靳明，及化娟，李亞辰，張騰宇，蘇璐璐

健康生活方式是人們根據(jù)自身的生活所能提供的選項(xiàng)進(jìn)行生活選擇的一系列內(nèi)化的健康行為模式[1]。人們的健康問題很大程度上與特定的健康生活方式有關(guān)[2]。在眾多健康生活方式促進(jìn)理論中，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)理論近年來得到越來越多的關(guān)注，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)理論是在社會(huì)生態(tài)理論基礎(chǔ)上發(fā)展起來的理論。所謂累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)是指對(duì)個(gè)體消極影響的多重、累加的社會(huì)生態(tài)環(huán)境[3]。累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)理論不強(qiáng)調(diào)某一生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)的作用，認(rèn)為盡管多個(gè)生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)因素對(duì)個(gè)體行為和心理有所影響，但每個(gè)生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)因素均沒有決定性作用，多重生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)數(shù)目的累加對(duì)個(gè)體行為和心理的影響才更為重大。雖然已有較多研究基于社會(huì)生態(tài)理論驗(yàn)證了不同生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)個(gè)體體育鍛煉、健康飲食等健康生活方式的負(fù)面影響[4-9]，但探討多重生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)的累積效應(yīng)與健康生活方式之間聯(lián)系的文獻(xiàn)較少[5-6]，且缺乏縱向追蹤研究。另外，在研究對(duì)象上，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)多個(gè)研究對(duì)象影響的對(duì)比研究較少見。事實(shí)上，同時(shí)考察風(fēng)險(xiǎn)因素對(duì)多個(gè)研究對(duì)象發(fā)展結(jié)果的影響十分必要，有助于發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)因素對(duì)不同研究對(duì)象發(fā)展結(jié)果影響的不一致[7]。因此，本文擬從累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)理論入手，以農(nóng)村留守和非留守青少年為研究對(duì)象，分析累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)其健康生活方式是否有縱向影響效應(yīng)，以及二者有何不同。由此提出假設(shè)1：累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村留守和非留守青少年健康生活方式分別有縱向影響，影響效應(yīng)有所不同。

以往研究發(fā)現(xiàn)，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)健康生活方式的影響主要表現(xiàn)為兩種作用模式，一是線性模式，二是非線性模式。非線性模式又分為兩種，一種是正加速模式，另一種是負(fù)加速模式[8]。那么，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村留守和非留守青少年健康生活方式影響的模式是怎樣的？

累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)影響農(nóng)村留守和非留守青少年健康生活方式的作用機(jī)制是什么？即哪些變量在農(nóng)村留守和非留守青少年累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)與健康生活方式之間具有中介作用？目前來看尚不明確。筆者團(tuán)隊(duì)嘗試提出，未來時(shí)間洞察力可能是其中的中介變量。未來時(shí)間洞察力是一種對(duì)自我未來發(fā)展可能性的認(rèn)知、情感和行為傾向[9]。累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)與未來時(shí)間洞察力存在密切關(guān)聯(lián)。如研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體會(huì)因?yàn)橹車患训纳瞽h(huán)境而影響其未來時(shí)間洞察力[10]。親密性師生關(guān)系、同學(xué)關(guān)系不佳是學(xué)生未來時(shí)間洞察力的風(fēng)險(xiǎn)因素之一[11-12]。同伴關(guān)系不佳與青少年學(xué)生未來時(shí)間洞察力存在負(fù)相關(guān)[13]?？傊?，不良社會(huì)生活環(huán)境對(duì)個(gè)體未來時(shí)間洞察力確有重要影響[14]。另有較多研究發(fā)現(xiàn)，未來時(shí)間洞察力和健康生活方式關(guān)系密切。如ZIMBARDO等[15]（1999年）的研究發(fā)現(xiàn)，未來時(shí)間洞察力與藥物濫用等不健康生活方式呈負(fù)相關(guān)。未來時(shí)間洞察力能夠預(yù)測(cè)人們的吸煙、飲酒、藥物濫用等不健康行為[16-17]。未來時(shí)間洞察力與多種積極健康行為有關(guān)[18]。一項(xiàng)Meta分析結(jié)果顯示，未來時(shí)間洞察力對(duì)健康生活方式的預(yù)測(cè)效應(yīng)較大，能夠達(dá)到中等效應(yīng)[19]。綜上，不良生態(tài)環(huán)境、未來時(shí)間洞察力、健康生活方式三者之間存在兩兩相關(guān)的關(guān)系，可知未來時(shí)間洞察力可能在累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)與健康生活方式之間具有中介作用，由此提出假設(shè)2：未來時(shí)間洞察力是累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)農(nóng)村留守和非留守青少年健康生活方式的中介變量。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 在河北省石家莊市，采取隨機(jī)抽樣的方法抽取3個(gè)縣，每個(gè)縣隨機(jī)抽取4所初中，在每所學(xué)校初一、初二年級(jí)分層后，每個(gè)年級(jí)隨機(jī)整群抽取1個(gè)班，共抽取24個(gè)班。采用班級(jí)團(tuán)體施測(cè)，共進(jìn)行3次測(cè)量。2020年10月進(jìn)行第1次測(cè)量（T1），共有1 152例青少年參與調(diào)查，剔除空白問卷、漏選、高度重復(fù)及有規(guī)律作答問卷后，剩余有效問卷1 135份。2021年4月進(jìn)行第2次測(cè)量（T2），即T1和T2間隔時(shí)間為0.5年。第2次測(cè)量時(shí)13例被試因請(qǐng)假、曠課、轉(zhuǎn)專業(yè)等原因流失（流失率為1.15%），因此共收回1 122份問卷，其中有效問卷1 102份。2021年10月進(jìn)行第3次測(cè)量（T3），即T1和T3間隔時(shí)間為1年。第3次測(cè)量時(shí)20例被試因請(qǐng)假、曠課、轉(zhuǎn)專業(yè)等原因流失（流失率為1.82%），因此共收回1 082份問卷。對(duì)問卷進(jìn)行核查，剔除無效問卷后最終剩余有效問卷1 053 份。

