運動友誼、自主動機、性別角色對青少年鍛煉堅持性的影響

張 歡，董寶林

提升青少年鍛煉堅持性，是“終身體育”健康理念的具體實踐。近年來，“全國億萬學生陽光體育運動”和“天天鍛煉、健康成長、終身受益”的推行與開展，使青少年鍛煉參與狀況得到一定改善[1]。但是，仍有青少年對體育鍛煉心存抵觸，超半數人在結束體育課程學習后逐步減少鍛煉次數，甚至退出體育鍛煉[2]。關注青少年鍛煉參與，也要關注其鍛煉保持。隨著鍛煉心理學發展，大量學者投入到鍛煉堅持性的研究行列，并且證實了社會環境[3]、認知決策[4-5]等因素分別對鍛煉堅持性的促進功效。眾所周知，人的行為受環境因素與個人因素交互影響[6]，若單純探討社會環境或認知決策對青少年鍛煉堅持性的直接影響，可能會陷入環境決定論或唯意志論等誤區。基于此，在全民健身國家戰略背景下，綜合社會環境與認知決策等因素，考察青少年鍛煉堅持性的影響機制，可以加深相關問題的理解，是避免青少年久坐少動、網絡成癮的需要，亦是學校體育亟待攻關的重要議題。

學術界在探討“堅持”和“參與”時認為二者共性與特性并存：（1）“堅持”與“參與”皆可體現個體從事某社會活動時的行為表象，具有“介入”“卷入”等共性；（2）“參與”側重行為和意愿的表達與實施，傾向于靜態層面解釋，而“堅持”除含有“參與”的釋義外，還強調行為的控制，即保證行為維持在某種狀態上，傾向于動態層面解釋，而且，與“參與”相較，“堅持”具有歷時性特征，該特性應體現在個體社會活動的時間屬性上（如長期性、規律性、持續性等）。因此，探討鍛煉堅持性應以分析鍛煉參與為前提，正如J.MORALES[7]在詮釋鍛煉堅持性時闡釋：鍛煉堅持性是建立在鍛煉參與基礎上，反映個體堅持長期、有規律、長持時的鍛煉狀態或特性。近期研究發現，學業任務、學習壓力等因素使青少年鍛煉的內隱心理和外顯行為具有學段差異（初中生比高中生參與更頻繁、更積極[8]），而且，處于生理成熟發展期的青少年對自然性別敏感度增強，使其社會行為逐漸朝著符合兩性心理生理特質的方向發展[9]。尤其在體育鍛煉方面，女生比男生的參與集群性更明顯，更注重引發鍛煉行為的外界因素（如鍛煉氛圍、與行同伴、鍛煉認同等），而男生外傾人格相對突出，鍛煉參與比女生更活躍、主動，更符合積極自我[10]。可見，青少年的鍛煉參與具有學段和性別差異。那么，在鍛煉堅持性上是否具備同一特征，這將是研究需要探查的主要問題之一。

近年來，學者在鍛煉堅持性的社會環境、認知決策等前因機制探討上碩果頗豐，主要集中在以下3個方面。

（1）社會環境與鍛煉堅持性。堅持性是個體的一種社會化經驗，與個體人際環境有著密切關聯，尤其在體育鍛煉情境中，同伴間友誼、接納、支持等人際關系元素對鍛煉堅持性影響往往比眾多客觀環境更具重要性[11]。同伴關系具有接納和友誼2種取向：接納能滿足個體歸屬感、增強合作能力，在兒童期具有重要意義；而處于人際敏感期的青少年則需要建立友誼以滿足親密感，因此，對于青少年而言，友誼比接納意義更大[12]。在運動情境中，運動友誼是一種特殊的同伴關系，與鍛煉頻率密切關系[13]，它可以豐富鍛煉體驗、減少孤立感、提升社會能力[14]；可以通過同伴間相互認同、共享快樂，來提升身體自尊、自我價值感[15]，建立廣泛的“社會”[3]。總之，作為社會環境的重要元素，運動友誼對青少年鍛煉行為具有積極的導向功效[16]，使鍛煉的保持成為可能。

