运动友谊、自主动机、性别角色对青少年锻炼坚持性的影响

张 欢，董宝林

提升青少年锻炼坚持性，是“终身体育”健康理念的具体实践。近年来，“全国亿万学生阳光体育运动”和“天天锻炼、健康成长、终身受益”的推行与开展，使青少年锻炼参与状况得到一定改善[1]。但是，仍有青少年对体育锻炼心存抵触，超半数人在结束体育课程学习后逐步减少锻炼次数，甚至退出体育锻炼[2]。关注青少年锻炼参与，也要关注其锻炼保持。随着锻炼心理学发展，大量学者投入到锻炼坚持性的研究行列，并且证实了社会环境[3]、认知决策[4-5]等因素分别对锻炼坚持性的促进功效。众所周知，人的行为受环境因素与个人因素交互影响[6]，若单纯探讨社会环境或认知决策对青少年锻炼坚持性的直接影响，可能会陷入环境决定论或唯意志论等误区。基于此，在全民健身国家战略背景下，综合社会环境与认知决策等因素，考察青少年锻炼坚持性的影响机制，可以加深相关问题的理解，是避免青少年久坐少动、网络成瘾的需要，亦是学校体育亟待攻关的重要议题。

学术界在探讨“坚持”和“参与”时认为二者共性与特性并存：（1）“坚持”与“参与”皆可体现个体从事某社会活动时的行为表象，具有“介入”“卷入”等共性；（2）“参与”侧重行为和意愿的表达与实施，倾向于静态层面解释，而“坚持”除含有“参与”的释义外，还强调行为的控制，即保证行为维持在某种状态上，倾向于动态层面解释，而且，与“参与”相较，“坚持”具有历时性特征，该特性应体现在个体社会活动的时间属性上（如长期性、规律性、持续性等）。因此，探讨锻炼坚持性应以分析锻炼参与为前提，正如J.MORALES[7]在诠释锻炼坚持性时阐释：锻炼坚持性是建立在锻炼参与基础上，反映个体坚持长期、有规律、长持时的锻炼状态或特性。近期研究发现，学业任务、学习压力等因素使青少年锻炼的内隐心理和外显行为具有学段差异（初中生比高中生参与更频繁、更积极[8]），而且，处于生理成熟发展期的青少年对自然性别敏感度增强，使其社会行为逐渐朝着符合两性心理生理特质的方向发展[9]。尤其在体育锻炼方面，女生比男生的参与集群性更明显，更注重引发锻炼行为的外界因素（如锻炼氛围、与行同伴、锻炼认同等），而男生外倾人格相对突出，锻炼参与比女生更活跃、主动，更符合积极自我[10]。可见，青少年的锻炼参与具有学段和性别差异。那么，在锻炼坚持性上是否具备同一特征，这将是研究需要探查的主要问题之一。

近年来，学者在锻炼坚持性的社会环境、认知决策等前因机制探讨上硕果颇丰，主要集中在以下3个方面。

（1）社会环境与锻炼坚持性。坚持性是个体的一种社会化经验，与个体人际环境有着密切关联，尤其在体育锻炼情境中，同伴间友谊、接纳、支持等人际关系元素对锻炼坚持性影响往往比众多客观环境更具重要性[11]。同伴关系具有接纳和友谊2种取向：接纳能满足个体归属感、增强合作能力，在儿童期具有重要意义；而处于人际敏感期的青少年则需要建立友谊以满足亲密感，因此，对于青少年而言，友谊比接纳意义更大[12]。在运动情境中，运动友谊是一种特殊的同伴关系，与锻炼频率密切关系[13]，它可以丰富锻炼体验、减少孤立感、提升社会能力[14]；可以通过同伴间相互认同、共享快乐，来提升身体自尊、自我价值感[15]，建立广泛的“社会”[3]。总之，作为社会环境的重要元素，运动友谊对青少年锻炼行为具有积极的导向功效[16]，使锻炼的保持成为可能。

（2）认知决策与锻炼坚持性。坚持性是个体在行动中的认知决策[17]。锻炼坚持性认知决策模型将内部动机视为保持锻炼的重要资源[2]，它能激发乐趣和挑战欲，激励个体通过反复锻炼践行来满足多维、多层次需求[18]。个体的认知决策既源于本身喜好、注意偏向，还源于外部情境引发的动机内化，仅从内部动机考察锻炼坚持性的决策机制，显然忽略了外部动机的激发功效[13]。考虑到这一点，M.GOUDAS等19]在自我决定理论基础上引入自主动机这一概念，认为它包含了内部动机和完全内化的外部动机。有研究认为，处于追求独立自主“叛逆期”的青少年，在非强制条件下的锻炼行为往往更主动、持久[20]。可见，自主动机反映了个体的自决能力，它使人更愿意自行选择锻炼项目和与谁同伴，自行决定锻炼时间和形式，自我调控锻炼状态和情感等；自主动机折射了个体的认知调控力，高自主动机者善于将外部刺激转化为内部需求，使自己为获社会称许、避免孤立而主动频繁参与锻炼活动[21]。此外，一系列研究发现：在社会环境与坚持性的影响链条上，自主动机还发挥着中介作用[22]；作为人与人之间的情感联系，友谊可为个体提供和谐的人际氛围，激励个体以发展人际、维持自尊为目的，促使外部动机内化而保持积极的互动行为[23]；可以丰富情感体验，构成参与社会活动的非理性因素，刺激个体以满足快乐感、获得愉悦体验为目的，促进内部动机强化而改善行为[24]；另外，分享快乐、分担恐惧等友谊元素可使人产生积极自我，形成多层次需求，促进动机整合而成为行为的内驱力[25]。

