社區(qū)體育環(huán)境對(duì)青少年余暇體育鍛煉的影響：鄰里關(guān)系、內(nèi)部動(dòng)機(jī)的多重中介效應(yīng)

陳 萱，朱從慶

青少年余暇時(shí)間積極從事體育鍛煉，有助于舒緩情緒，并可在一定程度上提升學(xué)業(yè)表現(xiàn)（李良 等， 2019； 張?jiān)屏?等，2021；WHO，2009）。然而，受外界環(huán)境、個(gè)體心理等因素影響，青少年“小胖墩”“小眼鏡”的早齡化發(fā)展趨勢(shì)依舊明顯，余暇體育鍛煉狀況仍需進(jìn)一步改善（教育部，2019）。盡管學(xué)界從理論層面廣泛論證了學(xué)校、社區(qū)、家庭等因素對(duì)青少年體育鍛煉的影響，但在余暇時(shí)間里，有關(guān)“社區(qū)環(huán)境如何影響青少年體育鍛煉”這一問題鮮有實(shí)證探討。在非在校、休息日、寒暑假等余暇時(shí)間里，社區(qū)是青少年社會(huì)化成長(zhǎng)的重要場(chǎng)域。因此，實(shí)證探究社區(qū)體育環(huán)境對(duì)青少年余暇體育鍛煉的影響機(jī)理，成為培養(yǎng)青少年健康生活方式的一個(gè)關(guān)鍵環(huán)節(jié)。

社區(qū)體育環(huán)境是社區(qū)環(huán)境為個(gè)體從事體育活動(dòng)所提供的物質(zhì)和條件支持（Rauh， 2003），包括居住社區(qū)的體育設(shè)施條件、活動(dòng)安全性及體育活動(dòng)空間布局、體育活動(dòng)人口密度等（李佳薇 等， 2020）。研究表明，社區(qū)體育環(huán)境能決定居民余暇時(shí)間的身體活動(dòng)狀況，影響體育鍛煉的活躍度和積極性（代俊 等， 2018），而且，優(yōu)質(zhì)的社區(qū)體育資源能為居民提供交往和互動(dòng)的平臺(tái)，促進(jìn)健身伙伴或團(tuán)隊(duì)的形成（如廣場(chǎng)舞、太極拳等）（王厚雷 等， 2020； 徐燕 等，2018）。與發(fā)達(dá)國(guó)家相對(duì)成熟的社區(qū)體育建成環(huán)境和氛圍相較，我國(guó)的社區(qū)體育環(huán)境建設(shè)尚有待完善，活動(dòng)場(chǎng)地、器材、設(shè)施等往往傾向于中老年人群體（王厚雷 等， 2020；王先茂 等， 2019），而針對(duì)青少年的體育活動(dòng)設(shè)施條件相對(duì)較少，這亦可能導(dǎo)致社區(qū)體育環(huán)境對(duì)青少年余暇體育鍛煉的影響甚微或不具備直接影響（代俊 等， 2018）。那么，社區(qū)體育環(huán)境究竟能否促進(jìn)青少年余暇體育鍛煉？或者，通過何種途徑來影響青少年余暇體育鍛煉？

社會(huì)支持理論認(rèn)為，工具性支持和情感性支持皆為人類保持積極、健康休閑活動(dòng)的動(dòng)力源（Darlow et al.， 2011；Laird et al.， 2018）。也就是說，不僅社區(qū)體育環(huán)境（場(chǎng)地、器材、布局等）所提供的工具性支持，社區(qū)鄰里關(guān)系所營(yíng)造的情感性支持同樣會(huì)對(duì)青少年余暇體育鍛煉產(chǎn)生影響。鄰里關(guān)系是一種由血緣、地緣或業(yè)緣關(guān)系等形成的人際關(guān)系（Pearl et al.， 2001）。研究表明，鄰里關(guān)系（或社區(qū)人際關(guān)系）是社區(qū)體育活動(dòng)結(jié)構(gòu)體系中的促進(jìn)元素（鄭志丹 等，2009），也是社區(qū)居民滿足情感需求、提升城市歸屬感和社區(qū)依戀的前提（常江 等， 2019； 吳縛龍 等， 2017； 楊金東 等， 2016）。國(guó)外研究發(fā)現(xiàn)，鄰里關(guān)系能預(yù)測(cè)兒童青少年社會(huì)行為的發(fā)展（Flouri et al.， 2016），鄰里關(guān)系越親密，越易促成兒童青少年的親社會(huì)行為（Edwards et al.， 2009）。國(guó)內(nèi)亦有類似的研究結(jié)論，即鄰里關(guān)系能影響青少年利他行為（李露 等， 2018）。但有關(guān)鄰里關(guān)系與青少年余暇體育鍛煉關(guān)系的探討尚未明晰。此外，有研究發(fā)現(xiàn)，社區(qū)建成環(huán)境能通過居民的社區(qū)人際感知而影響非工作（學(xué)習(xí)）的活動(dòng)參與（曾嶼恬 等， 2019），換言之，社會(huì)環(huán)境可提升社區(qū)人際關(guān)系而促進(jìn)居民社區(qū)活動(dòng)參與（陸自榮 等， 2016）。那么，鄰里關(guān)系是否影響青少年余暇期間的體育鍛煉？社區(qū)體育環(huán)境能否在促進(jìn)鄰里關(guān)系的基礎(chǔ)上間接影響青少年余暇體育鍛煉？