（2）認知決策與鍛煉堅持性。堅持性是個體在行動中的認知決策[17]。鍛煉堅持性認知決策模型將內部動機視為保持鍛煉的重要資源[2]，它能激發樂趣和挑戰欲，激勵個體通過反復鍛煉踐行來滿足多維、多層次需求[18]。個體的認知決策既源于本身喜好、注意偏向，還源于外部情境引發的動機內化，僅從內部動機考察鍛煉堅持性的決策機制，顯然忽略了外部動機的激發功效[13]。考慮到這一點，M.GOUDAS等19]在自我決定理論基礎上引入自主動機這一概念，認為它包含了內部動機和完全內化的外部動機。有研究認為，處于追求獨立自主“叛逆期”的青少年，在非強制條件下的鍛煉行為往往更主動、持久[20]。可見，自主動機反映了個體的自決能力，它使人更愿意自行選擇鍛煉項目和與誰同伴，自行決定鍛煉時間和形式，自我調控鍛煉狀態和情感等；自主動機折射了個體的認知調控力，高自主動機者善于將外部刺激轉化為內部需求，使自己為獲社會稱許、避免孤立而主動頻繁參與鍛煉活動[21]。此外，一系列研究發現：在社會環境與堅持性的影響鏈條上，自主動機還發揮著中介作用[22]；作為人與人之間的情感聯系，友誼可為個體提供和諧的人際氛圍，激勵個體以發展人際、維持自尊為目的，促使外部動機內化而保持積極的互動行為[23]；可以豐富情感體驗，構成參與社會活動的非理性因素，刺激個體以滿足快樂感、獲得愉悅體驗為目的，促進內部動機強化而改善行為[24]；另外，分享快樂、分擔恐懼等友誼元素可使人產生積極自我，形成多層次需求，促進動機整合而成為行為的內驅力[25]。

（3）社會準則與鍛煉堅持性。堅持性是個體在社會準則影響下的實際行為及其持續性[26]。作為人們在社會互動中衍生并指導活動的規范，社會準則對行為堅持性有著輻射功效，它對兩性行為不同的期待使人產生多種性別角色類型，這些性別角色類型使人表現出迥異的心理表象和行為特征[27]。換言之，性別角色在個體認知決策與行為表達間具有調節功效[4]。現代性別角色理論將人的性別角色分為男性化、女性化、雙性化和未分化。研究表明：男性化過于粗獷、勇猛，而缺少平和、細膩性，盡管對體育鍛煉賦予挑戰欲，但較易在逆境或受挫后產生退縮行為；女性化過于柔弱、內斂，而缺乏勇氣、競爭心，即便具備鍛煉動機，亦較難專注于鍛煉活動[7]。相較之下，雙性化者的社會應對能力和社交能力較強，鍛煉正性體驗豐富、動機自主性更強、行為更具堅持性[28]；未分化者常伴有較弱的自我調節能力和自主動機，易受外界負面情境影響而產生退縮傾向，難于長期保持鍛煉行為[9]。

既有理論和文獻表明，社會環境既能直接影響鍛煉堅持性，還能通過作用于個體認知決策而間接影響鍛煉堅持性[2]，而且，不同性別角色類型可使同一自主動機群體的鍛煉堅持性呈現差異。類似研究在其他領域已得論證[8]，但是在體育鍛煉領域卻尚未明晰。基于此，構架觀念（見圖1）并試圖解決以下3個問題：（1）性別角色、運動友誼、自主動機對青少年鍛煉堅持性有何直接影響；（2）在運動友誼影響鍛煉堅持性時，自主動機是否具備中介效應；（3）在自主動機與鍛煉堅持性的影響鏈條上，性別角色是否具備調節效應。青少年是人格社會化發展的關鍵時期，也是鍛煉習慣建立的重要階段，研究旨為豐富青少年鍛煉行為研究有所裨益，亦為相關部門制定決策提供思路和啟迪。

圖1 觀念構架模型Figure1 Model of Conceptual Framework

1 研究對象與方法

1.1 被試

心理學界根據個體心理的發展特點，把青年界定為13～25歲[29]，運動生理學界定少年期為11～15歲、青年期為15歲到成年。考慮到研究涉及個體心理和生理的發展特征，因而綜合心理學和運動生理學，結合王瑞元[30]對青少年的界定，選擇12～22歲人群為重點研究的階段，寬泛來說就是以中學—大學階段的人群為調查對象。依據分層整群隨機抽樣原則，以浙滬蘇為例，每個省/直轄市選取初中、高中、大學各2所，每所學校隨機抽取400名被試（約7 200名），抽樣時控制各類性別、年級被試數量比為1∶1.2左右，以保證樣本與總體特征相近。在回收的6 913份量表中，剔除規則性填答、填答明顯有問題、應答條目不足85%等無效量表，最終確定6 744份有效量表，有效率93.67%。其中，男3 074人，女3 670人；年齡（17.395±5.174）歲；初中∶高中∶大學=1∶1.123∶1.218。

