同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)與青少年余暇鍛煉習(xí)慣的關(guān)系：一項(xiàng)交叉滯后分析

徐陸璐，董寶林

余暇鍛煉習(xí)慣，是鍛煉自動(dòng)化、穩(wěn)定性和規(guī)律性的綜合體現(xiàn)，國(guó)務(wù)院在十八屆三中全會(huì)建議“強(qiáng)化體育課和課外鍛煉，促進(jìn)青少年身心健康”[1]，青少年體育司在《2019 年全國(guó)青少年體育活動(dòng)計(jì)劃》提倡“利用寒暑假、節(jié)假日及其他時(shí)間開(kāi)展青少年體育活動(dòng)”[2]，旨為敦促青少年充分利用課余時(shí)間從事戶外體育鍛煉。誠(chéng)然，在余暇時(shí)間里，相當(dāng)數(shù)量初中生青少年寧愿選擇室內(nèi)玩手機(jī)、刷微博、觀看移動(dòng)社交媒體短視頻等[3]，也不愿到戶外進(jìn)行益于身心的體育鍛煉活動(dòng)[4]。初中階段的青少年，正值社會(huì)認(rèn)知和自我意識(shí)發(fā)展的萌芽期，強(qiáng)化此階段青少年的鍛煉參與意識(shí)，關(guān)系到其身心健康和諧發(fā)展。因此，探究初中青少年余暇鍛煉習(xí)慣及相關(guān)問(wèn)題的內(nèi)在聯(lián)系，是提升生活品質(zhì)、形成健康生活方式的需要，亦是學(xué)校體育亟待攻關(guān)的重要議題。

認(rèn)知發(fā)展理論認(rèn)為，個(gè)體行為的發(fā)展是在人與環(huán)境不斷交互下逐漸實(shí)現(xiàn)的[5]。近年來(lái)，學(xué)者在人際環(huán)境與鍛煉行為關(guān)系探討中發(fā)現(xiàn)，同伴關(guān)系與青少年鍛煉行為的改善存在關(guān)聯(lián)[3]。同伴關(guān)系含“接納”和“友誼”2 個(gè)層面，前者與“拒絕”相對(duì)立，指?jìng)€(gè)體被同齡人群接受、關(guān)注的程度；后者指?jìng)€(gè)體與同齡人互動(dòng)交往中建立的情感聯(lián)系[6]。根據(jù)同伴關(guān)系理論，同伴關(guān)系折射出青少年知覺(jué)與同齡或心理發(fā)展水平相近者的關(guān)系狀態(tài)（接納、陪伴、互惠等）[7]。初中生的社會(huì)關(guān)系處于血緣向?qū)W緣的過(guò)渡期，傾向于在與同伴互動(dòng)、鼓勵(lì)下發(fā)展社會(huì)情感和認(rèn)知，建立行為范式[8]。有學(xué)者認(rèn)為，“接納”是自尊和情感的保護(hù)場(chǎng)域，當(dāng)感知不被拒絕（接納）時(shí)，青少年的自我概念和鍛煉行為發(fā)展會(huì)越積極[9]；“友誼”是健康行為的支持場(chǎng)域，運(yùn)動(dòng)情景中的友誼質(zhì)量越高，越易使人產(chǎn)生社會(huì)認(rèn)同和自我認(rèn)同、提升愉悅感受、激發(fā)鍛煉參與動(dòng)機(jī)[10]。足見(jiàn)，同伴關(guān)系對(duì)青少年建立鍛煉習(xí)慣具有無(wú)法替代的功效。反觀之，行為效應(yīng)理論學(xué)者通過(guò)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，體育鍛煉營(yíng)造的人際平臺(tái)益于增進(jìn)交往、加深友誼，是建立和發(fā)展同伴關(guān)系的一個(gè)干預(yù)手段[11]。那么，對(duì)于初中階段青少年，在余暇鍛煉情景中，是同伴關(guān)系鞏固鍛煉習(xí)慣，還是鍛煉習(xí)慣促進(jìn)同伴關(guān)系？既有研究未能成為揭示此關(guān)聯(lián)的有力證據(jù)。

