董寶林 ，毛麗娟

余暇體育鍛煉是體育生活化的重要體現(xiàn)形式，其活動(dòng)量、參與形式和內(nèi)容映射個(gè)體對社會(huì)人際的感知水平（程韻楓等，2018；章建成等，2012），以及自身內(nèi)在的認(rèn)知狀態(tài)（如核心信念、控制信念）（董寶林，2017；董寶林等，2018b；張歡等，2017）。探究青少年余暇體育鍛煉及其相關(guān)問題的內(nèi)在聯(lián)系，是改善青少年身心健康水平的需要，亦是學(xué)校體育亟待攻關(guān)的重要議題。

社會(huì)學(xué)習(xí)理論認(rèn)為，認(rèn)知、行為、環(huán)境三者交互形成人類社會(huì)學(xué)習(xí)的過程（Bandura，2004，2010）。遵循這一理論，有學(xué)者在探討人際環(huán)境感知對鍛煉活動(dòng)的影響中發(fā)現(xiàn)，作為與“社會(huì)接納”對立的概念，個(gè)體感知的社會(huì)排斥（social exclusion）與鍛煉行為密切關(guān)聯(lián)（Swinney，2013）。社會(huì)排斥是個(gè)體在社會(huì)互動(dòng)中被他人/群體拒絕、排斥，使之無法實(shí)現(xiàn)關(guān)系和歸屬需求的現(xiàn)象（Bau‐meister et al.，1990），它與鍛煉行為等相關(guān)（陳章源等，2015），會(huì)制約體育話語權(quán)、阻滯體育活動(dòng)踐行（張世威等，2008；Collins，2004）?？v觀國內(nèi)外學(xué)術(shù)界，社會(huì)排斥與余暇體育鍛煉的關(guān)系未得定論，但據(jù)既有研究推斷，作為一種社會(huì)互動(dòng)的體育活動(dòng)形式，余暇體育鍛煉可能因個(gè)體被他人或同伴排斥、拒絕而受到干擾。反觀之，有學(xué)者認(rèn)為，社會(huì)排斥是個(gè)體、群體或組織因自身功能欠缺而處于被排斥狀態(tài)（Baumeister et al.，1990），即在余暇體育鍛煉中，若個(gè)體對團(tuán)隊(duì)貢獻(xiàn)越大、越遵守團(tuán)體規(guī)則，便越易被他人或團(tuán)隊(duì)接納而不被排斥。有學(xué)者通過實(shí)驗(yàn)，亦證實(shí)了體育鍛煉益于加強(qiáng)同伴間的互動(dòng)，改善社會(huì)人際關(guān)系（陳章源等，2015），是降低社會(huì)排斥感有效干預(yù)手段（Herrmann，2017）。然而，作為一種社會(huì)人際關(guān)系體驗(yàn)，社會(huì)排斥可能源于心理、社會(huì)等諸多因素，加之實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)、監(jiān)控中或存的混雜機(jī)制，對體育鍛煉干預(yù)效果的斷定還需審慎而為之。前人不同的研究取向和結(jié)論令人反思：對于青少年，是社會(huì)排斥制約余暇體育鍛煉，還是余暇體育鍛煉會(huì)引發(fā)社會(huì)排斥？顯然地，既有研究未能澄清這些問題。

學(xué)術(shù)界在關(guān)注青少年人際環(huán)境感知的同時(shí)，還尤為關(guān)注認(rèn)知反應(yīng)和余暇體育鍛煉關(guān)系的探討（董寶林等，2018d；蘇曉紅等，2017）。研究表明，青少年對生活事件的認(rèn)知反應(yīng)——控制信念對鍛煉行為具有顯著的增益功效，能解釋鍛煉行為堅(jiān)持性24.1%的變異（董寶林等，2018a；王合霞，2010）?？刂菩拍睿╟ontrol beliefs）是對應(yīng)激事件的可控性及對控制因素的理解（Rothbaum et al.，1982），是青少年行為學(xué)習(xí)和發(fā)展中的重要控制認(rèn)知（辛自強(qiáng)等，2008）。Heckhausen等（1995）控制信念理論認(rèn)為，控制信念可使主體在應(yīng)激事件中迅速選擇脫困方式以緩和壓力反應(yīng)，調(diào)整認(rèn)知、情緒、行為。換言之，當(dāng)個(gè)體感受到外在情境壓力時(shí)，控制信念能為青少年提供有意義、可參考的行為準(zhǔn)則和依據(jù)，使其得以自我調(diào)節(jié)情緒并自主堅(jiān)持體育鍛煉（董寶林等，2018a）。余暇體育鍛煉是在自主性驅(qū)動(dòng)下展示自我、挑戰(zhàn)自我、塑造自我的一類體育活動(dòng)，因其社會(huì)互動(dòng)性、任務(wù)挑戰(zhàn)性、身體參與性等特性，個(gè)體在參與過程中難免經(jīng)歷挫折、發(fā)揮失常、人際沖突等事件（董寶林等，2018b），這些應(yīng)激事件可能對個(gè)體的控制信念等認(rèn)知反應(yīng)產(chǎn)生影響（翁孟遷，2014），Piaget（1964）的認(rèn)知發(fā)展理論提出，社會(huì)情境（余暇體育鍛煉）引發(fā)的情緒和體驗(yàn)會(huì)成為一種信息源來決定、調(diào)整或重構(gòu)主體的認(rèn)知反應(yīng)（控制信念）。那么，青少年的控制信念和余暇體育鍛煉究竟是何種關(guān)系？亟待進(jìn)一步確定。

