同伴关系、主观锻炼体验与青少年余暇锻炼习惯的关系：一项交叉滞后分析

徐陆璐，董宝林

余暇锻炼习惯，是锻炼自动化、稳定性和规律性的综合体现，国务院在十八届三中全会建议“强化体育课和课外锻炼，促进青少年身心健康”[1]，青少年体育司在《2019 年全国青少年体育活动计划》提倡“利用寒暑假、节假日及其他时间开展青少年体育活动”[2]，旨为敦促青少年充分利用课余时间从事户外体育锻炼。诚然，在余暇时间里，相当数量初中生青少年宁愿选择室内玩手机、刷微博、观看移动社交媒体短视频等[3]，也不愿到户外进行益于身心的体育锻炼活动[4]。初中阶段的青少年，正值社会认知和自我意识发展的萌芽期，强化此阶段青少年的锻炼参与意识，关系到其身心健康和谐发展。因此，探究初中青少年余暇锻炼习惯及相关问题的内在联系，是提升生活品质、形成健康生活方式的需要，亦是学校体育亟待攻关的重要议题。

认知发展理论认为，个体行为的发展是在人与环境不断交互下逐渐实现的[5]。近年来，学者在人际环境与锻炼行为关系探讨中发现，同伴关系与青少年锻炼行为的改善存在关联[3]。同伴关系含“接纳”和“友谊”2 个层面，前者与“拒绝”相对立，指个体被同龄人群接受、关注的程度；后者指个体与同龄人互动交往中建立的情感联系[6]。根据同伴关系理论，同伴关系折射出青少年知觉与同龄或心理发展水平相近者的关系状态（接纳、陪伴、互惠等）[7]。初中生的社会关系处于血缘向学缘的过渡期，倾向于在与同伴互动、鼓励下发展社会情感和认知，建立行为范式[8]。有学者认为，“接纳”是自尊和情感的保护场域，当感知不被拒绝（接纳）时，青少年的自我概念和锻炼行为发展会越积极[9]；“友谊”是健康行为的支持场域，运动情景中的友谊质量越高，越易使人产生社会认同和自我认同、提升愉悦感受、激发锻炼参与动机[10]。足见，同伴关系对青少年建立锻炼习惯具有无法替代的功效。反观之，行为效应理论学者通过实证发现，体育锻炼营造的人际平台益于增进交往、加深友谊，是建立和发展同伴关系的一个干预手段[11]。那么，对于初中阶段青少年，在余暇锻炼情景中，是同伴关系巩固锻炼习惯，还是锻炼习惯促进同伴关系？既有研究未能成为揭示此关联的有力证据。

近年来，研究者在归因青少年锻炼行为时发现，作为一种非理性因素，主观锻炼体验与锻炼行为存在关联[12]。主观锻炼体验，是在既有锻炼经历中获得的感受和经验，它能丰富体育认知系统，提升锻炼决策力，有助于青少年坚持从事锻炼活动[13]。从流畅感理论视角看，积极的锻炼体验会引发流畅心理状态，此状态可使人自觉专注于锻炼情景，在实践中享受快乐、体验乐趣，排除干扰地反复从事该锻炼活动[14]。该观点在实证研究亦得证实，即积极的主观锻炼体验可为体育认知系统提供有意义的记忆线索，激发个体为满足此感受而形成反复从事锻炼活动的欲望[15]。值得注意的是，主观锻炼体验是在特定情境下（体育锻炼）形成的感受或经历[3]，是以参与锻炼实践为前提的主观经验、记忆。那么，在青少年余暇锻炼情景下，是长期锻炼实践丰富了积极锻炼体验，还是积极的锻炼体验促成锻炼习惯，二者是否存在互为因果的关联？显然，既有横断面研究未能准确解释这一系列问题。