社會(huì)生態(tài)學(xué)模型理論和社會(huì)認(rèn)知理論都強(qiáng)調(diào)，外界環(huán)境往往通過近端層（行為動(dòng)機(jī)、意向等）發(fā)揮功效（葉峻，2012）?？梢?，當(dāng)考慮社區(qū)體育環(huán)境影響青少年余暇體育鍛煉時(shí)，內(nèi)部動(dòng)機(jī)可能具備中介作用。研究表明，外界環(huán)境感知能影響個(gè)體心理，并以此決定后續(xù)行為（蔡玉軍 等，2018），換言之，當(dāng)主體感知到外界物理環(huán)境的信息刺激，便會(huì)通過大腦信息加工系統(tǒng)產(chǎn)生相應(yīng)的心理環(huán)境（內(nèi)部動(dòng)機(jī)），從而指導(dǎo)行為（Bastons et al.， 2016）。如良好的體育環(huán)境有助于激發(fā)青少年鍛煉動(dòng)機(jī)，從而提高身體活動(dòng)量（陽家鵬， 2017），而適宜的體育活動(dòng)資源（場(chǎng)地、設(shè)施、布局）可提升可入性和可操作性（董寶林 等， 2021），這些潛在的外界資源能內(nèi)化內(nèi)部動(dòng)機(jī)，促進(jìn)個(gè)體鍛煉實(shí)踐（代俊等， 2018）。正如環(huán)境知覺理論表明，主體感知到的環(huán)境信息會(huì)激發(fā)或改變行為動(dòng)機(jī)和決策，從而形成相應(yīng)的環(huán)境行為（彭遠(yuǎn)春， 2015）。

基本心理需求理論認(rèn)為，滿足基本心理需求是激發(fā)動(dòng)機(jī)的源泉（Deci et al.， 2000）。而滿足鄰里關(guān)系需求有助于改變或決定行為動(dòng)機(jī)的方向和強(qiáng)度（Wang et al.， 2019），例如，良好的鄰里關(guān)系可以提升親社會(huì)動(dòng)機(jī)的強(qiáng)度，從而使青少年產(chǎn)生更多的利他行為（李露 等， 2018）?？梢?，鄰里關(guān)系可能是青少年鍛煉內(nèi)部動(dòng)機(jī)的前因，而且，當(dāng)考慮社區(qū)體育環(huán)境影響青少年余暇體育鍛煉時(shí)，鄰里關(guān)系、內(nèi)部動(dòng)機(jī)可能具備多重中介效應(yīng)。此外，受社會(huì)性別觀念和個(gè)體性別認(rèn)知影響，青少年的感知環(huán)境水平、鍛煉動(dòng)機(jī)和行為存在性別差異（董寶林， 2017； 董寶林 等， 2021； 王麗娟等， 2018），那么，在社區(qū)體育環(huán)境、鄰里關(guān)系、內(nèi)部動(dòng)機(jī)與余暇體育鍛煉的影響鏈上，性別是否具備調(diào)節(jié)效應(yīng)？基于此，本研究建立研究假設(shè)（圖1）并試圖揭示四者的內(nèi)在機(jī)理。

圖1 研究假設(shè)模型Figure 1. Research Hypothetical Model

1 研究對(duì)象與方法

1.1 被試

依據(jù)分層整群抽樣與方便取樣相結(jié)合的抽樣原則，以Z省為例，按省會(huì)城市、一般城市、市郊區(qū)、鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)劃分，在各類城市/鎮(zhèn)各選取5所初中，在各初中的各年級(jí)抽取1個(gè)自然班級(jí)青少年為被試。調(diào)查共發(fā)放2 316份問卷，以“應(yīng)答率缺失超過25%”等為篩查依據(jù)，最終獲得2 247份有效數(shù)據(jù)，有效回收率97.02%。其中，男生1 021人，女生1 226人；年齡（14.09±1.153）歲。另外，分別于2021年4月7日和28日，對(duì)352名青少年進(jìn)行間隔21天的重測(cè)，最終獲得配對(duì)樣本量為335份。

