情感虐待與青少年鍛煉堅持性：情緒自我控制與鍛煉心理需求滿足感的多重中介

張 靜，董寶林

情感虐待與青少年鍛煉堅持性：情緒自我控制與鍛煉心理需求滿足感的多重中介

張 靜1，董寶林2

探討情感虐待、情緒自我控制、鍛煉心理需求滿足感對青少年鍛煉堅持性的綜合影響，檢驗多重中介效應模型的適配性。采用情感虐待量表、青少年情緒控制量表、鍛煉心理需求滿足感量表和青少年鍛煉堅持性量表，對1 368名12～18歲青少年進行調查，其中男636人，女732人，年齡（14.173±2.148）歲。結果顯示：青少年普遍經歷過情感虐待，盡管具備一定程度的情緒自我控制能力，在鍛煉中能夠滿足心理需求，但其鍛煉堅持性卻不甚理想，而且，青少年經歷的情感虐待越嚴重，鍛煉堅持性越差；情感虐待、情緒自我控制、鍛煉心理需求滿足感對青少年鍛煉堅持性的影響顯著，其中，情感虐待對規律鍛煉的周期長度負向影響較大，情緒自我控制對每周規律鍛煉的頻率正向影響較大，鍛煉心理需求滿足感與每次規律鍛煉的持續時間正向影響較大；在情感虐待與青少年鍛煉堅持性的影響鏈條上，情緒自我控制、鍛煉心理需求滿足感的部分中介效應分別顯著，而且，二者的多重中介效應也顯著，中介效應分別占總效應的53.92%、14.68%和10.92%，即情感虐待影響青少年鍛煉堅持性的間接效應占總效應的79.52%。結論：給予情感上的關懷與包容、提高情緒自我控制能力，同時，通過豐富校園體育文化來擴大鍛煉參與的需求滿足感，可能是提升青少年鍛煉堅持性、培養良好鍛煉習慣的有效途徑。

青少年；情感虐待；情緒自我控制；鍛煉心理需求滿足感；鍛煉堅持性

堅持長期、有規律的體育鍛煉活動是獲得理想鍛煉效果的前提[1]。21世紀以來，各地區、學校為鼓勵青少年堅持參加體育鍛煉相應開展了一系列舉措（如體育社團、體育嘉年華、體育活動月/周等），誠然，仍有相當一部分青少年（尤其是中學生）因缺乏情感支持而對體育鍛煉心存抵觸[2]，或迫于學業壓力而對體育鍛煉望而卻步[3]，甚至超半數學生正在逐漸減少鍛煉次數，其鍛煉堅持性可見一斑[4]。眾所周知，情感波動期的青少年常因被忽視或缺乏人際支持而動搖信念并出現灰心、逃避等情緒[5]，甚至會極端放棄那些益于個性發展的健康行為[6]。缺乏體育鍛煉已然成為世界第4大死亡危險因素[7]，在自我意識發展的關鍵時期，歸因考察青少年鍛煉堅持性的影響機制，益于厘清青少年鍛煉堅持性諸多潛在的影響要素，益于青少年社會化人格和社會適應能力的發展，是學校體育亟待攻關的重要議題。

20世紀末，心理學領域在探討兒童心理健康等問題時提出情感虐待（emotional abuse）這一概念，并證實它是青少年認知、情緒、行為發展的負面因素。情感虐待是與青少年關系親密或有責任義務之人重復對其實施不恰當的行為（如忽視、羞辱、孤立等），如慢性疾病那樣不易被受虐主體察覺，也不易被施虐群體（如家庭、學校、同學）外部發現，是導致青少年智力、精神和情感障礙的重要病源，亦是人類健康與社會發展的危險因素[8]。近期調查顯示，我國有19.6%的18歲以下青少年曾遭受過來自學校或朋輩的情感虐待，這種隱性的心理虐待已然成為青少年健康成長的“心靈殺手”[9]。它可能始于家庭或外界群體對青少年長期、隱性的情感忽視或孤立，使青少年在人際交往中自覺缺乏信任而脫離社會，并逐漸產生焦慮、抑郁、敵視他人等傾向[10]；可能源于周圍人際對青少年不間斷的情感羞辱或批評，既會加重青少年的防御心理、自覺喪失社會價值觀，還會延至成年后而對其健康發展造成阻礙[11]。

國內外在情感虐待與行為堅持性的關系探討上碩果頗豐。（1）情緒認知理論認為，情感虐待是主體記憶中的一種創傷經歷[8]。正值自我關注和注意偏好形成期的青少年，若在某單獨事件中有過長期被羞辱、忽視等虐待經歷，便會將這些經歷儲存于認知記憶系統，從而損害自尊，產生社會焦慮和情緒發展危機，甚至迫使主體為避免在該事件繼續經歷情感創傷而產生退縮傾向[8]。（2）情感虐待是主體社會活動中的一種傷害體驗[10]。這種負性情感體驗會使青少年逐漸喪失鍛煉的參與熱情和意志品質[12]，還會加重道德推脫傾向，引發灰心、沮喪、低效能等消極心理，從而導致其成為鍛煉退出的主要人群[13]。總之，情感虐待是青少年健康發展的羈絆，也是制約其踐行體育鍛煉、提高堅持性的危險源。正如前人所言，情感虐待會引發一系列消極心理反應（如創傷后應激障礙、抑郁、焦慮等），從而困擾主體的社會化發展、社會行為踐行[14]。