1.2 研究工具

1.2.1 累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)量表本研究采用李董平等[20]編制的累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)量表，其包括溫暖接納、父母監(jiān)控、親子關(guān)系、婚姻沖突、學(xué)校聯(lián)結(jié)、師生關(guān)系、同學(xué)關(guān)系、越軌同伴交往、同伴侵害9種生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)?；谝酝Ｓ玫淖龇ǎ涸跍嘏蛹{、父母監(jiān)控、親子關(guān)系、學(xué)校聯(lián)結(jié)、師生關(guān)系、同學(xué)關(guān)系風(fēng)險(xiǎn)中，將每個(gè)風(fēng)險(xiǎn)變量得分的25百分位數(shù)作為臨界值，＜25百分位數(shù)編碼為1（有風(fēng)險(xiǎn)），≥25百分位數(shù)編碼為0（無風(fēng)險(xiǎn)）；在婚姻沖突、越軌同伴交往、同伴侵害風(fēng)險(xiǎn)中，將每個(gè)風(fēng)險(xiǎn)變量得分的75百分位數(shù)作為臨界值，＞75百分位數(shù)編碼為1（有風(fēng)險(xiǎn)），≤75百分位數(shù)編碼為0（無風(fēng)險(xiǎn)）[20]。本研究使用被普遍接受和廣泛采用的建模方法來構(gòu)建累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)：將所有風(fēng)險(xiǎn)因素的分?jǐn)?shù)相加，得到累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)（數(shù)目），累積風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)越高，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)越高[21]。在本研究中，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)量表9種生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)的 Cronbach'sα系數(shù)為 0.771～0.862。

1.2.2 未來時(shí)間洞察力量表本研究采用的是宋其爭(zhēng)[22]編制的未來時(shí)間洞察力量表，其含行為承諾、未來時(shí)間效能、遠(yuǎn)目標(biāo)定向、目的意識(shí)和未來任務(wù)意象5個(gè)維度，共20個(gè)條目。采用4點(diǎn)計(jì)分（完全不符合=1分，符合=4分，部分條目反向計(jì)分），得分越高，未來時(shí)間洞察力程度越高。在本研究中，量表5個(gè)維度的Cronbach'sα系數(shù)為 0.728～0.845。

1.2.3 健康生活方式量表本研究采用馬長(zhǎng)會(huì)等[23]修訂的農(nóng)村中學(xué)生健康生活方式量表。量表共52個(gè)條目，6個(gè)維度，分別為身體運(yùn)動(dòng)、營(yíng)養(yǎng)行為、壓力處理、人際關(guān)系、自我實(shí)現(xiàn)、健康責(zé)任。按照Likert 5分評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)（從不=1分，總是=5分），分?jǐn)?shù)越高表明該學(xué)生健康生活方式越好。本次測(cè)量其各維度Cronbach'sα系數(shù)為 0.753～0.872。