此外，学术界在同伴关系和主观锻炼体验的因果关系探讨上未得一致性结论。一方面，根据社会学习理论“人们对周围环境的知觉会重构体验和感受”[16]等观点，学者认为，在社会互动中，人际关系会成为主观体验的先验标准，决定个体能否获得积极体验[17]。另一方面，根据认知-情感系统理论，人的行为是在体验基础上通过个体与社会关系的互动而生[18]，其人际关系是基于“体验-认知”交互动态发展的结果[14-15]，即主观锻炼体验是同伴关系的前因。那么，在青少年余暇锻炼习惯的建立过程中，同伴关系和主观锻炼体验扮演何种角色？二者存在何种关联？这些问题至今未得充分论证。基于此，采用交叉滞后研究，以初中生青少年为调查群体，进行为期12周、2个阶段纵向追踪调查，考察同伴关系、主观锻炼体验与青少年余暇锻炼习惯的因果关联及其性别差异（见图1），并假设三者存在因果关系，旨为厘清同伴关系、主观锻炼体验在青少年建立余暇锻炼习惯中的定位和功能，亦为制定青少年健康促进方案提供实践参考。

图1 观念构架模型Figure1 Model of Conceptual Framework

1 研究对象与方法

1.1 被 试

依据方便取样原则，以上海市为例，选取8 所初中，每所初中各年级随机抽取1 个班级为被试，进行为期12 周、2 阶段追踪调研。第1 次调查（T1）在2018 年9 月中旬，共采集1 271 份数据，经“规律性填答判断”等筛查，保留1 223份有效数据；第2次调查（T2）在2018 年12 月初施测，部分被试因病、离校等其他非主观原因未完成问卷填答，共收集1 244 分问卷，采用第1 次施测相同筛查步骤，保留1 216 份有效数据。根据学号编码对应2次施测数据，并以全部完成2次测查的1 201份数据为最终分析样本。其中，年龄（13.98±1.871）岁；男633人，女568人。

1.2 测量工具

1.2.1 青少年同伴关系量表 在儿童青少年时期，同伴关系包含接纳、友谊2部分，其中，接纳是与拒绝相对立的概念，它可满足青少年群体归属感和认同感等诉求，而友谊可满足青少年与周围人际间交互凝结的情感和亲密感等诉求[19]。因此，从接纳和友谊2个方面考察被试同伴关系水平。

考虑到评估个体知觉到的社会人际状态应从主体出发，并采用自我评估的方式来测评，因此，遵循前人观点，将接纳与拒绝对应考量[20]。采用张登浩[21]《中文版青少年社会排斥量表》的拒绝分量表（共6 题）。结合题意设定情景，加入“余暇时间”或“余暇锻炼”等主题词汇，如余暇时间里，同伴经常会邀请我一起参加体育锻炼。采用Likert5 点法，从没未有过（1）～总是如此（5），总分表示被试在余暇锻炼情境中的同伴接纳水平。

采用韩桂凤等[22]的《青少年运动友谊质量量表》，含共同活动、运动愉悦、自尊增强、人际吸引、帮助与指导、信任与亲密、冲突与冲突解决、交友观等8 个维度（共37 题）。结合题意，修订主题词汇“训练”为“余暇时间”或“余暇锻炼”，如余暇时间里，我喜欢和同伴一起参加体育锻炼。采用Likert5 级法，以完全不符合（1）～完全符合（5）。经反向题处理后，以总分表述被试在余暇锻炼情境中的同伴友谊质量。

2 次测查各题项K-S 正态分布检验皆有统计学意义[T1：P（df=1201）＜0.05；T2：P（df=1201）＜0.05]，总量表Cronbach's α 为0.964（T1）和0.955（T2），分半信度为0.932（T1）和0.913（T2）；对45名青少年进行间隔15天的重复测量，各题项的再测信度在0.672～0.843。

1.2.2 主观锻炼体验量表 采用E.MCAULEY[23]《主观锻炼体验量表》的“积极幸福感”和“心理困扰”2个分量表（各含4题，共8 题）。为使问题表述易于被试理解，设定情景并加入核心词汇“余暇时间”或“余暇锻炼”，如余暇时间参加体育锻炼，使我感觉非常棒。采用Likert5 点法，从一点也不（1）～的确如此（5）。考虑到积极幸福感和心理困扰是描述被试既有锻炼中积极和消极2 种截然相反的体验，遵循已有研究经验[3]，将心理困扰各题项视为反向题，并经反向题处理后，与积极幸福感各题项得分之和评估被试余暇锻炼的主观体验水平。

2 次测查各题项K-S 正态分布检验皆有统计学意义[T1：P（df=1201）＜0.05；T2：P（df=1201）＜0.05]，总量表Cronbach'sα为0.872（T1）和0.879（T2），分半信度为0.838（T1）和0.826（T2），间隔15天的各题项再测信度在0.784～0.896。

