母親與青少年居家身體活動(dòng)的代際傳遞效應(yīng)：親子溝通和家庭親密度的增值貢獻(xiàn)

沈建國(guó)

20世紀(jì)末，學(xué)術(shù)界逐漸關(guān)注情感、認(rèn)知、行為在母子（女）間的代際傳遞效應(yīng)[1-2]，并在大量研究中證實(shí)了兒少，尤其9～14 歲青少年的問(wèn)題行為、消極情感（如暴力行為、吸煙行為、抑郁、孤獨(dú)感、羞怯）等與母親有關(guān)[3]。母親是青少年社會(huì)化成長(zhǎng)的“啟蒙”教師，在許多社會(huì)情境，如居家身體活動(dòng)方面，母親并未意識(shí)到自身對(duì)子女的引導(dǎo)和示范功效[4]。探究居家身體活動(dòng)在母子（女）間的代際傳遞效應(yīng)，揭示其內(nèi)在機(jī)制，是促進(jìn)青少年身心健康發(fā)展、建立良好生活習(xí)慣的需要，亦是構(gòu)建健康家庭體育環(huán)境的必要環(huán)節(jié)。

溢出假設(shè)理論認(rèn)為，家庭成員（如母親）的某種情感或行為會(huì)通過(guò)一種互動(dòng)關(guān)系轉(zhuǎn)移到其他成員（子女）[5]。換言之，在認(rèn)知、情感、行為的代際傳遞中，親子溝通具備中介作用。在親子溝通環(huán)狀模型理論中，親子溝通被視為實(shí)現(xiàn)代際傳遞的核心要素[6]。有證據(jù)表明，母親的日常生活習(xí)慣、目標(biāo)期望和行為動(dòng)機(jī)等則會(huì)為子代提供潛在的發(fā)展途徑，并在親子溝通中實(shí)現(xiàn)代際傳遞[7-8]。一般來(lái)說(shuō)，具有積極生活態(tài)度和健康生活方式的母親，更傾向于主動(dòng)與家庭成員親密互動(dòng)和分享情感，形成良好的溝通方式和質(zhì)量，從而促成社會(huì)行為的代際傳遞，即母子（女）間在生活慣習(xí)上的代際傳遞效應(yīng)需在親子溝通中實(shí)現(xiàn)。該現(xiàn)象在體育鍛煉領(lǐng)域同樣存在，且母子（女）間體育鍛煉的代際傳遞效應(yīng)常在同性別的親子互動(dòng)中得以強(qiáng)化，使女孩與母親鍛煉行為特征、運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目偏好更為相似[9]。那么，在居家身體活動(dòng)方面，這種母子（女）間的代際傳遞效應(yīng)會(huì)否在親子溝通的中介下得以強(qiáng)化？對(duì)該問(wèn)題的解答至今尚未明晰。

根據(jù)完美主義理論相關(guān)觀點(diǎn)，青少年社會(huì)心理和行為的發(fā)展在某種程度上取決于家庭關(guān)系的親密程度，尤其在家庭環(huán)境中學(xué)習(xí)、掌握社會(huì)技能時(shí)，青少年知覺(jué)到的家庭親密度能夠發(fā)揮重要的增益功效[10]。實(shí)證研究表明，在家庭系統(tǒng)中，積極的親子溝通、高質(zhì)量的溝通效果有助于親子間建立情感聯(lián)結(jié)，提升子女對(duì)家庭親密度的評(píng)估水平，進(jìn)而優(yōu)化青少年的社會(huì)認(rèn)知，促進(jìn)社會(huì)行為；而慣于采用專制、責(zé)難等方式教育子女的父母，更易使子女產(chǎn)生疏離感，引發(fā)焦慮、反社會(huì)傾向、負(fù)性情緒狀態(tài)，阻滯青少年日常的學(xué)習(xí)生活[11-12]?？梢?jiàn)，良好的親子溝通有助于提升青少年對(duì)家庭親密度的感知水平，而且在親子溝通與青少年社會(huì)行為的影響鏈上，青少年感知到的家庭親密度具備中介作用。那么，在青少年居家身體活動(dòng)的影響機(jī)制中是否存在類似關(guān)聯(lián)？該問(wèn)題尚需通過(guò)實(shí)證獲得論證。