1.3 研究方法 T1時(shí)間學(xué)生自我報(bào)告累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)，T2時(shí)間學(xué)生自我報(bào)告未來時(shí)間洞察力，T3時(shí)間學(xué)生自我報(bào)告健康生活方式。答題前獲得學(xué)生的知情同意，學(xué)生統(tǒng)一填寫，調(diào)查員統(tǒng)一收回。問卷填寫中，班主任或者任課老師在場(chǎng)。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 運(yùn)用SPSS 24.0統(tǒng)計(jì)軟件。計(jì)數(shù)資料以頻數(shù)和百分?jǐn)?shù)表示，計(jì)量資料以（±s）表示。采用Pearson相關(guān)分析法分析累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)、未來時(shí)間洞察力、健康生活方式的相關(guān)性。采用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行中介分析，利用Bootstrap抽樣法對(duì)未來時(shí)間洞察力的中介作用進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。以回歸系數(shù)（B）是否顯著和Bootstrap的95%CI是否包含0為依據(jù)判斷是否具有中介效應(yīng)，以P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 基本情況 1 053例青少年中，留守青少年335例（31.81%），非留守青少年718例（68.19%）；男573例（54.42%），女480例（45.58%）；年齡13～16歲，平均年齡（14.3±1.4）歲。

2.2 被調(diào)查青少年累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)、未來時(shí)間洞察力、健康生活方式得分 留守青少年累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)、未來時(shí)間洞察力、健康生活方式得分分別為（2.78±1.45）、（53.40±13.80）、（150.72±24.67）分，非留守青少年累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)、未來時(shí)間洞察力、健康生活方式得分分別為（2.34±1.24）、（59.21±8.46）、（159.07±14.43）分。

2.3 累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)、未來時(shí)間洞察力、健康生活方式的相關(guān)性分析 Pearson相關(guān)分析結(jié)果顯示，無論在留守青少年人群，還是在非留守青少年人群，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)均與健康生活方式呈負(fù)相關(guān)，未來時(shí)間洞察力均與健康生活方式呈正相關(guān)，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)均與未來時(shí)間洞察力呈負(fù)相關(guān)（P＜0.05），見表1。

表1 留守青少年和非留守青少年累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)、未來時(shí)間洞察力、健康生活方式的相關(guān)性分析（r值）Table 1 Correlation analysis of cumulative ecological risk， future time perspective and healthy lifestyle in left-behind and non-left-behind adolescents

2.4 直接效應(yīng)檢驗(yàn) 以性別、年齡為控制變量，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)（數(shù)目）為自變量（賦值：以實(shí)測(cè)值納入），健康生活方式總分為因變量（賦值：以實(shí)測(cè)值納入）進(jìn)行強(qiáng)迫回歸分析。結(jié)果顯示，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村留守和非留守青少年健康生活方式均有負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β=-0.31，t=-12.48，P＜0.01；β=-0.22，t=-8.21，P＜0.01）。相比農(nóng)村非留守青少年，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村留守青少年健康生活方式的縱向負(fù)向預(yù)測(cè)作用更大。

按照統(tǒng)計(jì)學(xué)家的建議，在累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)一次項(xiàng)（一次平方）基礎(chǔ)上納入相應(yīng)的二次項(xiàng)，若累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)二次項(xiàng)（二次平方）對(duì)結(jié)果變量顯著，則呈現(xiàn)非線性模式；若累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)二次項(xiàng)對(duì)結(jié)果變量不顯著，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)一次項(xiàng)對(duì)結(jié)果變量顯著，則呈現(xiàn)線性模式[24]。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，對(duì)于農(nóng)村留守青少年健康生活方式，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)一次項(xiàng)和累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)二次項(xiàng)均可發(fā)揮預(yù)測(cè)作用（β=-0.39，t=-16.75，P＜0.01；β=0.13，t=-6.83，P＜0.01），說明累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村留守青少年健康生活方式具有負(fù)向預(yù)測(cè)效應(yīng)，且預(yù)測(cè)的作用模式為非線性模式。具體表現(xiàn)為：隨著累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)（累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)數(shù)目）增加，留守青少年健康生活方式水平相對(duì)緩慢下降。但是當(dāng)累積風(fēng)險(xiǎn)數(shù)目＞5個(gè)（臨界點(diǎn)）時(shí)，其健康生活方式水平隨累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)增多開始迅速下降，說明累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)留守青少年健康生活方式縱向預(yù)測(cè)的作用模式為正加速模式（圖1）。

