吳 銘，楊 劍

（1.鄭州大學(xué) 體育學(xué)院（校本部），河南 鄭州 450001；2.華東師范大學(xué) 體育與健康學(xué)院，上海 200241）

1 問題的提出

隨著信息化、智能化技術(shù)的飛速發(fā)展與普及，由“久坐少動(dòng)”這一不良生活方式引發(fā)的肥胖、視力不良等健康問題已成為青少年面臨的主要健康風(fēng)險(xiǎn)[1-4]，直接或間接影響青少年健康發(fā)展。近年來，《關(guān)于進(jìn)一步減輕義務(wù)教育階段學(xué)生作業(yè)負(fù)擔(dān)和校外培訓(xùn)負(fù)擔(dān)的意見》《“十四五”體育發(fā)展規(guī)劃》《關(guān)于深化體教融合 促進(jìn)青少年健康發(fā)展的意見》等政策文件相繼頒布，凸顯國家對(duì)優(yōu)化教育生態(tài)、提升青少年身體活動(dòng)水平與健康素養(yǎng)的重視。識(shí)別靜坐行為類型、明確靜坐行為的關(guān)鍵前因?qū)τ跍p少或規(guī)避由“久坐少動(dòng)”誘發(fā)的潛在健康風(fēng)險(xiǎn)，促進(jìn)青少年全面、健康發(fā)展意義重大。

久坐行為（sedentary behavior，SB）指?jìng)€(gè)體在清醒狀態(tài)下進(jìn)行的能量消耗低于1.5 METs 的坐或斜躺的活動(dòng)[5-6]，國內(nèi)也譯作靜坐行為。2 種表述方式體現(xiàn)了對(duì)該行為持續(xù)時(shí)間和姿勢(shì)的不同側(cè)重。最新研究[7]認(rèn)為，久坐是個(gè)體靜坐在時(shí)間維度上的累積，具有長(zhǎng)時(shí)性特征，因此，本文采用靜坐行為這一表述，重點(diǎn)考察青少年靜坐行為類型及其影響因素。2011 年，Owen等[8]以社會(huì)生態(tài)學(xué)理論為指導(dǎo)建立了靜坐行為社會(huì)生態(tài)學(xué)模型，系統(tǒng)分析休閑時(shí)間、積極交通、家務(wù)勞動(dòng)、工作活動(dòng)中所包含的靜坐行為影響要素，認(rèn)為特定靜坐行為由其所發(fā)生的環(huán)境屬性及周圍社會(huì)框架所塑造，并提出可以從個(gè)人（如人口特征、心理特征、生理特征）、人際（如社會(huì)支持、行為規(guī)范）、環(huán)境（如街道、天氣、家庭環(huán)境、工作環(huán)境）、政策等多個(gè)層面理解個(gè)體靜坐行為的影響機(jī)制。當(dāng)前對(duì)該模型的檢驗(yàn)多集中于以成年人為主的工作或家庭環(huán)境[9-11]，但由于靜坐行為在年齡和行為類型上的差異[7]，不同人群、不同情境下所發(fā)生的靜坐行為亦不相同[12-13]，加之受我國教育體制與文化因素的影響，青少年靜坐行為的前因變量勢(shì)必具有新特點(diǎn)。因此，有必要基于靜坐行為社會(huì)生態(tài)學(xué)模型，厘清青少年靜坐行為的前因及其作用機(jī)制。

從青少年靜坐行為影響因素的內(nèi)容看，當(dāng)前對(duì)青少年靜坐行為前因變量的探討多以屏幕時(shí)間為核心進(jìn)行分析。前期研究[14]發(fā)現(xiàn)，自然環(huán)境、建成環(huán)境、家庭環(huán)境和人際環(huán)境因素能夠影響青少年屏幕時(shí)間。具體而言，家人/朋友屏幕時(shí)間、街道連通性、家庭體育設(shè)施和媒體密度、不良?xì)夂颦h(huán)境與青少年屏幕時(shí)間呈正相關(guān)[15-16]；較小的年齡、較低的父母受教育程度、較高的缺課頻次與青少年較高的屏幕時(shí)間相關(guān)[17]。此外，Kracht 等[18]分析青少年靜坐時(shí)間的背景性因素發(fā)現(xiàn)，居家、獨(dú)處與靜坐時(shí)間呈正相關(guān)。Da Costa 等[19]指出，即便設(shè)置了體育課和課間休息等活動(dòng)機(jī)會(huì)，青少年在校靜坐時(shí)間仍然很長(zhǎng)?？傮w而言，現(xiàn)有研究多以橫斷研究設(shè)計(jì)，以單一因素或特定環(huán)境為主，考察其對(duì)屏幕時(shí)間或靜坐行為的獨(dú)立影響，研究成果呈碎片化、零散化樣態(tài)，缺乏對(duì)靜坐行為社會(huì)生態(tài)學(xué)模型中各層級(jí)因素的深入挖掘與系統(tǒng)整合。此外，盡管靜坐行為社會(huì)生態(tài)學(xué)模型為理解靜坐行為的前因提供了分析框架，但對(duì)基于不同文化背景、不同年齡群體的靜坐行為影響因素缺乏細(xì)致刻畫與分析，尚不能充分闡釋我國文化背景下影響青少年靜坐行為的關(guān)鍵前因。