（3）社会准则与锻炼坚持性。坚持性是个体在社会准则影响下的实际行为及其持续性[26]。作为人们在社会互动中衍生并指导活动的规范，社会准则对行为坚持性有着辐射功效，它对两性行为不同的期待使人产生多种性别角色类型，这些性别角色类型使人表现出迥异的心理表象和行为特征[27]。换言之，性别角色在个体认知决策与行为表达间具有调节功效[4]。现代性别角色理论将人的性别角色分为男性化、女性化、双性化和未分化。研究表明：男性化过于粗犷、勇猛，而缺少平和、细腻性，尽管对体育锻炼赋予挑战欲，但较易在逆境或受挫后产生退缩行为；女性化过于柔弱、内敛，而缺乏勇气、竞争心，即便具备锻炼动机，亦较难专注于锻炼活动[7]。相较之下，双性化者的社会应对能力和社交能力较强，锻炼正性体验丰富、动机自主性更强、行为更具坚持性[28]；未分化者常伴有较弱的自我调节能力和自主动机，易受外界负面情境影响而产生退缩倾向，难于长期保持锻炼行为[9]。

既有理论和文献表明，社会环境既能直接影响锻炼坚持性，还能通过作用于个体认知决策而间接影响锻炼坚持性[2]，而且，不同性别角色类型可使同一自主动机群体的锻炼坚持性呈现差异。类似研究在其他领域已得论证[8]，但是在体育锻炼领域却尚未明晰。基于此，构架观念（见图1）并试图解决以下3个问题：（1）性别角色、运动友谊、自主动机对青少年锻炼坚持性有何直接影响；（2）在运动友谊影响锻炼坚持性时，自主动机是否具备中介效应；（3）在自主动机与锻炼坚持性的影响链条上，性别角色是否具备调节效应。青少年是人格社会化发展的关键时期，也是锻炼习惯建立的重要阶段，研究旨为丰富青少年锻炼行为研究有所裨益，亦为相关部门制定决策提供思路和启迪。

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

心理学界根据个体心理的发展特点，把青年界定为13～25岁[29]，运动生理学界定少年期为11～15岁、青年期为15岁到成年。考虑到研究涉及个体心理和生理的发展特征，因而综合心理学和运动生理学，结合王瑞元[30]对青少年的界定，选择12～22岁人群为重点研究的阶段，宽泛来说就是以中学—大学阶段的人群为调查对象。依据分层整群随机抽样原则，以浙沪苏为例，每个省/直辖市选取初中、高中、大学各2所，每所学校随机抽取400名被试（约7 200名），抽样时控制各类性别、年级被试数量比为1∶1.2左右，以保证样本与总体特征相近。在回收的6 913份量表中，剔除规则性填答、填答明显有问题、应答条目不足85%等无效量表，最终确定6 744份有效量表，有效率93.67%。其中，男3 074人，女3 670人；年龄（17.395±5.174）岁；初中∶高中∶大学=1∶1.123∶1.218。

1.2 测量工具

1.2.1 性别角色量表（CSRI-50）[31]CSRI-50由男性化、女性化和起干扰作用的中性化3个分量表50个表述性别倾向的形容词构成，采用李克特7点法从“完全不符合～完全符合”依次计1～7分。参照刘电芝“选取各分量表得分均值”的判定标准（M=Male，F=Female，N=Neutralization）确定被试性别角色类型：4=双性化（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）。测得题项偏度绝对值0.058～1.607，峰度绝对值0.023～2.955，标准差最小值1.113；男性化、女性化分量表探索性因子（EFA）和验证性因子分析（CFA）指标见表1。总量表克朗巴赫α系数=0.953，分半信度=0.877；分量表 αM=0.930，αF=0.924，分半信度为 0.889 和0.845。另统计，青少年性别角色类型按频率依次为双性化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验证性因子分析指标Table1 Index of Subscales'EFA and CFA

1.2.2 青少年运动友谊质量量表（SFQS）[32]SFQS用于评估青少年与同伴间在运动中的友谊质量，37个题项采用李克特5级法，“完全不符合～完全符合”依次计1～5分。将反向维度处理，总分表示被试运动友谊质量。测得各题项偏度绝对值0.175～1.398，峰度绝对值0.096～1.684，标准差最小值0.791。总量表克朗巴赫α系数=0.903，分半信度=0.900，题总相关0.506～0.822（P＜0.01）。

1.2.3 自主动机量表（MAS）[21]MAS由外部调节、投射调节、认同调节和内部动机4个分量表构成，14个题项采用李克特5点法，“完全不符合～完全符合”依次计1～5分。遵循M.GOUDAS等[19]的测算经验，将分量表权重相加来评定自主动机。公式：自主动机=外部调节（-2）+投射调节（-1）+认同调节（+1）+内部动机（+2），结果表示被试自主动机水平。测得题项偏度绝对值0.184～1.123，峰度绝对值0.139～2.622，标准差最小值1.033。量表克朗巴赫α系数=0.918，分半信度=0.875，题总相关0.476～0.792（P＜0.01）。