隨著組織行為學發展，學者在探討情感對行為堅持性影響機制時發現，情緒自我控制（emotional self-control）扮演著中介角色，它是一種自我監控和調整情緒反應的能力，是心理素質的重要體現，也是心理韌性的重要維度[15]。（1）情感虐待是情緒自我控制的制約因素。情感虐待是一種隱性的心理虐待，長期經歷情感虐待的青少年往往將自己處于高強度的情感壓力下，易產生反社會型、分裂型或邊緣型人格障礙，進而表現出較弱的情緒自我控制能力[16]。而且，有過嚴重情感虐待經歷的青少年總伴有自我孤立、敵視他人等反社會傾向，當面對應激事件時往往會表現出煩惱、焦慮、憂郁、狂躁等情緒失衡狀態。正如認知-情感系統理論闡釋的，特定情境引發的情感認知，會作為一種信息源決定并建構個體的情緒反應[17]。（2）情緒自我控制是提升青少年行為堅持性的力量源泉。它是青少年面對創傷事件時的有效行為能力，益于個體積極應對負面問題、適應挑戰性任務，并主動投入于社會實踐中[18]；它是青少年成長的動態發展過程，是個體在面對壓力事件時與環境交互的適應性調整過程，益于個體認知信息的深層加工，是個體反復從事積極活動的驅動力[19]；它是青少年在面臨挫折事件時所表現出的特質，益于個體在負壓情境下保持行為的穩定性[20]。綜上，情感虐待會通過影響情緒自我控制能力而間接作用于主體行為。正如情緒管理理論所言，情緒控制源于主體的思維記憶系統而作用于未來言行[21]。

近年來，學者發現在青少年情感與健康行為的關系鏈上，心理需求滿足感同樣具備中介效應。基本需求理論認為，人類先天具有自主、能力和關聯3種基本心理需求[22]。一方面，情感虐待能夠決定主體心理需求的滿足程度。情感虐待是主體壓力事件中的負性體驗，常被周圍人際忽視、羞辱的人伴有較低的行為認同感，在社會活動中無法充分發揮自身能力而難于獲得能力需求的滿足感[23]；情感虐待是主體社會成長中的創傷記憶，有過被排擠、孤立等深刻創傷記憶的人總伴有較低的社會認同感，在社會行為中慣于自我孤立，較難融于周圍人際而難于獲得關系需求的滿足感[24]；情感虐待是主體認知決策中的情感羈絆，長期被親密群體批評、指責的人總伴有較低的身份認同感，在社會活動中慣于被動、跟從，較難行使自由選擇權、自我決定權而難于獲得自主需求的滿足感[25]。另一方面，滿足鍛煉心理需求是提升青少年鍛煉堅持性的必要條件。個體行為的執著程度往往取決于需求得到滿足時產生的內驅力刺激[26]。根據鍛煉堅持認知決策模型的相關觀點，若以往鍛煉使個體鍛煉心理需求得到滿足，個體的鍛煉意向便會更加清晰、明確，越易堅持長期規律的鍛煉行為[4]。正如歸因理論闡釋的，特定行為滿足感的歸因會影響個體對該行為的期望與選擇[27]。

此外，一系列縱向研究表明，情緒自我控制對心理需求滿足感有顯著的增益功效。情緒自我控制是青少年健康成長的重要心理資源，它既能夠平息不安、堅定信念、提高自我意識和社會適應能力[28]，還能夠促使個體有效調整需求標準、實現自我心理需求的滿足。而且，具備情緒自我控制能力的人善于利用外在資源，使自己從威脅情境中快速復原，有效地維持心理彈性、促進心理需求滿足感[29]。據此推測，情感虐待、情緒自我控制、鍛煉心理需求滿足感是青少年鍛煉堅持性的3個前因要素。類似研究在其他領域已得證實[30]，而在體育鍛煉領域卻尚未明晰。臨床心理學認為，個體行為的非理性因素往往通過影響理性因素而作用于行為本身[28]。基于此，構架觀念（見圖1）并試圖解決2個問題：（1）情感虐待、情緒自我控制、鍛煉心理需求滿足感對青少年鍛煉堅持性有何直接影響；（2）在情感虐待與青少年鍛煉堅持性的影響鏈上，情緒自我控制和鍛煉心理需求滿足感是否具備多重中介效應。研究旨為豐富青少年鍛煉行為研究有所裨益，亦為相關部門科學制定干預策略提供參考。

