父母因素對子女閑暇時間體力活動的影響
——從性別差異的角度分析

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(1.上海體育學院 體育教育訓練學院,上海 200438;2.上海體育學院 中國乒乓球學院,上海 200438)

青少年健康水平不僅關系到個人的成長和生活，而且關系到整個民族健康素質與人才培養的質量。從1985年開始，我國共進行了5次全國青少年體質健康調查，前4次調查結果顯示，我國青少年的體質在近20年里持續下降，學生肥胖檢出率不斷增加。2010年，第5次全國學生體質健康調查結果發現，學生體質與健康狀況總體有所改善，但肥胖檢出率仍在持續增加。體力活動不足是兒童體質下降與肥胖率升高的主要原因[1]。

家庭環境是兒童成長的主要環境之一，父母對子女的性格特征、行為特點、心理成長有著重要影響。在兒童的體力活動參與方面，許多研究也發現父母對其子女有顯著性影響。Gustafson等[2]總結、歸納了34項相關研究后提出了父母對子女體力活動的二元影響機制，即父母支持影響和父母的體力活動影響。西方學者對父母支持和父母體力活動與子女體力活動的關系進行了分析，發現父母支持對子女體力活動水平起著積極的促進作用。其影響是通過對子女參與體力活動的鼓勵、對子女運動能力的認可、為子女參與體力活動提供交通支持，以及通過自身的體力活動參與為子女樹立良好榜樣等方式與途徑來實現的[3-5]。在父母自身體力活動對子女體力活動的影響方面，研究結果并不一致。一些研究認為父母越積極參與體力活動，其子女體力活動水平就會越高[3,6-8]；而DiLorenzo等[9]發現，父母的體力活動與子女的體力活動水平呈負相關，即父母體力活動參與越頻繁，其子女的體力活動水平越低。此外，部分研究[10-13]則發現，父母的體力活動與其子女的體力活動水平并無顯著性相關。

性別差異是父母影響兒童體力活動相關研究的重要分析因素。首先，許多研究表明父母支持對子女體力活動的影響存在性別差異。大部分研究發現，相對于女童，男童在體力活動參與方面能獲得更多的父母支持。同時，父母支持對男童的影響比對女童的影響更為顯著[13-15]。其次，父母自身體力活動對子女體力活動的影響隨著子女性別的不同而有所變化，Hoefer等[16]發現，父母參與體力活動會對子女體力活動水平有影響，且對男童的影響大于女童。Moore等[17]則發現，父母體力活動對子女體力活動的影響具有同性影響的特點，即父親影響男童，母親影響女童。

相對于西方國家，東方儒家文化影響下的我國兒童與父母的相處模式可能有所不同，例如：西方社會中父母與子女的關系往往相對平等，甚至以朋友關系相處；但中國的子女們大多對父母的命令持有“不違”的態度[18]。因此，在中國文化背景下研究父母對兒童體力活動的影響機制有可能與來自西方學者的研究結果存在差異。近幾年我國的少量研究探討了父母體力活動水平及父母管控與兒童體力活動之間的關系[19-21]。例如，郜苗等[20]調查了父母對兒童參與體力活動支持的現狀后發現：父母更愿意陪伴孩子參與體力活動，父親較母親有更積極的參與體力活動的表率作用；且家庭的社會經濟地位越高，父母對孩子參與體力活動就會越支持。趙峰[21]針對超重兒童與其父母體力活動水平的關系進行研究后發現，超重兒童的體力活動水平與母親的體力活動水平呈正相關。基于此，本文以上海市部分兒童與其父母為調查和測量對象，探討父母因素(包括父母支持、父母體力活動)對子女體力活動的影響；同時從性別差異的角度分析各研究變量對兒童體力活動的影響，明確中國文化背景下父母在子女體力活動促進中的作用，為兒童體力活動的家庭干預提供理論依據。

1 研究方法

鑒于兒童在學校參與的體力活動(如體育課、課外體育鍛煉)大多由學校安排，父母對兒童體力活動水平的影響更多體現在閑暇時間內。因此，本文測量與探討的是兒童閑暇時間(上學前與放學后)的體力活動。采用儀器測量法測量兒童閑暇時間中高強度體力活動(MVPA)時間，采用問卷調查法了解父母對其子女參與閑暇時間體力活動的支持以及父母自身的體力活動。