1.2.4 青少年锻炼坚持性量表（EAS-A） 依J.MORALES[7]的观点，锻炼坚持性应体现在个体从事锻炼活动的时间属性上，反映个体行为的长期性、规律性、持续性等。结合专家意见，编制青少年锻炼坚持性量表（Exercise Adherence Scale for Adolescent，EAS-A），从规律锻炼的周期长度（简称周期）、每周规律锻炼的频率（简称周频率）、每次规律锻炼的持续时间（简称持时）评定锻炼坚持性。周期以“＜1个月、1个月、2个月、3个月、≥4个月”分别计1～5分，周频率以“≤1次/月、1次/2周、1次/周、2次/周、≥3次/周”分别计1～5分，持时以“＜15 min、15～30min、31～45 min、46～60 min、＞60min”分别计1～5分。题项偏度绝对值0.046～0.672，峰度绝对值0.426～1.872，标准差最小值0.979。克朗巴赫α系数=0.917，分半信度=0.903，题总相关0.644～0.808（P＜0.01）。

1.3 施测过程

依方便取样原则，于2016年11月15至30日，以班级为单位，采用集体测试的方式采集数据。施测前解释指导语，填答4 min后当场回收。施测中获得被试性别、年级等资料。

1.4 数据采集与分析

将所得有效数据导入SPSS24.0统计分析软件，经变量的中心化处理，通过一系列数据分析（相关性分析、回归分析）实现研究所需。并利用AMOS24.0构建有调节的中介效应模型，从结构层面诠释各前因变量对青少年锻炼坚持性的综合影响。

2 结果

2.1 共同方法偏差检验

采用程序控制和Harman单因素检验考察施测的共同方法偏差。（1）程序控制：问卷引导语着重标注“调查仅为科研使用”，反复强调测试数据的保密性和匿名性，以减少社会称许性行为干扰；自主动机量表的外部调节分量表与其他分量表具有互逆性，运动友谊质量含1个反向维度（共4个题项），不需设计反向题；施测形式采用现场答疑、当场回收。（2）Harman单因素检验：对所有题项进行单因素未旋转探索性因子分析，有16个因子特征根值＞1，而且，第1因子解释变异率为23.177%（＜临界值40%），表明测量的共同方法偏差可以接受。

2.2 青少年运动友谊、自主动机及锻炼坚持性的现状特征

据各量表备选格式，运动友谊、自主动机及锻炼坚持性各指标的理论均值皆为3分。总体来看，运动友谊（3.18）和自主动机（3.42）皆高于理论均值，但周期（2.50）、周频率（2.77）和持时（2.32）皆低于理论均值。比较发现，运动友谊、自主动机、周期和周频率的性别差异有统计学意义（P＜0.01），运动友谊、自主动机和周期的学段差异有统计学意义（P＜0.001）。多重比较表明：男性青少年的运动友谊、自主动机、周期和周频率高于女性青少年；高学段比低学段的运动友谊质量高、锻炼周期长，而自主动机水平则是大学＞初中＞高中（见表2）。

表2 均值、标准差统计表（M±SD）Table2 Statistic of Mean and Standard Deviation（M±SD）

2.3 性别角色、运动友谊、自主动机对锻炼坚持性的直接影响

相关性分析显示，性别角色、运动友谊、自主动机与青少年锻炼坚持性各指标皆显著正相关（P＜0.01），相较而言，性别角色（r=0.414）、自主动机（r=0.526）均与锻炼持时相关较密切，运动友谊（r=0.456）与锻炼周频率相关较密切（见表3）。

表3 Pearson双变量双侧相关系数表Table3 Statistics of Pearson Correlation Coefficient

强行进入法分别检验性别角色、自主动机、运动友谊对锻炼坚持性的回归效应表明：（1）性别角色对周期[F（1，6742）=45.330]、周频率[F（1，6742）=42.306]和持时[F（1，6742）=93.763]的回归有统计学意义，分别解释8.9%、8.4%和17.0%的变异；（2）运动友谊对周期[F（1，6742）=112.880]、周频率[F（1，6742）=118.907]和持时[F（1，6742）=107.058]的回归有统计学意义，分别解释19.8%、20.7%和19.0%的变异；（3）自主动机对周期[F（1，6742）=147.484]、周频率[F（1，6742）=169.280]和持时[F（1，6742）=172.588]的回归有统计学意义，分别解释24.4%、27.1%和27.5%的变异；（4）性别对周期[F（1，6742）=25.036]、周频率[F（1，6742）=6.821]的回归有统计学意义，分别解释5.1%和1.3%的变异；（5）学段对周期[F（1，6742）=14.955]的回归有统计学意义，解释3.0%的变异；（6）另外，运动友谊对自主动机[F（1，6742）=455.377，β=0.708]的回归也有统计学意义，解释50.1%的变异（见表4，表5）。

表4 性别角色、运动友谊、自主动机分别对锻炼坚持性的回归分析Table4 Regression Analysis of Gender Role，Sport Friendship，and Autonomous Motivation on Exercise Adherence Separately