圖1 累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村留守青少年健康生活方式影響的正加速模式Figure 1 Trend of positively accelerated decline in healthy lifestyle influenced by cumulative ecological risk in rural left-behind adolescents

對(duì)于農(nóng)村非留守青少年健康生活方式，僅累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)一次項(xiàng)可發(fā)揮預(yù)測(cè)作用（β=-0.27，t=10.92，P＜0.01），累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)二次項(xiàng)未發(fā)揮預(yù)測(cè)作用（β=0.06，t=0.95，P＞0.05），說明累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村非留守青少年健康生活方式的負(fù)向預(yù)測(cè)的作用模式為線性模式（圖2）。

圖2 累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村非留守青少年健康生活方式影響的線性模式Figure 2 Liner trend of mild decline in healthy lifestyle influenced by cumulative ecological risk in rural non-left-behind adolescents

2.5 未來時(shí)間洞察力的中介效應(yīng)分析 （1）分析農(nóng)村留守青少年未來時(shí)間洞察力的中介效應(yīng)。將農(nóng)村留守青少年累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)分別作為預(yù)測(cè)變量，未來時(shí)間洞察力分別為中介變量，健康生活方式分別為結(jié)果變量，檢驗(yàn)中介效應(yīng)，得到模型1。模型1擬合結(jié)果為：χ2/df =2.72（＜3.00），近似誤差均方根（RMSEA）=0.045（＜0.060），比較擬合指數(shù)（CFI）=0.977，Tucker-Lewis指數(shù)（TLI）=0.963，擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）=0.982，增量擬合指數(shù)（IFI）=0.976，χ2/df、RMSEA、CFI、TLI、GFI、IFI指標(biāo)達(dá)到要求，說明模型擬合較好。

圖3結(jié)果顯示，對(duì)于留守青少年而言，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)一次項(xiàng)對(duì)健康生活方式具有縱向負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β=-0.07，t=4.11，P＜0.01），累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)二次項(xiàng)對(duì)健康生活方式不具有縱向負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β=0.02，t=0.36，P＞0.05）。另外，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)一次項(xiàng)對(duì)未來時(shí)間洞察力具有縱向負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β=-0.42，t=-20.23，P＜0.01），累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)二次項(xiàng)對(duì)未來時(shí)間洞察力具有縱向預(yù)測(cè)作用（β=0.08，t=5.25，P＜0.01），說明累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村非留守青少年未來時(shí)間洞察力具有負(fù)向預(yù)測(cè)效應(yīng)，且預(yù)測(cè)的作用模式為線性模式。具體表現(xiàn)為：隨著累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)（累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)數(shù)目）增加，留守青少年未來時(shí)間洞察力水平相對(duì)緩慢下降。當(dāng)累積風(fēng)險(xiǎn)數(shù)目＞4個(gè)（臨界點(diǎn)）時(shí)，其未來時(shí)間洞察力隨累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)增多開始迅速下降。說明累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)留守青少年未來時(shí)間洞察力縱向預(yù)測(cè)的作用模式為正加速模式（圖4）。同時(shí)，未來時(shí)間洞察力正向預(yù)測(cè)健康生活方式（β=0.13，t=6.65，P＜0.01）。未來時(shí)間洞察力在累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)（一次項(xiàng)）對(duì)留守青少年健康生活方式的縱向影響中具有部分中介作用，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)（二次項(xiàng)）對(duì)留守青少年健康生活方式的縱向影響中具有完全中介作用。

圖3 累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村留守青少年健康生活方式的影響：未來時(shí)間洞察力的中介Figure 3 Mediating effects of future time perspective on the relationship between cumulative ecological risk and healthy lifestyle in rural left-behind adolescents

圖4 累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村留守青少年未來時(shí)間洞察力影響的正加速模式Figure 4 Trend of positively accelerated decline in the future time perspective influenced by cumulative ecological risk in rural left-behind adolescents