近年來(lái)，研究者在歸因青少年鍛煉行為時(shí)發(fā)現(xiàn)，作為一種非理性因素，主觀鍛煉體驗(yàn)與鍛煉行為存在關(guān)聯(lián)[12]。主觀鍛煉體驗(yàn)，是在既有鍛煉經(jīng)歷中獲得的感受和經(jīng)驗(yàn)，它能豐富體育認(rèn)知系統(tǒng)，提升鍛煉決策力，有助于青少年堅(jiān)持從事鍛煉活動(dòng)[13]。從流暢感理論視角看，積極的鍛煉體驗(yàn)會(huì)引發(fā)流暢心理狀態(tài)，此狀態(tài)可使人自覺(jué)專注于鍛煉情景，在實(shí)踐中享受快樂(lè)、體驗(yàn)樂(lè)趣，排除干擾地反復(fù)從事該鍛煉活動(dòng)[14]。該觀點(diǎn)在實(shí)證研究亦得證實(shí)，即積極的主觀鍛煉體驗(yàn)可為體育認(rèn)知系統(tǒng)提供有意義的記憶線索，激發(fā)個(gè)體為滿足此感受而形成反復(fù)從事鍛煉活動(dòng)的欲望[15]。值得注意的是，主觀鍛煉體驗(yàn)是在特定情境下（體育鍛煉）形成的感受或經(jīng)歷[3]，是以參與鍛煉實(shí)踐為前提的主觀經(jīng)驗(yàn)、記憶。那么，在青少年余暇鍛煉情景下，是長(zhǎng)期鍛煉實(shí)踐豐富了積極鍛煉體驗(yàn)，還是積極的鍛煉體驗(yàn)促成鍛煉習(xí)慣，二者是否存在互為因果的關(guān)聯(lián)？顯然，既有橫斷面研究未能準(zhǔn)確解釋這一系列問(wèn)題。

此外，學(xué)術(shù)界在同伴關(guān)系和主觀鍛煉體驗(yàn)的因果關(guān)系探討上未得一致性結(jié)論。一方面，根據(jù)社會(huì)學(xué)習(xí)理論“人們對(duì)周圍環(huán)境的知覺(jué)會(huì)重構(gòu)體驗(yàn)和感受”[16]等觀點(diǎn)，學(xué)者認(rèn)為，在社會(huì)互動(dòng)中，人際關(guān)系會(huì)成為主觀體驗(yàn)的先驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，決定個(gè)體能否獲得積極體驗(yàn)[17]。另一方面，根據(jù)認(rèn)知-情感系統(tǒng)理論，人的行為是在體驗(yàn)基礎(chǔ)上通過(guò)個(gè)體與社會(huì)關(guān)系的互動(dòng)而生[18]，其人際關(guān)系是基于“體驗(yàn)-認(rèn)知”交互動(dòng)態(tài)發(fā)展的結(jié)果[14-15]，即主觀鍛煉體驗(yàn)是同伴關(guān)系的前因。那么，在青少年余暇鍛煉習(xí)慣的建立過(guò)程中，同伴關(guān)系和主觀鍛煉體驗(yàn)扮演何種角色？二者存在何種關(guān)聯(lián)？這些問(wèn)題至今未得充分論證?；诖?，采用交叉滯后研究，以初中生青少年為調(diào)查群體，進(jìn)行為期12周、2個(gè)階段縱向追蹤調(diào)查，考察同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)與青少年余暇鍛煉習(xí)慣的因果關(guān)聯(lián)及其性別差異（見(jiàn)圖1），并假設(shè)三者存在因果關(guān)系，旨為厘清同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)在青少年建立余暇鍛煉習(xí)慣中的定位和功能，亦為制定青少年健康促進(jìn)方案提供實(shí)踐參考。

圖1 觀念構(gòu)架模型Figure1 Model of Conceptual Framework

1 研究對(duì)象與方法

1.1 被 試

依據(jù)方便取樣原則，以上海市為例，選取8 所初中，每所初中各年級(jí)隨機(jī)抽取1 個(gè)班級(jí)為被試，進(jìn)行為期12 周、2 階段追蹤調(diào)研。第1 次調(diào)查（T1）在2018 年9 月中旬，共采集1 271 份數(shù)據(jù)，經(jīng)“規(guī)律性填答判斷”等篩查，保留1 223份有效數(shù)據(jù)；第2次調(diào)查（T2）在2018 年12 月初施測(cè)，部分被試因病、離校等其他非主觀原因未完成問(wèn)卷填答，共收集1 244 分問(wèn)卷，采用第1 次施測(cè)相同篩查步驟，保留1 216 份有效數(shù)據(jù)。根據(jù)學(xué)號(hào)編碼對(duì)應(yīng)2次施測(cè)數(shù)據(jù)，并以全部完成2次測(cè)查的1 201份數(shù)據(jù)為最終分析樣本。其中，年齡（13.98±1.871）歲；男633人，女568人。

1.2 測(cè)量工具

1.2.1 青少年同伴關(guān)系量表 在兒童青少年時(shí)期，同伴關(guān)系包含接納、友誼2部分，其中，接納是與拒絕相對(duì)立的概念，它可滿足青少年群體歸屬感和認(rèn)同感等訴求，而友誼可滿足青少年與周圍人際間交互凝結(jié)的情感和親密感等訴求[19]。因此，從接納和友誼2個(gè)方面考察被試同伴關(guān)系水平。

