陳文鑫,吳佑年

(湖北文理學(xué)院 體育學(xué)院,湖北 襄陽(yáng) 441053)

農(nóng)村留守兒童是指外出務(wù)工連續(xù)三個(gè)月以上的農(nóng)民托留在戶籍所在地家鄉(xiāng),由父、母單方或其他親屬監(jiān)護(hù)接受義務(wù)教育的適齡兒童少年[1],是我國(guó)較低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位兒童的典型人群。較低水平的家庭經(jīng)濟(jì)、社會(huì)地位和人力資本嚴(yán)重影響了該群體的心理健康發(fā)展,由于缺乏家庭的保護(hù)性資源,農(nóng)村留守兒童經(jīng)常會(huì)出現(xiàn)社交焦慮、低自尊、認(rèn)知消極、學(xué)習(xí)適應(yīng)能力差等一系列的心理問(wèn)題[2-4]。根據(jù)《中國(guó)農(nóng)村教育發(fā)展報(bào)告2020—2022》數(shù)據(jù)顯示,2021年全國(guó)有義務(wù)教育階段農(nóng)村留守兒童1 199.20萬(wàn)人,龐大的人群基數(shù)使得他們的心理問(wèn)題得到研究學(xué)者的廣泛關(guān)注[5]。心理韌性(Resilience)是個(gè)人面對(duì)生活逆境、創(chuàng)傷、悲劇、威脅或其他重大壓力時(shí)的良好適應(yīng),這意味著個(gè)體面臨生活事件和挫折時(shí)的動(dòng)態(tài)發(fā)展過(guò)程,是個(gè)體面對(duì)生活壓力和挫折的反彈能力[6]。白慧慧等人[7]通過(guò)元分析發(fā)現(xiàn),農(nóng)村留守兒童的心理韌性顯著低于一般兒童,他們?cè)诜e極認(rèn)知、社會(huì)能力、家庭支持、家庭平等與自主、人際協(xié)助、教師關(guān)懷與同伴高期望維度上均顯著低于一般兒童。然而,加強(qiáng)體育鍛煉能夠有效提升兒童青少年的心理健康水平,其內(nèi)在機(jī)制是通過(guò)社會(huì)支持提高體育鍛煉體驗(yàn),并產(chǎn)生一系列的生理變化,達(dá)到減輕抑郁和焦慮癥狀,進(jìn)而緩解認(rèn)知功能下降的目的[8]。當(dāng)前我國(guó)關(guān)于體育鍛煉與農(nóng)村留守兒童心理韌性關(guān)系的研究相對(duì)較少,本研究希望通過(guò)追蹤調(diào)查的方式分析體育鍛煉對(duì)農(nóng)村留守兒童心理韌性的影響,進(jìn)而探討體育鍛煉與心理韌性的因果關(guān)系,為促進(jìn)我國(guó)農(nóng)村留守兒童心理韌性的發(fā)展提供實(shí)證研究依據(jù)。

一、研究對(duì)象及方法

(一)研究對(duì)象

研究選取湖北省、遼寧省和吉林省的784名4～7年級(jí)農(nóng)村留守兒童進(jìn)行調(diào)查,其中男生383人(48.9%)、女生401人(51.1%),4年級(jí)164人(男生78人、女生86人)、5年級(jí)162人(男生71人、女生91人)、6年級(jí)236人(男生116人、女生120人)、7年級(jí)222人(男生118人、女生104人),樣本的平均年齡為11.98±1.44歲。

(二)測(cè)量工具

1.體育鍛煉等級(jí)量表(PARS-3)采用“體育鍛煉等級(jí)量表(PARS-3)”[9],該量表由日本學(xué)者橋本公雄編制,我國(guó)學(xué)者梁德清在1994年引進(jìn)并修訂。PARS-3量表通過(guò)調(diào)查被試者在近一個(gè)月時(shí)間內(nèi)參與體育鍛煉的強(qiáng)度、時(shí)間和頻率來(lái)分析其體育鍛煉量,體育鍛煉量=強(qiáng)度×?xí)r間×頻率(頻率和強(qiáng)度為1～5分,時(shí)間為0～4等級(jí)計(jì)分),體育鍛煉量評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)為:小強(qiáng)度鍛煉量≤19分,中等強(qiáng)度鍛煉量20～42分,大強(qiáng)度鍛煉量≥43分。本研究中PARS-3量表兩次測(cè)量的Cronbach’s α值分別為0.804和0.874,間隔3周的再測(cè)信度r值為0.754。