圖1 觀念構架模型Figure1 Model of Conceptual Framework

1 研究對象與方法

1.1 被試

青少年心理學將青年界定為13～25歲[31]；運動生理學界定少年期為11～15歲，青年期為15歲～成年。由于研究涉及個體心理層面和行為層面的關系探討，需綜合個體心理和生理的發展特征，因此，參照王瑞元[32]對青少年的界定，選擇12～18歲人群為重點研究階段，寬泛來說就是以初中和高中階段的人群為調查對象。依據分層整群抽樣原則，以長三角地區為例，抽取3類（直轄市、一線城市和二線城市）共6個城市，各城市選取初中、高中各2所，每所學校隨機抽取130名（約1 560名）中學生為被試，根據“應答條目未達3/4”“規則性填答”“反向題檢驗”等判定標準，保留1 368份有效數據，有效率87.69%。其中，男636人，女732人；年齡（14.173±2.148）歲；初中643人，高中725人。

1.2 測量工具

借鑒V.I.CHIRKOV等[33]的成功經驗，采用典型互譯程序對測量工具中的所有英文問卷漢化，旨在最大限度地提高量表跨語言等值性。首先，由1位精通英文的語言學學者將題項漢化；其次，由2位精通英文的鍛煉心理學專家校正、修訂譯后條目；再次，由2位未見過翻譯問卷的英語外教將譯后條目回譯成英文；最后，反復進行上述三驟互譯，直到所有中英文條目的語義、表述和內涵匹配。

1.2.1 情感虐待量表（Emotional Abuse Scale，EAS） 修訂A.GERDNER等[34]《短式兒童期創傷問卷》的情感虐待分量表。EAS原為評估被試在家庭中感受到的情感虐待程度，結合研究目的，在各題項前增加“在體育鍛煉這件事上”以確定情境；修訂主體詞匯“家庭/家人”為“同學”。如將“我的家人都叫我‘笨’‘懶’”改為“在體育鍛煉這件事上，我的同學都叫我‘笨蛋’‘懶蟲’或‘宅男/女’”，將“我覺得我的家庭中有人討厭我”改為“在體育鍛煉這件事上，我覺得我的同學中有人討厭我”等。EAS含5個題項，采用李克特5點法，由“從無～總是”計1～5分，總分越高表明被試在學校中經歷的情感虐待越多。測量得知，各題項偏度絕對值0.379～0.783，峰度絕對值0.060～0.745，標準差最小值0.806；克朗巴赫α系數為0.949，分半信度0.922。

1.2.2 情緒控制量表（Emotion Control of Resilience Scale，RSEC）采用胡月琴[35]《青少年心理韌性量表》。RS-EC由6個題項（含5個反向題）構成，旨在評估個體在困境中對波動情緒和悲觀看法的調控能力，如“我很難控制自己的不愉快情緒”“失敗總是讓我感到氣餒”“我能夠很好的在短時間內調整情緒”等。采用李克特5點法，由“完全不符合～完全符合”計1～5分，經反向題處理后，總分（30分）表示被試情緒自我控制能力。本次測量得知，各題項偏度絕對值0.099～0.458，峰度絕對值0.269～1.050，標準差最小值1.049；克朗巴赫α系數為0.903，分半信度0.899。

1.2.3 鍛煉心理需求滿足感（Psychological Needs Satisfaction in Exercise，PNSE） 修訂P.M.WILSON等[26]的《鍛煉心理需求滿足感量表》。PNSE是以基本需求理論為框架，從自主（autonomy）、能力（competence）和關聯（relatedness）3方面評估被試鍛煉需求滿足感水平，共18題（每個維度各6題）。（1）自主需求滿足感，是個體知覺選擇鍛煉內容、方法、方式的自主權，制定鍛煉計劃的自決權，是否參與鍛煉的自由權（如我有選擇鍛煉方法的自主權）；（2）能力需求滿足感，是個體知覺是否具備鍛煉的能力，是個體對自身鍛煉能力的主觀認知（如我可以完成鍛煉中的各種挑戰）；（3）關聯需求滿足感，是個體知覺在體育鍛煉情境下與同伴相處的發展情況（如我可以與鍛煉同伴相處融洽）。采用李克特5點法，由“完全不符合～完全符合”計1～5分，總分（90分）表示被試鍛煉心理需求的滿足感程度。本次測量得知，各題項偏度絕對值 0.240～1.093，峰度絕對值 0.027～1.154，標準差最小值1.306；克朗巴赫α系數為0.943，分半信度為0.913。