此外，學(xué)者在社會(huì)排斥和控制信念關(guān)系論斷上亦未得一致性結(jié)論。一方面，根據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論相關(guān)觀點(diǎn)，社會(huì)排斥的人際壓力會(huì)誘發(fā)排他情緒、自我孤立感，重構(gòu)認(rèn)知系統(tǒng)并導(dǎo)致控制信念失調(diào)（Cheung，2014；The‐manson et al.，2014），即社會(huì)排斥是控制信念的原因變量；另一方面，遵循社會(huì)排斥模型理論，控制信念是緩解個(gè)體社會(huì)排斥感的控制認(rèn)知，尤其在應(yīng)激情境下，控制信念強(qiáng)者善于迅速選擇合理的緩壓方式，通過調(diào)節(jié)自我情緒和體驗(yàn)以控制社會(huì)人際引發(fā)的不適感，降低社會(huì)排斥感知水平（Steve et al.，2009），即控制信念是社會(huì)排斥的前導(dǎo)思維。

盡管學(xué)術(shù)界對體育鍛煉影響機(jī)制的探究取得了顯著成效，但社會(huì)排斥、控制信念和余暇體育鍛煉究竟存在何種關(guān)聯(lián)？在余暇體育鍛煉情境下，社會(huì)排斥、控制信念究竟扮演著何種角色？社會(huì)排斥、控制信念和余暇體育鍛煉的內(nèi)在關(guān)聯(lián)是否存在性別差異？而且，對于社會(huì)發(fā)展關(guān)鍵期的青少年，因不同學(xué)段的社會(huì)認(rèn)知、學(xué)習(xí)壓力等差異，在社會(huì)排斥、控制信念等方面是否會(huì)存在學(xué)段差異？運(yùn)用橫斷面實(shí)證研究來解釋這一系列問題顯然存在局限性。基于此，本研究采用交叉滯后研究設(shè)計(jì)方案，考察社會(huì)排斥、控制信念與青少年余暇體育鍛煉的內(nèi)在聯(lián)系及其性別、學(xué)段差異，并假設(shè)社會(huì)排斥、控制信念與余暇體育鍛煉存在因果關(guān)系（圖1）。

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

1 研究對象與方法

1.1 被試

參照青少年心理學(xué)和運(yùn)動(dòng)生理學(xué)對青少年的界定（司繼偉，2010；王瑞元等，2012），選擇12～18歲，即初中和高中階段人群為調(diào)查對象。遵循方便取樣原則，以上海市為例，選取初、高中各4所，每所中學(xué)各年級隨機(jī)選擇1個(gè)教學(xué)班的青少年為被試，并進(jìn)行為期12周、兩階段的追蹤測查。第1次調(diào)查（Time 1，T1）于2019年3月施測，共采集1 092份問卷，依據(jù)常規(guī)無效數(shù)據(jù)判定標(biāo)準(zhǔn)（反向題檢驗(yàn)、題項(xiàng)應(yīng)答率低于75%等），篩查后保留1 016份有效問卷；第2次調(diào)查（Time 2，T2）于2019年5月施測，因部分被試生病、離校等未完成填寫，共采集993份問卷，運(yùn)用T1相同篩查步驟保留976份有效問卷。采用特定編碼對應(yīng)兩次施測數(shù)據(jù)，以全部完成兩次測查的964份數(shù)據(jù)為最終分析樣本，其中，初中507人，高中457人；年齡為（14.863±2.331）歲；男435人，女529人。

1.2 測量工具

1.2.1 中文版青少年社會(huì)排斥量表

采用張登浩等（2018）的《中文版青少年社會(huì)排斥量表》（Ostracism Experience Scale for Adolescents，OES-A）。量表源于Rich等（2013）針對青少年群體開發(fā)的社會(huì)排斥量表（Rich et al.，2013），含“忽視”（5題）和“拒絕”（6題，皆為反向題）2個(gè)維度11個(gè)題項(xiàng)。結(jié)合題意設(shè)定情境，加入“余暇時(shí)間”“余暇體育鍛煉”等核心詞匯。采用Likert 5點(diǎn)法，從沒有過（1）～總是如此（5），經(jīng)反向題處理后，以總分表示被試感知社會(huì)排斥水平。兩次測查各題項(xiàng)偏度絕對值T1：0.376～0.966，T2：0.392～1.125；各題項(xiàng)峰度絕對值 T1：0.028～1.103，T2：0.014～1.517，標(biāo)準(zhǔn)差最小值1.769（T1）和 1.924（T2），K-S正態(tài)分布檢驗(yàn)皆不顯著［T1：P（df=964）=0.547＞0.05；T2：P（df=964）=0.428＞0.05］，總量表 Cronbach’s α 為 0.891（T1）和 0.910（T2），分半信度為 0.864（T1）和 0.882（T2）。

1.2.2 青少年控制信念量表

采用Skinner等（1988）《青少年控制、策略和能力信念量表》（Control Belief Scale for Adolescents，CBS-A）的控制信念分量表。量表含“積極事件”和“消極事件”2個(gè)維度（各4題），共8個(gè)題項(xiàng)，原為“是”“非”兩點(diǎn)式問答題，考慮到研究旨在調(diào)查青少年在積極、消極條件下參與余暇體育鍛煉的控制信念程度，而非描述兩個(gè)獨(dú)立事件，故將備選答案修訂為Likert 5點(diǎn)法，從沒有（1）～總是（5）計(jì)分，以總分表示被試在余暇體育鍛煉情境下的控制信念水平，同時(shí)，將“學(xué)習(xí)”等核心詞匯改為“余暇體育鍛煉”。兩次測查各題項(xiàng)偏度絕對值T1：0.142～0.751，T2：0.223～0.786；各題項(xiàng)峰度絕對值 T1：0.013～0.936，T2：0.016～0.958，標(biāo)準(zhǔn)差最小值 0.739（T1）和 0.885（T2），K-S 正態(tài)分布檢驗(yàn)皆不顯著［T1：P（df=964）=0.855＞0.05；T2：P（df=964）=0.648＞0.05］，總量表 Cronbach’s α 為0.954（T1）和 0.933（T2），分半信度為0.922（T1）和0.901（T2）。