1.2 測(cè)量工具

1.2.1 社區(qū)體育環(huán)境量表

本研究使用李佳薇等（2020）在《青少年身體活動(dòng)促進(jìn)因素量表》中編制的社區(qū)體育環(huán)境量表（community physical activity environment scale， CPAES）。該量表共含11個(gè)題項(xiàng)，如社區(qū)的規(guī)劃設(shè)計(jì)合理，方便步行等。各題項(xiàng)采用Likert 5點(diǎn)法，從“完全不符合（1）”到“完全符合（5）”，總分為青少年對(duì)居住社區(qū)體育環(huán)境的滿意程度。本研究測(cè)量表明，Kolmogorov-Smirnov（K-S）非參數(shù)檢驗(yàn)達(dá)顯著水平［P（df=2247）＜0.05］；量表Cronbach’s α=0.952；間隔21 天重測(cè)穩(wěn)定性系數(shù)為0.711（Spearman秩相關(guān)性分析P＜0.01）。

1.2.2 鄰里關(guān)系量表

采用鄭清（2017）的鄰里關(guān)系量表（neighborhood relationship scale， NRS）。該量表共含 3 個(gè)題項(xiàng)，結(jié)合題意，加入“體育鍛煉”“體育活動(dòng)”等核心詞匯，如我會(huì)和鄰居伙伴們經(jīng)常一起進(jìn)行體育活動(dòng)等。各題項(xiàng)采用Likert 5點(diǎn)法，從“從不這樣（1）”到“總是如此（5）”，總分為青少年對(duì)鄰里關(guān)系的滿意程度。本研究測(cè)量表明，K-S非參數(shù)檢驗(yàn)達(dá)顯著水平［P（df=2247）＜0.05］；量表Cronbach’s α=0.944；間隔21天重測(cè)穩(wěn)定性系數(shù)為0.626（Spearman秩相關(guān)性分析P＜0.01）。

1.2.3 內(nèi)部動(dòng)機(jī)量表

本研究采用Guay等（2000）編制《因果控制點(diǎn)知覺量表》中的內(nèi)部動(dòng)機(jī)量表（internal motivation scale， IMS）。該量表適用于考察12～18歲青少年體育學(xué)習(xí)的內(nèi)部動(dòng)機(jī)強(qiáng)度，結(jié)合題意，將“體育課”改為“體育鍛煉”，并設(shè)定情境為“余暇時(shí)間”。該量表共含4個(gè)題項(xiàng)，以總分評(píng)估青少年余暇體育鍛煉的內(nèi)部動(dòng)機(jī)強(qiáng)度。本研究測(cè)量表明，K-S非參數(shù)檢驗(yàn)達(dá)顯著水平［P（df=2247）＜0.05］；量表 Cronbach’s α=0.956；間隔21天重測(cè)穩(wěn)定性系數(shù)為0.589（Spearman秩相關(guān)性分析P＜0.01）。社區(qū)體育環(huán)境、鄰里關(guān)系和內(nèi)部動(dòng)機(jī)等量表的探索性及驗(yàn)證性因子分析指標(biāo)詳見表1。通過被試來源（省會(huì)城市、一般城市、市郊區(qū)、鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)）的Kruskal-Wallis H檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，青少年社區(qū)體育環(huán)境、鄰里關(guān)系、內(nèi)部動(dòng)機(jī)和余暇體育鍛煉的被試來源差異不顯著（P＞0.05），因此，可將各來源被試青少年作為一個(gè)整體考慮（表2）。

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

表2 被試來源地的Kruskal-Wallis H檢驗(yàn)Table 2 Kruskal-Wallis H Test of Source of the Subjects

1.2.4 體育活動(dòng)等級(jí)量表

遵循前人經(jīng)驗(yàn)（董寶林 等， 2018； 徐陸璐 等， 2020），本研究采用梁德清（1994）的體育活動(dòng)等級(jí)量表（physical activity rating scale， PARS），從余暇時(shí)間參與鍛煉的頻率、強(qiáng)度和持續(xù)時(shí)間加以測(cè)量。結(jié)合題意設(shè)定情境，如：“請(qǐng)回憶在過去1個(gè)月中的余暇時(shí)間里，你通常進(jìn)行體育鍛煉的強(qiáng)度是……”。參照梁德清（1994）體育活動(dòng)等級(jí)測(cè)算及等級(jí)劃分方式確定活動(dòng)量等級(jí)，并以此評(píng)估青少年余暇體育鍛煉的狀況。本研究測(cè)量表明，K-S非參數(shù)檢驗(yàn)達(dá)顯著水平［P（df=2247）＜0.05］；間隔 21 天重測(cè)穩(wěn)定性系數(shù)為 0.806（Kappa一致性檢驗(yàn)P＜0.01）。