表5 运动友谊对自主动机的回归分析Table5 Regression Analysis of Sport Friendship on Autonomous Motivation

2.4 自主动机的中介效应检验

分别以锻炼坚持性各指标为因变量，性别和学段为控制变量，进行序列层次回归分析。共线性诊断发现，学段的特征值为0.024，条件指数为12.512，说明学段存在共线性，排除引起共线性的学段变量，重新进行序列层次回归分析，此时VIF值皆＜2，说明无共线性问题。（1）Step1：上述回归分析证实，运动友谊对周期、周频率和持时的回归有统计学意义；（2）Step2：因自主动机介入，运动友谊-自主动机对周期[F（2，6740）=81.738，T1=3.385，P1=0.001，T2=6.347，P2=0.000]、周 频 率 [F（2，6740）=93.282，T1=3.134，P1=0.002，T2=7.207，P2=0.000]和持时[F（2，6740）=90.761，T1=2.319，P1=0.021，T2=7.766，P2=0.000]的回归皆有统计学意义，分别解释26.4%、29.0%和28.5%的变异，ΔR2分别为0.066、0.083和0.095；（3）Step3：因性别变量介入，运动友谊-自主动机-性别对周期[F（3，6738）=57.746，T1=3.604，P1=0.000，T2=5.531，P2=0.000，T3=2.725，P3=0.011]和持时[F（3，6738）=63.423，T1=2.139，P1=0.033，T2=8.201，P2=0.000，T3=2.553，P3=0.011]的回归皆有统计学意义，分别解释27.4%和29.3%的变异，ΔR2分别为0.010和0.009（见表6）。综合来看，因中介变量“自主动机”和控制变量“性别”的逐步介入，运动友谊对行为坚持性各指标的回归系数依旧有统计学意义，并逐渐下降（≠0）。参照温忠麟等[33]中介效应检验程序，证实自主动机的部分中介效应显著。其中，在运动友谊影响青少年规律锻炼周期和规律锻炼持时时，自主动机的中介效应受性别影响显著；在运动友谊影响规律的锻炼周频率时，自主动机的中介效应不受性别影响。

2.5 性别角色的调节效应检验

在相关变量中心化处理后，对“自变量→因变量”这条路径进行分层次回归分析，检验对应方程复相关系数R12和R22的差异显著性及c'的显著性。（1）分层次回归分析显示：“自主动机→周期”R12和R22分别为0.249和0.008，“自主动机→周频率”R12和R22分别为0.273和0.031，“自主动机→持时”R12和R22分别为0.305和0.065，皆具统计学意义（P＜0.05）（见表7）。（2）c'的显著性：“自主动机×性别角色→周期”[F（3，6738）=51.854，β=0.469，T=2.171，P=0.030]、“自主动机×性别角色→周频率”[F（3，6738）=65.628，β=0.936，T=4.481，P=0.000]和“自主动机×性别角色→持时”[F（3，6738）=88.083，β=0.956，T=6.819，P=0.000]的c'皆具统计学意义（P＜0.05）（见表8）。参照温忠麟等[34]调节效应检验方法，证实性别角色的调节效应显著。

表7 层次回归方程模型复相关系数表Table7 Complex Correlation of Hierarchical Regression Analysis

表8 层次回归方程分析Table8 Coefficient of Hierarchical Regression Analysis

综上中介效应和调节效应检验，对运动友谊和自主动机各观测变量进行打包处理，将锻炼坚持性设为二阶因子（各指标为一阶因子），构建2个（男、女）有调节的中介效应模型（见图2，图3），旨从结构层面揭示各前因变量对青少年锻炼坚持性的综合影响，以及此影响链条上的性别差异。

图2 有调节的中介效应模型（男性）Figure2 Structural Relationship Model of Moderated Mediating（Male）

图3 有调节的中介效应模型（女性）Figure3 Structural Relationship Model of Moderated Mediating（Female）

3 讨 论

3.1 青少年运动友谊、自主动机及锻炼坚持性的总体特征讨论

（1）青少年具备中等质量的运动友谊。随着阳光体育运动的推行开展、学校体育课内外一体化的有机衔接，体育锻炼已然成为青少年学习生活和社会交往的重要元素。获得友谊是青少年从事体育锻炼初期的主要动力之一[35]，通过体育锻炼，青少年既可以在掌握社交技能的基础上促进性别社会化和道德价值的形成，还可以减少孤立感、提升归属感、满足亲密感，建立自信、维持自尊。因此，对于有着丰富锻炼参与机会的当代青少年与同伴建立了良好的锻炼人际氛围，获得了一定质量的运动友谊，该结果与前人观点一致[10]。（2）青少年具有中高度的自主动机。随着年级升高，青少年的决断能力、独立自我意识日益增强，在应对体育活动时更倾向于自我决定，即能够非强制性的自我决定是否/如何锻炼，能够自由调整锻炼的行为和形式，能够自我选择锻炼时间、地点和与行同伴。因此，尽管青少年（尤其是初/高中阶段）在文化知识掌握和积累阶段的余暇自主支配较少，但其锻炼的自主动机却差强人意，该结果与前人观点一致[9]。（3）青少年的锻炼行为尚缺应有的坚持性，具有“短周期、低频率、少持时”等特征。尽管根据中央7号文件“严格执行国家课程标准和落实‘每天锻炼1小时’”的指示精神，学校开展多样化的体育活动（如体育课、课间操、课外活动、体育社团、群体竞赛等）使青少年锻炼频率得到些许保障，但受升学教育模式制约、锻炼监控与指导不足等原因，使青少年很难保持每天1 h的锻炼持时，此现象可能导致青少年难于获得锻炼深层体验，更无法坚持长期规律的锻炼，该观点与前人观点一致[24]。