通過研究得出社會(huì)排斥和控制信念分量表兩次測量的探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析指標(biāo)（表1）。

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

1.2.3 余暇體育鍛煉量表

參照程韻楓等（2018）的研究，從活動(dòng)量、參與形式、參與內(nèi)容等評定被試余暇體育鍛煉情況：活動(dòng)量的測量采用梁德清（1994）《體育活動(dòng)等級量表》（Leisure Physical Exercise Questionnaire），從強(qiáng)度、持時(shí)、頻率3個(gè)方面為測查指標(biāo)，修訂時(shí)將提問語改為“余暇時(shí)間里，你進(jìn)行體育鍛煉的強(qiáng)度通常是”等，并參照梁德清（1994）評定標(biāo)準(zhǔn)，頻率和強(qiáng)度從1～5等級計(jì)分，持時(shí)從0～4等級計(jì)分，先利用公式“強(qiáng)度×持續(xù)時(shí)間×頻率”量化活動(dòng)量得分，再以“≤19為小、20～42為中等、≥43為大”進(jìn)行活動(dòng)量等級劃分，并以此作為活動(dòng)量的評定指標(biāo)；參與形式的測量由1題構(gòu)成，提問語為“余暇時(shí)間里，你參加體育鍛煉的形式通常是”，在備選答案中從“無固定形式”“單獨(dú)自行鍛煉”“無固定或臨時(shí)組合的小群體鍛煉”“長期、固定的小群體鍛煉”到“參加有組織的社團(tuán)/俱樂部活動(dòng)”逐項(xiàng)按1～5分計(jì)；參與內(nèi)容的測量由1題構(gòu)成，提問語為“在過去一個(gè)月的余暇時(shí)間里，你最經(jīng)常參加的運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目類型是”，在備選答案中從“單一動(dòng)作結(jié)構(gòu)類（散步、慢跑等）”“跳踢類（跳繩、毽子等）”“健身健美類（器械健身、健美操、體育舞蹈、瑜伽等）”“小球隔網(wǎng)對抗類（乒乓球、羽毛球、網(wǎng)球等）”“同場競技類（足球、籃球等）”逐項(xiàng)按1～5分計(jì)。兩次測查各題項(xiàng)偏度絕對值T1：0.010～0.512，T2：0.013～0.577；各題項(xiàng)峰度絕對值 T1：0.053～1.014，T2：0.038～1.201，標(biāo)準(zhǔn)差最小值 0.827（T1）和 0.913（T2），K-S正態(tài)分布檢驗(yàn)皆不顯著［T1：P（df=964）=0.327＞0.05；T2：P（df=964）=0.189＞0.05］，總量表 Cronbach’s α 為 0.853（T1）和 0.882（T2），分半信度為 0.801（T1）和 0.816（T2）。

1.3 施測過程

統(tǒng)一對各區(qū)域測查負(fù)責(zé)人進(jìn)行施測要求、流程、關(guān)鍵環(huán)節(jié)等方面培訓(xùn)。兩次測查程序保持完全一致，均利用問卷星在線網(wǎng)絡(luò)問卷調(diào)查平臺(tái)（微信），采用集體網(wǎng)上填答的方式采集數(shù)據(jù)。施測前，由負(fù)責(zé)人解釋指導(dǎo)語，告知調(diào)查用途、保密性和自愿性，允許被試可以自愿中途放棄測試，并告知問卷所有題皆為必答單選題。填答時(shí)間范圍設(shè)定在150～600 s，網(wǎng)絡(luò)問卷收集形式為即答即交，被試填寫完成后即可提交。測查中獲得被試性別（男=1、女=2）、年齡、年級（初中=1、高中=2）等一般人口統(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SPSS 25.0統(tǒng)計(jì)分析軟件，經(jīng)過反向題、中心化、相關(guān)潛變量得分計(jì)算等處理后，運(yùn)用描述性統(tǒng)計(jì)、可靠性分析、探索性因子分析、驗(yàn)證性因子分析等對工具進(jìn)行正態(tài)分布檢驗(yàn)、參數(shù)檢驗(yàn)、信效度檢驗(yàn)等。對有效數(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)等常規(guī)性數(shù)理統(tǒng)計(jì)方法實(shí)現(xiàn)研究所需。采用AMOS 25.0軟件構(gòu)建模型并進(jìn)行交叉滯后分析，利用極大似然法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛿M合度和適配性。

1.5 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用程序控制和Harman單因素檢驗(yàn)考察施測可能存在的共同方法偏差。程序控制：問卷設(shè)計(jì)時(shí)，引導(dǎo)語著重強(qiáng)調(diào)、加粗、斜體、標(biāo)注“調(diào)查僅為科研使用”，因《中文版青少年社會(huì)排斥量表》含6個(gè)反向題，故不必單獨(dú)設(shè)計(jì)測謊題；反復(fù)強(qiáng)調(diào)調(diào)查保密性，采用現(xiàn)場答疑、當(dāng)場網(wǎng)上填答、即答即收的方式采集數(shù)據(jù)。Harman單因素檢驗(yàn)：除人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量外，對其他所有題項(xiàng)進(jìn)行單因素未旋轉(zhuǎn)探索性因子分析，共提取5個(gè)特征根＞1的因子，且第1因子變異率為21.380%（＜40%）。證實(shí)施測的共同方法偏差可接受。

2 結(jié)果

2.1 青少年社會(huì)排斥、控制信念和余暇體育鍛煉的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析