1.3 施測(cè)

統(tǒng)一對(duì)問卷調(diào)查負(fù)責(zé)人進(jìn)行施測(cè)前的培訓(xùn)。采用紙筆填答法，于2021年4月1—10日，對(duì)各抽樣學(xué)校進(jìn)行問卷發(fā)放與回收工作。施測(cè)時(shí)，保證班主任始終在場(chǎng)，并在青少年被試知情、同意的前提下發(fā)放問卷，另外，負(fù)責(zé)人在被試填答前宣讀指導(dǎo)語，告知調(diào)查的用途和保存方式，強(qiáng)調(diào)匿名性、自愿性、保密性，并提示被試可在任意時(shí)刻終止或放棄填答。問卷填答10 min，填答完畢當(dāng)場(chǎng)回收。調(diào)查問卷除上述內(nèi)容外，還包含年級(jí)、性別、年齡等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)指標(biāo)。

1.4 數(shù)據(jù)處理與分析

將有效數(shù)據(jù)導(dǎo)入SPSS 26.0軟件。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行二次處理；通過K-S參數(shù)檢驗(yàn)、探索性因素分析、驗(yàn)證性因子分析、一致性檢驗(yàn)、重測(cè)信度檢驗(yàn)等，考察數(shù)據(jù)正態(tài)分布情況及工具的信效度；因各分量表均非正態(tài)分布，采用Mann-Whitney U檢驗(yàn)考察各變量性別差異；利用Spearman相關(guān)性分析、回歸分析、Bootstrap法等，考察社區(qū)體育環(huán)境、鄰里關(guān)系、內(nèi)部動(dòng)機(jī)對(duì)青少年余暇體育鍛煉的直接、間接影響，其中，利用Process（3.5版）分析間接影響時(shí)，設(shè)定如下：模型類型為92，X=社區(qū)體育環(huán)境、M1=鄰里關(guān)系、M2=內(nèi)部動(dòng)機(jī)、Y=余暇體育鍛煉、W=性別，Bootstrap Samples=5 000，取樣方法為Bias Corrected，置信區(qū)間設(shè)為95%，分組條件為M±1 SD；參照 Fairchild等（2009）經(jīng)驗(yàn)，計(jì)算中介效應(yīng)量。

1.5 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用程序控制法和 Harman單因素法檢驗(yàn)施測(cè)可能存在的共同方法偏差。1）程序控制法：對(duì)測(cè)量進(jìn)行時(shí)空等方面分離，在指導(dǎo)語用加粗字體著重強(qiáng)調(diào)“調(diào)查只為科研用”，并強(qiáng)調(diào)調(diào)查的匿名性和自愿性；數(shù)據(jù)分別對(duì)測(cè)試單位采用現(xiàn)場(chǎng)填答、當(dāng)場(chǎng)回收的方式收集（周浩，2004）。2）Harman單因素法：遵循周浩（2004）共同方法偏差檢驗(yàn)和統(tǒng)計(jì)控制方法，對(duì)測(cè)量所有題項(xiàng)均進(jìn)行單因素未旋轉(zhuǎn)探索性因子分析（排除基本信息），共提取4個(gè)特征根大于1的因子，第1因子變異率為27.284%，低于40%（湯丹丹 等，2020），證實(shí)本調(diào)查的共同方法偏差可以接受。

2 結(jié)果

2.1 社區(qū)體育環(huán)境、鄰里關(guān)系、內(nèi)部動(dòng)機(jī)與青少年余暇體育鍛煉的性別差異

性別差異檢驗(yàn)結(jié)果（表3）顯示，社區(qū)體育環(huán)境、鄰里關(guān)系的性別差異不顯著（P＞0.05），內(nèi)部動(dòng)機(jī)、余暇體育鍛煉性別差異均顯著（P＜0.001），比較發(fā)現(xiàn)，男生內(nèi)部動(dòng)機(jī)和余暇體育鍛煉狀況好于女生，測(cè)算得知效應(yīng)量分別為0.129（Cohen’s d=0.260）和0.263（Cohen’s d=0.546）。

