同伴關系、主觀鍛煉體驗與青少年余暇鍛煉習慣的關系：一項交叉滯后分析

徐陸璐，董寶林

余暇鍛煉習慣，是鍛煉自動化、穩定性和規律性的綜合體現，國務院在十八屆三中全會建議“強化體育課和課外鍛煉，促進青少年身心健康”[1]，青少年體育司在《2019 年全國青少年體育活動計劃》提倡“利用寒暑假、節假日及其他時間開展青少年體育活動”[2]，旨為敦促青少年充分利用課余時間從事戶外體育鍛煉。誠然，在余暇時間里，相當數量初中生青少年寧愿選擇室內玩手機、刷微博、觀看移動社交媒體短視頻等[3]，也不愿到戶外進行益于身心的體育鍛煉活動[4]。初中階段的青少年，正值社會認知和自我意識發展的萌芽期，強化此階段青少年的鍛煉參與意識，關系到其身心健康和諧發展。因此，探究初中青少年余暇鍛煉習慣及相關問題的內在聯系，是提升生活品質、形成健康生活方式的需要，亦是學校體育亟待攻關的重要議題。

認知發展理論認為，個體行為的發展是在人與環境不斷交互下逐漸實現的[5]。近年來，學者在人際環境與鍛煉行為關系探討中發現，同伴關系與青少年鍛煉行為的改善存在關聯[3]。同伴關系含“接納”和“友誼”2 個層面，前者與“拒絕”相對立，指個體被同齡人群接受、關注的程度；后者指個體與同齡人互動交往中建立的情感聯系[6]。根據同伴關系理論，同伴關系折射出青少年知覺與同齡或心理發展水平相近者的關系狀態（接納、陪伴、互惠等）[7]。初中生的社會關系處于血緣向學緣的過渡期，傾向于在與同伴互動、鼓勵下發展社會情感和認知，建立行為范式[8]。有學者認為，“接納”是自尊和情感的保護場域，當感知不被拒絕（接納）時，青少年的自我概念和鍛煉行為發展會越積極[9]；“友誼”是健康行為的支持場域，運動情景中的友誼質量越高，越易使人產生社會認同和自我認同、提升愉悅感受、激發鍛煉參與動機[10]。足見，同伴關系對青少年建立鍛煉習慣具有無法替代的功效。反觀之，行為效應理論學者通過實證發現，體育鍛煉營造的人際平臺益于增進交往、加深友誼，是建立和發展同伴關系的一個干預手段[11]。那么，對于初中階段青少年，在余暇鍛煉情景中，是同伴關系鞏固鍛煉習慣，還是鍛煉習慣促進同伴關系？既有研究未能成為揭示此關聯的有力證據。

近年來，研究者在歸因青少年鍛煉行為時發現，作為一種非理性因素，主觀鍛煉體驗與鍛煉行為存在關聯[12]。主觀鍛煉體驗，是在既有鍛煉經歷中獲得的感受和經驗，它能豐富體育認知系統，提升鍛煉決策力，有助于青少年堅持從事鍛煉活動[13]。從流暢感理論視角看，積極的鍛煉體驗會引發流暢心理狀態，此狀態可使人自覺專注于鍛煉情景，在實踐中享受快樂、體驗樂趣，排除干擾地反復從事該鍛煉活動[14]。該觀點在實證研究亦得證實，即積極的主觀鍛煉體驗可為體育認知系統提供有意義的記憶線索，激發個體為滿足此感受而形成反復從事鍛煉活動的欲望[15]。值得注意的是，主觀鍛煉體驗是在特定情境下（體育鍛煉）形成的感受或經歷[3]，是以參與鍛煉實踐為前提的主觀經驗、記憶。那么，在青少年余暇鍛煉情景下，是長期鍛煉實踐豐富了積極鍛煉體驗，還是積極的鍛煉體驗促成鍛煉習慣，二者是否存在互為因果的關聯？顯然，既有橫斷面研究未能準確解釋這一系列問題。