研究发现，运动友谊、自主动机、周期和周频率的性别差异显著。究其原因，传统社会意识和文化思想的窠臼，强制性地赋予男性和女性不同的社会角色分工。一向被视为庄严、男性体育精神展示的体育运动自然地将女性置于为男性呐喊、喝彩、助威的角色，尽管现代社会自由思想、个性发展等女性主义运动诉求提升了女性社会地位，阳光体育运动和学校体育“天天锻炼、健康成长、终身受益”等理念的推行亦使青少年享受到公平均等的锻炼待遇，但因自身生理心理和社会环境（如政策支持、场地支持）等原因，女性青少年在体育参与的机会和条件上仍然与法男性相提并论。因此，女性青少年无论在运动友谊、自主决策倾向，还是规律锻炼周期和频率上皆劣于男性青少年，这一结果可能是多年女性锻炼行为发展盘散行汲的致因之一，与前人部分观点一致[10]。

研究还发现，运动友谊、自主动机和锻炼周期的学段差异显著，究其原因如下。（1）青少年社会人际关系的认知随着人格的社会化发展而逐渐明晰。正值自我意识发展初期的初中生更关注锻炼的身体自我和自身的行为体验，更在意同伴的接纳和认同，尚未熟练掌握妥善处理人际关系的社交技能[13]，所建立的友谊质量弱于高中生，其规律锻炼的周期亦不如高中生持久；进入高中阶段，青少年的社会认知能力逐渐增强，尽管会为提升锻炼友谊而投入大量精力，亦能感受到同伴的支持与理解，但学业的压力不可避免地使其减少了锻炼机会、次数和条件，导致运动的友谊质量和周期无法与大学生媲美；进入大学阶段，体育锻炼已然成为青少年情感交流、人际交往的互动媒介，显著的锻炼集群效应使学生较易感受到同伴的情感支持，产生积极的情感体验，建立高质量的运动友谊[28]，这些元素亦会转化为青少年锻炼的外部需求，使其在充裕的余暇时间里保持长期有规律的锻炼。可见，运动友谊和锻炼周期的学段差异，可能与青少年社会认知能力、情绪情感发展、学习责任变化等有关。（2）值得一提的是，高中是青少年学业冲刺的关键时期，尽管在生活自我管理能力等方面有所增强，但由于学业负担、应试备考等社会压力的影响下，可自由支配的余暇时间和锻炼机会较低，甚至许多体育课程被其他课程教学挤占，因此，在锻炼的自主动机上，高中生要弱于初中生，更无法与大学生相提并论。

3.2 运动友谊、自主动机、性别角色对青少年锻炼坚持性的直接影响讨论

运动友谊是促进青少年锻炼坚持性的外在资源。作为友谊的一种特质状态，运动友谊折射了主体从同伴获得的接纳与认可、亲密感与信任感、陪伴与支持等[36]。在身体和心理逐步成熟阶段，青少年的人际交往逐步从家庭迁移至校园，并形成以朋辈交往为主体的社会网络。尽管，该时期青少年初具独立思辨能力，但其社会行为仍需朋辈人际的影响与维系。从数据上看，运动友谊可作为导向性的外部支持资源，激励个体为获得社会称许、拓展人际、满足自尊而反复践行体育锻炼；可作为一种外辐性元素，促使个体为满足锻炼的社交需求，以体育锻炼作为与同龄/同伴交流的媒介和平台，进而表现出充裕的锻炼持时；运动友谊还是健全青少年人格的重要因素，引导个体为适应社会合作与竞争而不断挑战，形成长期、有规律的锻炼周期。协同理论认为，当外来作用或聚集态达临界时会产生协同作用，这种协同作用能质变成协同效应，使系统无序变有序，并从混沌中产生稳定结构[37]。也就是说，作为锻炼主要执行者，青少年会在同伴协同作用下产生集体效应、形成锻炼氛围，这种集体效应或锻炼氛围既可使无序的锻炼行为趋于有序，还可使个体获得高层次的情感体验和群体归属感，激励青少年愿意反复践行体育锻炼。总之，运动友谊是个体高层次的锻炼需求，对青少年建立锻炼习惯具有无可替代的贡献。