1.2.4 青少年鍛煉堅持性量表（Exercise Adherence Scale for Adolescent，EAS-A） 鍛煉堅持性是建立在鍛煉參與的基礎上，反映了個體堅持長期、有規律、長持時的鍛煉狀態或特性[36]。換言之，鍛煉堅持性應體現在個體從事鍛煉活動的時間屬性上，反映個體行為的長期性、規律性、持續性等。基于此，結合專家意見，編制青少年鍛煉堅持性量表（EAS-A），并試圖從規律鍛煉的周期長度（簡稱周期）、每周規律鍛煉的頻率（簡稱周頻率）和每次規律鍛煉的持續時間（簡稱持時）評定鍛煉堅持性。周期以“＜1個月、1個月、2個月、3個月、≥4個月”計1～5分，周頻率以“≤1次/月、1次/2周、1次/周、2次/周、≥3次/周”計1～5分，持時以“＜15 min、15～30 min、31～45 min、46～60 min、＞60min”計1～5分，總分表示被試鍛煉堅持性水平。本次測量得知，題項偏度絕對值0.144～0.432，峰度絕對值0.622～0.712，標準差最小值1.125；克朗巴赫α系數為0.855，分半信度為0.807，題總相關0.791～0.851（P＜0.01），表明所編制EAS-A的理論構想與鍛煉堅持性的內涵相符。

EAS、RS-EC和PNSE量表的探索性因子分析和驗證性因子分析指標見表1。

表1 EAS、RS-EC和PNSE的探索性因子分析和驗證性因子分析指標Table1 The Index of Exploratory Factor Analysis and Confirmatory Factor Analysis of EAS，RS-EC and PNSE

1.3 施測過程

于2017年4月、6月，利用課間時間，以行政班級為單位，采用集體施測的方式進行2次數據采集，填答7 min后當場回收，施測獲得被試一般人口統計學資料。

1.4 數據采集與分析

將所得數據導入SPSS24.0統計軟件。經反向題處理后，首先，通過相關性分析和回歸分析統計各前因變量對鍛煉堅持性的直接影響；然后，采用序列層次回歸分析考察鍛煉心理需求滿足感的中介效應、情緒自我控制的中介效應，以及情緒自我控制、鍛煉心理需求滿足感的多重中介效應；最后，利用AMOS24.0分析軟件構建多重中介模型，通過模型擬合指數檢驗多重中介模型的適配性。

2 結果

2.1 共同方法偏差檢驗

采用程序控制和Harman單因素檢驗考察施測可能存在的共同方法偏差。（1）程序控制。在問卷的引導語中著重、加粗標注了“本調查僅為科研使用”，由問卷發放老師反復強調測試數據的保密性和匿名性，以減少社會稱許性行為的干擾；在各個子問卷中調整題項排序；《情緒控制量表》中含5個反向計分題，因此不必單獨設計反向題；施測采用現場答疑、填寫完畢當場回收。（2）Harman單因素檢驗。對所有題項進行單因素未旋轉探索性因子分析，結果有6個因子特征根值＞1，且第1因子解釋變異率35.227%（＜臨界值40%），表明測量共同方法偏差可接受。

2.2 情感虐待、情緒自我控制、鍛煉心理需求滿足感、鍛煉堅持性的現狀特征

研究所用各類量表皆為5點計分法，故各題項理論均值皆為3分。結果顯示：情感虐待題項平均分為2.28分，低于理論題項均值；情緒自我控制和鍛煉心理需求滿足感題項均分皆為3.08，略高于理論題項均值；鍛煉堅持性方面，除持時高于理論題項均值外，周期和周頻率皆低于理論題項均值（見表2）。

表2 描述性統計分析表Table2 Descriptive Statistical Analysis

為考察鍛煉堅持性在情感虐待變量上是否存在差異，將情感虐待得分由高至低降序排列，取最高分27%為高分組，最低分27%為低分組（各370人），進行獨立樣本T檢驗。Levene's誤差方差等同性檢驗中，3個因變量均無統計學意義（P＞0.05），接受原假設；T檢驗顯示，鍛煉堅持性的周期、周頻率和持時在情感虐待高、低分組上的差異有統計學意義（P＜0.001）；比較顯示，青少年經歷的情感虐待越嚴重，規律鍛煉的周期越短、每周規律鍛煉的頻率越低、每次規律鍛煉的持續時間越少，即鍛煉堅持性越差（見表3）。

表3 獨立樣本T檢驗Table3 T-test for Independent Samples

2.3 情感虐待、情緒自我控制、鍛煉心理需求滿足感對鍛煉堅持性的直接影響

Pearson雙變量雙側相關性分析顯示，情感虐待與規律鍛煉的周期、周頻率和持時皆呈負相關（P＜0.01），情緒自我控制、鍛煉心理需求滿足感與規律鍛煉的周期、周頻率和持時皆呈正相關（P＜0.01）。比較顯示，情感虐待與規律鍛煉的周期長度負相關較密切（r=-0.255），情緒自我控制與每周規律鍛煉的頻率正相關較密切（r=0.641），鍛煉心理需求滿足感與每次規律鍛煉的持續時間正相關較密切（r=0.505）（見表4）。