2.少年兒童心理韌性量表(CD-RISC)采用胡月琴和甘怡群編制的“青少年心理韌性量表(CD-RISC)”[10],該量表采用Likert 5點(diǎn)式量表(1分代表“完全不符合”依次到5分代表“完全符合”),量表包括個(gè)人力(目標(biāo)專(zhuān)注、情緒控制、積極認(rèn)知)和支持力(家庭支持、人際協(xié)助)兩大維度。研究對(duì)留守兒童進(jìn)行了CD-RISC量表的信效度檢驗(yàn),量表的結(jié)構(gòu)效度2/df=2.48,CFI=0.91,GFI=0.89,AGFI=0.88,TLI=0.90,RMR=0.041,RMSEA=0.054;5個(gè)子維度的Cronbach’s α值為0.809～0.928;平均方差萃取量AVE值0.647～0.812;組成信度CR為0.748～0.844;再測(cè)信度r值為0.74;CD-RISC量表在留守兒童人群心理韌性的測(cè)量中具有較高信效度。

(三)施測(cè)過(guò)程

本研究共發(fā)放2次調(diào)查問(wèn)卷:第一次(T1)時(shí)間為2022年3月上旬,共發(fā)放問(wèn)卷820份,回收有效問(wèn)卷791份(男生388份、女生403份),問(wèn)卷有效率96.44%;第二次(T2)問(wèn)卷調(diào)查時(shí)間為2022年7月上旬,回收有效配對(duì)問(wèn)卷784份(男生383份、女生401份),7人失訪。本研究施測(cè)過(guò)程及量表內(nèi)容通過(guò)了湖北文理學(xué)院體育學(xué)院學(xué)術(shù)倫理委員會(huì)審查(批號(hào):HBUAS-SPE-2022001),本次調(diào)查內(nèi)容得到了被試者的知情同意。

在施測(cè)程序控制上,選取在多項(xiàng)研究中施測(cè)反應(yīng)良好并具有較高信效度水平的量表,確保測(cè)量工具的權(quán)威性。嚴(yán)格按照施測(cè)流程進(jìn)行調(diào)查,確保調(diào)查的嚴(yán)謹(jǐn)性,由課題組委托的班主任進(jìn)行現(xiàn)場(chǎng)發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷,被試者在安靜的教室環(huán)境中進(jìn)行填答,填答時(shí)間為15分鐘,填答前由班主任宣讀指導(dǎo)語(yǔ),低年級(jí)的班主任則在場(chǎng)幫助解釋個(gè)別同學(xué)難以理解的問(wèn)卷內(nèi)容,問(wèn)卷作答完畢現(xiàn)場(chǎng)收回?；厥盏臏y(cè)量數(shù)據(jù)要求錄入準(zhǔn)確完整,反復(fù)審核確保數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性。

(四)數(shù)據(jù)分析

使用SPSS 24.0版本進(jìn)行變量值的描述性統(tǒng)計(jì)、探索性因子分析(EFA)、內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach’s α、偏相關(guān)分析以及平均方差萃取量AVE值的計(jì)算;使用Mplus 7.4版本進(jìn)行共同方法偏差的Harman單因子分析檢驗(yàn),對(duì)量表CFA模型的擬合優(yōu)度進(jìn)行檢驗(yàn)以及組成信度CR計(jì)算,最后構(gòu)建了交叉滯后分析模型。

二、研究結(jié)果

(一)共同方法偏差

共同方法偏差(common method variance,CMV)是指由于測(cè)量方法所造成的系統(tǒng)誤差,也稱(chēng)為同源偏差。當(dāng)自變量、因變量與其他變量的數(shù)據(jù)來(lái)源于相同的數(shù)據(jù)來(lái)源或者評(píng)分者、相同的環(huán)境、項(xiàng)目語(yǔ)境時(shí),共同方法偏差就會(huì)產(chǎn)生,并顯著降低研究結(jié)果的可信度[11]。采用Harman單因子分析法檢驗(yàn)測(cè)量變量間是否存在同源偏差問(wèn)題,進(jìn)行因子分析后提取特征根大于1的因子,T1的因子變異率為35.90%,T2的因子變異率為38.33%,均低于40%的臨界值,測(cè)量數(shù)據(jù)的共同方法偏差在可接受范圍內(nèi)[11]。

