劉漢平

加強(qiáng)體育鍛煉，益于青少年增強(qiáng)體質(zhì)、提升社會(huì)適應(yīng)性（Brouwer et al.，2018）?！秶?guó)務(wù)院辦公廳關(guān)于強(qiáng)化學(xué)校體育促進(jìn)學(xué)生身心健康全面發(fā)展的意見(jiàn)》等政策中強(qiáng)調(diào)，營(yíng)造良好校園體育氛圍，培養(yǎng)青少年鍛煉習(xí)慣。然而，受環(huán)境、學(xué)習(xí)任務(wù)及個(gè)體心理等綜合影響，當(dāng)代青少年身體活動(dòng)普遍未達(dá)推薦量標(biāo)準(zhǔn)，鍛煉參與次數(shù)亦隨學(xué)業(yè)水平升高而逐漸減少（陸雯 等，2020；陽(yáng)家鵬 等，2019；張磊，2019）。毋庸諱言，體育鍛煉不僅可以使人獲得快樂(lè)、愉悅和滿足感，還可能在挑戰(zhàn)與放棄、合作與競(jìng)爭(zhēng)、成功與失敗等沖突中陷入壓力與應(yīng)激情境（董寶林等，2018；劉訓(xùn)，2019）。因此，青少年能否堅(jiān)持鍛煉，不僅取決于社會(huì)環(huán)境支持及其積極心理特質(zhì)（董寶林等，2020；李佳薇等，2020；顏軍等，2020），在某種程度上還取決于個(gè)體在應(yīng)激情境下如何調(diào)節(jié)情緒反應(yīng)（杜建軍等，2017；王琬等，2018；張靜等，2017）。情緒調(diào)節(jié)是為適應(yīng)環(huán)境、保持目標(biāo)行為而采取的情緒調(diào)控策略，常見(jiàn)的策略有認(rèn)知重評(píng)和表達(dá)抑制（陳維 等，2020；Karatzias et al.，2018）?？v觀學(xué)術(shù)界有關(guān)情緒調(diào)節(jié)策略，尤其是認(rèn)知重評(píng)與少兒社會(huì)行為的關(guān)系探討碩果頗豐（Gullone et al.，2010），但鮮見(jiàn)在體育鍛煉領(lǐng)域的類(lèi)似研究。初中階段青少年正值社會(huì)認(rèn)知和情緒管理能力發(fā)展初期，情緒波動(dòng)大且易受相關(guān)事件干擾，若長(zhǎng)期陷入負(fù)性情緒且不能合理調(diào)控，會(huì)導(dǎo)致社交敏感性障礙，影響心理健康和幸福感，干擾正常學(xué)習(xí)生活（Luong et al.，2014；Meeus et al.，2012）。因此，探究此階段青少年認(rèn)知重評(píng)策略與體育鍛煉內(nèi)在聯(lián)系，是提升社會(huì)適應(yīng)性、培養(yǎng)鍛煉習(xí)慣的需要，亦是學(xué)校體育亟待攻關(guān)的重要議題。

認(rèn)知重評(píng)（cognitive reappraisal）是通過(guò)重新解釋刺激環(huán)境或應(yīng)激情境的意義來(lái)改變情緒體驗(yàn)的調(diào)節(jié)策略，屬于一種基于前因?qū)?、先行關(guān)注的積極策略（王艷梅等，2016；Goldin et al.，2008；Gross et al.，2003）。目標(biāo)進(jìn)展理論認(rèn)為，積極的情緒調(diào)控益于主體在優(yōu)化認(rèn)知體系的基礎(chǔ)上激發(fā)主動(dòng)反芻，并實(shí)現(xiàn)自我完善（Martin et al.，2008）。對(duì)于高學(xué)段青少年（如大學(xué)生），認(rèn)知重評(píng)策略是鍛煉動(dòng)機(jī)、運(yùn)動(dòng)認(rèn)知控制和決策力的前因（付穎穎等，2016；王琬等，2018；朱從慶等，2016），當(dāng)處于應(yīng)激情境或不利條件下，認(rèn)知重評(píng)能決定并指導(dǎo)認(rèn)知行為，并且其運(yùn)用率能夠映射個(gè)體的體驗(yàn)與認(rèn)知（程利 等，2009；杜吟 等，2014），正如自我調(diào)節(jié)執(zhí)行功能理論闡釋的——合理的情緒應(yīng)對(duì)策略可使人避免長(zhǎng)期陷入不適狀態(tài)，激發(fā)認(rèn)知活動(dòng)、維持意志行為（Matthews et al.，2000）。誠(chéng)然，有橫斷面研究發(fā)現(xiàn)，盡管認(rèn)知重評(píng)策略與幸福感和滿足感有關(guān)，并會(huì)因不同學(xué)業(yè)水平而呈現(xiàn)差異（姜媛等，2008；張靜等，2017；Lotan et al.，2004），但低學(xué)段青少年（初中生）的情緒調(diào)節(jié)能力尚未分化，因此，不論何種情緒調(diào)節(jié)策略（認(rèn)知重評(píng)或表達(dá)抑制）皆不會(huì)對(duì)體育鍛煉產(chǎn)生直接影響（陳維 等，2020；張靜 等，2017；朱從慶 等，2016）；此外，一項(xiàng)實(shí)驗(yàn)研究證實(shí)，體育運(yùn)動(dòng)益于提升逆商水平、改善情緒管理能力、養(yǎng)成認(rèn)知重評(píng)策略的運(yùn)用習(xí)慣，即有效的運(yùn)動(dòng)干預(yù)能夠改善認(rèn)知重評(píng)運(yùn)用率（聶晶晶等，2017；張藝帆等，2017）。那么，對(duì)于初中階段青少年，認(rèn)知重評(píng)與體育鍛煉是否存在關(guān)聯(lián)？存在何種關(guān)聯(lián)？已有橫斷面研究未能在該類(lèi)問(wèn)題上獲得一致性結(jié)論。