表3 性別的Mann-Whitney U檢驗(yàn)Table 3 Mann-Whitney U Test of Gender

2.2 社區(qū)體育環(huán)境、鄰里關(guān)系、內(nèi)部動(dòng)機(jī)對(duì)青少年余暇體育鍛煉的直接影響

相關(guān)性分析結(jié)果（表4）表明，性別與內(nèi)部動(dòng)機(jī)（r=-0.122）、余暇體育鍛煉（r=-0.260）顯著負(fù)相關(guān)（P＜0.01）；社區(qū)體育環(huán)境與鄰里關(guān)系（r=0.643）、內(nèi)部動(dòng)機(jī)（r=0.505）、余暇體育鍛煉（r=0.356）顯著正相關(guān)（P＜0.01）；鄰里關(guān)系與內(nèi)部動(dòng)機(jī)（r=0.591）、余暇體育鍛煉（r=0.360）顯著正相關(guān)（P＜0.01）；內(nèi)部動(dòng)機(jī)與余暇體育鍛煉顯著正相關(guān)（r=0.460，P＜0.01）。

表4 Spearman相關(guān)系數(shù)統(tǒng)計(jì)Table 4 Statistics of Spearman Correlation Coefficient

分別以性別、社區(qū)體育環(huán)境、鄰里關(guān)系、內(nèi)部動(dòng)機(jī)為自變量，以余暇體育鍛煉為因變量，采用強(qiáng)行進(jìn)入法，進(jìn)行4組回歸分析（表5）：性別（β=-0.259）、社區(qū)體育環(huán)境（β=0.339）、鄰里關(guān)系（β=0.329）、內(nèi)部動(dòng)機(jī)（β=0.443）分別對(duì)青少年余暇體育鍛煉的影響顯著（P＜0.001），并分別解釋了6.7%、11.4%、10.8%和19.6%的變異。

表5 社區(qū)體育環(huán)境、鄰里關(guān)系、內(nèi)部動(dòng)機(jī)分別對(duì)青少年余暇體育鍛煉的回歸分析Table 5 Regression Analysis of Community Physical Activity Environment， Neighborhood Relationship and Internal Motivation on Adolescents’ Leisure Physical Exercise Individually

2.3 社區(qū)體育環(huán)境、鄰里關(guān)系、內(nèi)部動(dòng)機(jī)對(duì)青少年余暇體育鍛煉的間接影響

利用Bootstrap法，考察社區(qū)體育環(huán)境對(duì)青少年余暇體育鍛煉的間接影響（表6、表7）。1）方程1：社區(qū)體育環(huán)境對(duì)鄰里關(guān)系正向影響顯著（P＜0.001），解釋了0.372的變異，而性別的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著（P＞0.05）。2）方程2：社區(qū)體育環(huán)境對(duì)內(nèi)部動(dòng)機(jī)正向影響（P＜0.01）、鄰里關(guān)系對(duì)內(nèi)部動(dòng)機(jī)正向影響皆顯著（P＜0.001），共同解釋了0.359的變異，但社區(qū)體育環(huán)境×性別對(duì)內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鄰里關(guān)系×性別對(duì)內(nèi)部動(dòng)機(jī)的影響皆不顯著（P＞0.05），說明在社區(qū)體育環(huán)境影響內(nèi)部動(dòng)機(jī)時(shí)，鄰里關(guān)系具備中介效應(yīng)，而性別的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。3）方程3：社區(qū)體育環(huán)境對(duì)余暇體育鍛煉（P＜0.001）、鄰里關(guān)系對(duì)余暇體育鍛煉（P＜0.05）、內(nèi)部動(dòng)機(jī)對(duì)余暇體育鍛煉的正向影響顯著（P＜0.001），共同解釋了0.270的變異；鄰里關(guān)系×性別對(duì)余暇體育鍛煉正向影響顯著（P＜0.05），內(nèi)部動(dòng)機(jī)×性別對(duì)余暇體育鍛煉負(fù)向影響顯著（P＜0.001）。說明在社區(qū)體育環(huán)境影響青少年余暇體育鍛煉時(shí)，鄰里關(guān)系和內(nèi)部動(dòng)機(jī)具備多重中介效應(yīng)，并且，性別正向調(diào)節(jié)了鄰里關(guān)系對(duì)余暇體育鍛煉的影響，負(fù)向調(diào)節(jié)了內(nèi)部動(dòng)機(jī)對(duì)余暇體育鍛煉的影響。另外，中介效應(yīng)量測(cè)算得知，鄰里關(guān)系和內(nèi)部動(dòng)機(jī)的多重中介效應(yīng)量為19.80%。