表4 Pearson雙變量雙側相關系數表Table4 Statistics of Pearson Correlation Coefficient

分別以情感虐待、情緒自我控制、鍛煉心理需求滿足感為自變量，規律鍛煉的周期、周頻率、持時為因變量，采用強行進入法進行9組回歸分析。結果顯示：（1）情感虐待對周期[F（1，1366）=47.556]、周頻率[F（1，1366）=41.250]和持時[F（1，1366）=39.888]的負向影響有統計學意義（P＜0.001），分別解釋了6.4%、5.6%和5.4%的變異；（2）情緒自我控制對周期[F（1，1366）=346.563]、周頻率[F（1，1366）=476.397]和持時[F（1，1366）=399.545]的正向影響有統計學意義（P＜0.001），分別解釋了33.6%、41.0%和36.8%的變異；（3）鍛煉心理需求滿足感對周期[F（1，1366）=181.806]、周頻率[F（1，1366）=207.079]和持時[F（1，1366）=232.868]的正向影響有統計學意義（P＜0.001），分別解釋了20.9%、23.2%和25.3%的變異（見表 5）。此外，情緒自我控制對鍛煉心理需求滿足感[F（1，1366）=309.693]正向影響有統計學意義，解釋了31.1%的變異（見表6）。

表5 情感虐待、情緒自我控制、鍛煉心理需求滿足感分別對周期、周頻率、持時的回歸分析Table5 Regression Analysis of Emotional Abuse，Emotional Self-control，and Psychological Needs Satisfaction on Cycle，Duration and Frequency，Individually

表6 情緒自我控制對鍛煉心理需求滿足感的回歸分析Table6 Regression Analysis of Emotional Self-control on Exercise Psychological Needs Satisfaction

2.4 情緒自我控制、鍛煉心理需求滿足感的多重中介效應檢驗

首先，以情感虐待、鍛煉心理需求滿足感為自變量，鍛煉堅持性為因變量，進行序列層次回歸分析。Step1：情感虐待對鍛煉堅持性[F（1，1366）=63.858，β=-0.293，P＜0.001]的影響顯著，解釋了8.4%的變異；Step2：因鍛煉心理需求滿足感介入，情感虐待對鍛煉堅持性[F（2，1364）=182.346，T=-3.576，β=-0.117，P＜0.001]的影響有統計學意義，同時，鍛煉心理需求滿足感對鍛煉堅持性（β=0.542，T=16.588，P＜0.001）的影響也有統計學意義，共同解釋了34.7%的變異。可見，因鍛煉心理需求滿足感介入，情感虐待對鍛煉堅持性的回歸系數由-0.293降至-0.117，ΔR2=0.263（見表7）。由此證實，鍛煉心理需求滿足感的部分中介效應顯著。

表7 情感虐待、鍛煉心理需求滿足感對鍛煉堅持性的序列層次回歸分析Table7 Hierarchical Regression Analysis of Emotional Abuse andPsychological Needs Satisfaction on Exercise Adherence

然后，以情感虐待、情緒自我控制、鍛煉心理需求滿足感為自變量，鍛煉堅持性為因變量，進行序列層次回歸分析。（1）Step1：先證實了情感虐待對鍛煉堅持性影響顯著。（2）Step2：因情緒自我控制介入，情感虐待對鍛煉堅持性[F（2，1364）=415.955，T=-3.885，β=-0.104，P＜0.001]影響顯著，同時，情緒自我控制對鍛煉堅持性（β=0.707，T=26.502，P＜0.001）影響也顯著，共同解釋了54.9%的變異。可見，因情緒自我控制加入，情感虐待對鍛煉堅持性的回歸系數由-0.293降至-0.104，ΔR2=0.464，證實情緒自我控制的部分中介效應顯著。（3）Step3：在上一步的基礎上繼續加入鍛煉心理需求滿足感，此時情感虐待對鍛煉堅持性[F（3，1362）=419.349，T=-2.290，β=-0.060，P=0.022]的影響依舊顯著，而且，情緒自我控制（β=0.590，T=19.666，P＜0.001）、鍛煉心理需求滿足感（β=0.231，T=7.572，P＜0.001）對鍛煉堅持性影響也顯著，共同解釋了58.3%的變異，ΔR2=0.034。可見，因情緒自我控制、鍛煉心理需求滿足感逐步介入，情感虐待對鍛煉堅持性的回歸系數由-0.293逐步降至-0.104和-0.060，R2逐步升至 0.549和 0.598，ΔR2逐步變化為0.464和0.034（見表8）。由此證實，情緒自我控制、鍛煉心理需求滿足感的多重中介效應顯著。

基于此，利用AMOS24.0構建多重中介效應模型。模型擬合指標：χ2（df=113，n=1368）=374.708，χ2/df=3.316＜5；擬合優度指標：GFI=0.923，NFI=0.903，IFI=0.914，NNFI=0.902，CFI=0.913（均＞0.9），近似誤差均方根RMSEA=0.089＜0.08，標準化殘差均方根SRMR=0.0457＜0.05，說明模型較好的適配性（見圖2）。