基于此，本文構(gòu)建模型（見(jiàn)圖1），并以初中階段青少年及其母親為被試，通過(guò)實(shí)證研究試圖解決以下問(wèn)題：（1）母親和青少年的居家身體活動(dòng)、親子溝通、家庭親密度是否在青少年的性別、年級(jí)上存在差異；（2）母親與青少年的居家身體活動(dòng)是否存在代際傳遞效應(yīng)；（3）在母親與青少年居家身體活動(dòng)的代際傳遞效應(yīng)中，母親的親子溝通、青少年感知到的家庭親密度是否發(fā)揮鏈?zhǔn)街薪榈脑鲋地暙I(xiàn)。

圖1 研究假設(shè)模型Figure1 Research Hypothesis Model

1 研究對(duì)象與方法

1.1 被 試

依據(jù)分層整群抽樣原則，以浙江省為例，按省會(huì)城市、一般城市劃分，在各類城市的市區(qū)、市郊各選取4 所初中學(xué)校，并在各初中的各年級(jí)隨機(jī)抽取1 個(gè)班級(jí)（共64 個(gè)班級(jí)），并以學(xué)生所在的家庭為單位，由每個(gè)家庭的母親和子女共同完成調(diào)研。本次調(diào)查共發(fā)放2 103 份問(wèn)卷，以“反向題檢驗(yàn)”“規(guī)則性填答”“填答時(shí)限不在240～600 s”“學(xué)號(hào)等信息編碼缺失”“親子關(guān)系為父子關(guān)系、父女關(guān)系、祖孫關(guān)系、其他旁系親屬關(guān)系等非母子/女關(guān)系”“任意強(qiáng)度體力活動(dòng)的頻率或時(shí)間數(shù)據(jù)缺失”等為篩查依據(jù)，共剔除217 份無(wú)效問(wèn)卷，并以“來(lái)自雙親家庭”“獨(dú)生子女”為納入標(biāo)準(zhǔn)，最終保留1 849 份有效問(wèn)卷，有效回收率87.92%。其中，男生1 007 人，女生842 人，（13.95±2.591）歲；母親初中及以下學(xué)歷556 人，高中/大專學(xué)歷707 人，大 學(xué)/大 專及 以上 學(xué)歷586 人，（40.80±4.025）歲。此外，2020 年7 月14—20 日，對(duì)某初中137 組家庭（即137 位青少年被試、137 位母親被試）進(jìn)行間隔7 天重測(cè)，最終配對(duì)數(shù)據(jù)樣本量103 份（即103 位青少年被試、103 位母親被試）。

1.2 測(cè)量工具

1.2.1 國(guó)際體力活動(dòng)量表 采用C.L.CRAIG等[13]國(guó)際身體活動(dòng)量表-簡(jiǎn)版，由母親和青少年結(jié)合自身實(shí)際情況分別作答。量表含7個(gè)題項(xiàng)，其中6個(gè)考察被試不同強(qiáng)度體力活動(dòng)每周的頻率和每次的時(shí)長(zhǎng)，1個(gè)題項(xiàng)評(píng)估被試的久坐時(shí)間。結(jié)合題意修訂提問(wèn)語(yǔ)，如最近7 天內(nèi)，您在家中有幾天做了劇烈的身體活動(dòng)（如提重物、高強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)、快速騎車等）。在測(cè)算居家身體活動(dòng)時(shí)，對(duì)不同強(qiáng)度活動(dòng)進(jìn)行Methionine（簡(jiǎn)稱MET）賦值，即高強(qiáng)度身體活動(dòng)賦值8.0，中等強(qiáng)度賦值4.0，步行賦值3.3。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行清理、重新編碼、截?cái)唷惓Ｖ堤蕹?、身體活動(dòng)量測(cè)算等，并以身體活動(dòng)量為母親與青少年的居家身體活動(dòng)評(píng)估指標(biāo)。測(cè)試得知，母親居家身體活動(dòng)（母親HPA）與青少年居家身體活動(dòng)（青少年HPA）的K-S 參數(shù)檢驗(yàn)達(dá)顯著水平（P＜0.001，df=1 849）；間隔7天重測(cè)，母親問(wèn)卷與青少年問(wèn)卷的再測(cè)信度系數(shù)分別為0.733和0.691。