考慮到評(píng)估個(gè)體知覺(jué)到的社會(huì)人際狀態(tài)應(yīng)從主體出發(fā)，并采用自我評(píng)估的方式來(lái)測(cè)評(píng)，因此，遵循前人觀點(diǎn)，將接納與拒絕對(duì)應(yīng)考量[20]。采用張登浩[21]《中文版青少年社會(huì)排斥量表》的拒絕分量表（共6 題）。結(jié)合題意設(shè)定情景，加入“余暇時(shí)間”或“余暇鍛煉”等主題詞匯，如余暇時(shí)間里，同伴經(jīng)常會(huì)邀請(qǐng)我一起參加體育鍛煉。采用Likert5 點(diǎn)法，從沒(méi)未有過(guò)（1）～總是如此（5），總分表示被試在余暇鍛煉情境中的同伴接納水平。

采用韓桂鳳等[22]的《青少年運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量量表》，含共同活動(dòng)、運(yùn)動(dòng)愉悅、自尊增強(qiáng)、人際吸引、幫助與指導(dǎo)、信任與親密、沖突與沖突解決、交友觀等8 個(gè)維度（共37 題）。結(jié)合題意，修訂主題詞匯“訓(xùn)練”為“余暇時(shí)間”或“余暇鍛煉”，如余暇時(shí)間里，我喜歡和同伴一起參加體育鍛煉。采用Likert5 級(jí)法，以完全不符合（1）～完全符合（5）。經(jīng)反向題處理后，以總分表述被試在余暇鍛煉情境中的同伴友誼質(zhì)量。

2 次測(cè)查各題項(xiàng)K-S 正態(tài)分布檢驗(yàn)皆有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[T1：P（df=1201）＜0.05；T2：P（df=1201）＜0.05]，總量表Cronbach's α 為0.964（T1）和0.955（T2），分半信度為0.932（T1）和0.913（T2）；對(duì)45名青少年進(jìn)行間隔15天的重復(fù)測(cè)量，各題項(xiàng)的再測(cè)信度在0.672～0.843。

1.2.2 主觀鍛煉體驗(yàn)量表 采用E.MCAULEY[23]《主觀鍛煉體驗(yàn)量表》的“積極幸福感”和“心理困擾”2個(gè)分量表（各含4題，共8 題）。為使問(wèn)題表述易于被試?yán)斫?，設(shè)定情景并加入核心詞匯“余暇時(shí)間”或“余暇鍛煉”，如余暇時(shí)間參加體育鍛煉，使我感覺(jué)非常棒。采用Likert5 點(diǎn)法，從一點(diǎn)也不（1）～的確如此（5）。考慮到積極幸福感和心理困擾是描述被試既有鍛煉中積極和消極2 種截然相反的體驗(yàn)，遵循已有研究經(jīng)驗(yàn)[3]，將心理困擾各題項(xiàng)視為反向題，并經(jīng)反向題處理后，與積極幸福感各題項(xiàng)得分之和評(píng)估被試余暇鍛煉的主觀體驗(yàn)水平。

2 次測(cè)查各題項(xiàng)K-S 正態(tài)分布檢驗(yàn)皆有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[T1：P（df=1201）＜0.05；T2：P（df=1201）＜0.05]，總量表Cronbach'sα為0.872（T1）和0.879（T2），分半信度為0.838（T1）和0.826（T2），間隔15天的各題項(xiàng)再測(cè)信度在0.784～0.896。

1.2.3 青少年余暇鍛煉習(xí)慣量表 習(xí)慣是個(gè)體行為穩(wěn)定性、自動(dòng)化、規(guī)律性的綜合詮釋[24]，因而，應(yīng)從余暇鍛煉行為的穩(wěn)定性、自動(dòng)化、規(guī)律性來(lái)評(píng)估青少年余暇鍛煉習(xí)慣。

修訂王坤[24]《大學(xué)生體育鍛煉習(xí)慣量表》的鍛煉行為和思維模式2 個(gè)分量表。2 個(gè)分量表原為大學(xué)生群體自我評(píng)估體育鍛煉中的行為穩(wěn)定性（7題）和行為自動(dòng)化（11題）程度。結(jié)合題意設(shè)定情景，加入核心詞匯“余暇時(shí)間”“余暇鍛煉”，同時(shí)，修訂題項(xiàng)表述為使問(wèn)題表述易于被試?yán)斫?。此外，利用重測(cè)數(shù)據(jù)對(duì)量表進(jìn)行項(xiàng)目分析，排除CR值不顯著（P＞0.05）的3 個(gè)題項(xiàng)，刪除相關(guān)過(guò)低（r＜0.30）的3個(gè)題項(xiàng)和相關(guān)不顯著（P＞0.05）的4個(gè)題項(xiàng)，最終保留各維度各5 題（共10 題），題總相關(guān)在0.679～0.811（P＜0.01），題項(xiàng)難度系數(shù)在0.55～0.64。采用Likert5 點(diǎn)法從完全不同意（1）～完全同意（5）。各分量表總分表示被試余暇鍛煉行為穩(wěn)定性或自動(dòng)化水平。