1.2 測量工具

1.2.1 性別角色量表（CSRI-50）[31]CSRI-50由男性化、女性化和起干擾作用的中性化3個分量表50個表述性別傾向的形容詞構成，采用李克特7點法從“完全不符合～完全符合”依次計1～7分。參照劉電芝“選取各分量表得分均值”的判定標準（M=Male，F=Female，N=Neutralization）確定被試性別角色類型：4=雙性化（M≥4.8，F≥5.0）；3=男性化（M≥4.8，F＜5.0）；2=女性化（M＜4.8，F≥5.0）；1=未分化（M＜4.8，F＜5.0）。測得題項偏度絕對值0.058～1.607，峰度絕對值0.023～2.955，標準差最小值1.113；男性化、女性化分量表探索性因子（EFA）和驗證性因子分析（CFA）指標見表1。總量表克朗巴赫α系數=0.953，分半信度=0.877；分量表 αM=0.930，αF=0.924，分半信度為 0.889 和0.845。另統計，青少年性別角色類型按頻率依次為雙性化2170人、未分化1 859人、男性化1 364人、女性化1 351人。

表1 分量表探索性因子分析和驗證性因子分析指標Table1 Index of Subscales'EFA and CFA

1.2.2 青少年運動友誼質量量表（SFQS）[32]SFQS用于評估青少年與同伴間在運動中的友誼質量，37個題項采用李克特5級法，“完全不符合～完全符合”依次計1～5分。將反向維度處理，總分表示被試運動友誼質量。測得各題項偏度絕對值0.175～1.398，峰度絕對值0.096～1.684，標準差最小值0.791。總量表克朗巴赫α系數=0.903，分半信度=0.900，題總相關0.506～0.822（P＜0.01）。

1.2.3 自主動機量表（MAS）[21]MAS由外部調節、投射調節、認同調節和內部動機4個分量表構成，14個題項采用李克特5點法，“完全不符合～完全符合”依次計1～5分。遵循M.GOUDAS等[19]的測算經驗，將分量表權重相加來評定自主動機。公式：自主動機=外部調節（-2）+投射調節（-1）+認同調節（+1）+內部動機（+2），結果表示被試自主動機水平。測得題項偏度絕對值0.184～1.123，峰度絕對值0.139～2.622，標準差最小值1.033。量表克朗巴赫α系數=0.918，分半信度=0.875，題總相關0.476～0.792（P＜0.01）。

1.2.4 青少年鍛煉堅持性量表（EAS-A） 依J.MORALES[7]的觀點，鍛煉堅持性應體現在個體從事鍛煉活動的時間屬性上，反映個體行為的長期性、規律性、持續性等。結合專家意見，編制青少年鍛煉堅持性量表（Exercise Adherence Scale for Adolescent，EAS-A），從規律鍛煉的周期長度（簡稱周期）、每周規律鍛煉的頻率（簡稱周頻率）、每次規律鍛煉的持續時間（簡稱持時）評定鍛煉堅持性。周期以“＜1個月、1個月、2個月、3個月、≥4個月”分別計1～5分，周頻率以“≤1次/月、1次/2周、1次/周、2次/周、≥3次/周”分別計1～5分，持時以“＜15 min、15～30min、31～45 min、46～60 min、＞60min”分別計1～5分。題項偏度絕對值0.046～0.672，峰度絕對值0.426～1.872，標準差最小值0.979。克朗巴赫α系數=0.917，分半信度=0.903，題總相關0.644～0.808（P＜0.01）。

1.3 施測過程

依方便取樣原則，于2016年11月15至30日，以班級為單位，采用集體測試的方式采集數據。施測前解釋指導語，填答4 min后當場回收。施測中獲得被試性別、年級等資料。

1.4 數據采集與分析

將所得有效數據導入SPSS24.0統計分析軟件，經變量的中心化處理，通過一系列數據分析（相關性分析、回歸分析）實現研究所需。并利用AMOS24.0構建有調節的中介效應模型，從結構層面詮釋各前因變量對青少年鍛煉堅持性的綜合影響。

2 結果

2.1 共同方法偏差檢驗

采用程序控制和Harman單因素檢驗考察施測的共同方法偏差。（1）程序控制：問卷引導語著重標注“調查僅為科研使用”，反復強調測試數據的保密性和匿名性，以減少社會稱許性行為干擾；自主動機量表的外部調節分量表與其他分量表具有互逆性，運動友誼質量含1個反向維度（共4個題項），不需設計反向題；施測形式采用現場答疑、當場回收。（2）Harman單因素檢驗：對所有題項進行單因素未旋轉探索性因子分析，有16個因子特征根值＞1，而且，第1因子解釋變異率為23.177%（＜臨界值40%），表明測量的共同方法偏差可以接受。