此外，學術界在同伴關系和主觀鍛煉體驗的因果關系探討上未得一致性結論。一方面，根據社會學習理論“人們對周圍環境的知覺會重構體驗和感受”[16]等觀點，學者認為，在社會互動中，人際關系會成為主觀體驗的先驗標準，決定個體能否獲得積極體驗[17]。另一方面，根據認知-情感系統理論，人的行為是在體驗基礎上通過個體與社會關系的互動而生[18]，其人際關系是基于“體驗-認知”交互動態發展的結果[14-15]，即主觀鍛煉體驗是同伴關系的前因。那么，在青少年余暇鍛煉習慣的建立過程中，同伴關系和主觀鍛煉體驗扮演何種角色？二者存在何種關聯？這些問題至今未得充分論證。基于此，采用交叉滯后研究，以初中生青少年為調查群體，進行為期12周、2個階段縱向追蹤調查，考察同伴關系、主觀鍛煉體驗與青少年余暇鍛煉習慣的因果關聯及其性別差異（見圖1），并假設三者存在因果關系，旨為厘清同伴關系、主觀鍛煉體驗在青少年建立余暇鍛煉習慣中的定位和功能，亦為制定青少年健康促進方案提供實踐參考。

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

依據方便取樣原則，以上海市為例，選取8 所初中，每所初中各年級隨機抽取1 個班級為被試，進行為期12 周、2 階段追蹤調研。第1 次調查（T1）在2018 年9 月中旬，共采集1 271 份數據，經“規律性填答判斷”等篩查，保留1 223份有效數據；第2次調查（T2）在2018 年12 月初施測，部分被試因病、離校等其他非主觀原因未完成問卷填答，共收集1 244 分問卷，采用第1 次施測相同篩查步驟，保留1 216 份有效數據。根據學號編碼對應2次施測數據，并以全部完成2次測查的1 201份數據為最終分析樣本。其中，年齡（13.98±1.871）歲；男633人，女568人。

1.2 測量工具

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

考慮到評估個體知覺到的社會人際狀態應從主體出發，并采用自我評估的方式來測評，因此，遵循前人觀點，將接納與拒絕對應考量[20]。采用張登浩[21]《中文版青少年社會排斥量表》的拒絕分量表（共6 題）。結合題意設定情景，加入“余暇時間”或“余暇鍛煉”等主題詞匯，如余暇時間里，同伴經常會邀請我一起參加體育鍛煉。采用Likert5 點法，從沒未有過（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《青少年運動友誼質量量表》，含共同活動、運動愉悅、自尊增強、人際吸引、幫助與指導、信任與親密、沖突與沖突解決、交友觀等8 個維度（共37 題）。結合題意，修訂主題詞匯“訓練”為“余暇時間”或“余暇鍛煉”，如余暇時間里，我喜歡和同伴一起參加體育鍛煉。采用Likert5 級法，以完全不符合（1）～完全符合（5）。經反向題處理后，以總分表述被試在余暇鍛煉情境中的同伴友誼質量。

2 次測查各題項K-S 正態分布檢驗皆有統計學意義[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45名青少年進行間隔15天的重復測量，各題項的再測信度在0.672～0.843。

1.2.2 主觀鍛煉體驗量表 采用E.MCAULEY[23]《主觀鍛煉體驗量表》的“積極幸福感”和“心理困擾”2個分量表（各含4題，共8 題）。為使問題表述易于被試理解，設定情景并加入核心詞匯“余暇時間”或“余暇鍛煉”，如余暇時間參加體育鍛煉，使我感覺非常棒。采用Likert5 點法，從一點也不（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，遵循已有研究經驗[3]，將心理困擾各題項視為反向題，并經反向題處理后，與積極幸福感各題項得分之和評估被試余暇鍛煉的主觀體驗水平。

2 次測查各題項K-S 正態分布檢驗皆有統計學意義[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天的各題項再測信度在0.784～0.896。