1.1儀器測量法

1.1.1 測試對象 于2015年3—6月開展測試與調查工作。按照分層抽樣原則，以市區和郊區為考慮因素，選取了上海市楊浦區、浦東新區與寶山區3個區，每個區抽取1所小學。在所抽取的學校中以年級為單位，每個年級隨機抽取1～2個班級作為測試對象進行體力活動測試，共選取21個班級的581名學生。按照自愿參與的原則，研究組成員向被邀請參與研究的學生及其監護人員發放知情同意書，并詳細介紹研究目的、過程、獲益以及可能帶來的不便。最終共有419名學生的監護人簽署了自愿參加測試的同意書。測試員采用加速度計對這419名學生進行了為期1周的體力活動測量，并運用身高體重計對其身高體重進行測量，獲取有效數據256份，有效率為61%。

1.1.2 測試內容與過程 運用Actigraph GT3X型人體運動能耗監測儀(簡稱加速度計)測量MVPA時間。加速度計是目前測量兒童體力活動及能量消耗最有效的工具之一，已廣泛應用于國內外兒童青少年體力活動的研究中[1,11]。

儀器發放前，由測試員講解本研究的目的，然后向受試學生發放儀器。儀器發放過程中，測試員記錄學生姓名以及儀器編號，并講解佩戴儀器的規范和注意事項。按照測試要求，受試學生將加速度計通過一根有彈性的袋子佩戴在右髖部，在接受測量的1周內必須連續佩戴儀器7 d(睡覺、洗澡或游泳時可以取下)。佩戴加速度計后，受試學生可進行正常的學校活動和日常生活。測試開始后，測試員每天去學校檢查與監督學生佩戴儀器的情況。加速度計從發放的第2天凌晨0點開始記錄數據，直至第8天由測試員將其收回。同時，運用身高、體重測量儀對每位學生進行身高、體重測量，然后計算其身體體重指數(BMI)。

測試完成后，運用加速度計分析軟件Actilife 6.5對數據進行有效性篩選和統計分析，采用60 s的時間間隔(epoch)記錄加速度計的測量數據，以每天佩戴時間不少于10 h為1個有效日，1周至少佩戴3個有效日(2個上學日+1個周末日)為最低標準篩選有效的身體活動數據[10]。加速度計記錄數據時是以“count”為計量單位記錄的，根據counts值可將體力活動分為不同的強度。依據Zhu等[11]研制的符合中國兒童的強度分類標準，將身體活動分為了“靜坐不動(SPA)”“輕度活動(LPA)”“中等強度活動(MPA)”和“高強度活動(VPA)”4個等級，本文選取測量MVPA時間(MVPA時間=MPA時間+VPA時間)作為兒童體力活動數據進行分析，然后計算每天閑暇時間(早上8：00之前，下午5：00之后)內的MVPA時間。

1.2調查法

1.2.1 調查對象 對256名具備有效體力活動測試數據的兒童父母進行問卷調查。發放父母問卷各256份，共512份。父母問卷均回收的為有效問卷，共回收了216位父母的問卷，問卷的有效回收率為84.4%。

1.2.2 調查問卷 問卷分為3部分。第1部分是父母的基本信息，包括年齡、性別、其子女所在學校等。第2部分為父母對兒童體力活動的支持，父母支持量表由Davison等編制，此問卷已被廣泛應用于北美及歐洲國家父母對子女體力活動影響的相關研究中[8,22-23]。支持量表由父母后勤支持(logistic support)和父母直觀表率(explicit modeling)2個部分構成，共8個選項[24]。父母后勤支持是指父母為子女的體力活動提供的準備與支持，主要由父母對子女參與體力活動的鼓勵、父母對子女參與體力活動提供的交通支持、父母觀看子女參與體力活動或體育比賽，以及父母陪伴子女參與體力活動4個選項組成。父母直觀表率則指父母用自身參與體力活動的行為作為示范來鼓勵子女參與體力活動，主要由父母對參與體力活動的喜好程度、父母參與體力活動的習慣、家庭成員一起參與體力活動作為家庭休閑娛樂活動方式，以及運用自身體力活動參與行為鼓勵子女參與體力活動4個選項組成。問卷均為五級量表。第3部分是測量父母體力活動，這一部分運用Hamilton的成人體力活動評價量表，要求父母回顧在過去1周內參與不少于30 min中高強度體力活動的天數來評估父母參與體力活動的狀況[24]。