（2）檢驗(yàn)農(nóng)村非留守青少年未來時(shí)間洞察力的中介效應(yīng)，將農(nóng)村非留守青少年累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)作為預(yù)測(cè)變量，未來時(shí)間洞察力分別為中介變量，健康生活方式為結(jié)果變量，檢驗(yàn)部分中介效應(yīng)，得到模型2。模型2擬合結(jié)果為：χ2/df =2.39（＜3.00），RMSEA=0.038（＜0.060），CFI=0.983，TLI=0.965、GFI=0.988，IFI=0.976，χ2/df、RMSEA、CFI、TLI、GFI、IFI指標(biāo)達(dá)到要求。

圖5結(jié)果顯示，對(duì)于非留守青少年而言，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)一次項(xiàng)對(duì)健康生活方式具有縱向負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β=-0.09，t=5.76，P＜0.01），累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)二次項(xiàng)對(duì)健康生活方式具有縱向負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β=0.01，t=0.33，P＞0.05）。另外，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)一次項(xiàng)對(duì)未來時(shí)間洞察力具有縱向負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β=-0.26，t=-12.67，P＜0.01），累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)二次項(xiàng)對(duì)未來時(shí)間洞察力不具有縱向預(yù)測(cè)作用（β=-0.04，t=-0.75，P＞0.05），其作用模式呈現(xiàn)線性（圖6）。同時(shí)，未來時(shí)間洞察力正向預(yù)測(cè)健康生活方式（β=0.24，P＜0.01）。未來時(shí)間洞察力在累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)（一次項(xiàng)）對(duì)非留守青少年健康生活方式的縱向影響中具有部分中介作用。

圖5 累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村非留守青少年健康生活方式的影響：未來時(shí)間洞察力的中介Figure 5 Mediating effects of future time perspective on the relationship between cumulative ecological risk and healthy lifestyle in rural non-leftbehind adolescents

圖6 累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村非留守青少年未來時(shí)間洞察力影響的線性模式Figure 6 Linear trend of mild decline in future time perspective influenced by cumulative ecological risk in rural non-left-behind adolescents

2.6 未來時(shí)間洞察力的中介效應(yīng)檢驗(yàn) 對(duì)圖3、圖5的各中介效應(yīng)采用偏差校正的95%Bootstrap法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表2，Bootstrap分析過程中的B值為1 000次，各中介路徑95%CI均不包括0，說明各中介效應(yīng)顯著。

表2 對(duì)中介效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)的Bootstrap分析Table 2 Bootstrap analysis of mediating effect of future time perspective between cumulative ecological risk and healthy lifestyle in both left-behind and non-left-behind adolescents

3 討論

3.1 累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村留守和非留守青少年健康生活方式的影響 研究顯示，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村留守和非留守青少年健康生活方式具有負(fù)向預(yù)測(cè)作用，說明累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)縱向負(fù)向影響農(nóng)村留守和非留守青少年健康生活方式，二者存在因果關(guān)系，這與假設(shè)1一致。所謂農(nóng)村留守青少年，是指父親和/或母親外出打工后，將其18歲以下未成年子女留在家鄉(xiāng)6個(gè)月以上，由父母一方教養(yǎng)教育或（外）祖父母、親戚、鄰居、同輩代為撫養(yǎng)的青少年。相比農(nóng)村非留守青少年，農(nóng)村留守青少年是相對(duì)弱勢(shì)的青少年群體。研究結(jié)果說明，由不良家庭結(jié)構(gòu)、較低同伴支持、較低學(xué)校聯(lián)結(jié)等多種生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)構(gòu)建了一個(gè)覆蓋時(shí)間和空間的全方位不良的消極生態(tài)網(wǎng)絡(luò)[25]，累積、協(xié)同減少了農(nóng)村留守和非留守青少年健康生活方式水平。