探索性序列設(shè)計(jì)屬于混合研究方法的一種，旨在通過“先定性后定量”的研究方法，以建構(gòu)性思維發(fā)展、探索某一現(xiàn)象或問題，并通過定量研究拓展定性研究結(jié)果[20]。鑒于此，本文采用混合研究方法，以探索性序列設(shè)計(jì)分析青少年靜坐行為的前因及其作用機(jī)制。收集青少年靜坐行為影響因素的定性材料，以扎根理論范式全面、系統(tǒng)地梳理青少年靜坐行為影響因素的范疇、內(nèi)容與結(jié)構(gòu)，并在此基礎(chǔ)上建構(gòu)青少年靜坐行為前因作用機(jī)制模型；采用定量研究方法，通過橫斷調(diào)查檢驗(yàn)青少年靜坐行為前因作用機(jī)制模型，并結(jié)合定性研究結(jié)果對(duì)青少年靜坐行為的前因及其作用機(jī)制進(jìn)行整體分析，從而為科學(xué)改善青少年靜坐行為提供理論支撐和實(shí)證依據(jù)。

2 青少年靜坐行為的影響因素與模型建構(gòu)

2.1 定性資料收集

為確保定性資料的廣泛性與多樣性，采取深度訪談、焦點(diǎn)小組訪談與開放性問卷相結(jié)合的方式收集青少年靜坐行為影響因素相關(guān)資料。①結(jié)合靜坐行為相關(guān)研究文獻(xiàn)和前期研究成果，在綜合專家意見后擬定訪談提綱，圍繞當(dāng)前學(xué)習(xí)與身體活動(dòng)情況、影響長(zhǎng)時(shí)間坐姿生活與體育鍛煉的因素及其原因兩方面展開，根據(jù)受訪者回答情況隨時(shí)調(diào)整發(fā)問內(nèi)容，盡量讓受訪者暢所欲言。②為確保初始資料的完整性，避免出現(xiàn)“理論偽飽和”狀態(tài)，將資料收集與分析過程交互進(jìn)行，并根據(jù)資料內(nèi)容及時(shí)調(diào)整訪談提綱。③為確保資料收集的全面性、完整性和多樣性，采用開放性問卷的方式對(duì)青少年靜坐行為進(jìn)行調(diào)查，要求受試者圍繞影響自己靜坐的因素撰寫一篇700 字以上的記敘文，訪談和開放性問卷同步進(jìn)行。對(duì)訪談和開放性問卷材料進(jìn)行整理后，共計(jì)收集24 萬余字定性資料，其中，訪談17 萬余字，開放性問卷7 萬余字。

遵循定性研究立意取樣方式[21]，以逐步浮現(xiàn)、彈性取樣為參照，在訪談方面，采用滾雪球的方法在上海招募27 名青少年進(jìn)行訪談，其中：男生14 人，女生13人；初中生11 人，高中生16 人。在開放性問卷方面，為兼顧地區(qū)教育特點(diǎn)，在北京、鄭州、廈門招募調(diào)查對(duì)象，共計(jì)發(fā)放開放性問卷120 份，有效回收104 份，其中：男生54 人，女生50 人；初中生90 人，高中生14 人。訪談和調(diào)查時(shí)間為2019 年12 月—2020 年2 月。

2.2 定性資料分析

①對(duì)訪談和開放性問卷所收集到的資料進(jìn)行文字轉(zhuǎn)碼；②針對(duì)訪談過程中的語氣變化、表情、動(dòng)作等進(jìn)行標(biāo)注，結(jié)合訪談筆記，對(duì)文字轉(zhuǎn)碼后的訪談資料進(jìn)行逐一整理和批注；③采用Nvivo 12.0 中文版對(duì)定性資料進(jìn)行三級(jí)編碼，即開放式編碼、主軸式編碼和選擇性編碼；④在編碼階段，由2 位研究者獨(dú)立對(duì)文本資料逐詞、逐句分析，對(duì)于意見不一致的內(nèi)容由團(tuán)隊(duì)（包括1 名教授、1 名副教授和4 名博士研究生）逐一討論確定；⑤依據(jù)理論飽和原則，隨機(jī)選取1/3 的定性資料對(duì)三級(jí)編碼后的理論模型進(jìn)行理論飽和度檢驗(yàn)，未發(fā)現(xiàn)在青少年靜坐行為影響因素的4 個(gè)主范疇之外的新范疇和因素，進(jìn)一步檢驗(yàn)4 個(gè)主范疇的內(nèi)部范疇，未出現(xiàn)除當(dāng)前范疇之外的因子及概念?；诖耍梢耘袛嗲嗌倌觎o坐行為影響因素的內(nèi)容結(jié)構(gòu)在理論上是飽和的。

2.3 資料編碼與模型建構(gòu)