運用回譯方法進行問卷翻譯內容的有效性檢驗：即筆者將英文問卷翻譯成中文，再由一位英語專業的教授將其回譯為英語，然后與原版英文問卷進行對照，對于有出入的地方兩人進行討論與商議，并進行了相應的修改。中文版問卷形成后對問卷進行了信效度檢驗，向5位專家發放問卷效度檢驗表，3位認為有效，另外2位專家分別提出了修改意見。根據專家意見對問卷進行修改，例如將原來的四級量表改為五級量表，以及加入父母對子女參與體力活動能夠提供的交通支持的選項，修改后2位專家認定內容有效。研究采用重測信度檢驗方法對問卷進行了信度檢驗，65位學生家長參與，問卷間隔2周后再次發放，2次問卷的一致性檢驗結果為0.752(父母后勤支持)和0.714(父母直觀表率)。內部一致性信度檢驗采用Cronbachα系數，總量表的Cronbachα系數為0.846，父母的后勤支持維度為0.818，父母的直觀表率維度為0.795；表明研究所使用的父母問卷信度良好。

1.2.3 調查過程 受試學生進行體力活動測量后，測試人員向體力活動測量數據有效的受試學生發放父母問卷，由其轉交父母填寫，每個學生各發放2份問卷，并向學生說明問卷填寫的注意要點，要求問卷中每道題都要如實填寫，同時強調2份同樣的問卷必須由父親、母親分別填寫。第2天，由測試人員向兒童回收父母問卷。如果存在問卷丟失的情況，則再向學生發放新的問卷，次日回收。

1.3統計學分析運用SPSS19.0對問卷進行統計和分析。采用均數和標準差對兒童MVPA時間、父母支持與父母體力活動參與進行描述性統計。運用單獨樣本t檢驗分析對不同性別兒童的父母后勤支持和父母直觀表率進行差異分析，按照Cohen[25]的標準，確定效應量達到0.8、0.5、0.2時，分別屬于強效應、中等效應、弱效應。最后，在控制兒童年級與BMI這2個變量的前提下，以多層線性回歸分析父母支持與父母體力活動對子女閑暇時間MVPA的影響。

2 結果與分析

2.1受試者基本情況受試兒童共216名，男童116名，女童100名。其中1年級36人(16.7%)，2年級74人(21.8%)，3年級47人(22.2%)，4年級66人(18.9%)，5年級64人(20.4%)。受試兒童年齡分布為6～13歲間，平均年齡為10.45歲。測量結果顯示兒童的BMI平均值為16.92(標準差SD為2.58)。

2.2兒童體力活動、父母支持及父母體力活動情況測試結果顯示，兒童平均每天閑暇時間段MVPA時間為19 min，其中周一到周五的上學日閑暇時間段MVPA時間為15 min/d，周末休息日MVPA時間為22 min/d。對父母支持的調查結果顯示：五級量表中等臨界值為3，在父母后勤支持方面,父親后勤支持(平均數M=3.52,SD為2.45)和母親后勤支持(M=3.51,SD為2.33)的均值高于中等臨界值。在父母直觀表率方面，兒童體力活動的父親直觀表率均值(M=3.14,SD為3.88)高于五級量表的中等臨界值,母親直觀表率均值(M=2.95，SD為3.64)略低于中等臨界值。父母參與體力活動調查結果顯示，本文中母親平均每周參與不少于30 min中等強度以上身體活動的天數為2.27 d，父親平均每周參與的身體活動天數為3.48 d，父親參與體力活動比母親更為積極。

2.3不同性別兒童體力活動與父母支持的差異如表1所示，男童平均每天閑暇時間段的MVPA時間約為22 min,其中上學日每天為17 min，周末每天為26 min；女童平均每天閑暇時間段MVPA時間為16 min，工作日每天為13 min，周末每天為19 min。受試兒童平均每天閑暇時間段MVPA時間[t(1,216)=2.641,顯著性水平P=0.026，t檢驗中的效應量η2=0.20]、工作日閑暇時間段MVPA時間[t(1,216)=2.038,P=0.043，η2=0.35]及周末MVPA時間[t(1,216)=2.247,P=0.026,η2=0.23]都存在顯著性差異，且男童的閑暇時間段MVPA時間多于女童。