1.2.2 家庭溝通模式量表 采用L.RITCHIE等[14]家庭溝通模式量表，含2 個(gè)維度26 題（“對(duì)話定向”15 題和“服從定向”11題），由母親被試填答，如我允許我的孩子在一些事情上和我存在不一致意見(jiàn)（對(duì)話定向）；我認(rèn)為孩子不要和大人頂嘴（服從定向）。適應(yīng)性完美主義理論認(rèn)為，青少年積極社會(huì)行為和完美主義往往源于父母合理的期望、支持、理解，以及較少的苛責(zé)與專制[17]。因此，結(jié)合專家意見(jiàn)，將“服從定向”維度各題項(xiàng)視為反向題。各題項(xiàng)采用Likert5點(diǎn)法，從“非常不符合（1）”到“非常符合（5）”計(jì)分，經(jīng)反向題處理后，以各題項(xiàng)總分表示母親與子女溝通狀況，總分均值為78 分（26×3）。本測(cè)量各題項(xiàng)偏度絕對(duì)值為0.045～2.276，峰度絕對(duì)值為0.055～2.298，標(biāo)準(zhǔn)差最小值0.606；K-S參數(shù)檢驗(yàn)未達(dá)顯著水平（P=0.200，df=1849）；探索性因子分析：累積貢獻(xiàn)率63.334%，KMO=0.753，Bartlett 球形檢驗(yàn)達(dá)顯著水平（Chi-Square=1 558.888，df=325，P＜0.001）；驗(yàn)證性因子分析：x2/df（298）=2.541，GFI=0.914，NFI=0.909，IFI=0.908，NNFI=0.906，CFI=0.900，SRMR=0.041 9，RMSEA=0.077；Cronbach'sα=0.889，各題項(xiàng)間隔7天重測(cè)穩(wěn)定性系數(shù)為0.700～0.749；題總相關(guān)絕對(duì)值為0.232～0.642（P＜0.01）。

1.2.3 家庭親密度量表 采用費(fèi)立鵬等[15]家庭親密度和適應(yīng)性量表的家庭親密度分量表，由青少年填答，共16個(gè)題項(xiàng)（含4個(gè)反向題），如在我們家庭里，娛樂(lè)活動(dòng)都是全家人一起去做；我們家成員比較愿意與朋友商討個(gè)人問(wèn)題，而不太愿意與家人商討。各題項(xiàng)采用Likert5點(diǎn)法，從“不是（1）”到“總是（5）”計(jì)分，沿用前人計(jì)算公式測(cè)算家庭親密度水平，即親密度得分=36+正向題-反向題。本測(cè)量各題項(xiàng)偏度絕對(duì)值為0.194～1.637，峰度絕對(duì)值為0.073～2.049，標(biāo)準(zhǔn)差最小值0.933；K-S 參數(shù)檢驗(yàn)達(dá)顯著水平（P=0.003，df=1849）；探索性因子分析：累積貢獻(xiàn)率57.733%，KMO=0.870，Bartlett球形檢驗(yàn)達(dá)顯著水平（Chi-Square=814.389，df=120，P＜0.001）；驗(yàn)證性因子分析：x2/df（104）=2.260，GFI=0.929，NFI=0.906，IFI=0.936，NNFI=0.925，CFI=0.932，SRMR=0.0450，RMSEA=0.072；Cronbach'sα=0.846，各題項(xiàng)間隔7天重測(cè)穩(wěn)定性系數(shù)為0.583～0.712；題總相關(guān)絕對(duì)值為0.323～0.596（P＜0.01）。