表6 間接影響效應(yīng)檢驗(yàn)Table 6 Test of The Indirect Effects

表7 間接影響效應(yīng)的Bootstrap檢驗(yàn)Table 7 Bootstrap Test of The Indirect Effects

3 討論

3.1 社區(qū)體育環(huán)境、鄰里關(guān)系、內(nèi)部動(dòng)機(jī)和青少年余暇體育鍛煉的性別差異

研究發(fā)現(xiàn)，社區(qū)體育環(huán)境、鄰里關(guān)系的性別差異均不顯著，而內(nèi)部動(dòng)機(jī)、余暇體育鍛煉的性別差異均顯著，其中，男性的內(nèi)部動(dòng)機(jī)和余暇體育鍛煉得分均高于女生，該結(jié)果與董寶林等（2020）和徐陸璐等（2020）的部分觀點(diǎn)一致。1）多年來，國(guó)家尤為重視居民公共體育、社區(qū)體育環(huán)境建設(shè)工作。盡管專門針對(duì)青少年的體育活動(dòng)器材和場(chǎng)地尚需進(jìn)一步完善，但青少年參與體育鍛煉的主要場(chǎng)域集中于校園環(huán)境，而往往對(duì)社區(qū)體育環(huán)境的評(píng)估與感知相對(duì)模糊、訴求相對(duì)較低（王先茂 等， 2019）。此外，不同性別青少年的鄰里關(guān)系組成方式具有相似性，多數(shù)由血緣、地緣或?qū)W緣關(guān)系等形式構(gòu)成。因此，不同性別青少年往往表現(xiàn)出一致性的社區(qū)體育環(huán)境評(píng)估以及相似水平的鄰里關(guān)系。2）早在孩童時(shí)期，個(gè)體便會(huì)根據(jù)性別認(rèn)知而分化成不同形式的社會(huì)行為特征（如男童相對(duì)好動(dòng)、女童相對(duì)喜靜），使青少年在身體活動(dòng)尤其體育鍛煉方面呈現(xiàn)非一致性發(fā)展趨勢(shì)（陳金鰲 等， 2017； 楊潔 等， 2017）。從行為習(xí)慣的角度講，青少年體育鍛煉的動(dòng)機(jī)與行為往往建立于校園環(huán)境，盡管社區(qū)體育環(huán)境拓展了青少年體育鍛煉的場(chǎng)域（校園體育），為其提供了更多的鍛煉物理?xiàng)l件，但卻難以改變青少年鍛煉動(dòng)機(jī)的強(qiáng)度及行為的可持續(xù)性。因此，與在校期間類似，青少年余暇體育鍛煉動(dòng)機(jī)和行為均存在性別差異（王麗娟 等， 2018； 張歡 等，2017）。

3.2 社區(qū)體育環(huán)境、鄰里關(guān)系、內(nèi)部動(dòng)機(jī)對(duì)青少年余暇體育鍛煉的直接影響

回歸分析表明，社區(qū)體育環(huán)境、鄰里關(guān)系、內(nèi)部動(dòng)機(jī)分別對(duì)青少年余暇體育鍛煉影響顯著，該結(jié)果與前人部分觀點(diǎn)一致（董寶林 等， 2021； 陽家鵬， 2017）。

首先，社區(qū)體育環(huán)境對(duì)青少年余暇體育鍛煉正向影響顯著。社會(huì)生態(tài)學(xué)理論認(rèn)為，個(gè)體從行為環(huán)境中知覺或者獲取的信息能影響個(gè)體環(huán)境行為（Giles-Corti et al.，2003）。分析結(jié)果表明，適宜的社區(qū)體育場(chǎng)地、器材能為青少年踐行鍛煉提供條件和環(huán)境保障，提升參與鍛煉的可能性，優(yōu)質(zhì)的社區(qū)體育空間布局能為青少年從事戶外活動(dòng)提供安全、舒適的保障，提升愉悅感和流暢的體驗(yàn)，使青少年傾向于利用余暇時(shí)間進(jìn)行戶外鍛煉。本研究分析反映了社區(qū)體育環(huán)境是促進(jìn)青少年余暇體育鍛煉的外部資源。因此，針對(duì)青少年運(yùn)動(dòng)喜好與行為偏好，完善社區(qū)體育場(chǎng)地資源、器材設(shè)備等，可調(diào)動(dòng)青少年余暇鍛煉的參與熱情，改善鍛煉現(xiàn)狀。