交互決定論認(rèn)為，人類(lèi)的成長(zhǎng)是在環(huán)境、個(gè)體、行為交互中形成的（Bandura，1989）。換言之，青少年能否堅(jiān)持體育鍛煉還與其人際關(guān)系質(zhì)量有關(guān)，而且從應(yīng)激或壓力情境角度看，若鍛煉中產(chǎn)生競(jìng)爭(zhēng)與合作、挑戰(zhàn)與放棄等矛盾沖突，青少年感受到人際關(guān)系困擾（情感虐待、被孤立、被忽視等）將成為阻滯其鍛煉參與的決定因素（張靜等，2017）。人際關(guān)系困擾（interpersonal disturbance）是個(gè)體在人際交往中形成的矛盾或沖突心理狀態(tài)（雷希等，2018）。初中階段青少年正值社會(huì)交往能力發(fā)展萌芽期，難免因自身溝通方式或社交技巧不成熟而影響人際關(guān)系和諧度，產(chǎn)生疏離感、孤獨(dú)感，進(jìn)而對(duì)積極的社會(huì)活動(dòng)產(chǎn)生抵觸、排斥、自我否定等心理傾向，影響社會(huì)適應(yīng)性（陳英敏等，2019；Wilk et al.，2018）。有證據(jù)表明，人際關(guān)系困擾在青少年的學(xué)習(xí)生活中普遍存在（唐文清等，2018），若個(gè)體長(zhǎng)期處于困擾狀態(tài)，會(huì)引發(fā)羞怯、低自尊、社交回避等負(fù)性心理反應(yīng)（Asher et al.，2001），使學(xué)習(xí)和生活呈現(xiàn)低活躍、消極、逃避等狀態(tài)（亓圣華，2009），正如社會(huì)調(diào)適理論所揭示的——在壓力情境下，人際關(guān)系質(zhì)量能夠影響主體的健康行為和幸福感（Lepore et al.，2002）。誠(chéng)然，在體育鍛煉領(lǐng)域，青少年感知到的人際關(guān)系困擾能否阻滯其鍛煉實(shí)踐？該問(wèn)題尚待在實(shí)證中解答。

另外，根據(jù)情緒調(diào)節(jié)理論相關(guān)觀點(diǎn)——在應(yīng)激情境或憤怒情緒下，作為先行關(guān)注的情緒調(diào)節(jié)策略，認(rèn)知重評(píng)有助于青少年合理調(diào)控情緒反應(yīng)（程利等，2009；王琬等，2018），選擇最優(yōu)脫困方式避免尷尬與不適，緩解人際關(guān)系困擾（John et al.，2007），進(jìn)而激活認(rèn)知活動(dòng)、保持意志行為（胡金萍 等，2019；Bosse et al.，2010；Kobak et al.，1993；Meeus et al.，2012）。簡(jiǎn)言之，在認(rèn)知重評(píng)與意志行為（體育鍛煉）間，個(gè)體感知到的人際關(guān)系困擾可能具備中介作用。研究表明，那些受同儕喜愛(ài)的學(xué)生往往會(huì)采用認(rèn)知重評(píng)來(lái)調(diào)節(jié)應(yīng)激情緒（李梅等，2005），而且認(rèn)知重評(píng)運(yùn)用率高的青少年較易保持積極、樂(lè)觀情緒狀態(tài)，傾向于與同儕在合作中共同應(yīng)對(duì)任務(wù)挑戰(zhàn)，并在互動(dòng)中建立廣泛的人際支持網(wǎng)絡(luò)，避免人際沖突與困擾（Gross et al.，2003），從而使意志行為更符合積極的自我（杜建軍等，2017；張靜等，2017）。足見(jiàn)，認(rèn)知重評(píng)策略能在影響人際關(guān)系質(zhì)量的基礎(chǔ)上促進(jìn)個(gè)體社會(huì)互動(dòng)行為（劉啟剛，2008），正如Marroquin（2011）所言，合理的情緒調(diào)節(jié)策略是青少年避免社交抑郁、獲得人際支持的前因，其有助于個(gè)體發(fā)展社會(huì)人格、提升社交質(zhì)量、促進(jìn)社會(huì)行為。誠(chéng)然，有研究得出不同觀點(diǎn)，青少年對(duì)周?chē)穗H關(guān)系的感知（如安全感、困擾、自立特質(zhì)）水平會(huì)影響其認(rèn)知重評(píng)調(diào)節(jié)策略的運(yùn)用（夏凌翔等，2015；周宵等，2018），即人際關(guān)系困擾會(huì)影響認(rèn)知重評(píng)。那么，對(duì)于初中階段青少年，認(rèn)知重評(píng)策略、人際關(guān)系困擾和體育鍛煉三者究竟存在何種關(guān)聯(lián)？結(jié)論尚待進(jìn)一步明確?；诖?，采用準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)——交叉滯后研究方案，通過(guò)1個(gè)學(xué)年、2個(gè)階段的縱向調(diào)查，從探查認(rèn)知重評(píng)策略、人際關(guān)系困擾與青少年體育鍛煉的性別差異入手，分析三者內(nèi)在關(guān)系，并假設(shè)三者存在互為因果關(guān)聯(lián)（圖1）。