描述性統(tǒng)計(jì)和控制性別、年級的偏相關(guān)分析顯示（表 2）：T1和 T2的社會(huì)排斥（r=0.832）、T1和 T2的控制信念（r=0.750）、T1和T2的活動(dòng)量（r=0.496）、T1和T2的參與形式（r=0.811）、T1和T2的參與內(nèi)容（r=0.798）皆顯著正相關(guān)（P＜0.001）；社會(huì)排斥T1與控制信念T1（r=-0752）、活動(dòng)量T1（r=-0.303）、參與形式T1（r=-0.931）和參與內(nèi)容T1（r=-0.362）皆顯著相關(guān)（P＜0.001）；社會(huì)排斥T2與控制信念T2（r=-0.761）、活動(dòng)量T2（r=-0.317）、參與形式T2（r=-0.417）、參與內(nèi)容T2（r=-0.380）皆顯著相關(guān)（P＜0.001）。以上數(shù)據(jù)表明，在12周內(nèi)，青少年感知到的社會(huì)排斥和控制信念，及其余暇體育鍛煉活動(dòng)量、參與形式、參與內(nèi)容皆滿足同步相關(guān)性和跨時(shí)間穩(wěn)定性。

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

2.2 青少年社會(huì)排斥、控制信念和余暇體育鍛煉的性別、學(xué)段差異分析

對前測（T1）和后測（T2）各變量進(jìn)行性別獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)（表3）。T1：社會(huì)排斥、控制信念、活動(dòng)量和參與內(nèi)容的Levene’s誤差方差等同性檢驗(yàn)皆不顯著（P＞0.05），接受原假設(shè)，而參與形式顯著（P＜0.05），拒絕原假設(shè)，采用非齊性數(shù)據(jù)；T2：社會(huì)排斥、控制信念、活動(dòng)量、參與形式和參與內(nèi)容的Levene’s誤差方差等同性檢驗(yàn)皆不顯著（P＞0.05）。t檢驗(yàn)顯示：兩次施測的社會(huì)排斥（T1：P=0.194，95%CI：-0.508，2.501；T2：P=0.251，95%CI：-0.654，2.500）和控制信念（T1：P=0.450，95%CI：-1.451，0.644；T2：P=0.466，95%CI：-1.488，0.683）性別差異皆不顯著；兩次施測的活動(dòng)量（T1：P=0.000，95%CI：-0.500，-0.224；T2：P=0.000，95%CI：-0.508，0.221）、參與形式（T1：P=0.000， 95% CI： -0.641， -0.241； T2： P=0.001， 95%CI：-0.557，-0.138）、參 與 內(nèi) 容（T1：P=0.000，95%CI：-0.819，-0.416；T2：P=0.000，95%CI：-0.832，-0.414）性別差異皆顯著，其中，男性T1和T2余暇體育鍛煉的活動(dòng)量、參與形式和參與內(nèi)容得分皆高于女性。綜上，青少年的社會(huì)排斥、控制信念具有跨性別一致性，而余暇體育鍛煉的活動(dòng)量、參與形式和參與內(nèi)容具有跨時(shí)間、穩(wěn)定的性別差異。

表3 各變量前測（T1）、后測（T2）的性別獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)Table 3 Gender Independent t-Test of Time 1 and Time 2 about Each Variable

以學(xué)段（初中=1，高中=2）為分組變量，對前測（T1）和后測（T2）各變量進(jìn)行學(xué)段的獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)（表4）。T1：社會(huì)排斥、活動(dòng)量和參與形式的Levene’s誤差方差等同性檢驗(yàn)皆顯著（P＜0.05），而控制信念和參與內(nèi)容皆不顯著（P＞0.05）；T2：活動(dòng)量的Levene’s誤差方差等同性檢驗(yàn)顯著（P＜0.05），而社會(huì)排斥、控制信念、參與形式和參與內(nèi)容皆不顯著（P＞0.05）。t檢驗(yàn)顯示：兩次施測的社會(huì)排斥（T1：P=0.053，95%CI：-0.340，4.426；T2：P=0.154，95%CI：-0.817，5.155）學(xué)段差異皆不顯著，而控制信念（T1：P=0.003，95%CI：-4.851，-1.021；T2：P=0.031，95%CI：-4.196，-0.198）學(xué)段差異皆顯著，其中，高中生T1（29.31±4.78）和T2（29.66±4.90）的控制信念水平高于初中生（T1=28.04±5.26；T2=29.17±4.24）；兩次施測的活動(dòng)量（T1：P=0.127，95%CI：-0.044，0.341；T2：P=0.516，95%CI：-0.449，0.230）和參 與 內(nèi)容（T1：P=0.062，95%CI：-0.225，0.995；T2：P=0.054，95%CI：-0.909，0.101）學(xué)段差異皆不顯著 ，而參與形式（T1：P=0.001，95%CI：0.214，0.755；T2：P=0.000，95%CI：0.079，0.724）學(xué)段差異顯著，其中，初中生T1（3.48±0.73）和T2（3.57±0.88）參與形式得分皆高于高中生（T1=3.27±1.06；T2=3.36±1.25）。以上數(shù)據(jù)說明，青少年的社會(huì)排斥及余暇鍛煉的活動(dòng)量、參與內(nèi)容具有跨學(xué)段一致性，而控制信念和余暇鍛煉的參與形式具有跨時(shí)間、穩(wěn)定的學(xué)段差異。

表4 各變量前測（T1）、后測（T2）的學(xué)段獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)Table 4 Learning Phase Independent t-Test of Time 1 and Time 2 about Each Variable

2.3 青少年社會(huì)排斥、控制信念和余暇體育鍛煉的交叉滯后分析

利用項(xiàng)目組合打包技術(shù)（劉炳倫等，2006），對T1和T2的社會(huì)排斥和控制信念按相應(yīng)規(guī)則打包處理。在假設(shè)模型的基礎(chǔ)上，分別檢驗(yàn)社會(huì)排斥、控制信念與青少年余暇體育鍛煉各指標(biāo)（活動(dòng)量、參與形式、參與內(nèi)容）的交叉滯后效應(yīng)。