表8 情感虐待、情緒自我控制、鍛煉心理需求滿足感對鍛煉堅持性的序列層次回歸分析Table8HierarchicalRegressionAnalysisofEmotionalAbuse，EmotionalSelf-controlandPsychologicalNeedsSatisfactiononExerciseAdherence

圖2 多重中介效應模型Figure2 Model of Multiple Mediating Effects

從情感虐待對鍛煉堅持性的影響路徑及效應看，情感虐待對鍛煉堅持性的直接影響效應為0.060，間接效應（中介效應之和[37]）為0.233，總效應（直接效應與間接效應之和）為0.293，3條中介效應路徑的效果量（中介效應值與總效應之比）分別為53.92%、14.68%和10.92%，即在情感虐待對鍛煉堅持性的影響鏈條上，間接效應占總效應的79.52%（見表9）。

表9 情感虐待對鍛煉堅持性的影響路徑及效應分解表Table9 Influence Path and Effect Decomposition of Emotional Abuse on Exercise Adherence

3 討 論

3.1 總體現狀特征討論

（1）青少年普遍經歷過情感虐待。眾所周知，青少年在社會活動中更傾向關注自我，易受到外部因素引發情境反應。在鍛煉活動中，難免因自身憊懶而被同學取笑，也難免因發揮失常、失誤而被他人挖苦，這些外部情境引發的負面因素使情感敏感期的青少年產生情感壓力，形成情感虐待體驗。（2）青少年能獲得相對合理的鍛煉心理需求滿足感。“全國億萬學生陽光體育運動”和《學校體育工作條例》的推行與開展使學校體育工作呈現嶄新面貌，“小學興趣化”“初中多樣化”“高中專項化”和“大學個性化”的體育整體改革思路，有效改善了青少年鍛煉參與的機會、條件，提升了青少年參與興趣，充分調動了青少年的運動潛質和自主性，亦滿足了青少年能力和自主的鍛煉心理需求。加之學校組織體育活動多為青少年喜愛的群體項目（如籃球、跳長繩等），學生可在鍛煉中促進交往、分享快樂，使青少年能夠獲得較好的關聯需求。（3）青少年具備一定程度的情緒自我控制能力。從某種意義講，青少年的成長就是一個適應社會的過程。中國“儒、道、佛”的文化源流，使人與人、人與集體間的關系趨于謙和，在此文化背景下，青少年的情緒表達相對內斂，而且，隨著社會經驗積累、自我意識發展，處于情緒發展期的青少年在情緒自我控制方面逐步增強，能夠在困境中合理調控情緒，積極地應對負面問題、適應社會環境。（4）盡管學校不斷加大青少年體育鍛煉的關注度，盡可能給予青少年充足的鍛煉參與時間，但受應試教育影響，繁重的學業壓力和學習任務使青少年仍舊無法保持規律的鍛煉頻率和長期的鍛煉周期。以上結果與前人觀點一致[4，9，21，23]。

獨立樣本T檢驗發現，青少年經歷的情感虐待越嚴重，鍛煉堅持性越差。情感虐待是青少年被忽視、羞辱、孤立的創傷經歷或傷害體驗。相較于低程度情感虐待者而言，具有嚴重創傷經歷或深刻傷害體驗的青少年，其價值認知和意志品質薄弱、自我決策能力和社會實踐能力差、在社會活動中經常缺乏激情和活力，極易在挑戰事件中產生退縮、逃避、排斥等偏倚行為，表現出較差的鍛煉堅持性。該結果與前人部分觀點一致[10]。

3.2 直接影響效應討論

青少年感受到的情感虐待越嚴重，鍛煉越缺乏堅持性，該結果與前人觀點一致[12]。情感虐待是青少年健康發展的危險因素，它不僅影響個體社會適應和人際交往能力，還會改變青少年體育鍛煉認知（如認知圖式、反芻思維等[38-39]），影響青少年鍛煉活動的應對方式，當遭遇鍛煉挫折或壓力時較易產生發怒、消沉等極端傾向，亦很難保持長期、穩定、規律的鍛煉行為。換言之，在體育情境中，長期處于被批評、漠視等情感虐待下的青少年，其情緒波動性較大，慣于擴大外界環境引發的負面影響，常為維持自尊、避免被污化成“笨拙”之人而產生逃避心理，甚至對體育鍛煉產生排斥、抵觸等消極情緒，難以保持長期有規律的鍛煉周期（β=-0.255）。值得一提的是，盡管研究中情感虐待與鍛煉堅持性各指標相關皆顯著（P＜0.01），但卻未達中高水平。究其原因：一方面，情感虐待是對青少年負性鍛煉人際情感經歷的評估，難免會“情緒外殼”的刻意改變行為或者言語表達[39]，從而在施測中產生霍桑效應；另一方面，盡管青少年在鍛煉中或多或少的經歷過情感虐待，但隨著社會、家庭、學校對青少年心理健康的關注，這種負性的情感經歷可能被積極生活體驗和外界支持性元素（如主觀體驗、社會支持、鍛煉認同等）適當緩解，因而表現出與鍛煉堅持性的弱相關。