圖1 交叉滯后關(guān)系的假設(shè)模型Figure 1.Hypothetical Model of Cross-Lag Effect

1 研究對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

由于追蹤調(diào)查的時(shí)間跨度為1學(xué)年，考慮到初三同學(xué)即將面臨中考等因素，因此，僅選擇6～8年級(jí)中學(xué)生為被試。依據(jù)分層整群抽樣原則，以S市為例，按城區(qū)劃分為東區(qū)、南區(qū)、西區(qū)、北區(qū)，各區(qū)域選取公辦學(xué)校、民辦學(xué)校各1所，每所學(xué)校各年級(jí)抽取1個(gè)班級(jí)的青少年為被試，進(jìn)行1學(xué)年、2階段的縱向追蹤調(diào)查。第1次調(diào)查（Time1，T1）于2018年9月中旬（第2教學(xué)周）施測(cè)，共采集733份問(wèn)卷，根據(jù)應(yīng)答率低于75%，規(guī)則性填答、反向題檢驗(yàn)、問(wèn)卷編碼（學(xué)號(hào)后8位或身份證后6位）漏填等篩查標(biāo)準(zhǔn)，保留701份有效數(shù)據(jù)，有效回收率95.63%；第2次調(diào)查（Time2，T2）于2019年7月初（期末考試前1周）施測(cè)，因轉(zhuǎn)學(xué)、輟學(xué)、生病等客觀原因未能獲取數(shù)據(jù)，共采集697份問(wèn)卷，采用T1相同的篩查標(biāo)準(zhǔn)，保留650份有效問(wèn)卷，有效回收率93.26%。以“全部完成2次測(cè)查”且“問(wèn)卷編碼可準(zhǔn)確對(duì)應(yīng)”為納入標(biāo)準(zhǔn)，確定以607份數(shù)據(jù)為最終有效數(shù)據(jù)樣本。其中，男290人，女317人；2018年施測(cè)被試的年齡為12.310±1.123歲，6年級(jí)（預(yù)備班）154人，7年級(jí)（初中一年級(jí)）227人，8年級(jí)（初中二年級(jí)）226人。

1.2 研究方法

1.2.1 認(rèn)知重評(píng)量表

采用Gross等（2003）情緒調(diào)節(jié)量表中的認(rèn)知重評(píng)分量表。量表由6個(gè)題項(xiàng)構(gòu)成，結(jié)合被試語(yǔ)言接受和理解能力，相應(yīng)修改題項(xiàng)表述，如：當(dāng)我想讓自己感受更少的壞情緒（如悲傷或憤怒）時(shí)，我會(huì)盡力改變自己的想法。各指標(biāo)采用Likert 5點(diǎn)法，從“完全不符合（1）”到“完全符合（5）”，總分表示被試運(yùn)用“認(rèn)知重評(píng)”調(diào)節(jié)情緒的頻率。1）T1測(cè)得：K-S正態(tài)分布檢驗(yàn)顯著（P＜0.05，df=607）；探索性因子分析KMO=0.949，Bartlett’s球體檢驗(yàn)顯著（Chi-Square=328.559，df=15，P＜0.001），驗(yàn)證性因子分析χ2/df（9）=3.781，GFI=0.982，NFI=0.937，IFI=0.952，NNIF=0.918，CFI=0.951，RMSEA=0.068，90%CI：0.044，0.093，SRMR=0.040 3；量表Cronbach’s α=0.913，分半信度 0.873。2）T2測(cè)得：K-S正態(tài)分布檢驗(yàn)顯著（P＜0.05，df=607）；探索性因子分析KMO=0.878，Bartlett’s球體檢驗(yàn)顯著（Chi-Square=765.038，df=15，P＜0.001），驗(yàn)證性因子分析 χ2/df（9）=3.396，GFI=0.970，NFI=0.925，IFI=0.936，NNIF=0.933，CFI=0.936，RMSEA=0.064，90%CI：0.072，0.118，SRMR=0.046 1；量 表 Cronbach’s α系數(shù)為0.920，分半信度為 0.881，對(duì)34名被試進(jìn)行間隔15天的重測(cè)，穩(wěn)定系數(shù)為0.807（P＜0.01）。