1）社會(huì)排斥、控制信念與活動(dòng)量交叉滯后效應(yīng)模型擬合指標(biāo)顯示：χ2/df=3.946（df=3，P=0.008，n=964）；擬合優(yōu)度指標(biāo)：GFI=0.991，NFI=0.991，IFI=0.993，NNFI=0.964，CFI=0.993；近 似 誤 差 均 方 根 RMSEA=0.080，90%CI：0.036，0.132，標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根SRMR=0.0342。通過結(jié)構(gòu)模型路徑系數(shù)考察社會(huì)排斥、控制信念與活動(dòng)量異步相關(guān)性（圖2）：社會(huì)排斥T1對控制信念T2（β=-0.513）和活動(dòng)量T2（β=-0.188）影響皆顯著（P＜0.001）；控制信念T1對活動(dòng)量T2影響顯著（β=0.262，P＜0.001），而對社會(huì)排斥T2影響不顯著（β=-0.068，P＞0.05）；活動(dòng)量T1對社會(huì)排斥T2（β=-0.053）和控制信念T2（β=0.044）的影響皆不顯著（P＞0.05）。根據(jù)前人觀點(diǎn)（ Kantowitz et al.，2010；Eisma et al.，2019），結(jié)合上述數(shù)據(jù)，說明社會(huì)排斥、控制信念是活動(dòng)量的原因變量，而且，當(dāng)考慮二者共同影響效應(yīng)時(shí)，社會(huì)排斥可能通過控制信念的完全中介作用而間接影響青少年余暇體育鍛煉的活動(dòng)量。

圖2 社會(huì)排斥、控制信念與活動(dòng)量的交叉滯后模型Figure 2.Cross-Lagged Model of Social Exclusion，Control Beliefs and the Physical Exercise Level

2）社會(huì)排斥、控制信念與參與形式的交叉滯后效應(yīng)模型擬合指標(biāo)顯示：χ2/df=4.104（df=2，P=0.000，n=964）；擬合優(yōu)度指標(biāo)：GFI=0.988，NFI=0.981，IFI=0.984，NNFI=0.906，CFI=0.983；近似誤差均方根 RMSEA=0.079，90%CI：0.074，0.187，標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根 SRMR=0.032 4。社會(huì)排斥、控制信念與參與形式異步相關(guān)性顯示（圖3）：社會(huì)排斥T1對控制信念T2（β=-0.631）和參與形式T2（β=-0.387）的影響皆顯著（P＜0.001）；控制信念T1對參與形式T2影響顯著（β=0.184，P＜0.001），而對社會(huì)排斥T2影響不顯著（β=-0.042，P＞0.05）；參與形式T1對社會(huì)排斥T2影響顯著（β=-0.153，P＜0.001），而對控制信念T2影響不顯著（β=0.069，P＞0.05）。結(jié)合上述數(shù)據(jù)，說明社會(huì)排斥、控制信念是參與形式的原因變量，而且，當(dāng)考慮二者共同影響效應(yīng)時(shí)，社會(huì)排斥可能通過控制信念的部分中介作用而間接影響青少年余暇體育鍛煉的參與形式。

圖3 社會(huì)排斥、控制信念與參與形式的交叉滯后模型Figure 3.Cross-Lagged Model of Social Exclusion，Control Beliefs and the Form of Participation

3）社會(huì)排斥、控制信念與參與內(nèi)容的交叉滯后效應(yīng)模型擬合指標(biāo)顯示：χ2/df=2.538（df=2，P=0.007，n=964）；擬合優(yōu)度指標(biāo)：GFI=0.996，NFI=0.993，IFI=0.996，NNFI=0.969，CFI=0.996；近似誤差均方根 RMSEA=0.059，90%CI：0.125，0.317，標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根 SRMR=0.019 2。各變量異步相關(guān)性顯示（圖4）：社會(huì)排斥T1對控制信念T2（β=-0.586）和參與內(nèi)容T2（β=-0.323）的影響皆顯著（P＜0.001）；控制信念T1對參與內(nèi)容T2影響顯著（β=0.206，P＜0.001），而對社會(huì)排斥T2影響不顯著（β=-0.027，P＞0.05）；參與內(nèi)容T1對控制信念T2影響顯著（β=0.283，P＜0.001），而對社會(huì)排斥 T2影響不顯著（β=-0.081，P＞0.05）。結(jié)合上述數(shù)據(jù)，說明社會(huì)排斥、控制信念是參與內(nèi)容的原因變量，而且，當(dāng)考慮二者共同影響效應(yīng)時(shí)，社會(huì)排斥可能通過控制信念的部分中介作用而間接影響青少年余暇體育鍛煉的參與內(nèi)容。

圖4 社會(huì)排斥、控制信念與參與內(nèi)容的交叉滯后模型Figure 4.Cross-Lagged Model of Social Exclusion，Control Beliefs and the Content of Participation

為檢驗(yàn)交叉滯后模型的性別差異，遵循前人經(jīng)驗(yàn)（紀(jì)林芹 等，2018），以性別為分組（男=1，女=2），分別構(gòu)建并比較3組（活動(dòng)量、參與形式、參與內(nèi)容）非限制模型與限制模型的卡方差異（表5）?；顒?dòng)量模型中，非限制模型和限制模型的χ2/df皆＜5；假設(shè)默認(rèn)正確模型的卡方值自由度比變化值為Δχ2/df=0.093（P=0.121＞0.05）；ΔCFI=0.005， ΔNNFI=0.009，ΔRMSEA=0.003＜0.01；ΔSRMR=0.012 3＞0.01。參與形式模型中，非限制模型和限制模型的χ2/df皆＜5；假設(shè)默認(rèn)正確模型Δχ2/df=0.113（P=0.094＞0.05） ； ΔCFI=0.004， ΔNNFI=0.007， ΔRMSEA=0.001；ΔSRMR=0.010 9。參與內(nèi)容模型中，非限制模型和限制模型的 χ2/df皆＜5；假設(shè)默認(rèn)正確模型 Δχ2/df=0.083（P=0.174） ；ΔCFI=0.003，ΔNNFI=0.006，ΔRMSEA=0.007；ΔSRMR=0.010 6。以上多項(xiàng)指標(biāo)表明，活動(dòng)量、參與形式、參與內(nèi)容各組模型中，非限制模型與限制模型的差異不顯著，即社會(huì)排斥、控制信念與青少年余暇體育鍛煉的交叉滯后效應(yīng)不存在性別差異。