1.2.3 青少年余暇鍛煉習慣量表 習慣是個體行為穩定性、自動化、規律性的綜合詮釋[24]，因而，應從余暇鍛煉行為的穩定性、自動化、規律性來評估青少年余暇鍛煉習慣。

修訂王坤[24]《大學生體育鍛煉習慣量表》的鍛煉行為和思維模式2 個分量表。2 個分量表原為大學生群體自我評估體育鍛煉中的行為穩定性（7題）和行為自動化（11題）程度。結合題意設定情景，加入核心詞匯“余暇時間”“余暇鍛煉”，同時，修訂題項表述為使問題表述易于被試理解。此外，利用重測數據對量表進行項目分析，排除CR值不顯著（P＞0.05）的3 個題項，刪除相關過低（r＜0.30）的3個題項和相關不顯著（P＞0.05）的4個題項，最終保留各維度各5 題（共10 題），題總相關在0.679～0.811（P＜0.01），題項難度系數在0.55～0.64。采用Likert5 點法從完全不同意（1）～完全同意（5）。各分量表總分表示被試余暇鍛煉行為穩定性或自動化水平。

采用董寶林等[25]《體育鍛煉行為規律量表》，量表從規律鍛煉的周期長度、每周規律的鍛煉頻率、每次規律的鍛煉持續時間評定被試鍛煉規律性。結合題意設定情景，加入核心詞匯“余暇時間”“余暇鍛煉”等。采用Likert5 點法，其中，周期從小于1 個月（1）～大于等于4 個月（5），頻率從小于等于1 次/月（1）～大于等于3次/周（5），持時從小于15 min（1）～大于60 min（5），以3個題項得分之和評估被試余暇鍛煉的規律性。

2 次測查各題項K-S 正態分布檢驗皆有統計學意義[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天的各題項再測信度在0.718～0.798。

此外，各量表2 次測量的探索性因子分析和驗證性因子分析指標見表1。

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

1.3 施測過程

統一對施測負責的班主任進行調查流程、關鍵環節等方面的專門培訓。2 次測查程序和過程保持完全一致，均采用紙筆法，利用集體施測的方式采集數據。每次施測前，均向被試解釋測試目的、用途、指導語等，強調調查的自愿性，并允許被試根據自身意愿可在中途隨時放棄測試，同時，告知數據保存方法、途徑、保密性承諾等保密措施。2 次測查均獲得被試性別（1=女，2=男）、年齡、年級等人口統計學資料。

1.4 數據采集與分析

將有效數據導入統計分析軟件SPSS25.0。數據經反向題、中心化、潛變量分值計算等處理后，采用描述性統計分析、可靠性分析等對測量工具進行正態分布檢驗、非參數檢驗、信效度檢驗等。對數據標準化處理后，運用相關性分析、獨立樣本T檢驗等考察各變量間的內在聯系，以及人口統計學差異等。采用AMOS26.0軟件對假設模型進行交叉滯后分析和檢驗，利用極大似然法檢驗模型擬合度，同時，考察交叉滯后關系的性別差異。

1.5 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素檢驗法考察施測或存的共同方法偏差：除一般人口統計學變量（性別、年齡、年級），對其他所有題項進行單因素未旋轉探索性因子分析，共提取14 個特征根＞1 的因子，且第1因子變異率為19.763%（＜40%）。證實施測的共同方法偏差可接受。