本研究結(jié)果顯示，相比農(nóng)村非留守青少年，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村留守青少年健康生活方式的縱向負(fù)向預(yù)測(cè)作用更高。累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)留守和非留守青少年健康生活方式縱向預(yù)測(cè)的作用模式有所不同，對(duì)于留守青少年而言，當(dāng)累積風(fēng)險(xiǎn)數(shù)目＞5個(gè)（臨界點(diǎn)）時(shí)，其健康生活方式水平隨累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)增多開始迅速下降，說明累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)以急劇下降的正加速模式影響留守青少年健康生活方式。對(duì)于非留守青少年，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)以相對(duì)平緩的線性模式影響健康生活方式。分析其原因，從家庭結(jié)構(gòu)特點(diǎn)看，由于長(zhǎng)期和父母一方或雙方分離，留守青少年往往具有較高的過敏、恐怖、沖動(dòng)傾向[26]；同時(shí)，在近幾年新型冠狀病毒肺炎疫情反復(fù)的背景下，包括留守青少年在內(nèi)的人群易產(chǎn)生焦慮、抑郁等負(fù)面心理，而留守青少年由于和父母一方或雙方長(zhǎng)期分離，較大程度失去來自父母一方或雙方這一最強(qiáng)家庭關(guān)系的支持，上述負(fù)面心理難以紓解。總之，留守青少年的累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)主要是由家庭結(jié)構(gòu)不足而導(dǎo)致。由于家庭結(jié)構(gòu)（父母缺位）不足，留守青少年有較高的過敏心理傾向和更嚴(yán)重的焦慮、抑郁等負(fù)面心理，使得其可能會(huì)感知更多的累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)其影響的作用模式也更為劇烈。

3.2 未來時(shí)間洞察力的中介效應(yīng) 本研究結(jié)果顯示，未來時(shí)間洞察力在農(nóng)村留守和非留守青少年累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)健康生活方式縱向預(yù)測(cè)中具有中介作用，即累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)通過降低未來時(shí)間洞察力，進(jìn)而減少農(nóng)村留守和非留守青少年的健康生活方式水平。該研究結(jié)果與假設(shè)2一致，也與BANDURA[27]的人類發(fā)展生態(tài)學(xué)理論一致。該理論認(rèn)為個(gè)體健康發(fā)展所處生態(tài)系統(tǒng)包括宏觀系統(tǒng)、微觀系統(tǒng)、中介系統(tǒng)等生態(tài)系統(tǒng)。對(duì)于青少年而言，來自學(xué)校、課堂、同伴等的生態(tài)系統(tǒng)是其典型的微觀系統(tǒng)，個(gè)體內(nèi)在的時(shí)間系統(tǒng)、時(shí)間維度是其中的中介系統(tǒng)。累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)使得農(nóng)村青少年未來時(shí)間洞察力這一內(nèi)在的時(shí)間維度水平下降，進(jìn)而降低了其健康生活方式水平。

具體而言，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)會(huì)導(dǎo)致留守青少年未來時(shí)間洞察力降低，其影響的作用符合正加速模式。該結(jié)果較好解釋了累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)與留守青少年健康生活方式間的正加速模式。當(dāng)累積風(fēng)險(xiǎn)數(shù)目＞4個(gè)（臨界點(diǎn)）時(shí)，其健康生活方式水平隨累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)增多開始迅速下降。累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)會(huì)導(dǎo)致非留守青少年未來時(shí)間洞察力降低，其影響的作用符合線性模式。該結(jié)果較好解釋了累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)與非留守青少年健康生活方式間的線性模式。隨著累積風(fēng)險(xiǎn)數(shù)目的增加，非留守青少年健康生活方式水平隨累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)增多相對(duì)勻速下降。研究結(jié)果提示，無論對(duì)于留守青少年還是非留守青少年，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)其未來時(shí)間洞察力均有縱向負(fù)向預(yù)測(cè)作用。（1）生命歷程機(jī)制化理論認(rèn)為，青少年未來時(shí)間洞察力的發(fā)展，與其置身其中的結(jié)構(gòu)化、分層次組織社會(huì)機(jī)構(gòu)有關(guān)，其中對(duì)青少年的發(fā)展起重要作用的社會(huì)機(jī)構(gòu)包括家庭、學(xué)校、同伴群體和教會(huì)。在這些機(jī)構(gòu)中，青少年通過與他人的社會(huì)互動(dòng)，形成了有關(guān)自我未來發(fā)展的期望和標(biāo)準(zhǔn)[28]。累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)表現(xiàn)為學(xué)校、家庭、同伴生態(tài)系統(tǒng)的非結(jié)構(gòu)化和無序化，使得農(nóng)村留守和非留守青少年和家庭、學(xué)校、同伴系統(tǒng)的成員間社會(huì)互動(dòng)大幅減少，導(dǎo)致其對(duì)未來目標(biāo)感到迷茫、對(duì)實(shí)現(xiàn)未來目標(biāo)的信心不足，進(jìn)而導(dǎo)致其未來時(shí)間洞察力降低。（2）自我系統(tǒng)理論認(rèn)為，風(fēng)險(xiǎn)因素會(huì)損害個(gè)體自我系統(tǒng)積極的信念[29]。未來時(shí)間洞察力是一種面向未來的積極信念，有助于個(gè)體利用未來目標(biāo)來調(diào)節(jié)當(dāng)前的心理和行為狀態(tài)[30]。累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)體現(xiàn)了農(nóng)村留守和非留守青少年當(dāng)前支持性生態(tài)資源環(huán)境的嚴(yán)重匱乏，其感知的累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)水平越高，越會(huì)認(rèn)為當(dāng)前社會(huì)支持性資源嚴(yán)重缺乏，越會(huì)對(duì)未來目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)有較低的期望。另外，來自家庭、同伴等的不良生態(tài)系統(tǒng)損害了青少年自我同一性，使其難以適應(yīng)當(dāng)前社會(huì)，對(duì)未來發(fā)展失去信心，進(jìn)而使得未來時(shí)間洞察力這一面向未來的積極信念降低[23]。