采用董寶林等[25]《體育鍛煉行為規(guī)律量表》，量表從規(guī)律鍛煉的周期長(zhǎng)度、每周規(guī)律的鍛煉頻率、每次規(guī)律的鍛煉持續(xù)時(shí)間評(píng)定被試鍛煉規(guī)律性。結(jié)合題意設(shè)定情景，加入核心詞匯“余暇時(shí)間”“余暇鍛煉”等。采用Likert5 點(diǎn)法，其中，周期從小于1 個(gè)月（1）～大于等于4 個(gè)月（5），頻率從小于等于1 次/月（1）～大于等于3次/周（5），持時(shí)從小于15 min（1）～大于60 min（5），以3個(gè)題項(xiàng)得分之和評(píng)估被試余暇鍛煉的規(guī)律性。

2 次測(cè)查各題項(xiàng)K-S 正態(tài)分布檢驗(yàn)皆有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[T1：P（df=1201）＜0.05；T2：P（df=1201）＜0.05]，總量表Cronbach'sα為0.947（T1）和0.948（T2），分半信度為0.920（T1）和0.922（T2），間隔15天的各題項(xiàng)再測(cè)信度在0.718～0.798。

此外，各量表2 次測(cè)量的探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析指標(biāo)見(jiàn)表1。

表1 探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析指標(biāo)Table1 Indices of Exploratory Factor Analysis and Confirmatory Factor Analysis

1.3 施測(cè)過(guò)程

統(tǒng)一對(duì)施測(cè)負(fù)責(zé)的班主任進(jìn)行調(diào)查流程、關(guān)鍵環(huán)節(jié)等方面的專門培訓(xùn)。2 次測(cè)查程序和過(guò)程保持完全一致，均采用紙筆法，利用集體施測(cè)的方式采集數(shù)據(jù)。每次施測(cè)前，均向被試解釋測(cè)試目的、用途、指導(dǎo)語(yǔ)等，強(qiáng)調(diào)調(diào)查的自愿性，并允許被試根據(jù)自身意愿可在中途隨時(shí)放棄測(cè)試，同時(shí)，告知數(shù)據(jù)保存方法、途徑、保密性承諾等保密措施。2 次測(cè)查均獲得被試性別（1=女，2=男）、年齡、年級(jí)等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)資料。

1.4 數(shù)據(jù)采集與分析

將有效數(shù)據(jù)導(dǎo)入統(tǒng)計(jì)分析軟件SPSS25.0。數(shù)據(jù)經(jīng)反向題、中心化、潛變量分值計(jì)算等處理后，采用描述性統(tǒng)計(jì)分析、可靠性分析等對(duì)測(cè)量工具進(jìn)行正態(tài)分布檢驗(yàn)、非參數(shù)檢驗(yàn)、信效度檢驗(yàn)等。對(duì)數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理后，運(yùn)用相關(guān)性分析、獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)等考察各變量間的內(nèi)在聯(lián)系，以及人口統(tǒng)計(jì)學(xué)差異等。采用AMOS26.0軟件對(duì)假設(shè)模型進(jìn)行交叉滯后分析和檢驗(yàn)，利用極大似然法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛿M合度，同時(shí)，考察交叉滯后關(guān)系的性別差異。

1.5 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman單因素檢驗(yàn)法考察施測(cè)或存的共同方法偏差：除一般人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量（性別、年齡、年級(jí)），對(duì)其他所有題項(xiàng)進(jìn)行單因素未旋轉(zhuǎn)探索性因子分析，共提取14 個(gè)特征根＞1 的因子，且第1因子變異率為19.763%（＜40%）。證實(shí)施測(cè)的共同方法偏差可接受。

2 結(jié) 果

2.1 青少年同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)和余暇鍛煉習(xí)慣描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析