其次，鄰里關(guān)系對(duì)青少年余暇體育鍛煉正向影響顯著，該結(jié)果為構(gòu)建社區(qū)體育氛圍提供了實(shí)證參考。社會(huì)支持理論認(rèn)為，感知到的情感支持水平越高，越易調(diào)動(dòng)個(gè)體正性心理資源，從而提升鍛煉堅(jiān)持性、促進(jìn)健康行為（陳善平 等， 2007）。本研究分析證實(shí)，和諧的鄰里關(guān)系有助于青少年在人際互動(dòng)中發(fā)展群體行為（體育鍛煉），當(dāng)青少年從鄰里交往中獲得支持、認(rèn)可（即滿足關(guān)系需求），便較易產(chǎn)生積極的互動(dòng)行為；而疏離或冷漠的鄰里關(guān)系易使青少年產(chǎn)生抵觸感、排斥感，較難與他人積極地互動(dòng)和交流，甚至不愿從事戶外活動(dòng)?？梢?，鄰里關(guān)系越親密，越易滿足青少年的關(guān)系需求，余暇時(shí)間從事可互動(dòng)的戶外體育鍛煉也會(huì)越積極、頻繁。

再次，內(nèi)部動(dòng)機(jī)對(duì)青少年余暇體育鍛煉正向影響顯著，該結(jié)果證實(shí)了自我決定理論在青少年余暇體育鍛煉領(lǐng)域的適用性。作為自我決定典型的動(dòng)機(jī)類型，內(nèi)部動(dòng)機(jī)是青少年長(zhǎng)期堅(jiān)持體育鍛煉的內(nèi)在動(dòng)力（Ardeńska et al.， 2016）。從數(shù)據(jù)結(jié)果看，內(nèi)部動(dòng)機(jī)體現(xiàn)了青少年對(duì)體育鍛煉的熱愛和自我追求，以及對(duì)體育鍛煉濃厚的興趣和求知欲，通常情況下，具有強(qiáng)烈鍛煉內(nèi)部動(dòng)機(jī)的青少年會(huì)利用余暇時(shí)間反復(fù)從事喜愛的體育鍛煉活動(dòng)，并將體育鍛煉生活化、習(xí)慣化，繼而表現(xiàn)出一定的堅(jiān)持性和穩(wěn)定性。正如自我決定理論闡釋的內(nèi)部動(dòng)機(jī)是促進(jìn)鍛煉行為的內(nèi)生變量（Ryan et al.， 2000）。

3.3 社區(qū)體育環(huán)境、鄰里關(guān)系、內(nèi)部動(dòng)機(jī)對(duì)青少年余暇體育鍛煉的間接影響

Bootstrap法分析表明，在社區(qū)體育環(huán)境影響青少年余暇體育鍛煉時(shí)，鄰里關(guān)系和內(nèi)部動(dòng)機(jī)具備多重中介效應(yīng)，該結(jié)果與董寶林等（2021）的部分觀點(diǎn)一致。社會(huì)認(rèn)同理論認(rèn)為，外界環(huán)境的刺激會(huì)使人產(chǎn)生社交定向與需求，并在類化與比較中形成群體認(rèn)同感（陳世平 等， 2015），而個(gè)體通常會(huì)在認(rèn)同感驅(qū)使下影響行為的動(dòng)機(jī)和意向，決策或決定目標(biāo)行為（張瑩瑞 等， 2006）。從這一理論來看，適宜的社區(qū)體育環(huán)境可為青少年提供人際交往與互動(dòng)的平臺(tái)，并為具有相同鍛煉愛好或類似偏好的個(gè)體群體化，形成內(nèi)群趨同、群體認(rèn)同，從而激發(fā)、強(qiáng)化、內(nèi)化、整合青少年鍛煉內(nèi)部動(dòng)機(jī)，使其愿意利用更多余暇時(shí)間參加鍛煉活動(dòng)，滿足關(guān)系需求、提升愉悅感。社會(huì)生態(tài)學(xué)模型認(rèn)為，作為影響青少年身體活動(dòng)的遠(yuǎn)端層，外界環(huán)境往往通過人際層面、個(gè)體層面等近端層發(fā)揮功效（代俊 等，2018； Zhang et al.， 2013）。分析證實(shí)了該理論在青少年余暇體育鍛煉領(lǐng)域的適用性，也揭示了社區(qū)體育環(huán)境有助于改善鄰里關(guān)系、激發(fā)內(nèi)部動(dòng)機(jī)，從而促進(jìn)或改善青少年余暇體育鍛煉狀況。基于此，建議加強(qiáng)社區(qū)體育服務(wù)體系建設(shè)，通過豐富社區(qū)體育活動(dòng)的組織形式和內(nèi)容加強(qiáng)社區(qū)人際互動(dòng)和交流，促進(jìn)鄰里關(guān)系發(fā)展，可強(qiáng)化青少年鍛煉內(nèi)部動(dòng)機(jī)，進(jìn)而改善余暇體育鍛煉現(xiàn)狀。