青少年的情緒自我控制能力、鍛煉心理需求滿足感越強，鍛煉越具堅持性，該結果與前人觀點一致[1，23]。（1）情緒自我控制是提高青少年社會適應性的關鍵因素，它益于個體挖掘自身的抗壓潛力，當面對鍛煉應激事件或超出預期的挑戰任務時，能及時調控情緒、有效作出反應，保持飽滿的鍛煉熱情、維持規律的鍛煉行為和頻率（β=0.641）。正如挫折理論所言，能在困境中不畏挫折的人通常具有較強的自我控制能力，這種能力是內在也是外在的，它能促使青少年在社會活動中免除失常行為，并保持應有的專注和堅持[40]。（2）鍛煉心理需求滿足感是個體對過去運動情緒感受的記憶印象[41]，是人們產生鍛煉意向、保持鍛煉行為的心理源泉。從認知的角度講，鍛煉滿足感會作為一種認知信息線索，決定個體對鍛煉行為的判斷、評價、選擇和表現[4]。換言之，能在既有鍛煉活動中獲得需求滿足感的青少年，往往將體育鍛煉視為一種積極愉悅、益智健心、符合自身發展的社會活動，較易形成鍛煉參與的意圖和決心，在參與鍛煉活動時不愿被外界事務抽離而表現出合理的專注度、鍛煉行為和持續時間（r=0.505）。正如自我決定理論所言，滿足需求是促成內部動機的前提，它可使人在活動執行和保持中表現更佳[23]。

3.3 多重中介效應討論

序列層次回歸分析證實，在情感虐待影響青少年鍛煉堅持性時，情緒自我控制具備部分中介效應，其效應量占總體的53.29%，折射了認知-情緒系統理論在體育領域的適用性[16]。法國哲學家盧梭曾指出，青少年正處于一個狂暴的危險時期，具有強烈、敏感、兩極化的情緒情感。有意識的情緒控制可使同一負性情感壓力下的群體表現出迥異的行為表達[42]。通常情況下，常感到被藐視、侮辱、否定等情感虐待的青少年總伴有灰心沮喪、自暴自棄等特質，較易受外界負面壓力影響而表現較弱的情緒自我控制能力（如暴躁、發怒，或消沉、低自信等），在體育鍛煉中較難適應情境威脅（如譏諷、取笑、貶低）或挑戰危機而表現出較弱的鍛煉堅持性，甚至會放棄令其“尷尬”“難堪”的社會活動[43]；反之，情感虐待經歷少的青少年處理應激事件時會表現出樂觀的心態，在鍛煉壓力情境中能夠有效調控情緒，堅定信念、平息不安，使鍛煉行為得以保持和發展。簡言之，情感虐待經歷越少的青少年情緒自我控制能力越強，鍛煉越具堅持性。

在情感虐待影響青少年鍛煉堅持性時，鍛煉心理需求滿足感具備部分中介效應，其效應量占總體的14.68%，該結果與前人部分觀點一致[4]。臨床心理學認為，情感虐待會引發抑郁、焦慮等心理病理癥狀，影響基本心理需求滿足感，進而為青少年心理健康和社會行為的發展帶來困擾[21]。一般來說，長期經歷情感虐待的青少年較易在鍛煉實踐中產生社會退縮傾向，善于擴大應激事件的消極干擾而產生偏激、逃避、拖延、抵觸等失衡心態，影響鍛煉需求滿足感，甚至逐漸退出體育鍛煉而形成久坐少動、網絡成癮等惡習[12]；反之，較少經歷情感虐待的青少年具有樂觀、自信、合群等特質，較易知覺到外界的包容、重視、理解和認同，在體育鍛煉中能夠理性地看待壓力和應激事件并從中獲得需求的滿足，進而更傾向于反復、長期、有規律地參加體育鍛煉活動。正如基本心理需求理論闡釋的，基本需求與社會環境密切相關，良好的社會環境有助于提升個體心理需求的滿足程度，進而影響社會行為的產生、維持、發展或改變[26]。

此外，序列層次回歸分析還證實了，在情感虐待與青少年鍛煉堅持性的影響鏈條上，情緒自我控制和鍛煉心理需求滿足感具備多重中介效應，其效應量占總體的10.92%。情感虐待是青少年長期生活壓力下的負性情感體驗，它會使青少年產生偏倚的鍛煉認知、喪失情緒自控能力，進而降低鍛煉需求的滿足感[44]，最終影響青少年鍛煉堅持性。如長期被污化為“笨拙”“懶惰”的青少年面臨超預期鍛煉任務常表現出灰心、氣餒等消極情緒傾向，即情緒控制能力失調，使其能力、自主的需求滿足感降低，進而影響鍛煉堅持性[45]；經常被忽視、拒絕、否定的青少年應對鍛煉活動往往表現出自我孤立、習慣性偏執等消極的情緒控制力，使其關聯、自主需求的滿足感降低、內部動機外化，進而影響鍛煉行為的保持。正如情緒調控理論闡釋的，情緒調控能力差的人較難在消極體驗中快速復原，從而影響滿意度和幸福指數，成為健康行為的羈絆[46]。