1.2.2 人際關(guān)系綜合診斷量表

采用鄭日昌（1996）人際關(guān)系診斷量表，從“交談溝通”“交際交友”“待人接物”“異性交往”等4個(gè)方面評(píng)估被試感知到的人際關(guān)系困擾。共28題（7題/維度），采用“是（1）”或“否（0）”的2分法，計(jì)算總分表示被試的人際關(guān)系困擾程度，再根據(jù)鄭日昌（1996）劃分人際關(guān)系等級(jí)的經(jīng)驗(yàn)，以0～8、9～14和15～28劃分為低度困擾組（1）、中度困擾組（2）和高度困擾組（3），并以分組作為本研究“人際關(guān)系困擾”的評(píng)定指標(biāo)。1）T1測(cè)得：K-S正態(tài)分布檢驗(yàn)顯著（P＜0.05，df=607）；探索性因子分析KMO=0.936，Bartlett’s球體檢驗(yàn)顯著（Chi-Square=6 652.229，df=378，P＜0.001），驗(yàn)證性因子分析 χ2/df（344）=3.102，GFI=0.937，NFI=0.901，IFI=0.930，NNIF=0.907，CFI=0.929，RMSEA=0.062，90%CI：0.078，0.086，SRMR=0.034 1；量表 Cronbach’s α=0.925，分半信度0.893。2）T2測(cè)得：K-S正態(tài)分布檢驗(yàn)顯著（P＜0.05，df=607）；探索性因子分析 KMO=0.935，Bartlett’s球體檢驗(yàn)顯著（Chi-Square=6 539.403，df=378，P＜0.001），驗(yàn)證 性 因 子分析 χ2/df（344）=3.056，GFI=0.941，NFI=0.918，IFI=0.949，NNIF=0.926，CFI=0.948，RMSEA=0.061，90%CI：0.077，0.087，SRMR=0.034 7；量表Cronbach’s α=0.913，分半信度0.873。間隔15天的重測(cè)穩(wěn)定性系數(shù)為0.765（P＜0.01）。

1.2.3 體育活動(dòng)等級(jí)量表

采用梁德清（1994）體育活動(dòng)等級(jí)量表。參照其評(píng)定標(biāo)準(zhǔn)考察被試體育鍛煉的頻率、強(qiáng)度、持時(shí)等（頻率和強(qiáng)度從1～5等級(jí)計(jì)分，持時(shí)從0～4等級(jí)計(jì)分）。沿用其公式量化體育鍛煉的活動(dòng)量（活動(dòng)量=強(qiáng)度×持續(xù)時(shí)間×頻率）。以≤19為小活動(dòng)量，20～42為中等活動(dòng)量，≥43為大活動(dòng)量進(jìn)行等級(jí)分類(lèi)，并以活動(dòng)量等級(jí)為體育鍛煉的評(píng)定指標(biāo)。兩次測(cè)查的K-S正態(tài)分布檢驗(yàn)顯P＜0.05，df=607）；量表 Cronbach’s α 分別為 0.728（T1）和 0.772（T2）；間隔15天的重測(cè)穩(wěn)定性系數(shù)為0.701（P＜0.01）。

1.3 施測(cè)過(guò)程

統(tǒng)一對(duì)調(diào)查負(fù)責(zé)人及被試的班主任進(jìn)行流程、內(nèi)容、要點(diǎn)等施測(cè)監(jiān)控的培訓(xùn)。兩次測(cè)查的程序保持完全一致，皆采用紙筆法，在保證被試知情、同意的情況下，采用集體填答的形式采集數(shù)據(jù)。施測(cè)前，負(fù)責(zé)人大聲口頭宣讀被試知情同意書(shū)，并解釋指導(dǎo)語(yǔ)、調(diào)查用途、匿名性、數(shù)據(jù)封存與保密方式，告知被試在填答過(guò)程中隨時(shí)可自愿終止或放棄測(cè)試。每次填答皆在10 min內(nèi)完成，保證班主任在場(chǎng)，填寫(xiě)完畢當(dāng)場(chǎng)回收。在各問(wèn)卷測(cè)查中獲得性別、年級(jí)、年齡等一般人口統(tǒng)計(jì)學(xué)資料。此外，為保證兩次施測(cè)數(shù)據(jù)對(duì)應(yīng)，獲取被試身份證后6位、學(xué)號(hào)后8位（如20170101）。

1.4 數(shù)據(jù)采集與分析

將整理后的最終有效樣本導(dǎo)入SPSS 25.0分析軟件。對(duì)所有測(cè)查的有效數(shù)據(jù)進(jìn)行中心化、相關(guān)潛變量得分計(jì)算等處理；運(yùn)用描述性統(tǒng)計(jì)、K-S非參數(shù)檢驗(yàn)、可靠性分析、探索性因子分析、驗(yàn)證性因子分析、重測(cè)信度檢驗(yàn)等進(jìn)行正態(tài)分布檢驗(yàn)、信效度檢驗(yàn)；由于諸變量皆不符合正態(tài)分布，因此，在數(shù)據(jù)經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化處理后，采用Mann-Whitney U檢驗(yàn)、Wilcoxon秩和檢驗(yàn)考察變量的性別差異，運(yùn)用控制性別、年級(jí)的偏相關(guān)性分析考察變量?jī)?nèi)在聯(lián)系；采用AMOS 25.0軟件構(gòu)建交叉滯后模型，利用極大似然法進(jìn)行交叉滯后分析，通過(guò)模型擬合指標(biāo)檢驗(yàn)交叉滯后模型的適配性，并通過(guò)關(guān)系路徑系數(shù)考察變量因果關(guān)聯(lián)，因果關(guān)系確定遵循Kantowitz等（2010）和Eisma等（2019）觀點(diǎn)，即若前測(cè)A與后測(cè)B相關(guān)度大于前測(cè)B與后測(cè)A的相關(guān)度，則可推斷A與B存在因果關(guān)系，且A為B的原因變量。