同時(shí)本研究發(fā)現(xiàn)，未來時(shí)間洞察力對(duì)農(nóng)村留守和非留守青少年健康生活方式間均具有縱向正向預(yù)測(cè)作用。（1）未來時(shí)間洞察力理論認(rèn)為，未來時(shí)間洞察力是連接未來和現(xiàn)在的橋梁，對(duì)個(gè)體目標(biāo)行為起到目標(biāo)指引和動(dòng)力作用[31]。通過堅(jiān)持健康生活方式維護(hù)自我長(zhǎng)遠(yuǎn)健康是人們實(shí)現(xiàn)未來目標(biāo)的前提和基礎(chǔ)，因此未來時(shí)間洞察力通過未來目標(biāo)的指引和動(dòng)力作用推動(dòng)人們健康生活方式這一內(nèi)化的多種目標(biāo)行為。（2）未來時(shí)間洞察力較高者，對(duì)未來更加積極樂觀，具有更多追求延遲滿足特征行為的心理傾向（如體育鍛煉、生活規(guī)律等具有延遲滿足特征的健康行為）。反之，未來時(shí)間洞察力較低者，對(duì)未來更加消極和悲觀，更熱衷于即時(shí)享樂，具有更多追求即時(shí)滿足特征的心理傾向（如吸煙、飲酒、不健康飲食等具有即時(shí)滿足特征的非健康行為）。（3）健康生活方式的自我效能理論認(rèn)為，無論何種健康生活方式，自我效能普遍被認(rèn)為是健康生活方式的促進(jìn)因素[2]。高未來時(shí)間洞察力者往往具有較高的自尊，而高自尊的個(gè)體對(duì)自己的價(jià)值和能力持積極態(tài)度，對(duì)自我行為的堅(jiān)持具有較高的自我效能和自我控制感[32]，進(jìn)而對(duì)其健康生活方式的堅(jiān)持具有促進(jìn)作用。未來時(shí)間洞察力較高者普遍自尊水平較高，在遇到挫折或困難時(shí)更善于運(yùn)用自我同情進(jìn)行調(diào)節(jié)，這種心理策略的調(diào)節(jié)有利于緩解個(gè)體在健康生活方式堅(jiān)持中產(chǎn)生負(fù)面情緒和認(rèn)知、鞏固健康行為的自主動(dòng)機(jī)，進(jìn)而有利于個(gè)體健康生活方式的主動(dòng)踐行[33]。