自主动机是提升青少年锻炼坚持性的内源性动力，该结果与前人观点一致[20]。自主动机映射了青少年锻炼的自由意志，通常情况下，强自主动机者能够自我沉浸于从事的锻炼活动，并表现出专注、投入等积极心境，他们较易在每次锻炼中保持充足的活动时间，亦使频繁参与锻炼成为可能；而且，该类人群锻炼的认知明确、意向清晰，更倾向于通过反复践行锻炼活动来获得自尊、快乐体验、多维需求，亦较易坚持长期有规律的健身活动。自我决定理论认为，自主动机是行为主体按自己意愿行事的动机，体现了行为的趋同化意志[16]，高自主动机者能够按照自身的认知意愿、注意偏好从事喜好的锻炼活动，这不仅有助于提升青少年锻炼的正性情感、丰富主观体验，还益于个体建立良性的锻炼认知记忆而提升行为坚持性。正如认知建构主义原理阐述的，自主动机是无监控的内隐自主倾向，是个体根据自我认知和意志积极自觉执行社会行为的心理源泉，也是促使并保证行为发生的主要动力[38]。

性别角色是青少年锻炼坚持性的一个决定性因素。（1）双性化者性格奔放而乐观，喜欢运动而富有挑战力，该类型者善于突破传统社会角色观念，将体育运动视为非威胁性、符合积极自我的社会行为，较易在锻炼中感受到正性的情绪体验和记忆感受，使自我锻炼行为更具坚持性。正如M.HARDIN等[39]所言，双性化是提升锻炼坚持性的最佳性别角色类型。（2）单性化中，男性化典型者虽具强烈的挑战欲，亦能活跃、专注于锻炼活动，但其自负、冲动的性格使其在经历失败或挫折后易受负面情境影响，导致锻炼坚持性不足；女性化典型者，谦和、温顺等气质虽益于营造人际氛围，但其强烈的依从性和自卑感使之难于形成积极、自主的参与倾向，亦难于长期保持有规律的锻炼行为。正如前人所言，女性化典型者的锻炼体验淡薄，行为稳定性无法与双性化、男性化类型者相提并论[4]。（3）未分化者兼具男性和女性的劣质特质，常因自我孤立、自我腹诽、自我否定，而表现出消极、逃避等退缩倾向，而且，该类型者人际交往能力较差，难于和同伴建立稳定和谐的锻炼人际，极易在非强制情境下退出锻炼。

分析还发现，自主动机和性别角色对锻炼持时的正向影响较密切，运动友谊对周频率的正向影响较密切。锻炼持时是影响锻炼效果的重要因素，周频率是衡量锻炼习惯性、规律性、自主性的重要指标[18]。数据反映出，自主动机强或倾向于双性化类型的青少年，能够在每次锻炼中保持充裕的活动时间，进而较易提升自身锻炼效果（乐趣、社交等）；运动友谊质量高的青少年，善于与同伴/朋辈建立浓厚的运动人际氛围，往往将体育锻炼视为积极、有趣的社会交往平台，从而为发展人际、巩固社会网络促使锻炼行为频繁发生。上述分析证实了自我决定理论、社会性别理论和社会支持理论的稳定性，与多数研究观点一致[7]。

3.3 自主动机的中介效应讨论

序列回归分析证实，在运动友谊影响青少年锻炼坚持性时，自主动机具备部分中介效应，该结果与前人观点一致[2]。青少年日常生活中的行为差异往往源于其自主倾向上的差异。（1）作为坚持锻炼的重要动力之一，运动友谊益于激发青少年锻炼的热衷性和挑战欲，通过动机整合来提升参与兴趣，进而使锻炼行为更充满活力且赋予规律性[40]。正如A.BANDURA[6]所言，人们在理解社会性刺激意义的基础上，会产生一系列可供选择的决策反应，并从中选择适宜的决策来指导或改变行为。（2）作为锻炼践行的外部资源，运动友谊可构成青少年锻炼的高层次需求，通过内部动机的强化和内化来促进行为的自主性、自觉性，尤其对于喜欢从事开放性运动项目（足球、篮球、乒乓球、羽毛球等）的青少年，运动友谊可作为自主动机的人际氛围，通过内部动机强化、外部动机内化来提升锻炼坚持性[13]。正如整体自我价值模型理论阐释的，运动友谊可作为一种外部动机，通过内化过程来满足自尊，进而影响锻炼行为[41]。动机-分化理论认为，人类行为的激活离不开自主动机的调控[42]。研究认为，在控制运动友谊前提下，不同水平自主动机使青少年锻炼行为表现出不同程度的坚持性。

值得一提的是，在运动友谊影响青少年周期和持时时，自主动机的中介效应受性别的影响显著；在运动友谊影响周频率时，自主动机的中介效应不受性别影响。众所周知，青少年的自主动机具有性别差异，而且，在交友观念、运动愉悦体验，以及与同伴的信任与亲密感、冲突与冲突解决方式等方面因性别不同而显得侧重点不同[33]。这就造成了女性青少年尽管运动友谊质量高于男性，但在自主动机上却略低于男性。因此，在影响锻炼投入状态和沉浸体验（周期和持时）上亦会呈现出性别上的不同特征。学校制定的各项激励举措旨在改善青少年整体的锻炼状况和体质健康水平，加之学校组织开展的各种体育锻炼形式（课间操、课外锻炼、体育社团等）并未对男、女性别加以限定，使青少年在锻炼机会和频率上具有性别的同一性。因此，尽管运动友谊、自主动机存在性别上的差异，但是二者在影响青少年规律锻炼的周频率上具有同一性。上述观点与前人部分观点一致[4，13]。