2.3.1 開放式編碼

開放式編碼是打破原始定性資料并用概念或范疇重新組合的過程。①將被訪談人/調(diào)查人進(jìn)行編號(hào)，對(duì)原始材料進(jìn)行整理，并對(duì)訪談過程中表情、語氣等進(jìn)行標(biāo)注；②在原始材料收集整理的基礎(chǔ)上進(jìn)行逐漸概念化；③對(duì)被高頻率提及的語句進(jìn)行多次比較；④將具有相同屬性的內(nèi)容進(jìn)行初步概念化編碼。對(duì)青少年靜坐行為影響因素原始定性資料進(jìn)行一級(jí)編碼和初步概念化后，共計(jì)得到22 個(gè)開放編碼，分別是靜坐行為觀念、靜坐行為傾向、靜坐風(fēng)險(xiǎn)感知、電子設(shè)備使用習(xí)慣、專注力、時(shí)間規(guī)劃、學(xué)習(xí)效率、朋友鍛煉支持、朋友靜坐娛樂支持、家人鍛煉支持、家長(zhǎng)靜坐關(guān)注、教師鍛煉支持、教師靜坐管理、家居設(shè)施、家庭運(yùn)動(dòng)環(huán)境、體育設(shè)施、體育活動(dòng)設(shè)計(jì)、課程安排、課程設(shè)計(jì)、社區(qū)體育設(shè)施、社區(qū)便利設(shè)施、社區(qū)道路便捷度。

2.3.2 主軸式編碼

根據(jù)初步概念化內(nèi)容，共提煉出9 個(gè)范疇（表1），分別是靜坐態(tài)度、生活習(xí)慣、自我控制、朋友支持、家人支持、教師支持、家庭環(huán)境、學(xué)校環(huán)境、建成環(huán)境。在對(duì)初步概念化內(nèi)容進(jìn)行提煉的過程中發(fā)現(xiàn)，體育設(shè)施、體育活動(dòng)設(shè)計(jì)、課程安排、課程設(shè)計(jì)具有明顯的類屬關(guān)系，故在學(xué)校環(huán)境下增設(shè)2 個(gè)類屬，分別是體育環(huán)境和教學(xué)設(shè)置。

表1 主范疇與初步概念化內(nèi)容的對(duì)應(yīng)關(guān)系Table 1 Correspondence between main categories and preliminary conceptualizations

2.3.3 選擇式編碼與模型建構(gòu)

選擇式編碼是從范疇類屬中提煉出能夠涵蓋整個(gè)分析系統(tǒng)的主范疇的過程。選擇式編碼與模型構(gòu)建是基于社會(huì)生態(tài)學(xué)理論進(jìn)行的。社會(huì)生態(tài)學(xué)理論關(guān)注環(huán)境與人類行為的相互關(guān)系，認(rèn)為影響行為的因素是多水平的，包括個(gè)體、人際、組織、社區(qū)和政策多個(gè)層面。根據(jù)社會(huì)生態(tài)學(xué)的開放性原理，社會(huì)生態(tài)系統(tǒng)與外界環(huán)境始終保持信息交換和傳遞，某個(gè)因素的改變都將帶來整個(gè)社會(huì)生態(tài)系統(tǒng)的變化，即不同層面因素交互影響共同作用于個(gè)體行為[22-23]。這一觀點(diǎn)在青少年身體活動(dòng)領(lǐng)域得到驗(yàn)證，如代俊等[24]研究發(fā)現(xiàn)，青少年校外身體活動(dòng)行為受到個(gè)體、社會(huì)支持、社區(qū)環(huán)境等多因素影響，其中個(gè)體層面、人際層面對(duì)青少年校外身體活動(dòng)行為具有直接影響，社區(qū)環(huán)境能夠通過個(gè)體層面、社會(huì)支持對(duì)校外身體活動(dòng)行為產(chǎn)生間接影響。郭正茂等[25]基于社會(huì)生態(tài)學(xué)理論分析了社會(huì)、學(xué)校及家庭體育文化對(duì)青少年中高強(qiáng)度身體活動(dòng)水平的影響，發(fā)現(xiàn)社會(huì)、學(xué)校、家庭層面的體育文化能夠直接影響青少年中高強(qiáng)度身體活動(dòng)水平，也能夠通過“社會(huì)—學(xué)校”“社會(huì)—家庭”“社會(huì)—學(xué)?！彝ァ钡嚷窂介g接影響青少年中高強(qiáng)度身體活動(dòng)水平。亦有研究[26]基于青少年身體活動(dòng)的社會(huì)生態(tài)學(xué)模型發(fā)現(xiàn)，建成環(huán)境能夠影響組織層面的學(xué)校環(huán)境，也能夠影響人際支持及個(gè)體心理因素，父母、同伴及教師支持能夠影響個(gè)體層面的心理因素。

結(jié)合定性研究?jī)?nèi)容，本文將所提煉出的范疇進(jìn)行進(jìn)一步歸納，最終形成4 個(gè)主范疇，即個(gè)體層面、人際層面、組織層面、社區(qū)層面。定性研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體層面、人際層面、組織層面、社區(qū)層面各因素均能夠直接影響青少年靜坐時(shí)間，同時(shí)各層面因素亦存在交互影響。具體而言，建成環(huán)境影響學(xué)校和家庭周邊環(huán)境狀況，也影響人際層面如家長(zhǎng)、同伴等的活動(dòng)習(xí)慣，進(jìn)而影響青少年靜坐時(shí)間，如受訪者所言：“以前住得（離學(xué)校）較遠(yuǎn)，現(xiàn)在搬家后，距離學(xué)校近了，只有周末才能去找朋友玩?！?；“因?yàn)榧腋浇泄珗@（可以活動(dòng)），我爸媽經(jīng)常讓我陪他們?nèi)ス珗@散步”。學(xué)校和家庭環(huán)境既會(huì)對(duì)教師、家長(zhǎng)的教育方式產(chǎn)生影響，也對(duì)學(xué)生/孩子的行為習(xí)慣產(chǎn)生影響，如受訪者所言：“尤其是期末，老師會(huì)安排很多復(fù)習(xí)任務(wù)，爸媽也盡可能不影響我們，感覺都很慌，都忙著復(fù)習(xí)，也很少會(huì)和朋友玩耍。”