控制性別的偏相關(guān)分析顯示（見(jiàn)表2）：接納T1-接納T2（r=0.817）、友誼T1-友誼T2（r=0.766）、同伴關(guān)系T1-同伴關(guān)系T2（r=0.808）、主觀鍛煉體驗(yàn)T1-主觀鍛煉體驗(yàn)T2（r=0.801）、余暇鍛煉習(xí)慣T1-余暇鍛煉習(xí)慣T2（r=0.756）皆顯著正相關(guān)（P＜0.001）；接納T1與主觀鍛煉體驗(yàn)T1（r=0.417）、余暇鍛煉習(xí)慣T1（r=0.619），友誼T1與主觀鍛煉體驗(yàn)T1（r=0.530）、余暇鍛煉習(xí)慣T1（r=0.516），同伴關(guān)系T1與主觀鍛煉體驗(yàn)T1（r=0.518）、余暇鍛煉習(xí)慣T1（r=0.629）皆顯著正相關(guān)（P＜0.001），另外，主觀鍛煉體驗(yàn)T1與余暇鍛煉習(xí)慣T1（r=0.481）顯著正相關(guān)（P＜0.001）；接納T2與主觀鍛煉體驗(yàn)T2（r=0.414）、余暇鍛煉習(xí)慣T2（r=0.623），友誼T2與主觀鍛煉體驗(yàn)T2（r=0.529）、余暇鍛煉習(xí)慣T2（r=0.519），同伴關(guān)系T2與主觀鍛煉體驗(yàn)T2（r=0.516）、余暇鍛煉習(xí)慣T2（r=0.633）皆顯著正相關(guān)（P＜0.001），而且，主觀鍛煉體驗(yàn)T2與余暇鍛煉習(xí)慣T2（r=0.492）顯著正相關(guān)（P＜0.001）。說(shuō)明，在12周內(nèi)，青少年的同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)、余暇鍛煉習(xí)慣滿足同步相關(guān)性和跨時(shí)間穩(wěn)定性。

性別獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)顯示（見(jiàn)表3）：2 次施測(cè)的接納（T1：P＜0.001，95%CI[-3.570，-1.665]；T2：P＜0.001，95%CI[-3.564，-1.577]）、友誼（T1：P＜0.05，95%CI[10.233，11.859]；T2：P＜0.05，95%CI[10.251，11.948]）和 同 伴 關(guān) 系（T1：P＜0.001，95%CI[12.035，15.293]；T2：P＜0.001，95%CI[12.006，15.333]），以及主觀鍛煉體驗(yàn)（T1：P＜0.001，95%CI[0.832，3.118]；T2：P＜0.001，95%CI[0.861，3.162]）、余 暇 鍛 煉 習(xí) 慣（T1：P＜0.001，95%CI[8.746，12.870]；T2：P＜0.001，95%CI[8.752，13.081]）的性別差異皆有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。均值比較發(fā)現(xiàn)，女性除“接納”得分高于男性外，友誼、同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)和余暇鍛煉習(xí)慣得分皆低于男性。

表2 各變量描述性統(tǒng)計(jì)及偏相關(guān)性分析（M±SD）Table2 Descriptive Statistics and Partial Correlation Analysis of Each Variable

表3 各變量前測(cè)（T1）、后測(cè)（T2）的性別獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)Table3 Gender Independent T-test of Time1 and Time2 about Each Variable

2.2 青少年同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)和余暇鍛煉習(xí)慣的交叉滯后分析

對(duì)2次施測(cè)的同伴關(guān)系和余暇鍛煉習(xí)慣，按潛變量計(jì)算方式和相應(yīng)規(guī)則進(jìn)行打包處理，檢驗(yàn)同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)與青少年余暇鍛煉習(xí)慣的交叉滯后效應(yīng)。交叉滯后效應(yīng)模型擬合指標(biāo)顯示：x2/df=3.140（df=2，P=0.004，n=1 201）；擬合優(yōu)度指標(biāo)：GFI=0.987，NFI=0.987，IFI=0.982，NNFI=0.970，CFI=0.981；近似誤差均方根RMSEA=0.054，90%CI[0.168，0.375]，標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根SRMR=0.0296。通過(guò)結(jié)構(gòu)模型路徑系數(shù)考察變量間的異步相關(guān)性：同伴關(guān)系T1對(duì)主觀鍛煉體驗(yàn)T2（β=0.482）和余暇鍛煉習(xí)慣T2（β=0.417）影響皆有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.001）；主觀鍛煉體驗(yàn)T1對(duì)余暇鍛煉習(xí)慣T2影響顯著（β=0.333，P＜0.001），而對(duì)同伴關(guān)系T2影響不顯著（β=0.052，P＞0.05）；余暇鍛煉習(xí)慣T1對(duì)同伴關(guān)系T2（β=0.087，P＜0.05）和主觀鍛煉體驗(yàn)T2（β=0.314，P＜0.001）影響顯著（見(jiàn)圖2）。簡(jiǎn)言之，在交叉滯后效應(yīng)中，同伴關(guān)系能單向預(yù)測(cè)主觀鍛煉體驗(yàn)，且對(duì)余暇鍛煉習(xí)慣的預(yù)測(cè)系數(shù)遠(yuǎn)高于余暇鍛煉習(xí)慣的反向預(yù)測(cè)系數(shù)，而主觀鍛煉體驗(yàn)對(duì)余暇鍛煉習(xí)慣的預(yù)測(cè)系數(shù)與余暇鍛煉習(xí)慣的反向預(yù)測(cè)系數(shù)相差較小。遵循M.C.EISMA等[26]觀點(diǎn)，結(jié)合以上數(shù)據(jù)分析，說(shuō)明同伴關(guān)系是青少年主觀鍛煉體驗(yàn)、余暇鍛煉習(xí)慣的原因變量，主觀鍛煉體驗(yàn)與余暇鍛煉習(xí)慣存在互為因果關(guān)系，并且，在主觀鍛煉體驗(yàn)與余暇鍛煉習(xí)慣的互為因果關(guān)系中，同伴關(guān)系可能具備調(diào)節(jié)效應(yīng)。