1.2.3 青少年余暇锻炼习惯量表 习惯是个体行为稳定性、自动化、规律性的综合诠释[24]，因而，应从余暇锻炼行为的稳定性、自动化、规律性来评估青少年余暇锻炼习惯。

修订王坤[24]《大学生体育锻炼习惯量表》的锻炼行为和思维模式2 个分量表。2 个分量表原为大学生群体自我评估体育锻炼中的行为稳定性（7题）和行为自动化（11题）程度。结合题意设定情景，加入核心词汇“余暇时间”“余暇锻炼”，同时，修订题项表述为使问题表述易于被试理解。此外，利用重测数据对量表进行项目分析，排除CR值不显著（P＞0.05）的3 个题项，删除相关过低（r＜0.30）的3个题项和相关不显著（P＞0.05）的4个题项，最终保留各维度各5 题（共10 题），题总相关在0.679～0.811（P＜0.01），题项难度系数在0.55～0.64。采用Likert5 点法从完全不同意（1）～完全同意（5）。各分量表总分表示被试余暇锻炼行为稳定性或自动化水平。

采用董宝林等[25]《体育锻炼行为规律量表》，量表从规律锻炼的周期长度、每周规律的锻炼频率、每次规律的锻炼持续时间评定被试锻炼规律性。结合题意设定情景，加入核心词汇“余暇时间”“余暇锻炼”等。采用Likert5 点法，其中，周期从小于1 个月（1）～大于等于4 个月（5），频率从小于等于1 次/月（1）～大于等于3次/周（5），持时从小于15 min（1）～大于60 min（5），以3个题项得分之和评估被试余暇锻炼的规律性。

2 次测查各题项K-S 正态分布检验皆有统计学意义[T1：P（df=1201）＜0.05；T2：P（df=1201）＜0.05]，总量表Cronbach'sα为0.947（T1）和0.948（T2），分半信度为0.920（T1）和0.922（T2），间隔15天的各题项再测信度在0.718～0.798。

此外，各量表2 次测量的探索性因子分析和验证性因子分析指标见表1。

表1 探索性因子分析和验证性因子分析指标Table1 Indices of Exploratory Factor Analysis and Confirmatory Factor Analysis

1.3 施测过程

统一对施测负责的班主任进行调查流程、关键环节等方面的专门培训。2 次测查程序和过程保持完全一致，均采用纸笔法，利用集体施测的方式采集数据。每次施测前，均向被试解释测试目的、用途、指导语等，强调调查的自愿性，并允许被试根据自身意愿可在中途随时放弃测试，同时，告知数据保存方法、途径、保密性承诺等保密措施。2 次测查均获得被试性别（1=女，2=男）、年龄、年级等人口统计学资料。

1.4 数据采集与分析

将有效数据导入统计分析软件SPSS25.0。数据经反向题、中心化、潜变量分值计算等处理后，采用描述性统计分析、可靠性分析等对测量工具进行正态分布检验、非参数检验、信效度检验等。对数据标准化处理后，运用相关性分析、独立样本T检验等考察各变量间的内在联系，以及人口统计学差异等。采用AMOS26.0软件对假设模型进行交叉滞后分析和检验，利用极大似然法检验模型拟合度，同时，考察交叉滞后关系的性别差异。

1.5 共同方法偏差检验

采用Harman单因素检验法考察施测或存的共同方法偏差：除一般人口统计学变量（性别、年龄、年级），对其他所有题项进行单因素未旋转探索性因子分析，共提取14 个特征根＞1 的因子，且第1因子变异率为19.763%（＜40%）。证实施测的共同方法偏差可接受。