基于此，本文結(jié)合社會(huì)生態(tài)學(xué)理論，以青少年學(xué)習(xí)與生活為核心關(guān)注點(diǎn)，根據(jù)三級(jí)編碼結(jié)果，建構(gòu)以青少年靜坐行為影響因素為主體的理論模型——青少年靜坐行為前因作用機(jī)制模型（圖1），并提出以下假設(shè)。H1：個(gè)體層面能夠直接影響青少年靜坐行為。H2：人際層面能夠直接影響青少年靜坐行為。H3：組織層面能夠直接影響青少年靜坐行為。H4：社區(qū)層面能夠直接影響青少年靜坐行為。H5：社區(qū)層面能夠通過組織層面、人際層面、個(gè)體層面影響青少年靜坐行為。H6：組織層面能夠通過人際層面、個(gè)體層面影響青少年靜坐行為。H7：人際層面能夠通過個(gè)體層面影響青少年靜坐行為。

圖1 青少年靜坐行為前因作用機(jī)制模型Figure 1 Model of influencing factors of adolescent sedentary behavior

3 青少年靜坐行為前因作用機(jī)制模型檢驗(yàn)

3.1 研究設(shè)計(jì)

3.1.1 研究對(duì)象

采用線上線下相結(jié)合的方式，在鄭州、上海、廈門、石家莊對(duì)2 100 名12～17 歲青少年進(jìn)行問卷調(diào)查，回收問卷1 987 份，最終獲得有效問卷1 850 份，有效回收率為88.10%。被試基本信息如表2 所示。研究已通過華東師范大學(xué)學(xué)術(shù)倫理會(huì)審核。

表2 被試基本信息Table 2 Participant Information

為盡可能保證數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性及結(jié)構(gòu)方程模型順利運(yùn)行，設(shè)置以下問卷排除標(biāo)準(zhǔn)：①數(shù)據(jù)缺失，填答缺失1/3 及以上的問卷；②答案一致，填答內(nèi)容完全一致的問卷；③規(guī)律作答，填答內(nèi)容出現(xiàn)人為性規(guī)律作答，如“平行”作答、“波浪”作答；④填答時(shí)間過短，電子問卷填答時(shí)間低于300 s；⑤問卷設(shè)置上學(xué)日/休息日的起床和入睡時(shí)間，填答的靜坐總時(shí)長(zhǎng)大于每日清醒時(shí)間。

3.1.2 測(cè)量工具及信效度檢驗(yàn)

（1）靜坐行為。根據(jù)Hardy 等[27]編制、郭強(qiáng)[28]翻譯修訂的《青少年靜坐行為調(diào)查問卷》（Adolescent Sedentary Activity Questionnaire，ASAQ-CN），結(jié)合當(dāng)前青少年靜坐行為的特點(diǎn)對(duì)其進(jìn)行修訂。修訂后的問卷包括上學(xué)日（周一至周五）靜坐行為與休息日（周六至周日）靜坐行為2 個(gè)部分，每部分包含12 道題，用以調(diào)查被試每天在相應(yīng)靜坐活動(dòng)上所花費(fèi)的時(shí)間（單位：min）。問卷共包括5 個(gè)維度：以看電影、看電視、玩手機(jī)等娛樂為主的視頻類靜坐時(shí)間；以乘坐汽車、火車等被動(dòng)交通為主的交通類靜坐時(shí)間；以做手工、繪畫、演奏樂器、課外閱讀為主的文化類靜坐時(shí)間；以與人聊天、打電話等為主的社交類靜坐時(shí)間；以上課、課外輔導(dǎo)、做作業(yè)、上網(wǎng)課為主的教育類靜坐時(shí)間。視頻類靜坐行為兼具教育性與娛樂性，根據(jù)《中國兒童青少年身體活動(dòng)指南》[29]中屏幕時(shí)間的概念界定，視頻類靜坐時(shí)間指以娛樂為目的的電子設(shè)備使用時(shí)間，因此，本文將教育性質(zhì)的視頻類靜坐時(shí)間納入教育類靜坐時(shí)間計(jì)算。各題項(xiàng)的Cronbach'sα系數(shù)在0.57～0.95（表3），說明量表具有良好的內(nèi)部一致性。

表3 青少年靜坐行為調(diào)查問卷的Cronbach's α 系數(shù)Table 3 Cronbach's α coefficient of the adolescent sedentary behavior questionnaire