2.2 青少年運動友誼、自主動機及鍛煉堅持性的現狀特征

據各量表備選格式，運動友誼、自主動機及鍛煉堅持性各指標的理論均值皆為3分。總體來看，運動友誼（3.18）和自主動機（3.42）皆高于理論均值，但周期（2.50）、周頻率（2.77）和持時（2.32）皆低于理論均值。比較發現，運動友誼、自主動機、周期和周頻率的性別差異有統計學意義（P＜0.01），運動友誼、自主動機和周期的學段差異有統計學意義（P＜0.001）。多重比較表明：男性青少年的運動友誼、自主動機、周期和周頻率高于女性青少年；高學段比低學段的運動友誼質量高、鍛煉周期長，而自主動機水平則是大學＞初中＞高中（見表2）。

表2 均值、標準差統計表（M±SD）Table2 Statistic of Mean and Standard Deviation（M±SD）

2.3 性別角色、運動友誼、自主動機對鍛煉堅持性的直接影響

相關性分析顯示，性別角色、運動友誼、自主動機與青少年鍛煉堅持性各指標皆顯著正相關（P＜0.01），相較而言，性別角色（r=0.414）、自主動機（r=0.526）均與鍛煉持時相關較密切，運動友誼（r=0.456）與鍛煉周頻率相關較密切（見表3）。

表3 Pearson雙變量雙側相關系數表Table3 Statistics of Pearson Correlation Coefficient

強行進入法分別檢驗性別角色、自主動機、運動友誼對鍛煉堅持性的回歸效應表明：（1）性別角色對周期[F（1，6742）=45.330]、周頻率[F（1，6742）=42.306]和持時[F（1，6742）=93.763]的回歸有統計學意義，分別解釋8.9%、8.4%和17.0%的變異；（2）運動友誼對周期[F（1，6742）=112.880]、周頻率[F（1，6742）=118.907]和持時[F（1，6742）=107.058]的回歸有統計學意義，分別解釋19.8%、20.7%和19.0%的變異；（3）自主動機對周期[F（1，6742）=147.484]、周頻率[F（1，6742）=169.280]和持時[F（1，6742）=172.588]的回歸有統計學意義，分別解釋24.4%、27.1%和27.5%的變異；（4）性別對周期[F（1，6742）=25.036]、周頻率[F（1，6742）=6.821]的回歸有統計學意義，分別解釋5.1%和1.3%的變異；（5）學段對周期[F（1，6742）=14.955]的回歸有統計學意義，解釋3.0%的變異；（6）另外，運動友誼對自主動機[F（1，6742）=455.377，β=0.708]的回歸也有統計學意義，解釋50.1%的變異（見表4，表5）。

表4 性別角色、運動友誼、自主動機分別對鍛煉堅持性的回歸分析Table4 Regression Analysis of Gender Role，Sport Friendship，and Autonomous Motivation on Exercise Adherence Separately

表5 運動友誼對自主動機的回歸分析Table5 Regression Analysis of Sport Friendship on Autonomous Motivation

2.4 自主動機的中介效應檢驗

分別以鍛煉堅持性各指標為因變量，性別和學段為控制變量，進行序列層次回歸分析。共線性診斷發現，學段的特征值為0.024，條件指數為12.512，說明學段存在共線性，排除引起共線性的學段變量，重新進行序列層次回歸分析，此時VIF值皆＜2，說明無共線性問題。（1）Step1：上述回歸分析證實，運動友誼對周期、周頻率和持時的回歸有統計學意義；（2）Step2：因自主動機介入，運動友誼-自主動機對周期[F（2，6740）=81.738，T1=3.385，P1=0.001，T2=6.347，P2=0.000]、周 頻 率 [F（2，6740）=93.282，T1=3.134，P1=0.002，T2=7.207，P2=0.000]和持時[F（2，6740）=90.761，T1=2.319，P1=0.021，T2=7.766，P2=0.000]的回歸皆有統計學意義，分別解釋26.4%、29.0%和28.5%的變異，ΔR2分別為0.066、0.083和0.095；（3）Step3：因性別變量介入，運動友誼-自主動機-性別對周期[F（3，6738）=57.746，T1=3.604，P1=0.000，T2=5.531，P2=0.000，T3=2.725，P3=0.011]和持時[F（3，6738）=63.423，T1=2.139，P1=0.033，T2=8.201，P2=0.000，T3=2.553，P3=0.011]的回歸皆有統計學意義，分別解釋27.4%和29.3%的變異，ΔR2分別為0.010和0.009（見表6）。綜合來看，因中介變量“自主動機”和控制變量“性別”的逐步介入，運動友誼對行為堅持性各指標的回歸系數依舊有統計學意義，并逐漸下降（≠0）。參照溫忠麟等[33]中介效應檢驗程序，證實自主動機的部分中介效應顯著。其中，在運動友誼影響青少年規律鍛煉周期和規律鍛煉持時時，自主動機的中介效應受性別影響顯著；在運動友誼影響規律的鍛煉周頻率時，自主動機的中介效應不受性別影響。