表1 不同性別兒童閑暇時間體力活動父母支持的差異(N=216)Table 1 Differences in parental support of leisure-time physical activity of children by gender

注：*表示P<0.05，表2同此

調查結果顯示，男女童閑暇時間體力活動的父親后勤支持[t(1,216)=0.689,P=0.492,η2=0.06]與母親后勤支持[t(1,216)=-0.260,P=0.795,η2=0.08]均不存在顯著性差異。此外，男女童閑暇時間體力活動的父親直觀表率[t(1,216)=-1.012,P=0.313]和母親直觀表率[t(1,216)=-0.774,P=0.440,η2=0.05]也均不存在顯著性差異。

2.4父母支持與父母體力活動影響子女閑暇時間體力活動水平的回歸分析已有研究表明，人口學變量影響父母及家庭相關因素對于體力活動的預測與解釋，因此，本文將兒童的年級與BMI這2個變量納入回歸方程模型中作為控制變量。第1步將兒童閑暇時間MVPA作為因變量，將兒童年級與BMI作為自變量，建立回歸方程。第2步將父親后勤支持、母親后勤支持、父親直觀表率、母親直觀表率、父親體力活動水平與母親體力活動水平作為自變量，建立回歸方程。結果顯示(表2)：①模型1中，年級與兒童閑暇時間體力活動存在顯著正相關(標準化回歸系數β=0.199,P=0.043)，其貢獻率為2.5%；②模型2在人口變量控制下納入父母支持與父母體力活動變量后，父親直觀表率(β=0.247,P=0.048)和父親體力活動(β=0.293,P=0.011)與男童的閑暇時間MVPA存在顯著正相關，其貢獻率為9.7%。父親后勤支持、母親后勤支持、母親直觀表率、母親體力活動水平對男童的閑暇時間MVPA均不存在顯著性影響。

表2 男童閑暇時間MVPA父母影響回歸分析(N=116)Table 2 Regression analysis of parental influence on boys’ leisure-time MVPA

同樣，將女童閑暇時間MVPA作為因變量，通過控制其年級與BMI，將父親后勤支持、母親后勤支持、父親直觀表率、母親直觀表率、父親體力活動水平與母親體力活動水平作為自變量，建立回歸方程。回歸分析結果(表3)顯示：①模型1中，年級與BMI對女童閑暇時間MVPA均不存在顯著性影響，其貢獻率為0.6%；②模型2在人口變量控制下納入父母支持與父母體力活動參與變量后，母親直觀表率與女童閑暇時間MVPA存在顯著正相關(β=0.323,P=0.046)，其貢獻率上升至4.9%。

3 討論

3.1兒童閑暇時間體力活動、父母支持與父母體力活動情況世界衛生組織(WHO)在2010年提出了兒童MVPA的推薦量為60 min/d。我國也在全國范圍內推出了“陽光體育運動”，提倡在校學生每天鍛煉1 h。本文測試結果顯示，兒童平均每天閑暇時間MVPA為19 min,遠低于國內外對兒童體力活動的推薦量。目前國內外學術界都未針對閑暇時間體力活動提出具體的推薦標準。本文將測量結果與國外有關兒童閑暇時間體力活動水平研究[26-28]進行比較后發現，上海市兒童的閑暇時間段MVPA時間低于國外兒童。

表3 女童閑暇時間MVPA父母影響回歸分析(N=100)Table 3 Regression analysis of parental influence on girls’ leisure-time MVPA

例如：Pahkala等[26]對芬蘭兒童閑暇時間體力活動研究發現，女童平均每天閑暇時間中等強度體力活動時間為30 min，高等強度體力活動時間為33 min;而男童更為持久，其閑暇時間中等與高等體力活動時間分別為47 min與38 min。Gao等[27]采用加速度計測量美國兒童的體力活動水平后發現，其閑暇時間段MVPA時間為23 min/d。Tammelin等[28]對美國218名7～15歲學生進行了閑暇時間體力活動水平測量，結果表明，學生平均每天閑暇時間段的MVPA時間為45～69 min。因此，上海市兒童的閑暇時間體力活動水平還有待加強。這也驗證了國內外其他學者的研究結果[29-30]。