為檢驗(yàn)《青少年靜坐行為調(diào)查問卷》對(duì)靜坐行為測(cè)量的一致性、有效性，選用《靜坐行為日記》，以瞬時(shí)生態(tài)評(píng)估方法為參照[30]，采用方便抽樣方法抽取1 所初級(jí)中學(xué)和1 所高級(jí)中學(xué)共計(jì)100 名青少年進(jìn)行為期7 d 的調(diào)查。調(diào)查流程如下：①調(diào)查前與班主任、班長(zhǎng)充分溝通調(diào)查內(nèi)容和填寫方式；②《靜坐行為日記》正式發(fā)放前與被試講解填答方法與要求；③以天為單位進(jìn)行發(fā)放并填寫，每天發(fā)放時(shí)間為17:00；④被試需回想并填寫當(dāng)天所有活動(dòng)內(nèi)容及時(shí)間；⑤于第二天7:30 回收《靜坐行為日記》。脫落標(biāo)準(zhǔn)：①因個(gè)人原因終止測(cè)量；②問卷填答缺失；③有效數(shù)據(jù)低于3 天（含2 個(gè)上學(xué)日、1 個(gè)休息日）。最終獲得有效樣本89 人（其中：男生48 人，女生41 人；寄宿生55 人，走讀生34 人）。選擇組內(nèi)一致性系數(shù)（intraocular correlation coefficient，ICC）對(duì)2 種測(cè)評(píng)工具的上學(xué)日/休息日的不同類型日均靜坐時(shí)間進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：上學(xué)日/休息日各類型日均靜坐時(shí)間的ICC 在0.526～0.860，根據(jù)Cicchetti 等[31-32]提出的參考標(biāo)準(zhǔn)，所有維度的ICC 均達(dá)到可接受的范圍，表明《青少年靜坐行為調(diào)查問卷》能夠較好地觀測(cè)青少年靜坐時(shí)間。

（2）青少年靜坐行為的影響因素。從個(gè)體、人際、組織、社區(qū)層面確定測(cè)量?jī)?nèi)容：①根據(jù)定性研究原始材料及分析結(jié)果，建立青少年靜坐行為影響因素量表?xiàng)l目池（共計(jì)95 條），所有題項(xiàng)均采用利克特5 點(diǎn)計(jì)分方法，從調(diào)查樣本中隨機(jī)抽取500 個(gè)樣本，采用正交旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行探索性因素分析，剔除負(fù)荷量低于0.4 的題項(xiàng)，結(jié)果（表4）顯示，個(gè)體、人際、組織各層面KMO 檢驗(yàn)值及累計(jì)解釋總方差均達(dá)到可接受范圍；②根據(jù)Kenny[33]及Kline[34]的標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)剩余1 350 個(gè)樣本進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，進(jìn)一步檢驗(yàn)各測(cè)量指標(biāo)的結(jié)構(gòu)效度，最終形成《青少年靜坐行為影響因素量表》；③采用Cronbach'sα系數(shù)檢驗(yàn)各測(cè)量指標(biāo)的內(nèi)部一致性；④間隔7 天采用方便抽樣法對(duì)40 名青少年進(jìn)行重新調(diào)查，檢驗(yàn)各測(cè)量指標(biāo)的跨時(shí)間穩(wěn)定性。

表4 研究變量探索性因素分析結(jié)果（n=500）Table 4 Exploratory factor analysis results of study variables (n=500)

在個(gè)體層面：①靜坐態(tài)度，指?jìng)€(gè)體對(duì)靜坐行為所持有的穩(wěn)定的心理傾向。所有項(xiàng)目的總分為靜坐態(tài)度的測(cè)量分?jǐn)?shù)，得分越高表示個(gè)體對(duì)靜坐行為的心理傾向越高。經(jīng)探索性因素分析，獲得3 個(gè)因子，分別是靜坐風(fēng)險(xiǎn)感知（4 個(gè)題項(xiàng)）、靜坐行為觀念（3 個(gè)題項(xiàng)）、靜坐行為傾向（3 個(gè)題項(xiàng)）。Cronbach'sα系數(shù)依次為0.680、0.718、0.678，合成信度為0.791、0.822、0.824，重測(cè)信度為0.799、0.912、0.862。②生活習(xí)慣，指?jìng)€(gè)體在生活中所形成的以電子設(shè)備使用為主的穩(wěn)定且不易改變的行為，共包含5 個(gè)題項(xiàng)，所有項(xiàng)目的總分為生活習(xí)慣指標(biāo)的測(cè)量分?jǐn)?shù)，得分越高表示個(gè)體在生活中越傾向于使用電子設(shè)備。Cronbach'sα系數(shù)為0.819，合成信度為0.887，重測(cè)信度為0.805。③自我控制，指?jìng)€(gè)體自主調(diào)節(jié)行為，即個(gè)體根據(jù)自身需要和任務(wù)目標(biāo)等引發(fā)或制止特定的行為。共獲得6 個(gè)題項(xiàng)，所有項(xiàng)目的總分為自我控制的測(cè)量分?jǐn)?shù)，得分越高表示個(gè)體自主調(diào)節(jié)水平越高。Cronbach'sα系數(shù)為0.849，合成信度為0.887，重測(cè)信度為0.747。