以性別為分組變量，考察此交叉滯后關(guān)系模型是否具備性別差異，構(gòu)建和比較非限制模型與限制模型的卡方差異：限制模型與非限制模型的卡方自由度比x2/df皆小于5（P＜0.01）；假設(shè)默認(rèn)正確模型的卡方值自由度比改變值為Δx2/df=0.017（P=0.007＜0.05）；比較擬合指標(biāo)改變值ΔCFI=0.014（P＞0.01），修正擬合指標(biāo)改變值ΔNNFI=0.013（P＞0.01），近似誤差均方根改變值ΔRMSEA=0.017（P＞0.01）；標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根改變值ΔSRMR=0.006 3＜0.01（見(jiàn)表4）。說(shuō)明，非限制模型與限制模型的差異顯著，即同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)與青少年余暇鍛煉習(xí)慣的交叉滯后效應(yīng)存在性別差異。

表4 交叉滯后模型的性別差異檢驗(yàn)Table4 Gender Difference Test of Cross-Lagged Model

3 討 論

3.1 青少年同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)和余暇鍛煉習(xí)慣的性別差異

獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)證實(shí)青少年同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)和余暇鍛煉習(xí)慣具有跨時(shí)間、穩(wěn)定的性別差異。其中，女性除同伴關(guān)系的“接納”得分高于男性，其他各指標(biāo)得分皆低于男性。

從社會(huì)性別理論和價(jià)值期望理論的角度看，傳統(tǒng)社會(huì)性別規(guī)范會(huì)賦予男女不同的性別角色期待，引導(dǎo)并影響個(gè)體行為體驗(yàn)和范式朝著符合社會(huì)期許的方向發(fā)展[27-28]。性別角色觀念會(huì)在社會(huì)對(duì)兩性的期望下影響個(gè)體感受、態(tài)度和行為。數(shù)據(jù)表明：對(duì)于初中生，一貫的社會(huì)性別角色期待可能使其人際關(guān)系敏感性以及對(duì)關(guān)系期望存在性別差異，相較而言，男性傾向于通過(guò)人際互動(dòng)中的外化作用來(lái)獲得友誼支持、建立情感聯(lián)結(jié)，并報(bào)告出較高的同伴關(guān)系，而女性則傾向于通過(guò)自我知覺(jué)中的內(nèi)化作用來(lái)獲得他人接納[29]；另外，受鍛煉認(rèn)知、動(dòng)機(jī)等影響，青少年對(duì)鍛煉行為的體驗(yàn)、選擇與表達(dá)具有性別非均衡化特征，相較而言，男性因鍛煉動(dòng)機(jī)和欲望較強(qiáng)，較易將身心投入于余暇鍛煉而獲得豐富的愉悅、快樂(lè)、滿足等正性鍛煉體驗(yàn)，在余暇時(shí)間里亦會(huì)保持相對(duì)自主、穩(wěn)定且具有規(guī)律性的鍛煉習(xí)慣[30]。

從人格特質(zhì)理論理解，不同類型的人格特質(zhì)會(huì)使青少年表現(xiàn)出迥異的人際氛圍感知、行為體驗(yàn)和習(xí)慣傾向等[31]。一般而言，男性青少年的外向性和開(kāi)放性人格相對(duì)突出，往往具有活躍開(kāi)朗、好動(dòng)爭(zhēng)勝等特征，傾向于在頻繁鍛煉人際互動(dòng)中提升友誼質(zhì)量，而女性青少年的宜人性和嚴(yán)謹(jǐn)性人格相對(duì)突出，通常具有羞怯內(nèi)斂、喜靜惡動(dòng)等性格特征，并對(duì)人際關(guān)系具有高度的敏感性[32]，傾向于通過(guò)知覺(jué)同伴接納程度來(lái)評(píng)估人際關(guān)系。而且，在人格傾向和性格特質(zhì)的影響下，男性青少年余暇鍛煉的決策力和參與動(dòng)機(jī)更強(qiáng)，其活潑、合群的性格使其更易在鍛煉人際互動(dòng)中獲得快樂(lè)、愉悅等體驗(yàn)，行為亦更會(huì)具有堅(jiān)持性、自主性和規(guī)律性[33]。