在父母支持方面，調查結果顯示，父母后勤支持的均值高于五級量表的中等臨界值，這說明父親和母親都能認識到子女參與體力活動的重要性，并支持子女參與體力活動。在父母直觀表率方面，父親直觀表率均值高于中等臨界值,母親直觀表率均值略低于中等臨界值，這說明父親更善于運用自己親身參與體力活動的行為來鼓勵子女參與體力活動，這也驗證了其他學者的研究結果[4-5]。這種差異可能有兩方面的原因：一方面，本文的結果發現父親參與體力活動比母親更積極，因此，父親身體力行所起到的示范作用比母親更強；另一方面，該結果也比較符合中國傳統文化中父母親的角色定位，即在家庭生活中父親的形象都是“堅毅”和“嚴厲”的，是子女的榜樣，經常鼓勵子女參與包括體力活動在內的鍛煉一致的活動，而母親的形象通常是“溫柔”和“慈愛”的，負責照料子女的日常生活，給子女更多情感上的關愛[30]。

3.2父母支持及體力活動對兒童閑暇時間體力活動水平的影響本文中父母支持與父母體力活動對于男童和女童閑暇時間體力活動的貢獻率為分別為9.7%與4.9%，而近90%～95%的方差不能為父母相關變量所解釋和預測。此研究結果低于國外相關研究中的父母變量對子女閑暇時間體力活動的貢獻率(10%～20%)[8，13，23]。這在一定程度上說明，上海市的父母支持與其自身參與體力活動并未對子女閑暇時間參與體力活動產生重要影響。在本文中不能夠得到完全解釋的方差也可能與許多其他因素相關，如同伴、體育教師、政府政策、學校環境、社區條件等。未來有必要著眼于對這些因素與兒童體力活動水平的關系進行探討。此外，父母變量對于男童閑暇時間體力活動的貢獻率(9.7%)高于對于女童閑暇時間體力活動的貢獻率(4.9%)，這說明父母支持與父母體力活動對兒子的影響大于女兒。此研究結果與前人的研究結果一致[8,13]。

研究結果發現，父親直觀表率與母親直觀表率分別與男童、女童的閑暇時間體力活動水平存在顯著性正相關關系，此研究結果進一步證明了父母支持對于兒童體力活動水平的影響。這表明父母在很大程度上是通過示范與直觀表率作用來推動其子女參與體力活動的，例如父母積極參與體力活動、父母通過自身的行為鼓勵子女積極參與體力活動。另外，本文中父母后勤支持對子女的閑暇時間體力活動不存在顯著性影響。父母后勤支持與父母直觀表率2個變量所產生的不同影響可能與兒童所處的年齡階段有關，Davison等[5]指出，在兒童時期父母的示范與直觀表率作用是十分重要的，但隨著年齡的增長，示范與直觀表率作用的影響就會慢慢減弱；而父母后勤支持的作用則相反，在兒童時期相對較弱，但會隨著兒童年齡的增長而不斷增強。

在父母體力活動對子女閑暇時間體力活動的影響方面，父親的體力活動顯著影響了男童的閑暇時間體力活動水平，而母親的體力活動對男童的影響不存在顯著性。這一方面可能與母親所充當的家庭角色有關。在我國，母親是家庭的主要維護者，母親將自己大部分的閑暇時間分配給了家庭與子女，這大大減少了其參與體力活動的時間，因而也削弱了其對子女閑暇時間體力活動的影響程度[31]。本文運用問卷調查而非儀器測量來評價父母的體力活動參與，也有可能削弱了真正存在的顯著性關系。

3.3性別差異本文發現閑暇時間男童參與體力活動的時間要高于女童，國內外許多研究也都得出了相似的結論[1,31]。首先，這種差異可能和男女童生理上的差別有關，男童的身體素質水平整體高于女童，其參與體力活動的能力普遍要優于女童，因而參與的積極性更高[24]。其次，這也與社會對男女童參與體力活動的性別定位有關，男童參與體力活動容易獲得更多的社會支持，以此培養男童好勝、不怕輸的堅韌性格。相比之下，女童參與體力活動所獲得的社會認同感要遠低于男童。