(二)T1和T2測(cè)試中農(nóng)村留守兒童的體育鍛煉和心理韌性得分

體育鍛煉得分(M±SD)T1為34.44±5.97分,T2為44.37±4.77分;個(gè)人力維度得分T1為12.52±1.19分,T2為13.16±1.15分;支持力維度得分T1為7.74±1.21分,T2為9.02±0.82分;心理韌性量表總分T1為20.27±2.26分,T2為22.19±1.50分。

(三)農(nóng)村留守兒童體育鍛煉與心理韌性各維度的相關(guān)分析

本研究將農(nóng)村留守兒童的年齡和性別作為控制變量,對(duì)T1和T2時(shí)間點(diǎn)測(cè)試的體育鍛煉、個(gè)人力維度、支持力維度以及總量表得分進(jìn)行了偏相關(guān)分析(見(jiàn)表1),結(jié)果顯示各變量之間的相關(guān)系數(shù)r值均呈正相關(guān)(P<0.01),變量之間均具有相關(guān)性可以進(jìn)行交叉滯后分析[12]。

表1 各變量的偏相關(guān)分析

(四)體育鍛煉對(duì)農(nóng)村留守兒童心理韌性影響的交叉滯后分析

研究構(gòu)建的交叉滯后模型將測(cè)試對(duì)象的體育鍛煉得分作為自變量,以心理韌性的兩大維度“個(gè)人力”“支持力”以及量表總分作為因變量進(jìn)行分析,結(jié)果見(jiàn)圖1、圖2、圖3。

圖1 體育鍛煉對(duì)個(gè)人力維度影響的交叉滯后模型

圖2 體育鍛煉對(duì)支持力維度影響的交叉滯后模型

圖3 體育鍛煉對(duì)心理韌性量表總分影響的交叉滯后模型

由圖1體育鍛煉對(duì)個(gè)人力維度影響的交叉滯后模型可知:T1體育鍛煉能夠正向預(yù)測(cè)T2個(gè)人力(β=0.657,P<0.01),T1個(gè)人力不能預(yù)測(cè)T2體育鍛煉(β=0.031,P>0.05)。此外,體育鍛煉對(duì)個(gè)人力維度的3個(gè)子維度(目標(biāo)專(zhuān)注、情緒控制、積極認(rèn)知)的影響如下:T1體育鍛煉能夠正向預(yù)測(cè)T2目標(biāo)專(zhuān)注(β=0.548,P<0.01),T1目標(biāo)專(zhuān)注不能預(yù)測(cè)T2體育鍛煉(β=-0.033,P>0.05);T1體育鍛煉正向預(yù)測(cè)T2情緒控制(β=0.361,P<0.01),T1情緒控制不能預(yù)測(cè)T2體育鍛煉(β=0.361,P>0.05);T1體育鍛煉能夠正向預(yù)測(cè)T2積極認(rèn)知(β=0.608,P<0.01),T1積極認(rèn)知正向預(yù)測(cè)T2體育鍛煉(β=0.110,P<0.01)。

由圖2體育鍛煉對(duì)支持力維度影響的交叉滯后模型可知:T1體育鍛煉不能預(yù)測(cè)T2支持力維度(β=0.078,P>0.05),T1支持力不能預(yù)測(cè)T2體育鍛煉(β=-0.095,P>0.05)。此外,體育鍛煉對(duì)支持力維度的2個(gè)子維度(家庭支持和人際協(xié)助)的影響如下:T1體育鍛煉不能預(yù)測(cè)T2家庭支持(β=0.152,P>0.05),T1家庭支持不能預(yù)測(cè)T2體育鍛煉(β=-0.089,P>0.05);T1體育鍛煉不能預(yù)測(cè)T2人際協(xié)助(β=0.044,P>0.05),T1人際協(xié)助不能預(yù)測(cè)T2體育鍛煉(β=-0.086,P>0.05)。

由圖3體育鍛煉對(duì)心理韌性量表總分影響的交叉滯后模型可知:T1體育鍛煉能夠正向預(yù)測(cè)T2心理韌性量表總分(β=0.452,P<0.01),T1心理韌性量表總分不能預(yù)測(cè)T2體育鍛煉(β=0.038,P>0.05)。