綜上，可能受社會(huì)性別觀念、自我價(jià)值期望、人格特質(zhì)、性格特征等影響，男性初中生的同伴關(guān)系水平高于女性，更易在余暇鍛煉中獲得正性鍛煉體驗(yàn)，余暇鍛煉習(xí)慣亦比女性初中生更穩(wěn)定、持久且具規(guī)律性，該結(jié)果與前人部分觀點(diǎn)一致[15]。

3.2 青少年同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)和余暇鍛煉習(xí)慣的關(guān)系

研究運(yùn)用交叉滯后研究設(shè)計(jì)，證實(shí)了三者存在因果關(guān)系。其中，同伴關(guān)系是青少年主觀鍛煉體驗(yàn)、余暇鍛煉習(xí)慣的原因變量，主觀鍛煉體驗(yàn)與余暇鍛煉習(xí)慣存在互為因果關(guān)聯(lián)，同伴關(guān)系可能是主觀鍛煉體驗(yàn)和余暇鍛煉習(xí)慣因果關(guān)系上的一個(gè)調(diào)節(jié)變量，而且，此交叉滯后效應(yīng)具有性別差異。

首先，同伴關(guān)系是豐富青少年主觀鍛煉體驗(yàn)，建立余暇鍛煉習(xí)慣的一個(gè)重要激勵(lì)因素。（1）根據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論和環(huán)境知覺(jué)理論相關(guān)觀點(diǎn)，人們對(duì)所處環(huán)境的知覺(jué)和理解（同伴關(guān)系）會(huì)內(nèi)化成對(duì)行為環(huán)境的辨別信息，從而刺激情緒體驗(yàn)并指導(dǎo)行為實(shí)踐[34-35]。數(shù)據(jù)表明，良好的同伴關(guān)系可成為青少年情感體驗(yàn)、行為執(zhí)行的支持場(chǎng)域，有助于個(gè)體在頻繁互動(dòng)聯(lián)系中提升自尊和能力信念，豐富余暇鍛煉體驗(yàn)；有助于在同齡人包容、理解中建立行為期望、動(dòng)機(jī)，使青少年更愿意投入到鍛煉情景而形成鍛煉習(xí)慣。（2）從社會(huì)發(fā)展模型理論和需求層次理論的角度看，余暇鍛煉情景下，當(dāng)感受到同伴接納和友誼聯(lián)結(jié)，青少年會(huì)表現(xiàn)出積極、合群等狀態(tài)，并較易獲得愉悅、快樂(lè)等體驗(yàn)，傾向于通過(guò)反復(fù)參與鍛煉來(lái)獲得幸福體驗(yàn)，滿足社交需求、尊重需求，形成鍛煉習(xí)慣[36]。正如發(fā)展情境理論闡釋的：人類發(fā)展（無(wú)論是情感還是行為）是在個(gè)體與外界環(huán)境的動(dòng)態(tài)交互聯(lián)系中逐漸形成的[37]。

其次，主觀鍛煉體驗(yàn)與青少年余暇鍛煉習(xí)慣存在互為因果的關(guān)系，該結(jié)果對(duì)已有相關(guān)研究做出了有益補(bǔ)充和結(jié)合[11]。體驗(yàn)哲學(xué)認(rèn)為，人們的社會(huì)活動(dòng)是實(shí)踐體驗(yàn)形成的心智活動(dòng)與客觀世界不斷互動(dòng)和協(xié)調(diào)的產(chǎn)物[38]。也就是說(shuō)，作為一種客觀環(huán)境，余暇鍛煉為青少年提供了體驗(yàn)體育鍛煉獨(dú)特吸引力的平臺(tái)和條件，這種源于個(gè)體外在現(xiàn)實(shí)的非理性心理（體驗(yàn)）會(huì)調(diào)動(dòng)理性思維（推理、演繹、記憶等），豐富鍛煉認(rèn)知，并為鍛煉行為提供決策依據(jù)。換言之，青少年在余暇鍛煉中不斷與外界（自然環(huán)境、人際環(huán)境）交互形成的正性體驗(yàn)?zāi)芗ぐl(fā)鍛煉參與動(dòng)機(jī)和欲望，使之熱衷于在余暇時(shí)間從事體育活動(dòng)。正如認(rèn)知發(fā)展理論闡釋的：特定情境的體驗(yàn)會(huì)成為主體決定該情境行為的實(shí)踐依據(jù)[39]。值得一提的是，既有研究多單向關(guān)注主觀鍛煉體驗(yàn)與青少年鍛煉習(xí)慣的因果關(guān)系，誠(chéng)然，習(xí)慣是個(gè)體在長(zhǎng)期實(shí)踐和體驗(yàn)中積久養(yǎng)成的生活方式，理應(yīng)考慮“行為-體驗(yàn)”動(dòng)態(tài)的因果轉(zhuǎn)化過(guò)程?？梢?jiàn)，余暇時(shí)間里，注重體驗(yàn)與行為的交互作用，即鼓勵(lì)學(xué)生積極參加鍛煉實(shí)踐來(lái)提升參與體驗(yàn)，并通過(guò)體驗(yàn)促進(jìn)參與意愿，是幫助青少年建立體育鍛煉習(xí)慣的一個(gè)有效策略。