1.3 施測(cè)過(guò)程

測(cè)試在征得班主任和被試知情并同意的前提下進(jìn)行。利用網(wǎng)絡(luò)問(wèn)卷星調(diào)查平臺(tái)，于2020年4月11—21日，統(tǒng)一開(kāi)放問(wèn)卷調(diào)查并對(duì)抽樣青少年及其母親進(jìn)行數(shù)據(jù)收集。兩類問(wèn)卷除基本信息外，青少年被試問(wèn)卷包含“居家身體活動(dòng)”“家庭親密度”等，母親被試問(wèn)卷包含“居家身體活動(dòng)”“家庭溝通模式”等。每類調(diào)查前由班主任負(fù)責(zé)解釋指導(dǎo)語(yǔ)，并告知被試施測(cè)用途以及施測(cè)匿名性、保密性、自愿性等，同時(shí)反復(fù)提醒被試可在填答任意過(guò)程中自愿終止或放棄調(diào)查。此外，提醒被試在“居家身體活動(dòng)”調(diào)查中，2、4、6、7 題為開(kāi)放性問(wèn)答題，填寫格式為××小時(shí)××分鐘，1、3、5 為跳題邏輯（即若自己某活動(dòng)強(qiáng)度未涉及，可選擇跳題），其他所有問(wèn)題皆為必答單選題。兩類問(wèn)卷填答在4～10 min 內(nèi)完成并提交。為保證青少年及其母親被試可一一對(duì)應(yīng)，除獲取城市、年齡、性別等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)資料外，兩類調(diào)查還需被試填寫子女（青少年）的學(xué)號(hào)后8位，如20170101。

1.4 數(shù)據(jù)處理與分析

將數(shù)據(jù)導(dǎo)入Excel2016，根據(jù)“先IP 對(duì)應(yīng)，再學(xué)號(hào)對(duì)應(yīng)”等整合、對(duì)應(yīng)青少年及其母親問(wèn)卷數(shù)據(jù)，將有效數(shù)據(jù)導(dǎo)入SPSS24.0分析軟件。經(jīng)反向題換算、潛變量計(jì)算等處理后，利用描述性統(tǒng)計(jì)、參數(shù)檢驗(yàn)、可靠性分析、探索性因子分析、驗(yàn)證性因子分析等檢驗(yàn)工具信效度。采用描述性統(tǒng)計(jì)、Mann-Whitney U 檢驗(yàn)、Krus‐kal-Wallis H 檢驗(yàn)考察母親和子女居家身體活動(dòng)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)差異；相關(guān)數(shù)據(jù)經(jīng)“自然對(duì)數(shù)”正態(tài)化處理、標(biāo)準(zhǔn)化處理后，采用Spearman 相關(guān)性分析、回歸分析、AMOS 結(jié)構(gòu)方程模型的極大似然法等，考察母親及其子女居家身體活動(dòng)的代際傳遞效應(yīng)，以及家庭親密度、親子溝通在此代際傳遞效應(yīng)中的增值貢獻(xiàn)（即鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)）。

2.4 兩組患者術(shù)后臨床療效比較 觀察組總有效率約為94.12%，對(duì)照組總有效率只有77.14%，兩組比較差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(χ2=4.010 1，P<0.05)。見(jiàn)表5。

2 結(jié) 果

2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

（1）程序控制法：?jiǎn)柧碓O(shè)計(jì)時(shí)，在問(wèn)卷引導(dǎo)語(yǔ)中著重強(qiáng)調(diào)施測(cè)的用途，以及調(diào)查自愿性、匿名性和保密性等；《家庭親密度量表》中含4 項(xiàng)反向題，《家庭溝通模式量表》中含12 項(xiàng)反向題；數(shù)據(jù)采集方式為填寫完畢當(dāng)場(chǎng)回收。（2）采用Harman 單因素法考察施測(cè)共同方法偏差，即排除基本信息和問(wèn)卷編碼（學(xué)號(hào)后8位），分別對(duì)兩類問(wèn)卷進(jìn)行單因素未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析，其中青少年問(wèn)卷共提取2 個(gè)特征根大于1 的因子，第1因子變異率為27.135%，母親問(wèn)卷共提取3個(gè)特征根大于1 的因子，第1 因子變異率為33.195%，皆未達(dá)臨界值40%，證實(shí)兩類問(wèn)卷在施測(cè)中的共同方法偏差可接受。