本研究結(jié)果顯示，相比非留守青少年，留守青少年累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)其未來時(shí)間洞察力的縱向負(fù)向預(yù)測(cè)效應(yīng)更高。分析原因：一方面，相比非留守青少年，留守青少年過敏、沖動(dòng)等負(fù)面心理癥狀更為嚴(yán)重，進(jìn)而感知累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)威脅的程度更高。另一方面，依戀理論認(rèn)為，良好的親子關(guān)系所形成的安全內(nèi)部工作模型能影響個(gè)體對(duì)未來其他關(guān)系的期望，為形成良好的同伴關(guān)系、師生關(guān)系等其他社會(huì)關(guān)系提供基礎(chǔ)[34]。由于與父母一方或雙方長(zhǎng)期不在一起，農(nóng)村留守兒童處于高情感忽視情境，難以得到充分的父母情感支持并與之建立情感聯(lián)結(jié)，使得其親子關(guān)系相對(duì)疏遠(yuǎn)，導(dǎo)致其對(duì)同學(xué)、老師之間的關(guān)系有較低的期望，更少主動(dòng)和同學(xué)、老師進(jìn)行人際交往，人際關(guān)系較差，進(jìn)而使其感知來自學(xué)校、同伴系統(tǒng)累積的生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)水平較高。另外，相比非留守青少年，留守青少年未來時(shí)間洞察力對(duì)其健康生活方式的縱向正向預(yù)測(cè)效應(yīng)更低。究其原因，可能是因?yàn)榧彝ソY(jié)構(gòu)的缺陷，留守青少年具有較高的孤獨(dú)、自我懷疑、自卑等心理癥狀[26]，加之缺乏和父母的交流和來自父母的激勵(lì)，其相較非留守青少年更少對(duì)未來有積極向上的期望，未來時(shí)間洞察力水平相對(duì)較低。而且，留守青少年常被社會(huì)標(biāo)簽為“問題青少年”，即便其具有較高未來時(shí)間洞察力，也可能會(huì)被他人懷疑、嘲弄、否定，從而產(chǎn)生壓力和消極情緒。而較高壓力和消極情緒者為了緩解壓力和消極情緒，通常會(huì)采取若干不良健康生活方式，導(dǎo)致健康生活方式水平下降。上述原因一定程度上弱化了留守青少年未來時(shí)間洞察力和健康生活方式的正向關(guān)聯(lián)效應(yīng)。

本研究不僅以農(nóng)村留守青少年和非留守青少年為研究對(duì)象，而且區(qū)別于傳統(tǒng)的橫斷面研究，基于縱向設(shè)計(jì)的角度調(diào)查了累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)健康生活方式的影響。結(jié)果顯示，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)留守和非留守青少年健康生活方式的縱向影響均呈現(xiàn)顯著作用，揭示了累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)作為因素變量影響農(nóng)村青少年健康生活方式跨時(shí)間的穩(wěn)定性效應(yīng)。同時(shí)，研究驗(yàn)證了未來時(shí)間洞察力在累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)與留守和非留守青少年健康生活方式間的中介作用。研究結(jié)果提示：（1）無論對(duì)于留守還是非留守青少年，累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)均對(duì)其有縱向影響，由于累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)留守青少年健康生活方式的預(yù)測(cè)效應(yīng)更高，影響作用模式呈現(xiàn)急劇下降的正加速模式，因此應(yīng)重點(diǎn)加強(qiáng)對(duì)留守青少年累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)數(shù)目減少的干預(yù)。（2）未來時(shí)間洞察力是農(nóng)村青少年健康生活方式的保護(hù)因素，這一積極信念能夠補(bǔ)償累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)的不利影響，應(yīng)努力增強(qiáng)青少年未來時(shí)間洞察力這種應(yīng)對(duì)和戰(zhàn)勝多重風(fēng)險(xiǎn)、面向未來積極期望的自我系統(tǒng)信念，對(duì)于非留守青少年而言尤其應(yīng)如此。在對(duì)農(nóng)村精準(zhǔn)扶貧的大背景下，不僅要對(duì)農(nóng)村青少年“經(jīng)濟(jì)扶貧”，而且要對(duì)農(nóng)村青少年“心理扶貧”“健康扶貧”，精準(zhǔn)扶貧的“精準(zhǔn)”性也要求基于農(nóng)村留守和非留守青少年的心理特性不同，扶貧重點(diǎn)有所差異。同時(shí)也應(yīng)意識(shí)到，盡管未來時(shí)間洞察力能夠保護(hù)青少年健康生活方式，但累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)下多重資源的匱乏確實(shí)限制和減弱了未來時(shí)間洞察力這種自我系統(tǒng)信念的建立。提示未來應(yīng)通過家庭、學(xué)校、社會(huì)等多種途徑減少累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)數(shù)目，雖然這一任務(wù)煩瑣、艱巨，但有利于從源頭減少和去除影響青少年健康生活方式的風(fēng)險(xiǎn)因素，能夠更好、更有效地促進(jìn)青少年堅(jiān)持健康生活方式，這一點(diǎn)，對(duì)于留守青少年而言尤為重要。

作者貢獻(xiàn)：靳明負(fù)責(zé)論文構(gòu)思、撰寫；及化娟負(fù)責(zé)論文的修訂、監(jiān)管；李亞辰、張騰宇、蘇璐璐負(fù)責(zé)相關(guān)文獻(xiàn)、數(shù)據(jù)的整理。

本文無利益沖突。