2 結(jié)果

2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman單因素法考察施測(cè)可能存在的共同方法偏差，即分別對(duì)兩次調(diào)查數(shù)據(jù)中的所有題項(xiàng)（除人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量外）進(jìn)行單因素未旋轉(zhuǎn)探索性因子分析，T1、T2分別提取了6個(gè)特征根大于1的因子，第1因子變異率為29.165%和30.367%（＜40%），證實(shí)兩次施測(cè)共同方法偏差可接受。

2.2 認(rèn)知重評(píng)、人際關(guān)系困擾和青少年體育鍛煉的性別差異

非參數(shù)檢驗(yàn)得知，兩次施測(cè)的認(rèn)知重評(píng)、人際關(guān)系困擾和體育鍛煉皆非正態(tài)分布（P＜0.05），故采用Wilcoxon秩和檢驗(yàn)考察性別差異（表1，表2）。結(jié)果顯示，青少年T1和T2兩次施測(cè)的認(rèn)知重評(píng)、人際關(guān)系困擾具有穩(wěn)定的性別一致性特征，而體育鍛煉存在跨時(shí)間穩(wěn)定的性別差異（P＜0.001），相較于女生（T1=1.770±0.826；T2=1.840±0.810），男生T1和T2的體育鍛煉皆更為積極、頻繁、持久（T1=2.160±0.804；T2=2.150±0.858）。

表1 各變量的性別Mann-Whitney U檢驗(yàn)Table 1 Mann-Whitney U Test of Each Variable about Gender

表2 各變量的性別Wilcoxon秩和檢驗(yàn)Table 2 Wilcoxon Rank Sum Test of Each Variable about Gender

2.3 認(rèn)知重評(píng)、人際關(guān)系困擾和青少年體育鍛煉的交叉滯后分析

首先，對(duì)認(rèn)知重評(píng)、人際關(guān)系困擾和體育鍛煉進(jìn)行控制性別、年級(jí)的偏相關(guān)分析（表3）。1）穩(wěn)定相關(guān)性：T1認(rèn)知重評(píng)與T2認(rèn)知重評(píng)（r=0.439）、T1人際關(guān)系困擾與T2人際關(guān)系困擾（r=0.257）、T1體育鍛煉與T2體育鍛煉（r=0.476）皆顯著相關(guān)（P＜0.001）。2）同步相關(guān)性：T1施測(cè)中，T1認(rèn)知重評(píng)、T1人際關(guān)系困擾和T1體育鍛煉兩兩顯著相關(guān)（P＜0.001）；T2施測(cè)中，T2認(rèn)知重評(píng)、T2人際關(guān)系困擾和T2體育鍛煉兩兩顯著相關(guān)（P＜0.001）。說(shuō)明在1學(xué)年中，青少年的認(rèn)知重評(píng)、人際關(guān)系困擾和體育鍛煉滿足跨時(shí)間穩(wěn)定性和同步相關(guān)性。

表3 各變量的偏相關(guān)性分析Table 3 Partial Correlation Analysis of Each Variable

其次，利用AMOS 25.0軟件構(gòu)建認(rèn)知重評(píng)、人際關(guān)系困擾和體育鍛煉的交叉滯后模型，設(shè)定“T1認(rèn)知重評(píng)→T2體育鍛煉”路徑系數(shù)為1，并采用極大似然法檢驗(yàn)此因果關(guān)系模型的適配性（圖 2）。模型擬合指標(biāo)顯示：χ2/df（1）=2.883（P=0.001，n=607）；擬合優(yōu)度指標(biāo)：GFI=0.994，NFI=0.978，IFI=0.979，NNFI=0.983，CFI=0.979（皆＞0.90）；近似誤差均方根RMSEA=0.064＜0.08，90%CI：0.073，0.207，標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根SRMR=0.030 4＜0.05。上述指標(biāo)證實(shí)了所構(gòu)交叉滯后效應(yīng)模型具有較好的適配性。

最后，通過(guò)模型路徑系數(shù)考察諸變量異步相關(guān)性（圖2）：1）T1認(rèn)知重評(píng)對(duì)T2人際關(guān)系困擾（β=-0.14）和T2體育鍛煉（β=0.15）影響顯著（P＜0.001）；2）T1人際關(guān)系困擾對(duì)T2認(rèn)知重評(píng)影響不顯著（β=-0.01，P＞0.05），而對(duì)T2體育鍛煉影響顯著（β=-0.13，P＜0.001）；3）T1體育鍛煉對(duì)T2人際關(guān)系困擾（β=-0.05）和T2認(rèn)知重評(píng)（β=0.02）影響皆不顯著（P＞0.05）。遵循前人觀點(diǎn)（Eisma et al.，2019；Kantowitz et al.，2010），認(rèn)知重評(píng)是人際關(guān)系困擾和體育鍛煉的原因變量，人際關(guān)系困擾是體育鍛煉的原因變量。從變量間因果關(guān)聯(lián)看，在認(rèn)知重評(píng)影響體育鍛煉時(shí)，人際關(guān)系困擾具備中介效應(yīng)。

圖2 認(rèn)知重評(píng)、人際關(guān)系困擾與青少年體育鍛煉的交叉滯后效應(yīng)模型Figure 2.Cross-Lagged Model of Cognitive Reappraisal，Interpersonal Disturbance and Children and Adolescents’Physical Exercise