三、討論

本研究結(jié)果顯示,T1農(nóng)村留守兒童體育鍛煉能夠正向預(yù)測(cè)T2心理韌性量表總分,體育鍛煉對(duì)農(nóng)村留守兒童的心理韌性水平提升具有積極的影響,與個(gè)人力維度存在因果關(guān)系,與支持力維度則不存在因果關(guān)系。體育鍛煉主要通過(guò)影響留守兒童的目標(biāo)專(zhuān)注、情緒控制、積極認(rèn)知等個(gè)人力維度來(lái)提升其心理韌性。劉昱君等[13]的綜述研究認(rèn)為體育鍛煉是提升我國(guó)留守兒童心理健康水平的有效手段,我國(guó)多位學(xué)者也采用干預(yù)試驗(yàn)方式對(duì)體育運(yùn)動(dòng)與留守兒童心理韌性的關(guān)系進(jìn)行了分析:林藝群[14]對(duì)參與足球課程的41名高年級(jí)留守兒童進(jìn)行隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn),發(fā)現(xiàn)進(jìn)行足球運(yùn)動(dòng)后留守兒童的心理韌性平均分得到了顯著提升,除家庭支持外的其它4個(gè)維度實(shí)驗(yàn)前后得分均具有顯著提升。陳凱征和莫詹[15]對(duì)參與校園足球訓(xùn)練留守兒童進(jìn)行的研究與林藝群的研究結(jié)果相同,目標(biāo)專(zhuān)注、情緒控制、積極認(rèn)知和人際協(xié)助維度在實(shí)驗(yàn)前后具有顯著的差異,家庭支持維度沒(méi)有得到顯著提升。趙昀等[16]采用拓展訓(xùn)練作為干預(yù)手段進(jìn)行3周試驗(yàn)后,發(fā)現(xiàn)試驗(yàn)組留守兒童的情緒控制和積極認(rèn)知2個(gè)維度得到了顯著提升。畢海霞[17]采用單因素方程分析比較了參與不同強(qiáng)度體育鍛煉的留守兒童在心理韌性量表總分和5個(gè)維度得分上的差異,發(fā)現(xiàn)除家庭支持維度以外,其它維度均具有顯著差異,體育鍛煉量是影響留守兒童心理韌性的主要因素。結(jié)合本研究結(jié)果可知:體育鍛煉影響留守兒童心理韌性的內(nèi)在機(jī)制主要是通過(guò)對(duì)其個(gè)人力的3個(gè)子維度(目標(biāo)專(zhuān)注、情緒控制、積極認(rèn)知)進(jìn)行影響來(lái)提升其心理韌性水平,而體育鍛煉無(wú)法對(duì)支持力的家庭支持維度產(chǎn)生積極影響,對(duì)于人際協(xié)助的影響尚存在爭(zhēng)議。凌宇等[18]根據(jù)積極情緒的拓展—建構(gòu)理論構(gòu)建了潛在剖面模型,發(fā)現(xiàn)留守兒童體育鍛煉參與程度普遍不高,參與體育鍛煉程度對(duì)積極情緒、生活滿意度和學(xué)習(xí)投入具有積極的影響,而這些心理特質(zhì)也是影響心理韌性個(gè)人力發(fā)展的主要因素。梁玉成等[19]研究發(fā)現(xiàn):體育鍛煉和社會(huì)資本是影響個(gè)體心理健康發(fā)展的兩大因素,留守兒童的體育鍛煉缺乏父母監(jiān)管和支持,同時(shí)家庭社會(huì)資本水平低導(dǎo)致了他們?cè)谛睦眄g性的家庭支持和人際協(xié)助維度上不受體育鍛煉的影響。心理韌性發(fā)展的預(yù)防模型(inoculation model)認(rèn)為壓力是對(duì)個(gè)體的挑戰(zhàn),但壓力被克服后也可以增強(qiáng)心理韌性[20]。留守兒童在進(jìn)行體育鍛煉過(guò)程中,會(huì)遇到來(lái)自對(duì)手和自身等多方面的壓力以及各種挑戰(zhàn),這就要求他們必須不斷提升自身能力,確立明確的目標(biāo),保持積極樂(lè)觀心態(tài),獲得同伴的支持,在這一過(guò)程中家庭支持完全沒(méi)有參與,這也是本研究構(gòu)建的模型中體育鍛煉對(duì)于家庭支持沒(méi)有顯著影響的原因之一。