表5 交叉滯后模型的性別差異檢驗(yàn)Table 5 Gender Difference Test of Cross-Lagged Model

3 討論

3.1 青少年社會(huì)排斥、控制信念和余暇體育鍛煉的性別、學(xué)段差異

3.1.1 青少年社會(huì)排斥、控制信念的性別、學(xué)段差異

青少年的社會(huì)排斥具有跨性別、跨學(xué)段一致性。社會(huì)排斥理論認(rèn)為，人類從幼年起便普遍具備社會(huì)排斥的高度敏感性（Tronick et al.，1978），尤其進(jìn)入青春期，男性或女性青少年皆可能因自身行為意愿、目的、范式等不被群體接納、認(rèn)同，而感知到被他人/群體排斥或被“模糊拒絕”（Selman，2011）?？梢?，作為一種負(fù)性體驗(yàn)，社會(huì)排斥普遍存在于男、女青少年的各個(gè)學(xué)習(xí)階段（Nesdale et al.，2014）。該現(xiàn)象在數(shù)據(jù)分析亦得證實(shí)，即不論初中還是高中階段，男性青少年皆可能因自身鍛煉任務(wù)、難度或在鍛煉興趣、愛好上與群體不一致，也可能因自身運(yùn)動(dòng)能力與群體期望不符，而較易主觀認(rèn)定自己處于被忽視、拒絕、排斥狀態(tài)；而女性青少年對周圍人際的互動(dòng)更為細(xì)致、敏感，盡管傾向于維持穩(wěn)定、和諧的人際關(guān)系，但當(dāng)身處人際關(guān)系困擾或人際壓力時(shí)，更易產(chǎn)生情緒問題而感到被排斥（Hankin et al.，2001）。因此，盡管青少年的社會(huì)認(rèn)知水平或存學(xué)段差異，在鍛煉中感知被排斥的原因和表現(xiàn)形式可能存在性別差異（董寶林等，2018c），但因社會(huì)排斥內(nèi)隱的多元混雜效應(yīng)（拒絕、否定、孤立等）及其普遍性，青少年感知社會(huì)排斥的水平可能具有跨性別、跨學(xué)段的一致性特征，此結(jié)果與前人部分觀點(diǎn)一致（Nesdale et al.，2014；Tronick et al.，1978）。

青少年的控制信念具有跨性別一致性，卻存在跨學(xué)段差異，其中，高中生的控制信念要強(qiáng)于初中生?？刂菩拍钍乔嗌倌暝谏鐣?huì)應(yīng)激事件刺激下作出的一種反應(yīng)風(fēng)格（辛自強(qiáng)等，2018），其社會(huì)工具性特征是基于對人際關(guān)系控制因素的理解（Spector et al.，2004）。在余暇體育鍛煉情境中，人際關(guān)系壓力或交往困擾的發(fā)生會(huì)激活個(gè)體控制信念（Tedeschi et al.，1996），受性格特質(zhì)、社會(huì)性別角色認(rèn)知等因素影響，男性青少年可能選擇積極或沖動(dòng)的方式擺脫人際困擾、維持自尊，女性青少年可能選擇消極或內(nèi)斂的方式使自己遠(yuǎn)離人際壓力、避免尷尬（楊晨晨等，2016）。因此，盡管男、女青少年在選擇脫困的應(yīng)對方式上或存差異，但作為意志行為的一種控制認(rèn)知或前導(dǎo)思維，青少年的控制信念水平卻具有跨性別一致性特征，該結(jié)果與前人部分觀點(diǎn)一致（辛自強(qiáng)等，2018）?？刂菩拍钍乔嗌倌晟鐣?huì)行為發(fā)展中的一個(gè)情緒管理認(rèn)知、一種應(yīng)對效能（Cheung，2014）。青少年的社會(huì)認(rèn)知能力、社會(huì)適應(yīng)性、歸因風(fēng)格等正處于逐步成熟的發(fā)展階段，對壓力或應(yīng)激事件的情緒調(diào)控能力亦日趨增強(qiáng)（Steve et al.，2009）。因此，相較于初中生，高中生的思維成熟度較高、情緒穩(wěn)定性較強(qiáng)，在應(yīng)對人際困擾時(shí)往往會(huì)迅速選擇適宜應(yīng)對方式，進(jìn)而呈現(xiàn)較強(qiáng)的自我調(diào)控信念，正如Piaget（1964）認(rèn)知發(fā)展理論闡釋的：隨著年齡增長，主體的情緒認(rèn)知會(huì)不斷重構(gòu)認(rèn)知反應(yīng)，使之朝著符合自我的方向成長。

3.1.2 青少年余暇體育鍛煉的性別、學(xué)段差異

青少年余暇體育鍛煉的活動(dòng)量、參與形式和參與內(nèi)容具有跨時(shí)間穩(wěn)定的性別差異，其中，男性各指標(biāo)均高于女性。余暇體育鍛煉具有豐富文娛、健康身心、娛樂益智等功效（董寶林等，2018d）。既有研究表明，相較于女性，男性青少年活潑好動(dòng)、充滿活力，性格亦趨于外向型，傾向于選擇具有人際互動(dòng)、技藝展示、斗智斗勇等特性的體育鍛煉來充實(shí)余暇生活，更愿意與同伴共同參加具有群體性、競技性的鍛煉活動(dòng)（董寶林等，2018a），其活動(dòng)量亦能基本保證正常推薦標(biāo)準(zhǔn)；而女性青少年則相對恬靜內(nèi)斂、溫順文靜，性格亦趨于謙和、內(nèi)隱，在余暇時(shí)間里傾向于選擇以休閑為主、簡單易行、可獨(dú)立執(zhí)行的中低強(qiáng)度、娛樂性身體活動(dòng)（程韻楓等，2018）?？梢?，青少年余暇體育鍛煉的性別差異，可能與男、女青少年不同的自然性別、社會(huì)性別、行為習(xí)慣和性格特質(zhì)等有關(guān)，該結(jié)果與既有研究結(jié)論一致（董寶林，2017）。