2.5 性別角色的調節效應檢驗

在相關變量中心化處理后，對“自變量→因變量”這條路徑進行分層次回歸分析，檢驗對應方程復相關系數R12和R22的差異顯著性及c'的顯著性。（1）分層次回歸分析顯示：“自主動機→周期”R12和R22分別為0.249和0.008，“自主動機→周頻率”R12和R22分別為0.273和0.031，“自主動機→持時”R12和R22分別為0.305和0.065，皆具統計學意義（P＜0.05）（見表7）。（2）c'的顯著性：“自主動機×性別角色→周期”[F（3，6738）=51.854，β=0.469，T=2.171，P=0.030]、“自主動機×性別角色→周頻率”[F（3，6738）=65.628，β=0.936，T=4.481，P=0.000]和“自主動機×性別角色→持時”[F（3，6738）=88.083，β=0.956，T=6.819，P=0.000]的c'皆具統計學意義（P＜0.05）（見表8）。參照溫忠麟等[34]調節效應檢驗方法，證實性別角色的調節效應顯著。

表7 層次回歸方程模型復相關系數表Table7 Complex Correlation of Hierarchical Regression Analysis

表8 層次回歸方程分析Table8 Coefficient of Hierarchical Regression Analysis

綜上中介效應和調節效應檢驗，對運動友誼和自主動機各觀測變量進行打包處理，將鍛煉堅持性設為二階因子（各指標為一階因子），構建2個（男、女）有調節的中介效應模型（見圖2，圖3），旨從結構層面揭示各前因變量對青少年鍛煉堅持性的綜合影響，以及此影響鏈條上的性別差異。

圖2 有調節的中介效應模型（男性）Figure2 Structural Relationship Model of Moderated Mediating（Male）

圖3 有調節的中介效應模型（女性）Figure3 Structural Relationship Model of Moderated Mediating（Female）

3 討 論

3.1 青少年運動友誼、自主動機及鍛煉堅持性的總體特征討論

（1）青少年具備中等質量的運動友誼。隨著陽光體育運動的推行開展、學校體育課內外一體化的有機銜接，體育鍛煉已然成為青少年學習生活和社會交往的重要元素。獲得友誼是青少年從事體育鍛煉初期的主要動力之一[35]，通過體育鍛煉，青少年既可以在掌握社交技能的基礎上促進性別社會化和道德價值的形成，還可以減少孤立感、提升歸屬感、滿足親密感，建立自信、維持自尊。因此，對于有著豐富鍛煉參與機會的當代青少年與同伴建立了良好的鍛煉人際氛圍，獲得了一定質量的運動友誼，該結果與前人觀點一致[10]。（2）青少年具有中高度的自主動機。隨著年級升高，青少年的決斷能力、獨立自我意識日益增強，在應對體育活動時更傾向于自我決定，即能夠非強制性的自我決定是否/如何鍛煉，能夠自由調整鍛煉的行為和形式，能夠自我選擇鍛煉時間、地點和與行同伴。因此，盡管青少年（尤其是初/高中階段）在文化知識掌握和積累階段的余暇自主支配較少，但其鍛煉的自主動機卻差強人意，該結果與前人觀點一致[9]。（3）青少年的鍛煉行為尚缺應有的堅持性，具有“短周期、低頻率、少持時”等特征。盡管根據中央7號文件“嚴格執行國家課程標準和落實‘每天鍛煉1小時’”的指示精神，學校開展多樣化的體育活動（如體育課、課間操、課外活動、體育社團、群體競賽等）使青少年鍛煉頻率得到些許保障，但受升學教育模式制約、鍛煉監控與指導不足等原因，使青少年很難保持每天1 h的鍛煉持時，此現象可能導致青少年難于獲得鍛煉深層體驗，更無法堅持長期規律的鍛煉，該觀點與前人觀點一致[24]。