鍛煉堅持性是青少年鍛煉行為習慣化的具體詮釋。研究在既有理論和文獻基礎上，考察情感虐待、情緒自我控制、鍛煉心理需求滿足感對青少年鍛煉堅持性的影響，構建了多重中介模型，研究具有一定現實意義。值得注意的是，分析發現，在情感虐待與青少年鍛煉堅持性的影響鏈條上，間接效應占總效應的79.52%，映射了情緒自我控制、鍛煉心理需求滿足感在緩解消極情感體驗、培養鍛煉習慣中的重要促進功效。基于此，研究認為，給予情感上的關懷與包容、提高情緒自我控制能力，同時，通過豐富校園體育文化來擴大鍛煉需求滿足感，可能是提升青少年鍛煉堅持性、培養良好鍛煉習慣的有效途徑。誠然，青少年鍛煉堅持性的致因要素包羅萬象（如運動承諾、主觀鍛煉體驗等），而且人的行為與個體、外界和社會準則密不可分，未來應著眼多變量的綜合考量，為全面揭示青少年鍛煉堅持性的影響機制提供思路與啟迪。

4 結論

青少年普遍經歷過情感虐待，盡管具備一定程度的情緒自我控制能力，在鍛煉中能夠滿足一定心理需求，但其鍛煉堅持性卻不甚理想；青少年經歷的情感虐待越嚴重，鍛煉堅持性越差。情感虐待、情緒自我控制、鍛煉心理需求滿足感對青少年鍛煉堅持性的影響顯著，其中，情感虐待對規律鍛煉的周期長度負向影響較大，情緒自我控制對每周規律鍛煉的頻率正向影響較大，鍛煉心理需求滿足感與每次規律鍛煉的持續時間正向影響較大；在情感虐待與青少年鍛煉堅持性的影響鏈條上，情緒自我控制、鍛煉心理需求滿足感的部分中介效應分別顯著，而且二者的多重中介效應也顯著，中介效應分別占總效應的53.92%、14.68%和10.92%，即在情感虐待影響青少年鍛煉堅持性的影響鏈條上，間接效應占總效應的79.52%。

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Emotional Abuse and Adolescent Exercise Adherence：The Multiple Mediating Effects of Emotional Self-con?trol and Psychological Needs Satisfaction in Exercise

ZHANG Jing1，DONG Baolin2
（1.FacultyforPE，ShanghaiInternationalStudiesUniversity，Shanghai200083，China；2.Dept.ofPE，SandaUniversity，Shanghai201209，China）

Explored the influence of the emotional abuse（EA），emotional self-control（ES），and psychological needs satisfaction in exercise（PNSE）on exer?cise adherence of adolescent and then tested the suitability of the model of multiple mediating effects.Then used the emotional abuse scale（Revised Edition，EAS），emotion control subscale of“resilience scale for adolescent”（RS-EC），psychological needs satisfaction in exercise（PNSE）and the exercise adherence scale for adolescent（EAS-A），this paper made investigation on 1368 adolescents aged 12～18 years（Aged=14.173±2.148，Male=636，female=732）.Results in?dicated that adolescent had the universal experience of EA，although they had a certain degree of ES and got enough PNSE，but their exercise adherence was not ideal.Furthermore，for adolescents，the more serious EA，the worse exercise adherence.The EA，ES，and PNSE had significant influences on adolescents'exer?cise adherence（P＜0.001）.Among them，EA had a greater negative influence on the cycle length of regular physical exercise，ES had greater positive influence on the frequency of regular physical exercise every week，and PNSE had greater positive influence on the duration of regular physical exercise every time.In the relational chain of EA and adolescent exercise adherence，the partial mediating effects of EA and PNSE were respectively significant.Furthermore，the multiple mediating effects of EA and PNSE were also significant，the intermediary effects accounted for 53.92%，14.68%and 10.92 of the total effects，respectively，namely that the indirect effect of EA on adolescents exercise adherence was 79.52%of the total effect.Conclusions：Giving emotional care and tolerance，im?proving the EA，meanwhile，increasing the adolescents’PNSE by enriching campus sports culture might be the effective ways that promote the exercise adher?ence and develop good exercise habits for adolescent.

adolescent；emotional abuse；emotional self-control；psychological needs satisfaction in exercise；exercise adherence

G 804.8

A

1005-0000（2017）03-269-08

2017-01-01；

2017-03-05；錄用日期：2017-03-06

教育部人文社會科學研究項目（項目編號：15YJC890006）

張 靜（1983-），女，山東荷澤人，講師，研究方向為大學生體育行為。

1.上海外國語大學體育教學部，上海200083；2.上海杉達學院體育教學部，上海201209。

10.13297/j.cnki.issn1005-0000.2017.03.015