3 討論

3.1 認(rèn)知重評(píng)、人際關(guān)系困擾和青少年體育鍛煉的性別差異

青少年認(rèn)知重評(píng)運(yùn)用率和人際關(guān)系困擾水平具有性別一致性特征。1）情緒調(diào)節(jié)發(fā)展理論認(rèn)為，10～16歲兒童青少年（高年級(jí)小學(xué)至初中）的情緒調(diào)節(jié)呈非線性趨勢(shì)發(fā)展（Gullone et al.，2010），在運(yùn)用認(rèn)知重評(píng)中會(huì)更多進(jìn)行觀點(diǎn)采擇等調(diào)控負(fù)性情緒（Jennifer，2012），而且此階段青少年情緒調(diào)節(jié)能力尚未分化，之所以在情緒調(diào)節(jié)上呈現(xiàn)性別差異，主要體現(xiàn)在表達(dá)抑制的運(yùn)用頻率上，而非認(rèn)知重評(píng)（張艷紅等，2020）。既有實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明，青少年早期的情緒調(diào)節(jié)策略往往依賴(lài)于大腦前額葉皮層的控制，在應(yīng)激刺激下，未發(fā)育成熟的大腦前額葉皮質(zhì)資源常無(wú)法調(diào)和大腦皮層下區(qū)劇烈活動(dòng)的情緒處理系統(tǒng)，因此，此階段男、女青少年的情緒波動(dòng)皆較大且易受相關(guān)事件干擾（Larson et al.，2002；Marc，2006）?？梢?jiàn)，初中階段青少年認(rèn)知重評(píng)運(yùn)用率的性別一致性特征可能與其無(wú)差別的社會(huì)認(rèn)知功能水平和大腦功能發(fā)育成熟度有關(guān)，該結(jié)果與前人觀點(diǎn)基本一致（姜媛 等，2008；Kateri et al.，2012）。2）人際關(guān)系理論認(rèn)為，人類(lèi)普遍具備人際關(guān)系困擾的高度敏感性（Tronick et al.，1978），而且，早在孩童時(shí)期，不論性別，皆可能因自身意愿、行為范式等與他人或群體不一致而會(huì)感知到被“模糊拒絕”（Nesdale et al.，2014；Selman，2011）。類(lèi)似現(xiàn)象在體育鍛煉中同樣存在，男生可能因運(yùn)動(dòng)興趣偏好、鍛煉參與意愿或目的等不同，或因自身鍛煉技能與群體期望不符，往往從主觀上感知到人際關(guān)系困擾；而女性青少年盡管傾向于維持和諧人際關(guān)系，但因其對(duì)同儕互動(dòng)的高度敏感性而更易引發(fā)情緒問(wèn)題，形成人際關(guān)系困擾（Hankin et al.，2001）。因此，在體育鍛煉情境下，盡管青少年產(chǎn)生人際關(guān)系困擾的因由或存差異，但因初中階段青少年人際關(guān)系（接納、排斥、孤立、拒絕等）的復(fù)雜特性，在感知人際關(guān)系困擾的程度上卻具有性別一致性特征，該結(jié)果與前人觀點(diǎn)基本一致（張雅文等，2020）。

青少年體育鍛煉的性別差異顯著，相較于女生，男生體育鍛煉更積極、頻繁、持久。1）從人格特質(zhì)的角度看，一般來(lái)說(shuō)，男性青少年的開(kāi)放性、外向性人格相對(duì)突出，往往賦予樂(lè)觀、敢于求異、賦予創(chuàng)造力等生活表現(xiàn)，在體育鍛煉中也會(huì)相對(duì)主動(dòng)、活躍，且充滿挑戰(zhàn)欲和求勝欲（Tolea et al.，2012）；而女性青少年嚴(yán)謹(jǐn)性、宜人性人格相對(duì)突出，在日常生活中則顯得更有條理、謙虛謹(jǐn)慎、情感細(xì)膩，在體育鍛煉時(shí)會(huì)表現(xiàn)得相對(duì)恬靜、內(nèi)斂，相應(yīng)地其爭(zhēng)勝欲和活躍度也不如同齡男性強(qiáng)烈（Kahlin et al.，2016），正如特質(zhì)論所言，人格特質(zhì)具有指揮個(gè)體行為的能力（Allport et al.，1936）。2）從個(gè)體性別認(rèn)知的角度看，早在幼年期，個(gè)體便會(huì)從同性長(zhǎng)者的行為示范中獲得性別認(rèn)知，形成與性別相符的行為范式（Kohlberg et al.，1967），當(dāng)進(jìn)入青少年初期（12～15歲），個(gè)體從事體育鍛煉的形式和內(nèi)容往往因自身的性別認(rèn)知圖式而與同儕趨同（陳金鰲 等，2017；Bem，1982）。因此，相較于女生，男生的鍛煉興趣更濃、參與動(dòng)機(jī)更強(qiáng)，傾向于從事那些充滿活力、可爭(zhēng)勝負(fù)的運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目，體育鍛煉的活動(dòng)量相對(duì)較大，正如社會(huì)性別理論闡述的，社會(huì)性別觀念影響下的個(gè)體行為會(huì)朝著符合自身性別期許的方向非均衡化發(fā)展（Basow，1992）。可見(jiàn)，青少年體育鍛煉的性別差異，可能與不同性別的人格特質(zhì)傾向和性別認(rèn)知差異有關(guān)，該結(jié)果與前人觀點(diǎn)基本一致（范卉穎等，2019）。

