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表 1 留守青少年和非留守青少年累积生态风险、未来时间洞察力、 指 数（GFI）=0.982， 增 量 拟 合 指 数（IFI）=0.976，
健康生活方式的相关性分析（r 值） χ /df、RMSEA、CFI、TLI、GFI、IFI 指标达到要求，
2
Table 1 Correlation analysis of cumulative ecological risk， future
time perspective and healthy lifestyle in left-behind and non-left-behind 说明模型拟合较好。
adolescents 图 3 结果显示，对于留守青少年而言，累积生态
累积生态 未来时间 健康生活 风险一次项对健康生活方式具有纵向负向预测作用
项目
风险 洞察力 方式
留守青少年
80
累积生态风险 1.00 — —
未来时间洞察力 -0.39 a 1.00 —
70
健康生活方式 -0.34 a 0.23 a 1.00
非留守青少年 60
累积生态风险 1.00 — —
未来时间洞察力 -0.32 a 1.00 — 50
健康生活方式 -0.25 a 0.31 a 1.00 40
a
注： 表示 P<0.05；—表示无须重复给出数据 健康生活方式平均值（分）
按照统计学家的建议，在累积生态风险指数一次项 30
（一次平方）基础上纳入相应的二次项，若累积生态风 20
险指数二次项（二次平方）对结果变量显著，则呈现
10
非线性模式；若累积生态风险指数二次项对结果变量
不显著，累积生态风险指数一次项对结果变量显著，则
呈现线性模式 ［24］ 。结果发现，对于农村留守青少年健 0 2 4 6 8 10
累积生态风险指数（数目，个）
康生活方式，累积生态风险指数一次项和累积生态风险
图 1 累积生态风险对农村留守青少年健康生活方式影响的正加速
指数二次项均可发挥预测作用（β=-0.39，t=-16.75， 模式
P<0.01；β=0.13，t=-6.83，P<0.01），说明累积生态 Figure 1 Trend of positively accelerated decline in healthy lifestyle
influenced by cumulative ecological risk in rural left-behind adolescents
风险对农村留守青少年健康生活方式具有负向预测效
应，且预测的作用模式为非线性模式。具体表现为：随
250
着累积生态风险指数（累积生态风险数目）增加，留守
青少年健康生活方式水平相对缓慢下降。但是当累积风
险数目 >5 个（临界点）时，其健康生活方式水平随累
200
积生态风险指数增多开始迅速下降，说明累积生态风险
对留守青少年健康生活方式纵向预测的作用模式为正加
速模式（图 1）。
对于农村非留守青少年健康生活方式，仅累积生态 150
风险指数一次项可发挥预测作用（β=-0.27，t=10.92， 健康生活方式平均值（分）
P<0.01），累积生态风险指数二次项未发挥预测作用
（β=0.06，t=0.95，P>0.05），说明累积生态风险对农 100
村非留守青少年健康生活方式的负向预测的作用模式为
线性模式（图 2）。
2.5 未来时间洞察力的中介效应分析 （1）分析农村 50
留守青少年未来时间洞察力的中介效应。将农村留守青
少年累积生态风险指数的一次项和二次项分别作为预测
变量，未来时间洞察力分别为中介变量，健康生活方式
0 2 4 6 8 10
分别为结果变量，检验中介效应，得到模型 1。模型 1 累积生态风险指数（数目，个）
2
拟合结果为：χ /df =2.72（<3.00），近似误差均方根 图 2 累积生态风险对农村非留守青少年健康生活方式影响的线性
模式
（RMSEA）=0.045（<0.060）， 比 较 拟 合 指 数（CFI）
Figure 2 Liner trend of mild decline in healthy lifestyle influenced by
=0.977，Tucker-Lewis 指 数（TLI）=0.963， 拟 合 优 度 cumulative ecological risk in rural non-left-behind adolescents