2 結 果

2.1 青少年同伴關系、主觀鍛煉體驗和余暇鍛煉習慣描述性統計和相關性分析

控制性別的偏相關分析顯示（見表2）：接納T1-接納T2（r=0.817）、友誼T1-友誼T2（r=0.766）、同伴關系T1-同伴關系T2（r=0.808）、主觀鍛煉體驗T1-主觀鍛煉體驗T2（r=0.801）、余暇鍛煉習慣T1-余暇鍛煉習慣T2（r=0.756）皆顯著正相關（P＜0.001）；接納T1與主觀鍛煉體驗T1（r=0.417）、余暇鍛煉習慣T1（r=0.619），友誼T1與主觀鍛煉體驗T1（r=0.530）、余暇鍛煉習慣T1（r=0.516），同伴關系T1與主觀鍛煉體驗T1（r=0.518）、余暇鍛煉習慣T1（r=0.629）皆顯著正相關（P＜0.001），另外，主觀鍛煉體驗T1與余暇鍛煉習慣T1（r=0.481）顯著正相關（P＜0.001）；接納T2與主觀鍛煉體驗T2（r=0.414）、余暇鍛煉習慣T2（r=0.623），友誼T2與主觀鍛煉體驗T2（r=0.529）、余暇鍛煉習慣T2（r=0.519），同伴關系T2與主觀鍛煉體驗T2（r=0.516）、余暇鍛煉習慣T2（r=0.633）皆顯著正相關（P＜0.001），而且，主觀鍛煉體驗T2與余暇鍛煉習慣T2（r=0.492）顯著正相關（P＜0.001）。說明，在12周內，青少年的同伴關系、主觀鍛煉體驗、余暇鍛煉習慣滿足同步相關性和跨時間穩定性。

性別獨立樣本T檢驗顯示（見表3）：2 次施測的接納（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 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（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 慣（T1：P＜0.001，95%CI[8.746，12.870]；T2：P＜0.001，95%CI[8.752，13.081]）的性別差異皆有統計學意義。均值比較發現，女性除“接納”得分高于男性外，友誼、同伴關系、主觀鍛煉體驗和余暇鍛煉習慣得分皆低于男性。

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

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

2.2 青少年同伴關系、主觀鍛煉體驗和余暇鍛煉習慣的交叉滯后分析

對2次施測的同伴關系和余暇鍛煉習慣，按潛變量計算方式和相應規則進行打包處理，檢驗同伴關系、主觀鍛煉體驗與青少年余暇鍛煉習慣的交叉滯后效應。交叉滯后效應模型擬合指標顯示：x2/df=3.140（df=2，P=0.004，n=1 201）；擬合優度指標：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]，標準化殘差均方根SRMR=0.0296。通過結構模型路徑系數考察變量間的異步相關性：同伴關系T1對主觀鍛煉體驗T2（β=0.482）和余暇鍛煉習慣T2（β=0.417）影響皆有統計學意義（P＜0.001）；主觀鍛煉體驗T1對余暇鍛煉習慣T2影響顯著（β=0.333，P＜0.001），而對同伴關系T2影響不顯著（β=0.052，P＞0.05）；余暇鍛煉習慣T1對同伴關系T2（β=0.087，P＜0.05）和主觀鍛煉體驗T2（β=0.314，P＜0.001）影響顯著（見圖2）。簡言之，在交叉滯后效應中，同伴關系能單向預測主觀鍛煉體驗，且對余暇鍛煉習慣的預測系數遠高于余暇鍛煉習慣的反向預測系數，而主觀鍛煉體驗對余暇鍛煉習慣的預測系數與余暇鍛煉習慣的反向預測系數相差較小。遵循M.C.EISMA等[26]觀點，結合以上數據分析，說明同伴關系是青少年主觀鍛煉體驗、余暇鍛煉習慣的原因變量，主觀鍛煉體驗與余暇鍛煉習慣存在互為因果關系，并且，在主觀鍛煉體驗與余暇鍛煉習慣的互為因果關系中，同伴關系可能具備調節效應。

以性別為分組變量，考察此交叉滯后關系模型是否具備性別差異，構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）；假設默認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）；比較擬合指標改變值ΔCFI=0.014（P＞0.01），修正擬合指標改變值ΔNNFI=0.013（P＞0.01），近似誤差均方根改變值ΔRMSEA=0.017（P＞0.01）；標準化殘差均方根改變值ΔSRMR=0.006 3＜0.01（見表4）。說明，非限制模型與限制模型的差異顯著，即同伴關系、主觀鍛煉體驗與青少年余暇鍛煉習慣的交叉滯后效應存在性別差異。