2 结 果

2.1 青少年同伴关系、主观锻炼体验和余暇锻炼习惯描述性统计和相关性分析

控制性别的偏相关分析显示（见表2）：接纳T1-接纳T2（r=0.817）、友谊T1-友谊T2（r=0.766）、同伴关系T1-同伴关系T2（r=0.808）、主观锻炼体验T1-主观锻炼体验T2（r=0.801）、余暇锻炼习惯T1-余暇锻炼习惯T2（r=0.756）皆显著正相关（P＜0.001）；接纳T1与主观锻炼体验T1（r=0.417）、余暇锻炼习惯T1（r=0.619），友谊T1与主观锻炼体验T1（r=0.530）、余暇锻炼习惯T1（r=0.516），同伴关系T1与主观锻炼体验T1（r=0.518）、余暇锻炼习惯T1（r=0.629）皆显著正相关（P＜0.001），另外，主观锻炼体验T1与余暇锻炼习惯T1（r=0.481）显著正相关（P＜0.001）；接纳T2与主观锻炼体验T2（r=0.414）、余暇锻炼习惯T2（r=0.623），友谊T2与主观锻炼体验T2（r=0.529）、余暇锻炼习惯T2（r=0.519），同伴关系T2与主观锻炼体验T2（r=0.516）、余暇锻炼习惯T2（r=0.633）皆显著正相关（P＜0.001），而且，主观锻炼体验T2与余暇锻炼习惯T2（r=0.492）显著正相关（P＜0.001）。说明，在12周内，青少年的同伴关系、主观锻炼体验、余暇锻炼习惯满足同步相关性和跨时间稳定性。

性别独立样本T检验显示（见表3）：2 次施测的接纳（T1：P＜0.001，95%CI[-3.570，-1.665]；T2：P＜0.001，95%CI[-3.564，-1.577]）、友谊（T1：P＜0.05，95%CI[10.233，11.859]；T2：P＜0.05，95%CI[10.251，11.948]）和 同 伴 关 系（T1：P＜0.001，95%CI[12.035，15.293]；T2：P＜0.001，95%CI[12.006，15.333]），以及主观锻炼体验（T1：P＜0.001，95%CI[0.832，3.118]；T2：P＜0.001，95%CI[0.861，3.162]）、余 暇 锻 炼 习 惯（T1：P＜0.001，95%CI[8.746，12.870]；T2：P＜0.001，95%CI[8.752，13.081]）的性别差异皆有统计学意义。均值比较发现，女性除“接纳”得分高于男性外，友谊、同伴关系、主观锻炼体验和余暇锻炼习惯得分皆低于男性。

表2 各变量描述性统计及偏相关性分析（M±SD）Table2 Descriptive Statistics and Partial Correlation Analysis of Each Variable

表3 各变量前测（T1）、后测（T2）的性别独立样本T检验Table3 Gender Independent T-test of Time1 and Time2 about Each Variable

2.2 青少年同伴关系、主观锻炼体验和余暇锻炼习惯的交叉滞后分析

对2次施测的同伴关系和余暇锻炼习惯，按潜变量计算方式和相应规则进行打包处理，检验同伴关系、主观锻炼体验与青少年余暇锻炼习惯的交叉滞后效应。交叉滞后效应模型拟合指标显示：x2/df=3.140（df=2，P=0.004，n=1 201）；拟合优度指标：GFI=0.987，NFI=0.987，IFI=0.982，NNFI=0.970，CFI=0.981；近似误差均方根RMSEA=0.054，90%CI[0.168，0.375]，标准化残差均方根SRMR=0.0296。通过结构模型路径系数考察变量间的异步相关性：同伴关系T1对主观锻炼体验T2（β=0.482）和余暇锻炼习惯T2（β=0.417）影响皆有统计学意义（P＜0.001）；主观锻炼体验T1对余暇锻炼习惯T2影响显著（β=0.333，P＜0.001），而对同伴关系T2影响不显著（β=0.052，P＞0.05）；余暇锻炼习惯T1对同伴关系T2（β=0.087，P＜0.05）和主观锻炼体验T2（β=0.314，P＜0.001）影响显著（见图2）。简言之，在交叉滞后效应中，同伴关系能单向预测主观锻炼体验，且对余暇锻炼习惯的预测系数远高于余暇锻炼习惯的反向预测系数，而主观锻炼体验对余暇锻炼习惯的预测系数与余暇锻炼习惯的反向预测系数相差较小。遵循M.C.EISMA等[26]观点，结合以上数据分析，说明同伴关系是青少年主观锻炼体验、余暇锻炼习惯的原因变量，主观锻炼体验与余暇锻炼习惯存在互为因果关系，并且，在主观锻炼体验与余暇锻炼习惯的互为因果关系中，同伴关系可能具备调节效应。