2.2 母親與子女居家身體活動(dòng)的群體差異分析

結(jié)果顯示：母親和青少年的居家身體活動(dòng)、親子溝通、家庭親密度在青少年性別上的差異皆不顯著（P＞0.05）；母親和青少年的居家身體活動(dòng)、親子溝通在青少年年級(jí)上的差異也不顯著（P＞0.05），但家庭親密度的年級(jí)差異顯著（P＜0.05）。比較得知，青少年報(bào)告的家庭親密度得分從六年級(jí)（預(yù)備班）、七年級(jí)（初中一年級(jí)）到八年級(jí)（初中二年級(jí)）依次遞減（見(jiàn)表1、表2）。

表1 各變量描述性統(tǒng)計(jì)（M±SD）Table1 Descriptive Statistics of Each Variable

表2 性別的Mann-Whitney U檢驗(yàn)和年級(jí)的Kruskal-Wallis H檢驗(yàn)Table2 Mann-Whitney U Test of Gender and Kruskal-Wallis H Test of Grade

2.3 居家身體活動(dòng)的代際傳遞及家庭親密度、親子溝通增值效應(yīng)分析

采用自然對(duì)數(shù)法對(duì)青少年居家身體活動(dòng)正態(tài)化處理，經(jīng)各變量標(biāo)準(zhǔn)化后的Spearman相關(guān)性分析顯示（見(jiàn)表3）：母親居家身體活動(dòng)與青少年居家身體活動(dòng)（r=0.366，P＜0.001）、親子溝通（r=0.209，P＜0.01）顯著相關(guān)；親子溝通（r=0.209，P<0.01）、家庭親密度（r=0.324，P<0.001）與青少年居家身體活動(dòng)皆顯著相關(guān)；親子溝通與家庭親密度顯著相關(guān)（r=0.129，P<0.05）。

表3 各變量的Spearman相關(guān)性分析Table3 Spearman Correlation Analysis of Each Variable

分別以性別、年級(jí)、母親居家身體活動(dòng)、親子溝通、家庭親密度為自變量，青少年居家身體活動(dòng)為因變量，采用強(qiáng)行進(jìn)入法進(jìn)行5 組回歸分析，結(jié)果顯示（見(jiàn)表4）：性別[F（1，1848）=1.970，β=0.084]、年級(jí)[F（1，1848）=2.067，β=0.091]對(duì)青少年居家身體活動(dòng)的影響皆不顯著（P＞0.05）；母親居家身體活動(dòng)[F（1，1848）=11.758，β=0.298，P＜0.001]、親子 溝通[F（1，1848）=4.565，β=0.191，P=0.035＜0.05]、家庭親密度[F（1，1848）=7.618，β=0.243，P=0.007＜0.01]對(duì)青少年居家身體活動(dòng)的正向影響皆顯著，分別解釋青少年居家身體活動(dòng)8.1%、2.8%和5.1%的變異。

表4 母親居家身體活動(dòng)、親子溝通、家庭親密度分別對(duì)青少年居家身體活動(dòng)的回歸分析Table4 Regression Analysis of Mother's HPA，Parent-adolescent Communication and Family Cohesion on Adolescent's HPA，Indi‐vidually