3.4 性别角色的调节效应讨论

分层次回归分析证实了，在自主动机影响青少年锻炼坚持性时，性别角色具备调节效应。性别角色是在社会文化准则影响下，青少年知觉到的适合于男性和女性行为、活动及任务系统的态度和情感倾向[25]。性别刻板印象具有决定行为决策和表达等功能[43]。（1）双性化者集合了女性化、男性化的优质特质，因其较强的适应能力、社交能力而表现出强烈的锻炼自主倾向，而且，该类型者善于通过调控自身情感来保持积极、愉悦的锻炼体验，进而提高自身锻炼坚持性。正如前人所言，双性化者通常具有外倾的人格特质、积极的社会性态度和稳定的行为坚持性[26]。（2）未分化者虽与双性化皆为“无差别家庭教育”的结果，但该类型者常受两性负性特质的影响，缺乏行为自决能力和自主动机，在应对锻炼活动时更倾向于被动、跟从或受于他控，常伴有一贯的逃避、倦怠、排斥等倾向，较难体验到快乐体验和幸福感受，极易退出体育锻炼。（3）单性化者的社会行为似乎更符合社会对该类型者的规范和期许[28]。诚然，单性化类型者的智力、性格等方面发展皆具片面性：男性化者虽具积极的参与意识和动机，亦能表现出专注、活跃的投入状态，但较之双性化类型者，男性化者的情绪调控和应对能力较弱，其自负、冲动的性格特质较易在逆境中对自身能力产生质疑，进而制约动机自主倾向，甚至影响坚持性；女性化者虽具谦和友善的优质特质，但其被动、柔弱的性格倾向使其难于形成积极的自主动机，甚至因缺乏丰富的情感体验和参与意识而难于保持规律稳定的锻炼行为。研究认为，不同性别角色类型使青少年自主动机对锻炼坚持性的影响呈现差异。

锻炼坚持性是青少年锻炼习惯的具体诠释。研究考察了性别角色、运动友谊和自主动机对青少年锻炼坚持的综合影响，验证了自主动机的中介效应、性别角色的调节效应，构建了有调节的中介效应模型，所得结果对于培养青少年锻炼习惯、发展锻炼认知决策模型提供了新思路。研究认为，改变传统性别角色观念，通过丰富多样的群体性锻炼活动来提升友谊质量、激发自主动机，可能是提升青少年锻炼坚持性的一个有效途径。但是，运动友谊与锻炼坚持性的影响机制中，还可能存在自尊、承诺、支持等内外因素。未来应关注更多变量的综合考量，为全面揭示青少年锻炼坚持性的影响机制提供参考。

4 结 论

青少年具备中等质量的运动友谊和中高度的自主动机，但其锻炼行为尚缺坚持性；青少年运动友谊、自主动机、周期和周频率的性别差异有统计学意义（男性高于女生），运动友谊、自主动机和周期的学段差异有统计学意义（其中，高学段学生比低学段的运动友谊质量高、锻炼周期长，而自主动机水平则是大学＞初中＞高中）。性别角色、运动友谊、自主动机是青少年锻炼坚持性的前因变量，三者对锻炼坚持性直接影响显著，其中，性别角色和自主动机对锻炼持时的影响较大，运动友谊对周频率影响较大。在运动友谊影响青少年锻炼坚持性时，自主动机的中介效应显著，而且，在自主动机与锻炼坚持性的影响链条上，性别角色具备调节效应。

[1]国务院办公厅.关于强化学校体育促进学生身心健康全面发展的意见[EB/OL].http：//www.gov.cn/zhengce/content/2016-05/06/content_507 0778.htm.

[2]陈善平，李树茁，闫振龙.基于运动承诺视角的大学生锻炼坚持机制研究[J].体育科学，2006，26（12）：48-55.

[3]朱瑜，邱勇.国外青少年运动友谊质量研究综述[J].体育学刊，2006，13（4）：115-118.

[4]董宝林，张欢.性别角色、主观锻炼体验、运动承诺与锻炼行为：链式中介模型[J].天津体育学院学报，2017，32（2）：77-82.

[5]彭凡，张力为.自主决策与受控决策对自我控制影响的试验研究[J].天津体育学院学报，2015，30（6）：532-537.

[6]BANDURA A.Human agency in social cognitive theory[J].American Psychologist，1989，44（9）：1175-1184.

[7]MORALES J.Reliability of the self-motivation and adherence to exer⁃cise scale[J].Research Quarterly for Exercise&Sport，2011，82（1）：28-32.

[8]吴芳，殷晓旺.不同人群体育锻炼坚持性研究述评[J].湖北体育科技，2006，25（3）：295-297.

[9]姚萍，钱铭怡，陈淞，等.性别和性别角色与大学生体育运动的关系[J].中国心理卫生杂志，2008，22（2）：91-92.

[10]代浩然，李淑玲，高嵘，等.中小学生参加课外体育锻炼的调查分析[J].吉林体育学院学报，2005，21（1）：134-135.

[11]PIAGET J.Le Jugement Moral Chez L'enfant[M].Paris：F.Alcan，1932：74-106.

[12]万晶晶，周宗奎.国外儿童同伴关系研究进展[J].心理发展与教育，2002，18（3）：91-95.