以性别为分组变量，考察此交叉滞后关系模型是否具备性别差异，构建和比较非限制模型与限制模型的卡方差异：限制模型与非限制模型的卡方自由度比x2/df皆小于5（P＜0.01）；假设默认正确模型的卡方值自由度比改变值为Δx2/df=0.017（P=0.007＜0.05）；比较拟合指标改变值ΔCFI=0.014（P＞0.01），修正拟合指标改变值ΔNNFI=0.013（P＞0.01），近似误差均方根改变值ΔRMSEA=0.017（P＞0.01）；标准化残差均方根改变值ΔSRMR=0.006 3＜0.01（见表4）。说明，非限制模型与限制模型的差异显著，即同伴关系、主观锻炼体验与青少年余暇锻炼习惯的交叉滞后效应存在性别差异。

表4 交叉滞后模型的性别差异检验Table4 Gender Difference Test of Cross-Lagged Model

3 讨 论

3.1 青少年同伴关系、主观锻炼体验和余暇锻炼习惯的性别差异

独立样本T检验证实青少年同伴关系、主观锻炼体验和余暇锻炼习惯具有跨时间、稳定的性别差异。其中，女性除同伴关系的“接纳”得分高于男性，其他各指标得分皆低于男性。

从社会性别理论和价值期望理论的角度看，传统社会性别规范会赋予男女不同的性别角色期待，引导并影响个体行为体验和范式朝着符合社会期许的方向发展[27-28]。性别角色观念会在社会对两性的期望下影响个体感受、态度和行为。数据表明：对于初中生，一贯的社会性别角色期待可能使其人际关系敏感性以及对关系期望存在性别差异，相较而言，男性倾向于通过人际互动中的外化作用来获得友谊支持、建立情感联结，并报告出较高的同伴关系，而女性则倾向于通过自我知觉中的内化作用来获得他人接纳[29]；另外，受锻炼认知、动机等影响，青少年对锻炼行为的体验、选择与表达具有性别非均衡化特征，相较而言，男性因锻炼动机和欲望较强，较易将身心投入于余暇锻炼而获得丰富的愉悦、快乐、满足等正性锻炼体验，在余暇时间里亦会保持相对自主、稳定且具有规律性的锻炼习惯[30]。

从人格特质理论理解，不同类型的人格特质会使青少年表现出迥异的人际氛围感知、行为体验和习惯倾向等[31]。一般而言，男性青少年的外向性和开放性人格相对突出，往往具有活跃开朗、好动争胜等特征，倾向于在频繁锻炼人际互动中提升友谊质量，而女性青少年的宜人性和严谨性人格相对突出，通常具有羞怯内敛、喜静恶动等性格特征，并对人际关系具有高度的敏感性[32]，倾向于通过知觉同伴接纳程度来评估人际关系。而且，在人格倾向和性格特质的影响下，男性青少年余暇锻炼的决策力和参与动机更强，其活泼、合群的性格使其更易在锻炼人际互动中获得快乐、愉悦等体验，行为亦更会具有坚持性、自主性和规律性[33]。

综上，可能受社会性别观念、自我价值期望、人格特质、性格特征等影响，男性初中生的同伴关系水平高于女性，更易在余暇锻炼中获得正性锻炼体验，余暇锻炼习惯亦比女性初中生更稳定、持久且具规律性，该结果与前人部分观点一致[15]。

3.2 青少年同伴关系、主观锻炼体验和余暇锻炼习惯的关系

研究运用交叉滞后研究设计，证实了三者存在因果关系。其中，同伴关系是青少年主观锻炼体验、余暇锻炼习惯的原因变量，主观锻炼体验与余暇锻炼习惯存在互为因果关联，同伴关系可能是主观锻炼体验和余暇锻炼习惯因果关系上的一个调节变量，而且，此交叉滞后效应具有性别差异。