在上述回歸分析基礎(chǔ)上，以母親居家身體活動(dòng)、親子溝通、家庭親密度為自變量，青少年居家身體活動(dòng)為因變量，進(jìn)行3 個(gè)步驟的序列層次回歸分析（見(jiàn)表5）。（1）Step1：在單獨(dú)回歸分析中已證實(shí)，即母親居家身體活動(dòng)對(duì)青少年居家身體活動(dòng)的影響顯著[F（1，1848）=11.758，β=0.298，95%CI[0.002，0.015]，P<0.001]解釋8.1%的變異；（2）Step2：在母親居家身體活動(dòng)的基礎(chǔ)上將親子溝通加入自變量，此時(shí)母親居家身體活動(dòng)（β=0.105，95%CI[0.001，0.012]，P<0.05）和親子溝通（β=0.149，95%CI[0.103，0.243]，P<0.01）分別對(duì)青少年居家身體活動(dòng)的影響顯著，且二者共同解釋青少年居家身體活動(dòng)12.4%的變異，ΔR2=0.035；（3）Step3：在上述回歸分析的基礎(chǔ)上，再將家庭親密度加入自變量，此時(shí)母親居家身體活動(dòng)（β=0.085，95%CI[0.001，0.007]，P<0.05）、親子溝通（β=0.128，95%CI[0.014，0.021]，P<0.01）、家庭親密度（β=0.158，95%CI[0.010，0.021]，P<0.01）分別對(duì)青少年居家身體活動(dòng)的影響顯著，且三者共同解釋青少年居家身體活動(dòng)14.4%的變異，ΔR2=0.020。綜合來(lái)看，因親子溝通、家庭親密度逐步介入自變量，母親居家身體活動(dòng)對(duì)青少年居家身體活動(dòng)的回歸系數(shù)逐步由0.298 經(jīng)0.105 降至0.085（皆顯著），解釋力由8.9%經(jīng)12.4%升至14.4%。根據(jù)溫忠麟等[16]中介效應(yīng)檢驗(yàn)的理論觀點(diǎn)，證實(shí)在母親與子女居家身體活動(dòng)的代際傳遞效應(yīng)中親子溝通、家庭親密度具備鏈?zhǔn)街薪樽饔?。換言之，二者在母親與子女居家體力活動(dòng)的代際傳遞效應(yīng)中發(fā)揮顯著的增值貢獻(xiàn)。

表5 母親居家身體活動(dòng)、親子溝通、家庭親密度對(duì)青少年居家身體活動(dòng)的序列層次回歸分析Table5 Hierarchical Regression Analysis of Mother's HPA，Parent-adolescent Communication and Family Cohesion on Adolescent's HPA

基于以上分析，為從結(jié)構(gòu)層面直觀揭示諸變量?jī)?nèi)在機(jī)制，排除變量間相關(guān)不顯著的連線，即母親居家身體活動(dòng)與家庭親密度（r=0.088，P>0.05），利用AMOS 軟件構(gòu)建結(jié)構(gòu)關(guān)系模型。模型擬合指標(biāo)顯示（見(jiàn)圖2）：x2/df（3）=0.128（P=0.003，n=1 849）；擬合優(yōu)度指標(biāo)：GFI=0.999，NFI=0.992，IFI=0.998，NNFI=0.999，CFI=0.999（全部>0.9，且接近1）；近似誤差均方根RM?SEA=0.012（<0.08），90%CI[0.013，0.172]，標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根SRMR=0.010 5<0.05。上述指標(biāo)證實(shí)所構(gòu)多重中介模型具有較好的適配性。

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型Figure2 Structural Equation Model

3 討 論

3.1 母親與子女居家身體活動(dòng)的群體差異

分析還發(fā)現(xiàn)，青少年居家身體活動(dòng)、家庭親密度的性別差異也不顯著。與在校期間不同的是，青少年居家體育活動(dòng)場(chǎng)地、器材相對(duì)缺乏，在某種程度上難于滿足鍛煉需求，且受疫情防控影響，青少年相對(duì)減少戶外活動(dòng)，尤其是男性青少年的中高強(qiáng)度鍛煉活動(dòng)（如籃球、足球）次數(shù)減少，使男女青少年居家身體活動(dòng)內(nèi)容相對(duì)單一，且皆以低強(qiáng)度活動(dòng)為主。另外，我國(guó)家庭觀念和家庭凝聚力相對(duì)較強(qiáng)，家庭關(guān)系是兒少社會(huì)成長(zhǎng)的必備基本需求，該需求會(huì)內(nèi)化兒少的自我知覺(jué)，并維系子代對(duì)親代的依戀[18]。因此，不論男女青少年，皆對(duì)家庭親密關(guān)系存有一致性的依賴和期待。