在人際層面：①朋友支持，指?jìng)€(gè)體的同伴所給予的精神或物質(zhì)上的支持或幫助，以使其延長(zhǎng)或減少靜坐時(shí)間。包含朋友鍛煉支持（3 個(gè)題項(xiàng)）和朋友靜坐娛樂支持（3 個(gè)題項(xiàng)）2 個(gè)因子，所有項(xiàng)目的總分為朋友支持指標(biāo)的測(cè)量分?jǐn)?shù)，得分越高表示個(gè)體從朋友處獲得靜坐行為的支持程度越高。Cronbach'sα系數(shù)依次為0.800、0.878，合成信度為0.847、0.869，重測(cè)信度為0.819、0.774。②家人支持，指?jìng)€(gè)體家人（以相處時(shí)間最長(zhǎng)、關(guān)系最密切的家人為主）所給予的精神或物質(zhì)上的支持或幫助，以使其延長(zhǎng)或減少靜坐時(shí)間。包含家人鍛煉支持（3 個(gè)題項(xiàng)）、家長(zhǎng)靜坐關(guān)注（4 個(gè)題項(xiàng)）2 個(gè)因子，所有項(xiàng)目的總分為家人支持指標(biāo)的測(cè)量分?jǐn)?shù)，得分越高表示個(gè)體從家人處獲得的靜坐行為支持水平越高。Cronbach'sα系數(shù)依次為0.763、0.619，合成信度為0.826、0.766，重測(cè)信度為0.710、0.784。③教師支持，指教師或班主任所給予的與活動(dòng)、靜坐相關(guān)的支持與幫助等，以使青少年延長(zhǎng)或減少靜坐時(shí)間。共有4 個(gè)題項(xiàng)，所有項(xiàng)目的總分為教師支持指標(biāo)的測(cè)量分?jǐn)?shù)，得分越高表示個(gè)體獲得的靜坐相關(guān)教師支持水平越高。Cronbach'sα系數(shù)為0.627，合成信度為0.786，重測(cè)信度為0.715。

在組織層面：①家庭環(huán)境，指?jìng)€(gè)體在家庭生活中存在的為其提供延長(zhǎng)或減少靜坐時(shí)間的氛圍，共包含2 個(gè)因子，分別是家居設(shè)施（3 個(gè)題項(xiàng)）、家庭運(yùn)動(dòng)環(huán)境（2 個(gè)題項(xiàng)）。所有項(xiàng)目的總分為靜坐認(rèn)知指標(biāo)的測(cè)量分?jǐn)?shù)，得分越高表示個(gè)體所處家庭環(huán)境中的靜坐促進(jìn)因素水平越高。Cronbach'sα系數(shù)依次為0.731、0.701，合成信度為0.857、0.850，重測(cè)信度為0.718、0.762。②學(xué)校環(huán)境，指?jìng)€(gè)體在校園生活中存在的為其提供延長(zhǎng)或減少靜坐時(shí)間的設(shè)施、規(guī)則等氛圍，體育環(huán)境包括體育活動(dòng)設(shè)計(jì)（4 個(gè)題項(xiàng)）、體育設(shè)施（3 個(gè)題項(xiàng)）2 個(gè)因子；教學(xué)設(shè)置包括課程安排（3 個(gè)題項(xiàng)）、課程設(shè)計(jì)（3 個(gè)題項(xiàng)）2 個(gè)因子。所有項(xiàng)目的總分為學(xué)校環(huán)境指標(biāo)的測(cè)量分?jǐn)?shù)，得分越高表示個(gè)體所處校園環(huán)境中的靜坐促進(jìn)因素水平越高。Cronbach'sα系數(shù)依次為0.704、0.717、0.620、0.706，合成信度為0.850、0.800、0.776、0.803，重測(cè)信度為0.815、0.729、0.830、0.836。

在社區(qū)層面，選取郭正茂[26]編制的《青少年體力活動(dòng)建成環(huán)境評(píng)價(jià)問卷》中健身場(chǎng)所可及性分量表、配套設(shè)施可及性分量表、道路情況分量表對(duì)青少年靜坐行為社區(qū)層面的因素進(jìn)行測(cè)量。量表共計(jì)13 個(gè)題項(xiàng)，所有項(xiàng)目的總分為建成環(huán)境各維度指標(biāo)的測(cè)量分?jǐn)?shù)，得分越高表示個(gè)體的體力活動(dòng)建成環(huán)境越好。Cronbach'sα系數(shù)依次為0.810、0.789、0.676，合成信度為0.861、0.934、0.851，重測(cè)信度為0.825、0.725、0.805。

3.1.3 施測(cè)和數(shù)據(jù)處理

以班級(jí)為單位進(jìn)行團(tuán)體施測(cè)，在征得學(xué)校教師、學(xué)生及其監(jiān)護(hù)人的知情同意后，采用紙筆測(cè)試或電子問卷的方式進(jìn)行調(diào)查。鑒于主觀問卷易使受試者過度或重復(fù)評(píng)估靜坐時(shí)長(zhǎng)[35]，為確保填答準(zhǔn)確性，設(shè)置調(diào)查與控制流程如下：①在問卷中額外設(shè)置填表說明，當(dāng)2 項(xiàng)任務(wù)同時(shí)發(fā)生時(shí)，須以最主要任務(wù)為主，不能重復(fù)記錄；②施測(cè)前將調(diào)查內(nèi)容、填寫方式及調(diào)查時(shí)間與班主任進(jìn)行充分溝通，針對(duì)常見重復(fù)填寫問題以舉例形式進(jìn)行呈現(xiàn)；③為確保被試對(duì)“填表說明”“填答講解”理解的準(zhǔn)確性，以及檢驗(yàn)青少年靜坐行為問卷在靜坐行為測(cè)量中的一致性，選用《靜坐行為日記》對(duì)100 名青少年的靜坐時(shí)間進(jìn)行調(diào)查；④問卷分別設(shè)置上學(xué)日/休息日的起床、睡覺時(shí)間共4 個(gè)問題，以此為基本參照，同時(shí)詢問被試班主任學(xué)校作息安排，如被試靜坐總時(shí)長(zhǎng)大于每日清醒時(shí)間，或與所在學(xué)校作息時(shí)間存在明顯矛盾，將視為無效問卷；⑤紙質(zhì)問卷和電子問卷發(fā)放前由研究人員或班主任向被試講解問卷內(nèi)容及填答要求；⑥填答過程中被試如有疑問，研究人員或班主任負(fù)責(zé)解答。調(diào)查講解與填答合計(jì)約20 min。數(shù)據(jù)收集時(shí)間為2020 年5—6 月。采用SPSS 21.0 對(duì)問卷所收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行錄入、整理，并進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)、Mann-Whitney U 檢驗(yàn)、內(nèi)部一致性檢驗(yàn)、合成信度分析、相關(guān)分析、探索性因素分析以及Harman 單因子檢驗(yàn)；采用AMOS 22.0 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析、路徑分析和嵌套模型多群組比較。