值得一提的是，當(dāng)考慮社區(qū)體育環(huán)境與青少年余暇體育鍛煉的內(nèi)在聯(lián)系時(shí)，鄰里關(guān)系和內(nèi)部動(dòng)機(jī)的多重中介效應(yīng)量?jī)H為19.80%。究其原因：從個(gè)體角度來看，初中階段青少年的人際交往能力尚處萌芽期，其社會(huì)活動(dòng)場(chǎng)域和人際互動(dòng)較多集中于校園或家庭，人際關(guān)系往往由學(xué)緣和血緣關(guān)系構(gòu)成，加之鍛煉參與動(dòng)機(jī)普遍基于學(xué)校體育的組織與引導(dǎo)，因此，相較于在校期間的同伴/同學(xué)關(guān)系和鍛煉參與動(dòng)機(jī)（徐陸璐 等， 2020； 朱瑜 等， 2010），鄰里關(guān)系和內(nèi)部動(dòng)機(jī)的多重中介作用效果并未達(dá)到較高水平；從社區(qū)角度來看，與發(fā)達(dá)國(guó)家相對(duì)成熟的社區(qū)體育氛圍相比，我國(guó)社區(qū)體育的組織管理、制度體系、運(yùn)行體系缺乏系統(tǒng)性和長(zhǎng)效性，社區(qū)體育服務(wù)體系亟待完善與健全（曹垚 等， 2021），這導(dǎo)致社區(qū)體育環(huán)境難以為鄰里關(guān)系的發(fā)展創(chuàng)造更為優(yōu)質(zhì)的保障條件，也難于激發(fā)或強(qiáng)化青少年鍛煉內(nèi)部動(dòng)機(jī)。因此，在社區(qū)體育環(huán)境與青少年余暇體育鍛煉的影響路徑上，鄰里關(guān)系和內(nèi)部動(dòng)機(jī)的中介效果量?jī)H為總效應(yīng)量的1/5。

此外分析還發(fā)現(xiàn)，性別正向調(diào)節(jié)了鄰里關(guān)系對(duì)余暇體育鍛煉的影響，負(fù)向調(diào)節(jié)內(nèi)部動(dòng)機(jī)對(duì)余暇體育鍛煉的影響，該結(jié)果與董寶林等（2020）和李敏等（2021）的部分觀點(diǎn)一致。既有研究表明，在青少年群體中相較于男性，人文環(huán)境（人際關(guān)系）所引發(fā)的知覺反應(yīng)更易影響女性的心理特質(zhì)和行為表現(xiàn)（李敏 等， 2021），而且，女性參與體育鍛煉具有較強(qiáng)的集群效應(yīng)（董寶林， 2017），從事戶外活動(dòng)往往更依賴同伴陪伴、榜樣引領(lǐng)、氛圍體驗(yàn)等（代俊等， 2018； 熊歡 等， 2017）。因此，和諧融洽的鄰里關(guān)系更易激發(fā)女生的鍛煉熱情、提升認(rèn)同和自尊，進(jìn)而促成群體性的余暇體育鍛煉活動(dòng)，即鄰里關(guān)系更易影響女生余暇體育鍛煉。另外，從青少年的性格特質(zhì)來看，男性的外向性、開放性性格相對(duì)突出（朱從慶 等， 2016），對(duì)活躍度高、新奇刺激的體育鍛煉活動(dòng)更易趨之若鶩，并對(duì)體育鍛煉本身充滿興趣，傾向于在鍛煉中感受樂趣、實(shí)現(xiàn)挑戰(zhàn)。因此，相較于恬靜內(nèi)斂、謹(jǐn)慎型性格突出的女生，強(qiáng)烈的內(nèi)部動(dòng)機(jī)更易促進(jìn)男生余暇體育鍛煉的意向和行為，即內(nèi)部動(dòng)機(jī)對(duì)男生余暇體育鍛煉的影響力更大。

4 結(jié)論

對(duì)于初中階段的青少年，男生的鍛煉內(nèi)部動(dòng)機(jī)和余暇體育鍛煉好于女生；社區(qū)體育環(huán)境、鄰里關(guān)系和內(nèi)部動(dòng)機(jī)是青少年余暇體育鍛煉的促進(jìn)因素，并且，社區(qū)體育環(huán)境可以通過促進(jìn)鄰里關(guān)系來激發(fā)青少年鍛煉內(nèi)部動(dòng)機(jī)，進(jìn)而促進(jìn)余暇體育鍛煉；此外，相較之下，鄰里關(guān)系更易改善女生余暇體育鍛煉水平，而內(nèi)部動(dòng)機(jī)更易促進(jìn)男生余暇體育鍛煉狀況。