3.1.2 年級(jí)差異討論 對(duì)于不同年級(jí)青少年，其母親居家身體活動(dòng)、親子溝通具有一致性特征，該結(jié)果與前人觀點(diǎn)基本一致[19]。早在孩童時(shí)期，其母親在家庭中便扮演“主內(nèi)”“廚師”“老師”等角色，肩負(fù)“負(fù)責(zé)家庭衣食住行”“教輔子女”等職責(zé)。因此，對(duì)于初中階段不同年級(jí)青少年，其母親居家身體活動(dòng)和親子溝通具有跨時(shí)間穩(wěn)定性和一致性。分析還發(fā)現(xiàn)，青少年居家身體活動(dòng)的年級(jí)差異也不顯著，該結(jié)果與前人部分觀點(diǎn)一致[20]。社會(huì)學(xué)習(xí)理論認(rèn)為，習(xí)得性行為往往取決于主體周圍的環(huán)境[21]。換言之，青少年居家身體活動(dòng)的優(yōu)劣程度在很大程度上賴于其所處的自然環(huán)境和人際環(huán)境，而且同一學(xué)段青少年的家庭體育環(huán)境具有一定相似性[22]。因此，相較于在校期間充足的自然條件支持、適宜的人際氛圍，居家情境中不同年級(jí)的青少年皆會(huì)受限于周圍環(huán)境而難于形成穩(wěn)定、規(guī)律的中高強(qiáng)度身體活動(dòng)，致使各年級(jí)青少年的居家身體活動(dòng)具有相同性。

值得一提的是，青少年感知到的家庭親密度水平存在年級(jí)差異，6 年級(jí)、7 年級(jí)、8 年級(jí)報(bào)告的家庭親密度水平依次降低，與前人部分觀點(diǎn)一致[23]。初中階段青少年正值自我意識(shí)和獨(dú)立思想發(fā)展的敏感期，其社會(huì)認(rèn)知能力、歸因風(fēng)格等逐漸趨于成熟，且隨其主要社會(huì)關(guān)系的轉(zhuǎn)變（血緣→學(xué)緣）而進(jìn)入叛逆期。因此，隨著在校年限增加，青少年的叛逆思維意識(shí)不斷加強(qiáng)，往往在某些行為的觀點(diǎn)、意向和選擇上試圖主觀擺脫家庭決策，且依賴于在同儕協(xié)同、陪伴、影響的作用下選擇行為內(nèi)容、決策行為方式，亦會(huì)因自我獨(dú)立思想的形成而與親代產(chǎn)生分歧、矛盾，使家庭親密度下降[24]。

3.2 母親與子女居家身體活動(dòng)的代際傳遞效應(yīng)

Spearman相關(guān)性分析和回歸分析顯示，母親與子女的居家身體活動(dòng)存在代際傳遞效應(yīng)，該結(jié)果與前人觀點(diǎn)一致[9]。根據(jù)J.PIAGET[25]兒童認(rèn)知發(fā)展理論和社會(huì)學(xué)習(xí)過(guò)程理論相關(guān)觀點(diǎn)：在嬰兒時(shí)期，個(gè)體便會(huì)通過(guò)長(zhǎng)輩的示范來(lái)認(rèn)識(shí)世界并形成認(rèn)知圖式；進(jìn)入兒少時(shí)期，個(gè)體能通過(guò)觀察家庭權(quán)威者行為來(lái)獲得習(xí)得性經(jīng)驗(yàn)、建立行為范式[21]。從家庭體育氛圍的角度理解，規(guī)律、積極從事居家身體活動(dòng)的母親能夠?yàn)樽优疇I(yíng)造一種充滿活力的生活氛圍，有助于激發(fā)青少年正性的生活態(tài)度、保持積極的生活狀態(tài)，即便受限于匱乏的居家體育場(chǎng)地和器材，依舊能在活躍的家庭氛圍下自主、自覺(jué)進(jìn)行一些身體活動(dòng)或體育活動(dòng)[3]。可見(jiàn)，在居家身體活動(dòng)情境中，母親的示范、引領(lǐng)和表率功效，有助于改善青少年居家身體活動(dòng)水平，幫助青少年形成健康生活方式。正如代際效應(yīng)理論所言：親代的某些特定慣習(xí)可在非特定傳授情景下通過(guò)一種獨(dú)特的發(fā)展途徑傳播給子代[7-8]。