3.2 研究結(jié)果

3.2.1 結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)靜坐行為影響因素各構(gòu)面的結(jié)構(gòu)效度，采用驗(yàn)證性因子分析對(duì)各維度構(gòu)面進(jìn)行檢驗(yàn)，模型擬合指標(biāo)（表5）顯示，各研究變量的模型擬合度均達(dá)到可接受范圍，模型擬合效果較好。

表5 研究變量的擬合指標(biāo)（n=1 850）Table 5 Fitting index of research variables (n=1 850)

3.2.2 共同方法偏差檢驗(yàn)

對(duì)可能存在的共同方法偏差采用程序控制和Harman 單因子檢驗(yàn)。程序控制：在數(shù)據(jù)收集過程中對(duì)問卷的匿名性、保密性以及數(shù)據(jù)僅限于學(xué)術(shù)研究等進(jìn)行說明。Harman 單因子檢驗(yàn)結(jié)果顯示，共22 個(gè)因子的初始特征值大于1，第1 個(gè)公因子的解釋變異量為15.81%（＜40%），說明未發(fā)生共同方法偏差問題。

3.2.3 描述性統(tǒng)計(jì)與差異檢驗(yàn)

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，青少年每周教育類靜坐時(shí)間為4 033.52 min，每周交通類靜坐時(shí)間為108.75 min，每周文化類靜坐時(shí)間為506.80 min，每周社交類靜坐時(shí)間為412.38 min，每周視頻類靜坐時(shí)間為463.50 min。進(jìn)一步以性別、學(xué)段為自變量，對(duì)不同類型靜坐時(shí)間進(jìn)行Mann-Whitney U 檢驗(yàn)，結(jié)果（表6）顯示：不同性別青少年在每周交通類靜坐時(shí)間上差異顯著；不同學(xué)段青少年在教育類、交通類、文化類、視頻類靜坐時(shí)間上差異顯著。鑒于此，后續(xù)將對(duì)性別和學(xué)段進(jìn)行嵌套模型多群組檢驗(yàn)。

表6 不同性別、學(xué)段青少年靜坐時(shí)間的Mann-Whitney U檢驗(yàn)結(jié)果（n=1 850）Table 6 Mann-Whitney U test on sedentary time of adolescents in different gender and grade (n=1 850)

3.2.4 變量間關(guān)系及作用路徑

以不同靜坐類型為因變量，采用路徑分析的方法考察各因素對(duì)不同靜坐類型的影響。根據(jù)Schumacker等[38]的建議值，各研究模型的擬合度指標(biāo)良好。

（1）教育類靜坐的前因作用機(jī)制模型。如圖2 所示，在個(gè)體層面，生活習(xí)慣能夠顯著預(yù)測(cè)教育類靜坐時(shí)間（β=-0.094，P＜0.001），自我控制、靜坐態(tài)度對(duì)教育類靜坐時(shí)間的預(yù)測(cè)作用不顯著。進(jìn)一步考察個(gè)體層面3 個(gè)因素對(duì)教育類靜坐的獨(dú)立影響發(fā)現(xiàn)，自我控制（P＜0.001）、靜坐態(tài)度（P=0.026＜0.05）、生活習(xí)慣（P＜0.001）對(duì)教育類靜坐時(shí)間的預(yù)測(cè)作用均達(dá)到顯著水平，標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)依次為-0.095、0.051、-0.085。H1得到驗(yàn)證。在人際層面，朋友支持（P=0.179）、家人支持（P=0.086）、教師支持（P=0.411）對(duì)教育類靜坐時(shí)間的直接預(yù)測(cè)作用不顯著，但朋友支持（β=0.324，P＜0.001）、家人支持（β=0.049，P=0.041＜0.05）可以通過影響生活習(xí)慣進(jìn)而影響教育類靜坐時(shí)間。H2未得到驗(yàn)證，H7得到驗(yàn)證。在組織層面，家庭環(huán)境既能夠直接影響教育類靜坐時(shí)間（β=0.056，P=0.033＜0.05），也可以通過影響生活習(xí)慣進(jìn)而影響教育類靜坐時(shí)間，還可以通過影響朋友和家人支持進(jìn)而影響生活習(xí)慣，最終影響教育類靜坐時(shí)間。學(xué)校環(huán)境對(duì)教育類靜坐時(shí)間的直接影響不顯著（P=0.350），但可以通過影響朋友和家人支持進(jìn)而影響生活習(xí)慣，最終影響教育類靜坐時(shí)間。H3、H6得到驗(yàn)證。在社區(qū)層面，建成環(huán)境對(duì)教育類靜坐時(shí)間的直接作用不顯著（P=0.169），但可以通過影響生活習(xí)慣（β=0.196，P＜0.001）進(jìn)而影響教育類靜坐時(shí)間，也可以通過影響學(xué)校環(huán)境間接影響教育類靜坐時(shí)間。H4未得到驗(yàn)證，H5得到部分驗(yàn)證。