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

3 討 論

3.1 青少年同伴關系、主觀鍛煉體驗和余暇鍛煉習慣的性別差異

獨立樣本T檢驗證實青少年同伴關系、主觀鍛煉體驗和余暇鍛煉習慣具有跨時間、穩定的性別差異。其中，女性除同伴關系的“接納”得分高于男性，其他各指標得分皆低于男性。

從社會性別理論和價值期望理論的角度看，傳統社會性別規范會賦予男女不同的性別角色期待，引導并影響個體行為體驗和范式朝著符合社會期許的方向發展[27-28]。性別角色觀念會在社會對兩性的期望下影響個體感受、態度和行為。數據表明：對于初中生，一貫的社會性別角色期待可能使其人際關系敏感性以及對關系期望存在性別差異，相較而言，男性傾向于通過人際互動中的外化作用來獲得友誼支持、建立情感聯結，并報告出較高的同伴關系，而女性則傾向于通過自我知覺中的內化作用來獲得他人接納[29]；另外，受鍛煉認知、動機等影響，青少年對鍛煉行為的體驗、選擇與表達具有性別非均衡化特征，相較而言，男性因鍛煉動機和欲望較強，較易將身心投入于余暇鍛煉而獲得豐富的愉悅、快樂、滿足等正性鍛煉體驗，在余暇時間里亦會保持相對自主、穩定且具有規律性的鍛煉習慣[30]。

從人格特質理論理解，不同類型的人格特質會使青少年表現出迥異的人際氛圍感知、行為體驗和習慣傾向等[31]。一般而言，男性青少年的外向性和開放性人格相對突出，往往具有活躍開朗、好動爭勝等特征，傾向于在頻繁鍛煉人際互動中提升友誼質量，而女性青少年的宜人性和嚴謹性人格相對突出，通常具有羞怯內斂、喜靜惡動等性格特征，并對人際關系具有高度的敏感性[32]，傾向于通過知覺同伴接納程度來評估人際關系。而且，在人格傾向和性格特質的影響下，男性青少年余暇鍛煉的決策力和參與動機更強，其活潑、合群的性格使其更易在鍛煉人際互動中獲得快樂、愉悅等體驗，行為亦更會具有堅持性、自主性和規律性[33]。

綜上，可能受社會性別觀念、自我價值期望、人格特質、性格特征等影響，男性初中生的同伴關系水平高于女性，更易在余暇鍛煉中獲得正性鍛煉體驗，余暇鍛煉習慣亦比女性初中生更穩定、持久且具規律性，該結果與前人部分觀點一致[15]。

3.2 青少年同伴關系、主觀鍛煉體驗和余暇鍛煉習慣的關系

研究運用交叉滯后研究設計，證實了三者存在因果關系。其中，同伴關系是青少年主觀鍛煉體驗、余暇鍛煉習慣的原因變量，主觀鍛煉體驗與余暇鍛煉習慣存在互為因果關聯，同伴關系可能是主觀鍛煉體驗和余暇鍛煉習慣因果關系上的一個調節變量，而且，此交叉滯后效應具有性別差異。

首先，同伴關系是豐富青少年主觀鍛煉體驗，建立余暇鍛煉習慣的一個重要激勵因素。（1）根據社會認知理論和環境知覺理論相關觀點，人們對所處環境的知覺和理解（同伴關系）會內化成對行為環境的辨別信息，從而刺激情緒體驗并指導行為實踐[34-35]。數據表明，良好的同伴關系可成為青少年情感體驗、行為執行的支持場域，有助于個體在頻繁互動聯系中提升自尊和能力信念，豐富余暇鍛煉體驗；有助于在同齡人包容、理解中建立行為期望、動機，使青少年更愿意投入到鍛煉情景而形成鍛煉習慣。（2）從社會發展模型理論和需求層次理論的角度看，余暇鍛煉情景下，當感受到同伴接納和友誼聯結，青少年會表現出積極、合群等狀態，并較易獲得愉悅、快樂等體驗，傾向于通過反復參與鍛煉來獲得幸福體驗，滿足社交需求、尊重需求，形成鍛煉習慣[36]。正如發展情境理論闡釋的：人類發展（無論是情感還是行為）是在個體與外界環境的動態交互聯系中逐漸形成的[37]。