3.3 親子溝通、家庭親密度的增值效應(yīng)

序列層次回歸分析證實(shí)，母親的親子溝通水平、青少年感知到的家庭親密度具備鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，且在母親與子女居家身體活動(dòng)的代際傳遞效應(yīng)中具有顯著的增值效應(yīng)。

首先，母親與子女積極的親子溝通有助于強(qiáng)化母子（女）間居家身體活動(dòng)的代際傳遞效應(yīng)。根據(jù)代際傳遞機(jī)制模型和垂直機(jī)制模型相關(guān)理論觀點(diǎn)，遺傳基因、親代教育、子代模仿是實(shí)現(xiàn)代際傳遞的3種主要途徑，而親代通常會(huì)將自我認(rèn)知中的正確價(jià)值觀念和合理行為偏好以一種直接教育（溝通、交流）的方式傳遞給子代[26]。數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，母親與子女的居家身體活動(dòng)存在直接性的代際效應(yīng)，且該代際傳遞效應(yīng)能夠在母親合理的教養(yǎng)行為、積極的親子溝通下得以強(qiáng)化。

其次，母子（女）間居家身體活動(dòng)的代際傳遞效應(yīng)，能夠在親子溝通與家庭親密度的鏈?zhǔn)街薪樽饔孟碌玫竭M(jìn)一步提升。既有研究表明，青少年的行為發(fā)展往往取決于家庭關(guān)系的親密程度，而家庭親密度又源于母親積極的溝通行為。根據(jù)認(rèn)知內(nèi)化理論相關(guān)觀點(diǎn)，主體的認(rèn)知與行為發(fā)展往往源于人際互動(dòng)的內(nèi)化過(guò)程[27]。在這一層面，活躍的居家身體活動(dòng)映射了母親對(duì)待生活的積極態(tài)度，而長(zhǎng)期保持活躍居家身體活動(dòng)狀態(tài)的母親，通常善于主動(dòng)與家人建立親密的情感互動(dòng)和聯(lián)結(jié)，在教輔子女方面亦能非專制性地建立高質(zhì)量的雙向溝通模式，較易讓青少年感知到家庭的親密關(guān)系以及長(zhǎng)輩的關(guān)愛(ài)與理解，有助于青少年形成健康的生活態(tài)度，并產(chǎn)生積極的居家身體活動(dòng)模式[23]。綜上所述，母親積極的居家身體活動(dòng)是構(gòu)筑高質(zhì)量親子溝通的一個(gè)前因，而青少年會(huì)在公平、雙向的親子溝通中調(diào)試、重構(gòu)家庭親密度感知，并由此形成與家庭關(guān)系相匹配的居家生活慣習(xí)（居家身體活動(dòng)）。

本研究以青少年及其母親為被試，考察母親與子女居家身體活動(dòng)的代際傳遞效應(yīng)，以及親子溝通和家庭親密度在此效應(yīng)中的增值貢獻(xiàn)，所構(gòu)建的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ驮谀撤N程度上解釋了母親在改善子女健康生活方式中的定位與功效，可為發(fā)展家庭體育提供一些實(shí)踐參考。但仍存在不足之處：采用自陳式報(bào)告的形式獲取數(shù)據(jù)，或因施測(cè)中的霍桑效應(yīng)而影響被試真實(shí)性表達(dá)；作為橫斷面調(diào)查研究，所得因果關(guān)系的論斷尚需在實(shí)驗(yàn)或縱向研究中獲得支持和論證。

4 結(jié) 論

對(duì)于不同性別青少年，母親居家身體活動(dòng)、親子溝通，以及青少年居家身體活動(dòng)、家庭親密度具有一致性特征；對(duì)于不同年級(jí)青少年，母親居家身體活動(dòng)、親子溝通，以及青少年居家身體活動(dòng)具有一致性特征，而家庭親密度隨著年級(jí)升高而逐漸降低；母親與子女居家身體活動(dòng)存在代際傳遞效應(yīng)，且母親親子溝通、青少年感知的家庭親密度在該代際效應(yīng)中發(fā)揮重要的增值貢獻(xiàn)。