3.2 認(rèn)知重評(píng)、人際關(guān)系困擾和青少年體育鍛煉的因果關(guān)系

研究在證實(shí)認(rèn)知重評(píng)、人際關(guān)系困擾和青少年體育鍛煉存在穩(wěn)定、同步相關(guān)性的基礎(chǔ)上，利用交叉滯后分析證實(shí)了三者存在因果關(guān)系。

1）青少年的認(rèn)知重評(píng)策略能顯著預(yù)測(cè)1學(xué)年后的人際關(guān)系困擾（β=-0.14）和體育鍛煉（β=0.15），所得結(jié)果與前人觀點(diǎn)基本一致（Bosse et al.，2010；John et al.，2007；Lepore et al.，2002；王艷梅 等，2016）。情緒調(diào)節(jié)理論認(rèn)為，在壓力或應(yīng)激條件下，積極的情緒調(diào)節(jié)策略益于個(gè)體快速適應(yīng)復(fù)雜環(huán)境，改善社會(huì)認(rèn)知功能、保持人際關(guān)系、促使社會(huì)行為（龔玲 等，2013；Gross et al.，2003；Matthews et al.，2000）。眾所周知，在體育鍛煉實(shí)踐中，個(gè)體難免因鍛煉目標(biāo)、難度、任務(wù)、人際互動(dòng)的期望與現(xiàn)實(shí)不符而陷入困境或壓力情境（董寶林等，2018；劉訓(xùn)，2019），也可能因自身運(yùn)動(dòng)能力與群體期望不匹配而主觀意識(shí)到被忽略、孤立、排斥，形成交往困擾（Hankin et al.，2001）。在此壓力或應(yīng)激情境下，慣于運(yùn)用認(rèn)知重評(píng)策略的青少年會(huì)重新審視、理解運(yùn)動(dòng)執(zhí)行的困境，并將其視為“自我挑戰(zhàn)、自我完善的必經(jīng)之路”，或理性評(píng)價(jià)人際關(guān)系中的意見(jiàn)分歧和行為異化，并將其理解為“同儕間難免之事”，因此，較易降低負(fù)性情緒體驗(yàn)和社會(huì)性焦慮，維持同儕間的友誼聯(lián)結(jié)（王艷梅 等，2016；邢怡倫 等，2016；Gross et al.，2003），使體育鍛煉更符合積極的自我（朱從慶等，2016）。簡(jiǎn)言之，基于先行關(guān)注的認(rèn)知重評(píng)策略有助于發(fā)展青少年社會(huì)關(guān)系、指導(dǎo)健康鍛煉行為（程利等，2009），正如情緒調(diào)節(jié)發(fā)展理論曾強(qiáng)調(diào)，在少兒情緒調(diào)節(jié)能力發(fā)展中，先行關(guān)注的積極策略（認(rèn)知重評(píng)）可以發(fā)展社會(huì)認(rèn)知功能、調(diào)整負(fù)性情緒、決定社會(huì)行為（Jennifer，2012）。

2）青少年感知到的人際關(guān)系困擾能顯著預(yù)測(cè)1學(xué)年后的體育鍛煉（β=-0.13），該結(jié)果與前人觀點(diǎn)基本一致（權(quán)小娟等，2020）。認(rèn)知發(fā)展理論認(rèn)為，人際關(guān)系是一切社會(huì)活動(dòng)的前提，而早在少兒時(shí)期，個(gè)體在日常生活中便需要面臨人際關(guān)系問(wèn)題（Cherepov et al.，2017；Piaget，1964）。數(shù)據(jù)分析表明，當(dāng)青少年感知或主觀意識(shí)到同儕關(guān)系不和諧或陷入困擾，便極易引發(fā)焦慮、孤獨(dú)等不適反應(yīng)，該反應(yīng)會(huì)輻射和泛化到體育鍛煉，影響鍛煉狀態(tài)和行為表現(xiàn)。換言之，人際關(guān)系困擾是一種低質(zhì)量的人際關(guān)系狀態(tài)，它會(huì)使人知覺(jué)到社會(huì)支持感和認(rèn)可度缺失，產(chǎn)生消極自我呈現(xiàn)、不幸感、孤獨(dú)感等心理傾向，從而對(duì)充滿人際互動(dòng)的、積極的體育鍛煉活動(dòng)產(chǎn)生抵觸情緒，形成非活躍、失常的鍛煉行為表現(xiàn)（朱瑜等，2010）；人際關(guān)系困擾是一種負(fù)性的人際氛圍感知，它會(huì)阻滯個(gè)體在社會(huì)互動(dòng)中的響應(yīng)力和自主權(quán)，產(chǎn)生偏激、自我孤立等心理反應(yīng)，對(duì)整體自尊、行為自信、鍛煉效能感等產(chǎn)生負(fù)面影響，從而形成低強(qiáng)度、短持時(shí)、低頻率的體育活動(dòng)量（亓圣華，2009）。綜上所述，人際關(guān)系困擾是青少年踐行體育鍛煉的負(fù)面因素，會(huì)對(duì)個(gè)體社會(huì)適應(yīng)性和健康行為產(chǎn)生消極影響，正如社會(huì)調(diào)適理論闡釋的，人際氛圍的質(zhì)量會(huì)對(duì)主體健康行為產(chǎn)生影響（Lepore et al.，2002）。