其次，主觀鍛煉體驗與青少年余暇鍛煉習慣存在互為因果的關系，該結果對已有相關研究做出了有益補充和結合[11]。體驗哲學認為，人們的社會活動是實踐體驗形成的心智活動與客觀世界不斷互動和協調的產物[38]。也就是說，作為一種客觀環境，余暇鍛煉為青少年提供了體驗體育鍛煉獨特吸引力的平臺和條件，這種源于個體外在現實的非理性心理（體驗）會調動理性思維（推理、演繹、記憶等），豐富鍛煉認知，并為鍛煉行為提供決策依據。換言之，青少年在余暇鍛煉中不斷與外界（自然環境、人際環境）交互形成的正性體驗能激發鍛煉參與動機和欲望，使之熱衷于在余暇時間從事體育活動。正如認知發展理論闡釋的：特定情境的體驗會成為主體決定該情境行為的實踐依據[39]。值得一提的是，既有研究多單向關注主觀鍛煉體驗與青少年鍛煉習慣的因果關系，誠然，習慣是個體在長期實踐和體驗中積久養成的生活方式，理應考慮“行為-體驗”動態的因果轉化過程。可見，余暇時間里，注重體驗與行為的交互作用，即鼓勵學生積極參加鍛煉實踐來提升參與體驗，并通過體驗促進參與意愿，是幫助青少年建立體育鍛煉習慣的一個有效策略。

再次，在主觀鍛煉體驗與青少年余暇鍛煉習慣的因果關系上，同伴關系可能具備調節效應。發展情境理論曾強調，個體發展離不開復雜環境與個體內在交互的系統性影響[38]。該觀點在“促進假說”保護因子模型亦得到論證，即主體外界的某種資源會增強另一種資源的有利影響[40]。分析表明，余暇鍛煉情景中，良好的同伴關系不僅能使個體在已有經驗的基礎上增強人際互動、快樂共享等體驗，還能促進青少年鍛煉外部動機的內化與整合，提高鍛煉堅持性、建立鍛煉習慣，增強體驗與行為習慣的交互共促功效；反之，當知覺不被接納或友誼缺失時，青少年可能會擴大鍛煉經歷的負性體驗、降低鍛煉欲望，還會阻滯有規律的鍛煉行為，使體驗與行為習慣的交互影響向消極一面轉化。正如“情境-過程-結果”理論和“人-情境”交互理論闡釋的：社會情境因素（同伴關系）會調節青少年內在心理（體驗）對社會行為（余暇鍛煉習慣）的影響[41-42]。

最后，同伴關系、主觀鍛煉體驗和青少年余暇鍛煉習慣的交叉滯后效應存在性別差異。究其原因：（1）從個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開朗、外向，行為相對活躍、好動，更愿意在余暇鍛煉中加強人際互動、促進交友、展示自我，并在相對穩定的鍛煉實踐中獲得愉悅體驗；（2）從個體選擇的鍛煉內容來看，女性初中生通常會選擇簡單易行、低強度的鍛煉活動（散步、跳繩等）作為余暇鍛煉內容，而男生往往會選擇籃球、足球等集體性運動項目。相較之下，男生較易在鍛煉中建立穩定而廣泛的鍛煉群體和同伴關系，提升人際互動體驗并形成相對積極、持久的余暇鍛煉習慣。正如從眾心理學者闡釋的：兒童青少年對社會行為的選擇與表達往往呈現出與群內成員的趨同化特征[43]。

4 結 論

青少年的同伴關系、主觀鍛煉體驗和余暇鍛煉習慣存在性別差異；同伴關系是主觀鍛煉體驗和余暇鍛煉習慣的原因變量，主觀鍛煉體驗與余暇鍛煉習慣存在互為因果關系，同伴關系是主觀鍛煉體驗與余暇鍛煉習慣關系中的一個調節變量，該交叉滯后效應存在性別差異。