青少年余暇體育鍛煉的活動(dòng)量、參與內(nèi)容具有跨學(xué)段一致性，而參與形式存在學(xué)段差異，其中，初中生參與形式得分高于高中生，該結(jié)果與張歡等（2017）部分觀點(diǎn)不一致。2012年，上海市推行的學(xué)校體育聯(lián)動(dòng)建設(shè)改革，使初中與高中體育課程得到有效銜接，推進(jìn)了初中、高中課外體育體系同步改革，還有效激發(fā)了青少年體育參與興趣和熱情，亦使體育傾向得到適度改善（王紅英等，2015）。盡管不同學(xué)段的青少年或存迥異的學(xué)業(yè)任務(wù)、學(xué)習(xí)壓力，但初-高中體育聯(lián)動(dòng)建設(shè)，讓高中生和初中生鍛煉的機(jī)會(huì)、條件得到充分保證，并具有一定相似性，進(jìn)而使其余暇鍛煉活動(dòng)量表現(xiàn)出學(xué)段的一致性特征。另外，初-高中體育聯(lián)動(dòng)建設(shè)的核心要義之一，是保障青少年從初中的體育項(xiàng)目多樣選擇，到高中的體育專項(xiàng)化培養(yǎng)，使學(xué)生從事的運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目具有跨學(xué)段延續(xù)性（薛成博，2016）；而且，受校園體育建成環(huán)境、設(shè)施等外界因素影響，中學(xué)階段開展課外體育活動(dòng)多集中于普及性較高、大眾參與較廣、課內(nèi)外銜接較緊密的運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目（董寶林，2017），這些問題可能使初中生和高中生在余暇鍛煉的參與內(nèi)容上呈現(xiàn)一致性特征。此外，余暇體育鍛煉是一種突顯自主性、社會(huì)互動(dòng)性的體育活動(dòng)，相較于學(xué)業(yè)壓力繁重、身體自我相對成熟的高中生，初中生正值自我意識(shí)發(fā)展萌芽期，較為關(guān)注同伴的認(rèn)可、接納，傾向于通過有組織的鍛煉活動(dòng)來培養(yǎng)人際關(guān)系、掌握社交技能，因此，在余暇時(shí)間里，初中生參與鍛煉的集群性較明顯，鍛煉群體的內(nèi)部認(rèn)同感較強(qiáng)，參與形式亦可能更依賴于有組織、相對固定的群體/團(tuán)體。

3.2 青少年社會(huì)排斥、控制信念和余暇體育鍛煉的交叉滯后關(guān)系

研究運(yùn)用交叉滯后分析證實(shí)了社會(huì)排斥、控制信念與余暇體育鍛煉存在復(fù)雜的因果關(guān)系，所得結(jié)果證實(shí)了社會(huì)認(rèn)知理論、控制信念理論、認(rèn)知發(fā)展理論、人際關(guān)系理論在余暇體育鍛煉領(lǐng)域的穩(wěn)定性（Bandura，2010；Cheung，2014；Piaget，1964；Themanson et al.，2014）。

首先，社會(huì)排斥是青少年控制信念和余暇體育鍛煉的制約因素，該結(jié)果與前人部分觀點(diǎn)一致（Herrmann，2017）。社會(huì)排斥是身心健康的威脅因素，會(huì)導(dǎo)致個(gè)體的關(guān)系或歸屬需求無法滿足，使主體認(rèn)知和信念的調(diào)節(jié)系統(tǒng)失衡（Collins，2004）。數(shù)據(jù)分析表明，在余暇體育鍛煉中，青少年感知到被排斥感越強(qiáng)烈，情緒自我調(diào)控認(rèn)知和能力受到的威脅越嚴(yán)重，更易抑制個(gè)體的控制信念水平。換言之，社會(huì)排斥可能會(huì)反饋給青少年負(fù)性自我評定，使之質(zhì)疑自身運(yùn)動(dòng)能力、團(tuán)隊(duì)貢獻(xiàn)價(jià)值和人際地位重要性，并成為控制認(rèn)知的干擾源，影響個(gè)體控制信念（董寶林等，2018a）。根據(jù)社會(huì)排斥理論相關(guān)觀點(diǎn)，社會(huì)排斥是個(gè)體自身功能欠缺或無法勝任“游戲規(guī)則”時(shí)，被他人、群體忽視、拒絕的排斥狀態(tài)（功能性社會(huì)排斥）（景曉芬，2004），它會(huì)導(dǎo)致個(gè)體成就信念、能力感知、社會(huì)互動(dòng)能力下降，抑制社會(huì)行為的選擇、實(shí)踐與表達(dá)（王靜等，2018）?？梢姡谟嘞倔w育鍛煉情境中，青少年感知到被排斥越嚴(yán)重，越會(huì)阻滯其參與鍛煉的熱情、興趣、實(shí)踐體驗(yàn)和人際交往欲，鍛煉行為亦可能越難于達(dá)到理想狀態(tài)而呈現(xiàn)出低水平的活動(dòng)量、無固定群體的參與形式、簡單循例的參與內(nèi)容等特征。正如景曉芬（2004）闡釋的：當(dāng)個(gè)體主觀認(rèn)定自己處于被排斥狀態(tài)，便會(huì)產(chǎn)生被剝奪感，進(jìn)而對社會(huì)行為產(chǎn)生消極、退縮情緒，成為社會(huì)行為的不穩(wěn)定因素。