研究發現，運動友誼、自主動機、周期和周頻率的性別差異顯著。究其原因，傳統社會意識和文化思想的窠臼，強制性地賦予男性和女性不同的社會角色分工。一向被視為莊嚴、男性體育精神展示的體育運動自然地將女性置于為男性吶喊、喝彩、助威的角色，盡管現代社會自由思想、個性發展等女性主義運動訴求提升了女性社會地位，陽光體育運動和學校體育“天天鍛煉、健康成長、終身受益”等理念的推行亦使青少年享受到公平均等的鍛煉待遇，但因自身生理心理和社會環境（如政策支持、場地支持）等原因，女性青少年在體育參與的機會和條件上仍然與法男性相提并論。因此，女性青少年無論在運動友誼、自主決策傾向，還是規律鍛煉周期和頻率上皆劣于男性青少年，這一結果可能是多年女性鍛煉行為發展盤散行汲的致因之一，與前人部分觀點一致[10]。

研究還發現，運動友誼、自主動機和鍛煉周期的學段差異顯著，究其原因如下。（1）青少年社會人際關系的認知隨著人格的社會化發展而逐漸明晰。正值自我意識發展初期的初中生更關注鍛煉的身體自我和自身的行為體驗，更在意同伴的接納和認同，尚未熟練掌握妥善處理人際關系的社交技能[13]，所建立的友誼質量弱于高中生，其規律鍛煉的周期亦不如高中生持久；進入高中階段，青少年的社會認知能力逐漸增強，盡管會為提升鍛煉友誼而投入大量精力，亦能感受到同伴的支持與理解，但學業的壓力不可避免地使其減少了鍛煉機會、次數和條件，導致運動的友誼質量和周期無法與大學生媲美；進入大學階段，體育鍛煉已然成為青少年情感交流、人際交往的互動媒介，顯著的鍛煉集群效應使學生較易感受到同伴的情感支持，產生積極的情感體驗，建立高質量的運動友誼[28]，這些元素亦會轉化為青少年鍛煉的外部需求，使其在充裕的余暇時間里保持長期有規律的鍛煉。可見，運動友誼和鍛煉周期的學段差異，可能與青少年社會認知能力、情緒情感發展、學習責任變化等有關。（2）值得一提的是，高中是青少年學業沖刺的關鍵時期，盡管在生活自我管理能力等方面有所增強，但由于學業負擔、應試備考等社會壓力的影響下，可自由支配的余暇時間和鍛煉機會較低，甚至許多體育課程被其他課程教學擠占，因此，在鍛煉的自主動機上，高中生要弱于初中生，更無法與大學生相提并論。

3.2 運動友誼、自主動機、性別角色對青少年鍛煉堅持性的直接影響討論

運動友誼是促進青少年鍛煉堅持性的外在資源。作為友誼的一種特質狀態，運動友誼折射了主體從同伴獲得的接納與認可、親密感與信任感、陪伴與支持等[36]。在身體和心理逐步成熟階段，青少年的人際交往逐步從家庭遷移至校園，并形成以朋輩交往為主體的社會網絡。盡管，該時期青少年初具獨立思辨能力，但其社會行為仍需朋輩人際的影響與維系。從數據上看，運動友誼可作為導向性的外部支持資源，激勵個體為獲得社會稱許、拓展人際、滿足自尊而反復踐行體育鍛煉；可作為一種外輻性元素，促使個體為滿足鍛煉的社交需求，以體育鍛煉作為與同齡/同伴交流的媒介和平臺，進而表現出充裕的鍛煉持時；運動友誼還是健全青少年人格的重要因素，引導個體為適應社會合作與競爭而不斷挑戰，形成長期、有規律的鍛煉周期。協同理論認為，當外來作用或聚集態達臨界時會產生協同作用，這種協同作用能質變成協同效應，使系統無序變有序，并從混沌中產生穩定結構[37]。也就是說，作為鍛煉主要執行者，青少年會在同伴協同作用下產生集體效應、形成鍛煉氛圍，這種集體效應或鍛煉氛圍既可使無序的鍛煉行為趨于有序，還可使個體獲得高層次的情感體驗和群體歸屬感，激勵青少年愿意反復踐行體育鍛煉。總之，運動友誼是個體高層次的鍛煉需求，對青少年建立鍛煉習慣具有無可替代的貢獻。