首先，同伴关系是丰富青少年主观锻炼体验，建立余暇锻炼习惯的一个重要激励因素。（1）根据社会认知理论和环境知觉理论相关观点，人们对所处环境的知觉和理解（同伴关系）会内化成对行为环境的辨别信息，从而刺激情绪体验并指导行为实践[34-35]。数据表明，良好的同伴关系可成为青少年情感体验、行为执行的支持场域，有助于个体在频繁互动联系中提升自尊和能力信念，丰富余暇锻炼体验；有助于在同龄人包容、理解中建立行为期望、动机，使青少年更愿意投入到锻炼情景而形成锻炼习惯。（2）从社会发展模型理论和需求层次理论的角度看，余暇锻炼情景下，当感受到同伴接纳和友谊联结，青少年会表现出积极、合群等状态，并较易获得愉悦、快乐等体验，倾向于通过反复参与锻炼来获得幸福体验，满足社交需求、尊重需求，形成锻炼习惯[36]。正如发展情境理论阐释的：人类发展（无论是情感还是行为）是在个体与外界环境的动态交互联系中逐渐形成的[37]。

其次，主观锻炼体验与青少年余暇锻炼习惯存在互为因果的关系，该结果对已有相关研究做出了有益补充和结合[11]。体验哲学认为，人们的社会活动是实践体验形成的心智活动与客观世界不断互动和协调的产物[38]。也就是说，作为一种客观环境，余暇锻炼为青少年提供了体验体育锻炼独特吸引力的平台和条件，这种源于个体外在现实的非理性心理（体验）会调动理性思维（推理、演绎、记忆等），丰富锻炼认知，并为锻炼行为提供决策依据。换言之，青少年在余暇锻炼中不断与外界（自然环境、人际环境）交互形成的正性体验能激发锻炼参与动机和欲望，使之热衷于在余暇时间从事体育活动。正如认知发展理论阐释的：特定情境的体验会成为主体决定该情境行为的实践依据[39]。值得一提的是，既有研究多单向关注主观锻炼体验与青少年锻炼习惯的因果关系，诚然，习惯是个体在长期实践和体验中积久养成的生活方式，理应考虑“行为-体验”动态的因果转化过程。可见，余暇时间里，注重体验与行为的交互作用，即鼓励学生积极参加锻炼实践来提升参与体验，并通过体验促进参与意愿，是帮助青少年建立体育锻炼习惯的一个有效策略。

再次，在主观锻炼体验与青少年余暇锻炼习惯的因果关系上，同伴关系可能具备调节效应。发展情境理论曾强调，个体发展离不开复杂环境与个体内在交互的系统性影响[38]。该观点在“促进假说”保护因子模型亦得到论证，即主体外界的某种资源会增强另一种资源的有利影响[40]。分析表明，余暇锻炼情景中，良好的同伴关系不仅能使个体在已有经验的基础上增强人际互动、快乐共享等体验，还能促进青少年锻炼外部动机的内化与整合，提高锻炼坚持性、建立锻炼习惯，增强体验与行为习惯的交互共促功效；反之，当知觉不被接纳或友谊缺失时，青少年可能会扩大锻炼经历的负性体验、降低锻炼欲望，还会阻滞有规律的锻炼行为，使体验与行为习惯的交互影响向消极一面转化。正如“情境-过程-结果”理论和“人-情境”交互理论阐释的：社会情境因素（同伴关系）会调节青少年内在心理（体验）对社会行为（余暇锻炼习惯）的影响[41-42]。

最后，同伴关系、主观锻炼体验和青少年余暇锻炼习惯的交叉滞后效应存在性别差异。究其原因：（1）从个体性格特征和行为范式的角度理解，男性初中生的性格相对开朗、外向，行为相对活跃、好动，更愿意在余暇锻炼中加强人际互动、促进交友、展示自我，并在相对稳定的锻炼实践中获得愉悦体验；（2）从个体选择的锻炼内容来看，女性初中生通常会选择简单易行、低强度的锻炼活动（散步、跳绳等）作为余暇锻炼内容，而男生往往会选择篮球、足球等集体性运动项目。相较之下，男生较易在锻炼中建立稳定而广泛的锻炼群体和同伴关系，提升人际互动体验并形成相对积极、持久的余暇锻炼习惯。正如从众心理学者阐释的：儿童青少年对社会行为的选择与表达往往呈现出与群内成员的趋同化特征[43]。

4 结 论

青少年的同伴关系、主观锻炼体验和余暇锻炼习惯存在性别差异；同伴关系是主观锻炼体验和余暇锻炼习惯的原因变量，主观锻炼体验与余暇锻炼习惯存在互为因果关系，同伴关系是主观锻炼体验与余暇锻炼习惯关系中的一个调节变量，该交叉滞后效应存在性别差异。