再次，在主觀鍛煉體驗(yàn)與青少年余暇鍛煉習(xí)慣的因果關(guān)系上，同伴關(guān)系可能具備調(diào)節(jié)效應(yīng)。發(fā)展情境理論曾強(qiáng)調(diào)，個(gè)體發(fā)展離不開(kāi)復(fù)雜環(huán)境與個(gè)體內(nèi)在交互的系統(tǒng)性影響[38]。該觀點(diǎn)在“促進(jìn)假說(shuō)”保護(hù)因子模型亦得到論證，即主體外界的某種資源會(huì)增強(qiáng)另一種資源的有利影響[40]。分析表明，余暇鍛煉情景中，良好的同伴關(guān)系不僅能使個(gè)體在已有經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上增強(qiáng)人際互動(dòng)、快樂(lè)共享等體驗(yàn)，還能促進(jìn)青少年鍛煉外部動(dòng)機(jī)的內(nèi)化與整合，提高鍛煉堅(jiān)持性、建立鍛煉習(xí)慣，增強(qiáng)體驗(yàn)與行為習(xí)慣的交互共促功效；反之，當(dāng)知覺(jué)不被接納或友誼缺失時(shí)，青少年可能會(huì)擴(kuò)大鍛煉經(jīng)歷的負(fù)性體驗(yàn)、降低鍛煉欲望，還會(huì)阻滯有規(guī)律的鍛煉行為，使體驗(yàn)與行為習(xí)慣的交互影響向消極一面轉(zhuǎn)化。正如“情境-過(guò)程-結(jié)果”理論和“人-情境”交互理論闡釋的：社會(huì)情境因素（同伴關(guān)系）會(huì)調(diào)節(jié)青少年內(nèi)在心理（體驗(yàn)）對(duì)社會(huì)行為（余暇鍛煉習(xí)慣）的影響[41-42]。

最后，同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)和青少年余暇鍛煉習(xí)慣的交叉滯后效應(yīng)存在性別差異。究其原因：（1）從個(gè)體性格特征和行為范式的角度理解，男性初中生的性格相對(duì)開(kāi)朗、外向，行為相對(duì)活躍、好動(dòng)，更愿意在余暇鍛煉中加強(qiáng)人際互動(dòng)、促進(jìn)交友、展示自我，并在相對(duì)穩(wěn)定的鍛煉實(shí)踐中獲得愉悅體驗(yàn)；（2）從個(gè)體選擇的鍛煉內(nèi)容來(lái)看，女性初中生通常會(huì)選擇簡(jiǎn)單易行、低強(qiáng)度的鍛煉活動(dòng)（散步、跳繩等）作為余暇鍛煉內(nèi)容，而男生往往會(huì)選擇籃球、足球等集體性運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目。相較之下，男生較易在鍛煉中建立穩(wěn)定而廣泛的鍛煉群體和同伴關(guān)系，提升人際互動(dòng)體驗(yàn)并形成相對(duì)積極、持久的余暇鍛煉習(xí)慣。正如從眾心理學(xué)者闡釋的：兒童青少年對(duì)社會(huì)行為的選擇與表達(dá)往往呈現(xiàn)出與群內(nèi)成員的趨同化特征[43]。

4 結(jié) 論

青少年的同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)和余暇鍛煉習(xí)慣存在性別差異；同伴關(guān)系是主觀鍛煉體驗(yàn)和余暇鍛煉習(xí)慣的原因變量，主觀鍛煉體驗(yàn)與余暇鍛煉習(xí)慣存在互為因果關(guān)系，同伴關(guān)系是主觀鍛煉體驗(yàn)與余暇鍛煉習(xí)慣關(guān)系中的一個(gè)調(diào)節(jié)變量，該交叉滯后效應(yīng)存在性別差異。