自主動機是提升青少年鍛煉堅持性的內源性動力，該結果與前人觀點一致[20]。自主動機映射了青少年鍛煉的自由意志，通常情況下，強自主動機者能夠自我沉浸于從事的鍛煉活動，并表現出專注、投入等積極心境，他們較易在每次鍛煉中保持充足的活動時間，亦使頻繁參與鍛煉成為可能；而且，該類人群鍛煉的認知明確、意向清晰，更傾向于通過反復踐行鍛煉活動來獲得自尊、快樂體驗、多維需求，亦較易堅持長期有規律的健身活動。自我決定理論認為，自主動機是行為主體按自己意愿行事的動機，體現了行為的趨同化意志[16]，高自主動機者能夠按照自身的認知意愿、注意偏好從事喜好的鍛煉活動，這不僅有助于提升青少年鍛煉的正性情感、豐富主觀體驗，還益于個體建立良性的鍛煉認知記憶而提升行為堅持性。正如認知建構主義原理闡述的，自主動機是無監控的內隱自主傾向，是個體根據自我認知和意志積極自覺執行社會行為的心理源泉，也是促使并保證行為發生的主要動力[38]。

性別角色是青少年鍛煉堅持性的一個決定性因素。（1）雙性化者性格奔放而樂觀，喜歡運動而富有挑戰力，該類型者善于突破傳統社會角色觀念，將體育運動視為非威脅性、符合積極自我的社會行為，較易在鍛煉中感受到正性的情緒體驗和記憶感受，使自我鍛煉行為更具堅持性。正如M.HARDIN等[39]所言，雙性化是提升鍛煉堅持性的最佳性別角色類型。（2）單性化中，男性化典型者雖具強烈的挑戰欲，亦能活躍、專注于鍛煉活動，但其自負、沖動的性格使其在經歷失敗或挫折后易受負面情境影響，導致鍛煉堅持性不足；女性化典型者，謙和、溫順等氣質雖益于營造人際氛圍，但其強烈的依從性和自卑感使之難于形成積極、自主的參與傾向，亦難于長期保持有規律的鍛煉行為。正如前人所言，女性化典型者的鍛煉體驗淡薄，行為穩定性無法與雙性化、男性化類型者相提并論[4]。（3）未分化者兼具男性和女性的劣質特質，常因自我孤立、自我腹誹、自我否定，而表現出消極、逃避等退縮傾向，而且，該類型者人際交往能力較差，難于和同伴建立穩定和諧的鍛煉人際，極易在非強制情境下退出鍛煉。

分析還發現，自主動機和性別角色對鍛煉持時的正向影響較密切，運動友誼對周頻率的正向影響較密切。鍛煉持時是影響鍛煉效果的重要因素，周頻率是衡量鍛煉習慣性、規律性、自主性的重要指標[18]。數據反映出，自主動機強或傾向于雙性化類型的青少年，能夠在每次鍛煉中保持充裕的活動時間，進而較易提升自身鍛煉效果（樂趣、社交等）；運動友誼質量高的青少年，善于與同伴/朋輩建立濃厚的運動人際氛圍，往往將體育鍛煉視為積極、有趣的社會交往平臺，從而為發展人際、鞏固社會網絡促使鍛煉行為頻繁發生。上述分析證實了自我決定理論、社會性別理論和社會支持理論的穩定性，與多數研究觀點一致[7]。

3.3 自主動機的中介效應討論

序列回歸分析證實，在運動友誼影響青少年鍛煉堅持性時，自主動機具備部分中介效應，該結果與前人觀點一致[2]。青少年日常生活中的行為差異往往源于其自主傾向上的差異。（1）作為堅持鍛煉的重要動力之一，運動友誼益于激發青少年鍛煉的熱衷性和挑戰欲，通過動機整合來提升參與興趣，進而使鍛煉行為更充滿活力且賦予規律性[40]。正如A.BANDURA[6]所言，人們在理解社會性刺激意義的基礎上，會產生一系列可供選擇的決策反應，并從中選擇適宜的決策來指導或改變行為。（2）作為鍛煉踐行的外部資源，運動友誼可構成青少年鍛煉的高層次需求，通過內部動機的強化和內化來促進行為的自主性、自覺性，尤其對于喜歡從事開放性運動項目（足球、籃球、乒乓球、羽毛球等）的青少年，運動友誼可作為自主動機的人際氛圍，通過內部動機強化、外部動機內化來提升鍛煉堅持性[13]。正如整體自我價值模型理論闡釋的，運動友誼可作為一種外部動機，通過內化過程來滿足自尊，進而影響鍛煉行為[41]。動機-分化理論認為，人類行為的激活離不開自主動機的調控[42]。研究認為，在控制運動友誼前提下，不同水平自主動機使青少年鍛煉行為表現出不同程度的堅持性。