[13]刘微娜，周成林，孙君.青少年户外运动动机对运动坚持性的影响：运动氛围的中介作用[J].体育科学，2011，31（10）：41-47.

[14]董宝林.健康信念和社会支持对青少年体育锻炼影响的调查分析[J].体育学刊，2017，24（3）：1-8.

[15]翟伟，杨俊敏，鲍晓玲.青少年运动友谊质量研究[J].北京体育大学学报，2010，33（11）：31-33.

[16]杨剑，王韶君，季浏，等.中学生运动友谊质量、体育锻炼行为与心理健康关系模型构建[J].沈阳体育学院学报，2013，32（4）：9-13.

[17]孙德荣，刘瑞静，范金玲，等.目标定向、动机自主与青少年课外身体活动选择的关系[J].天津体育学院学报，2015，30（2）：141-146.

[18]董宝林，张欢，陈敐，等.女大学生课外锻炼动机与行为关系研究[J].体育文化导刊，2014（4）：141-144.

[19]GOUDAS M，BIDDLE S，FOX K.Perceived locus of causality，goal ori⁃entations，and perceived competence in school physical education classes[J].British Journal of Educational Psychology，1994，64（3）：453-463.

[20]孙国晓，张力为.自我决定动机影响运动员心理疲劳：横向与纵向研究的证据[J].体育科学，2013，33（7）：21-28.

[21]孙延林，JOHN WANG C K，BIDDLE S J H.青少年体育活动中的目标定向和自我决定理论：年龄和性别的差异[J].天津体育学院学报，2001，16（3）：10-14.

[22]FERRER-CAJA E，WEISS M R.Predictors of intrinsic motivation among adolescent students in physical education[J].Research Quarter⁃ly for Exercise and Sport，2000，71（3）：267-279.

[23]龚高昌，孙宁.体育锻炼动机研究综述[J].首都体育学院学报，2006，18（3）：54-55.

[24]DECI E L，RYAN R M.The initiation and regulation of intrinsically motivated learning and achievement[C]//BOGGIANO A K，PITTMAN TS（Eds.），Achievement and motivation：A social developmental per⁃spective.New York：CU Press，1992：9-36.

[25]DECI E L，RYAN R M.The"what"and"why"of goal pursuits：Human needs and the self-determination of behavior[J].Psychological Inqui⁃ry，2000，11（4）：227-268.

[26]O'NEIL J M，HELMS B J，GABLE R K，et al.Gender-role conflict scale：College men's fear of femininity[J].Sex Roles，1986，14（14）：335-350.

[27]SCHER D.Sex-role contradictions：Self-perceptions and ideal percep⁃tions[J].Sex Roles，1984，10（10）：651-656.

[28]董进霞.从社会性别视角探析我国竞技体育的发展[J].体育科学，2009，29（12）：3-11.

[29]司继伟.青少年心理学[M].北京：中国轻工业出版社，2010：3-17.

[30]王瑞元，苏全生.运动生理学[M].北京：人民体育出版社，2012：42-57.

[31]刘电芝，黄会欣，贾凤芹，等.新编大学生性别角色量表揭示性别角色变迁[J].心理学报，2011，43（6）：639-649.

[32]韩桂凤，徐守森，燕凌，等.青少年运动友谊质量量表的编制[J].中国体育科技，2011，47（2）：134-139.

[33]温忠麟，张雷，侯杰泰，等.中介效应检验程序及其应用[J].心理学报，2004，36（5）：614-620.

[34]温忠麟，叶宝娟.有调节的中介模型检验方法：竞争还是替补[J].心理学报，2014，46（5）：714-726.

[35]邱勇，朱瑜.运动友谊质量与青少年体育行为和社会认知关系的研究[J].西南师范大学学报：自然科学版，2007，32（1）：136-139.

[36]BERNDT T J.Obtaining support from friends during childhood and ad⁃olescence[M]//BELLE D.Children's Social Networks and Social Sup⁃ports.New York：Wiley，1989：308-331.

[37]凌复华.协同学：大自然构成的奥秘[M].第一版.上海：上海译文出版社，2013：64-71.

[38]温彭年，贾国英.建构主义理论与教学改革：建构主义学习理论综述[J].教育理论与实践，2002，22（5）：17-22.

[39]HARDIN M，GREER J D.The influence of gender-role socialization，media use and sports participation on perceptions of gender-appropri⁃ate sports[J].Journal of Sport Behavior，2009，32（2）：207-226.

[40]徐振华，刘电芝，黄颀，等.大学生性别角色形成研究：双性化与未分化个案的对比[J].心理科学，2010，33（1）：219-222.

[41]POWELLYOUNG Y M，SPRUILL I J.Measuring self-concept among African-Americans：validating the factor structure of the self-percep⁃tion profile for adolescents[J].Journal of National Black Nurses Asso⁃ciation Jnbna，2011，22（2）：29-37.

[42]BRADLEY M M，HAMBY S，LOW A，et al.Brain potentials in percep⁃tion：picture complexity and emotional arousal[J].Psychophysiology，2007，44（3）：364-373.

[43]刘电芝.转型期我国青少年性别角色取向的偏移与引领研究[J].西南大学学报：社会科学版，2009，35（6）：1-4.