其次，社會(huì)排斥可能通過控制信念的完全中介作用而間接影響青少年余暇體育鍛煉的活動(dòng)量，該結(jié)果與前人部分觀點(diǎn)一致（董寶林等，2018d；Collins，2004）。遵循Joo等（2013）期望-價(jià)值動(dòng)機(jī)理論和Piaget（1964）認(rèn)知發(fā)展理論的相關(guān)觀點(diǎn)，社會(huì)情境引發(fā)的情緒體驗(yàn)會(huì)成為一種信息線索作用于個(gè)體控制認(rèn)知系統(tǒng)，進(jìn)而決定主體對某行為的具體實(shí)踐。一般來說，社會(huì)排斥使青少年余暇體育鍛煉的積極性和主動(dòng)性受到影響，并成為鍛煉實(shí)踐的制約因素；而當(dāng)考慮自我情緒管理認(rèn)知——控制信念時(shí)，社會(huì)排斥將不再直接決定鍛煉與否，而成為個(gè)體理解社會(huì)人際關(guān)系的認(rèn)知線索、挑戰(zhàn)控制信念的刺激源，此時(shí)，青少年鍛煉的活動(dòng)水平可能完全取決于自身控制信念的強(qiáng)弱，因而，即便身處排斥狀態(tài)，只要具備較強(qiáng)的控制信念，青少年仍能結(jié)合自身情況迅速選擇適宜的脫困方式來緩解人際關(guān)系困擾，并保持合理的鍛煉堅(jiān)持性、活動(dòng)量。正如Weiner等（1974）挫折反應(yīng)風(fēng)格理論和Tedeschi等（1996）應(yīng)激成長理論闡釋的：控制信念認(rèn)知會(huì)在應(yīng)激事件中被激活，促使個(gè)體進(jìn)行認(rèn)知思維活動(dòng)以修復(fù)信念系統(tǒng)、順應(yīng)應(yīng)激環(huán)境，從而保障個(gè)體行為向符合自我的方向發(fā)展。

再次，社會(huì)排斥可能通過控制信念的部分中介作用而間接影響青少年余暇體育鍛煉的參與形式和參與內(nèi)容，該結(jié)果與前人部分觀點(diǎn)一致（Cheung，2014；Col‐lins，2004；Swinney，2013）。根據(jù)社會(huì)排斥理論相關(guān)觀點(diǎn)，社會(huì)排斥會(huì)威脅個(gè)體的勝任力、需求、自尊、情緒情感等（程蘇等，2011），被排斥者往往被他人/群體邊緣化或隔離于普遍認(rèn)同的社會(huì)活動(dòng)，導(dǎo)致個(gè)體習(xí)慣性地減少社交聯(lián)系，從而表現(xiàn)出較低人際互動(dòng)欲，在參加親社會(huì)的游戲活動(dòng)時(shí)亦傾向于特立獨(dú)行（Coie et al.，1990）。從數(shù)據(jù)上看，社會(huì)排斥易使個(gè)體對群體性、競爭性、互動(dòng)性的體育鍛煉活動(dòng)產(chǎn)生否定和抵觸，因而，當(dāng)選擇以體育鍛煉度過閑暇時(shí)間，可能出于社交關(guān)系的考慮，被排斥者傾向于以無固定組織的參與形式從事那些可獨(dú)立執(zhí)行的鍛煉內(nèi)容（Collins，2004）；另外，作為一種社會(huì)互動(dòng)體驗(yàn)，社會(huì)排斥使個(gè)體的情感、支配、包容等人際關(guān)系需求受到威脅和抑制，該體驗(yàn)會(huì)重構(gòu)社會(huì)認(rèn)知系統(tǒng)并成為控制信念的干擾因素，降低控制信念水平，使個(gè)體余暇體育鍛煉的參與形式趨于無序、消極，參與內(nèi)容趨于單一、刻板。正如人際關(guān)系理論闡釋的：人們總期望在與他人接觸、交往中建立或維持和諧關(guān)系，以滿足包容和情感等需求，若需求沒有得到滿足，則會(huì)與他人形成否定關(guān)系，并使自身行為可控性的知覺力降低，形成低社會(huì)行為、拒絕參加群體活動(dòng)（黃玉蓮等，2012）。

最后，社會(huì)排斥、控制信念與青少年余暇體育鍛煉的交叉滯后效應(yīng)具有跨性別一致性，證實(shí)了既有相關(guān)研究在青少年余暇體育鍛煉領(lǐng)域的適用性（Asher et al.，2001；Ialongo et al.，1998）。這一結(jié)果說明，不論男性還是女性，源于重要人際的交往壓力/困擾皆會(huì)通過降低個(gè)體的行為控制知覺力而間接影響社會(huì)行為實(shí)踐（Han et al.，2012）。基于此，研究建議，培養(yǎng)體育道德素養(yǎng)和人際交往能力，同時(shí)加強(qiáng)情緒自我管理和控制能力，實(shí)施無性別差異的干預(yù)策略，可能對男、女青少年余暇體育鍛煉的促進(jìn)和改善皆為有益。

4 結(jié)論

青少年余暇體育鍛煉活動(dòng)量、參與形式和參與內(nèi)容存在性別差異；控制信念和參與形式存在學(xué)段差異；社會(huì)排斥、控制信念與余暇體育鍛煉存在因果關(guān)系，其中，社會(huì)排斥是消極原因變量，控制信念是積極原因變量，余暇體育鍛煉是結(jié)果變量；在社會(huì)排斥與青少年余暇體育鍛煉的影響機(jī)制中，控制信念可能是一個(gè)中介變量，且該交叉滯后效應(yīng)具有性別一致性。