3）從各變量因果關(guān)聯(lián)看，青少年的認(rèn)知重評(píng)策略能夠通過(guò)緩解人際關(guān)系困擾而間接促進(jìn)體育鍛煉，即在認(rèn)知重評(píng)策略與青少年體育鍛煉的影響鏈上，人際關(guān)系困擾具備中介效應(yīng)。根據(jù)情緒調(diào)節(jié)理論和人際關(guān)系理論相關(guān)觀點(diǎn)，人的社會(huì)性主要體現(xiàn)為人際關(guān)系，不良人際關(guān)系是精神疾病的誘因，而在個(gè)體社會(huì)化成長(zhǎng)中，積極的情緒調(diào)控方式有助于發(fā)展社會(huì)認(rèn)知功能、改善人際關(guān)系，進(jìn)而提升社會(huì)適應(yīng)性和行為執(zhí)行力（郭本禹，2017；Gross et al.，2003；Jennifer，2012；John et al.，2007；Sullivan et al.，2017）。數(shù)據(jù)分析表明，認(rèn)知重評(píng)是基于前因?qū)虻那榫w調(diào)節(jié)策略，當(dāng)陷入困境時(shí)，慣于運(yùn)用該策略的個(gè)體會(huì)將壓力事件、應(yīng)激情緒、人際不和諧感等理解為鞭策、激勵(lì)自我發(fā)展的必要條件，從理性思維的角度主動(dòng)降低負(fù)性情緒體驗(yàn)，緩解人際交往中的尷尬與不適，進(jìn)而保持鍛煉動(dòng)機(jī)和行為（朱從慶等，2016）；認(rèn)知重評(píng)是基于元認(rèn)知體系（元認(rèn)知知識(shí)、元認(rèn)知體驗(yàn)等）的情緒調(diào)節(jié)方式，當(dāng)陷入不適狀態(tài)時(shí)，慣于運(yùn)用此方式調(diào)控情緒的個(gè)體往往會(huì)對(duì)既有鍛煉人際的感知、記憶、思維等認(rèn)知元素進(jìn)行再認(rèn)識(shí)，進(jìn)而快速找到適宜的脫困方式，避免人際互動(dòng)沖突和矛盾，進(jìn)而使鍛煉行為趨于穩(wěn)定、持久，且更為合群（Meeus et al.，2012）。分析證實(shí)了情緒調(diào)節(jié)發(fā)展理論在體育鍛煉領(lǐng)域的適用性，所得觀點(diǎn)與前人部分觀點(diǎn)一致（雷希等，2018；聶晶晶 等，2017）。

本研究通過(guò)整個(gè)學(xué)年、兩個(gè)階段的縱向跟蹤調(diào)查，探討了認(rèn)知重評(píng)策略、人際關(guān)系困擾與青少年體育鍛煉的因果關(guān)系，從某種程度上證實(shí)了社會(huì)認(rèn)知理論、認(rèn)知發(fā)展理論等在青少年體育鍛煉情境中的適用性和穩(wěn)定性，具有一定現(xiàn)實(shí)意義。結(jié)合分析結(jié)果，研究認(rèn)為，提升情緒自我管理能力、培養(yǎng)心理韌性既可有效促進(jìn)青少年體育鍛煉，還可在提升青少年社會(huì)交往能力的基礎(chǔ)上改善鍛煉行為現(xiàn)狀。誠(chéng)然，研究尚存不足：盡管跨學(xué)年的追蹤調(diào)查有助于研究結(jié)果更具長(zhǎng)期實(shí)效性和穩(wěn)定性，但初中階段青少年的社會(huì)認(rèn)知、情緒管理能力并非線性發(fā)展，僅在學(xué)年始末進(jìn)行兩階段測(cè)查，可能無(wú)法厘清整學(xué)年內(nèi)個(gè)體情緒調(diào)節(jié)策略、人際關(guān)系感知和體育鍛煉的變化及遷移特征，因此，未來(lái)應(yīng)著重于多階段、多節(jié)點(diǎn)的反復(fù)測(cè)查，以準(zhǔn)確掌握青少年體育鍛煉及其相關(guān)影響因素的動(dòng)態(tài)發(fā)展過(guò)程，使研究結(jié)論更深入、具體。

4 結(jié)論

青少年認(rèn)知重評(píng)情緒調(diào)節(jié)策略的運(yùn)用率和人際關(guān)系困擾水平具有性別一致性特征；在體育鍛煉方面，男生體育鍛煉比女生更加積極、頻繁且具持續(xù)性；青少年的認(rèn)知重評(píng)策略、人際關(guān)系困擾與體育鍛煉存在因果關(guān)聯(lián)，其中，認(rèn)知重評(píng)策略是人際關(guān)系困擾、體育鍛煉的原因變量，人際關(guān)系困擾是體育鍛煉的原因變量，即認(rèn)知重評(píng)策略既能直接促進(jìn)青少年體育鍛煉，還能通過(guò)緩解人際關(guān)系困擾而間接影響青少年體育鍛煉。