值得一提的是，在運動友誼影響青少年周期和持時時，自主動機的中介效應受性別的影響顯著；在運動友誼影響周頻率時，自主動機的中介效應不受性別影響。眾所周知，青少年的自主動機具有性別差異，而且，在交友觀念、運動愉悅體驗，以及與同伴的信任與親密感、沖突與沖突解決方式等方面因性別不同而顯得側重點不同[33]。這就造成了女性青少年盡管運動友誼質量高于男性，但在自主動機上卻略低于男性。因此，在影響鍛煉投入狀態和沉浸體驗（周期和持時）上亦會呈現出性別上的不同特征。學校制定的各項激勵舉措旨在改善青少年整體的鍛煉狀況和體質健康水平，加之學校組織開展的各種體育鍛煉形式（課間操、課外鍛煉、體育社團等）并未對男、女性別加以限定，使青少年在鍛煉機會和頻率上具有性別的同一性。因此，盡管運動友誼、自主動機存在性別上的差異，但是二者在影響青少年規律鍛煉的周頻率上具有同一性。上述觀點與前人部分觀點一致[4，13]。

3.4 性別角色的調節效應討論

分層次回歸分析證實了，在自主動機影響青少年鍛煉堅持性時，性別角色具備調節效應。性別角色是在社會文化準則影響下，青少年知覺到的適合于男性和女性行為、活動及任務系統的態度和情感傾向[25]。性別刻板印象具有決定行為決策和表達等功能[43]。（1）雙性化者集合了女性化、男性化的優質特質，因其較強的適應能力、社交能力而表現出強烈的鍛煉自主傾向，而且，該類型者善于通過調控自身情感來保持積極、愉悅的鍛煉體驗，進而提高自身鍛煉堅持性。正如前人所言，雙性化者通常具有外傾的人格特質、積極的社會性態度和穩定的行為堅持性[26]。（2）未分化者雖與雙性化皆為“無差別家庭教育”的結果，但該類型者常受兩性負性特質的影響，缺乏行為自決能力和自主動機，在應對鍛煉活動時更傾向于被動、跟從或受于他控，常伴有一貫的逃避、倦怠、排斥等傾向，較難體驗到快樂體驗和幸福感受，極易退出體育鍛煉。（3）單性化者的社會行為似乎更符合社會對該類型者的規范和期許[28]。誠然，單性化類型者的智力、性格等方面發展皆具片面性：男性化者雖具積極的參與意識和動機，亦能表現出專注、活躍的投入狀態，但較之雙性化類型者，男性化者的情緒調控和應對能力較弱，其自負、沖動的性格特質較易在逆境中對自身能力產生質疑，進而制約動機自主傾向，甚至影響堅持性；女性化者雖具謙和友善的優質特質，但其被動、柔弱的性格傾向使其難于形成積極的自主動機，甚至因缺乏豐富的情感體驗和參與意識而難于保持規律穩定的鍛煉行為。研究認為，不同性別角色類型使青少年自主動機對鍛煉堅持性的影響呈現差異。

鍛煉堅持性是青少年鍛煉習慣的具體詮釋。研究考察了性別角色、運動友誼和自主動機對青少年鍛煉堅持的綜合影響，驗證了自主動機的中介效應、性別角色的調節效應，構建了有調節的中介效應模型，所得結果對于培養青少年鍛煉習慣、發展鍛煉認知決策模型提供了新思路。研究認為，改變傳統性別角色觀念，通過豐富多樣的群體性鍛煉活動來提升友誼質量、激發自主動機，可能是提升青少年鍛煉堅持性的一個有效途徑。但是，運動友誼與鍛煉堅持性的影響機制中，還可能存在自尊、承諾、支持等內外因素。未來應關注更多變量的綜合考量，為全面揭示青少年鍛煉堅持性的影響機制提供參考。

4 結 論

青少年具備中等質量的運動友誼和中高度的自主動機，但其鍛煉行為尚缺堅持性；青少年運動友誼、自主動機、周期和周頻率的性別差異有統計學意義（男性高于女生），運動友誼、自主動機和周期的學段差異有統計學意義（其中，高學段學生比低學段的運動友誼質量高、鍛煉周期長，而自主動機水平則是大學＞初中＞高中）。性別角色、運動友誼、自主動機是青少年鍛煉堅持性的前因變量，三者對鍛煉堅持性直接影響顯著，其中，性別角色和自主動機對鍛煉持時的影響較大，運動友誼對周頻率影響較大。在運動友誼影響青少年鍛煉堅持性時，自主動機的中介效應顯著，而且，在自主動機與鍛煉堅持性的影響鏈條上，性別角色具備調節效應。

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