在父母后勤支持與父母直觀表率方面，父母對于男童、女童的支持均不存在顯著性差異。此結果說明，父母在是否支持子女參與體力活動的態度上不存在性別的偏見。隨著社會的發展，人們的觀念在更新，特別是女性在社會活動上的參與度提高以及男女性別平等思想在世界范圍內的廣泛傳播，女性社會地位在逐漸提高。在家庭生活中，父母對待子女的教育態度也隨之發生改變，更趨向于性別平等，這樣的觀念同樣也延伸到了對子女體力活動的支持上。

在父母影響層面的研究結果表明，父親的直觀表率與體力活動影響男童的閑暇時間體力活動水平，而母親的直觀表率影響女童的體力活動水平，具有同性影響的特征。以往的研究發現：在男童的成長過程中，父親扮演的角色要比母親的角色更為重要；同時，相對于男童而言，母親通常會花更多的時間與女兒作伴，并且與女兒的關系更為親密[32]。這在一定程度上解釋了父母對子女閑暇時間體力活動上具有同性影響的原因。此外，男童經常參與籃球、足球等對抗性較強的體育活動項目，在這些項目上父親的指導性和參與性會更強；而女童則更傾向于選擇操化類、形體類、對抗性較小的運動項目，在這些項目上母親的參與度比父親更高[33]，這在一定程度上導致了父母對青少年體力活動同性影響的特點。

4 結論與建議

4.1結論(1) 兒童的閑暇時間體力活動水平處于較低水平；針對性別而言，男童的體力活動水平高于女童。

(2) 父母對子女閑暇時間體力活動的后勤支持都比較積極，但在體力活動直觀表率方面，父親比母親表現得更為活躍；父母對男童與女童的后勤支持與直觀表率不存在差異。

(3) 父母的支持與參與體力活動狀況對子女閑暇時間體力活動水平有顯著性影響，對于男童與女童體力活動的影響存在差異。父母因素對男童閑暇時間體力活動方差的貢獻率(9.7%)高于對女童的貢獻率(4.9%)。父親直觀表率與體力活動對男童的閑暇時間體力活動水平有顯著性影響，母親的影響并不顯著；而母親直觀表率顯著影響女童的體力活動水平，父親的影響并不顯著，因此，父母對于子女閑暇時間體力活動的影響可能具有同性影響的特征。

4.2建議(1) 兒童閑暇時間體力活動的參與水平較低，而且女童參與體力活動水平低于男童。因此，可能需加強對兒童特別是女童體力活動水平的關注，制定相關政策，促進體力活動水平的提升。

(2) 父母對子女閑暇時間體力活動水平有顯著影響，因此，促進兒童參與閑暇時間體力活動，除了政府與學校外，家庭環境與父母的支持不可忽視。對于兒童體力活動的干預方案要盡量考慮家庭與父母的支持因素。

(3) 父母的直觀表率與體力活動參與對子女體力活動水平具有顯著性影響，因此，為改善與提高兒童的體力活動水平，首先，父母自身可能需要正確認識參與體力活動的重要性，端正其對體力活動參與的態度。其次，父母也應盡可能言傳身教，自身形成鍛煉身體和積極參與體力活動的習慣，為孩子體力活動的參與樹立良好的榜樣和示范。再次，父母應為子女創造積極參與體力活動的家庭氛圍，例如，與子女一起參與家務勞動，在節假日的家庭聚會中加入體力活動的游戲，或組織爬山、游泳等形式的家庭活動。

(4) 父母對子女體力活動的影響具有性別差異，并且有同性影響的特征，因此，在對兒童體力活動進行干預時,父母可能要注意對待男童和女童要采用不同的干預方式。例如，為提高男童的體力活動水平，父親最好能積極參與體力活動，并以此來鼓勵和帶動孩子參與體力活動。針對女童，母親以身作則的效果可能更佳。母親對女童的體力活動持積極與支持的態度，并通過自身對體力活動參與所持的態度、認知與行為鼓勵女童積極參與體力活動。

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