圖2 教育類靜坐行為的前因作用機(jī)制模型檢驗(yàn)Figure 2 Model test of influencing factors of education sedentary behavior

（2）交通類靜坐的前因作用機(jī)制模型。如圖3 所示，在個(gè)體層面，生活習(xí)慣（P=0.320）、靜坐態(tài)度（P=0.422）、自我控制（P=0.793）對(duì)交通類靜坐時(shí)間的預(yù)測(cè)作用不顯著。進(jìn)一步考察個(gè)體層面3 個(gè)因素對(duì)交通類靜坐的獨(dú)立影響發(fā)現(xiàn)，自我控制對(duì)交通類靜坐時(shí)間的預(yù)測(cè)作用達(dá)到顯著水平（P＜0.001），標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.080。H1得到驗(yàn)證。在人際層面，家人支持（β=0.084，P=0.003＜0.01）、教師支持（β=-0.057，P=0.039＜0.05）能夠直接影響交通類靜坐時(shí)間。H2得到驗(yàn)證，H7未得到驗(yàn)證。在組織層面，家庭環(huán)境（P=0.222）、學(xué)校環(huán)境（P=0.102）對(duì)交通類靜坐的直接作用不顯著，但可以通過影響人際層面的因素進(jìn)而影響交通類靜坐時(shí)間。H3得到驗(yàn)證，H6未得到驗(yàn)證。在社區(qū)層面，建成環(huán)境能夠直接影響交通類靜坐時(shí)間（β=0.208，P＜0.001），也能夠通過影響學(xué)校環(huán)境和家人支持間接影響交通類靜坐時(shí)間。H4、H5得到部分驗(yàn)證。

圖3 交通類靜坐行為的前因作用機(jī)制模型檢驗(yàn)Figure 3 Model test of influencing factors of transportation sedentary behavior

（3）文化類靜坐的前因作用機(jī)制模型。個(gè)體、人際、組織、社會(huì)層面各因素對(duì)文化類靜坐時(shí)間的直接影響均不顯著（P＞0.05）。但自我控制（β=0.055，P=0.053）、建成環(huán)境（β=0.091，P=0.078）、朋友支持（β=-0.047，P=0.087）對(duì)文化類靜坐的影響達(dá)到邊緣顯著。在個(gè)體層面對(duì)文化類靜坐的獨(dú)立影響方面，自我控制對(duì)文化類靜坐的預(yù)測(cè)作用達(dá)到顯著水平（β=0.095，P＜0.001）。

（4）社交類靜坐的前因作用機(jī)制模型。如圖4 所示，在個(gè)體層面，生活習(xí)慣（P=0.188）、靜坐態(tài)度（P=0.630）、自我控制（P=0.573）對(duì)社交類靜坐時(shí)間的預(yù)測(cè)作用均不顯著（P＞0.05）。進(jìn)一步考察個(gè)體層面3 個(gè)因素對(duì)社交類靜坐的獨(dú)立影響發(fā)現(xiàn)，同樣未達(dá)到顯著水平（P生活習(xí)慣=0.246，P自我控制=0.194，P靜坐態(tài)度=0.584）。在人際層面，朋友支持能夠顯著預(yù)測(cè)社交類靜坐時(shí)間（β=-0.059，P＜0.05），家人支持（P=0.798）、教師支持（P=0.566）對(duì)社交類靜坐時(shí)間的直接預(yù)測(cè)作用不顯著。H2得到驗(yàn)證。在組織層面，家庭環(huán)境（P=0.210）、學(xué)校環(huán)境（P=0.979）對(duì)社交類靜坐時(shí)間的直接影響不顯著，但家庭環(huán)境（β=0.297，P＜0.001）、學(xué)校環(huán)境（β=-0.211，P＜0.001）可以通過影響朋友支持進(jìn)而影響社交類靜坐時(shí)間。H3、H6得到部分驗(yàn)證。在社區(qū)層面，建成環(huán)境對(duì)社交類靜坐時(shí)間的直接預(yù)測(cè)作用不顯著（P=0.946＞0.05），但能夠通過學(xué)校環(huán)境（β=0.887，P＜0.001）影響朋友支持，進(jìn)而影響社交類靜坐時(shí)間。H5得到部分驗(yàn)證。

圖4 社交類靜坐行為的前因作用機(jī)制模型檢驗(yàn)Figure 4 Model test of influencing factors of social sedentary behavior

（5）視頻類靜坐的前因作用機(jī)制模型。如圖5 所示，在個(gè)體層面，生活習(xí)慣（β=0.286，P＜0.001）、自我控制（β=-0.060，P=0.029＜0.05）能夠顯著預(yù)測(cè)視頻類靜坐時(shí)間。進(jìn)一步考察個(gè)體層面3 個(gè)因素對(duì)視頻類靜坐的獨(dú)立影響發(fā)現(xiàn)，生活習(xí)慣（P＜0.001）、自我控制（P=0.017）對(duì)視頻類靜坐時(shí)間的影響顯著，靜坐態(tài)度對(duì)視頻類靜坐時(shí)間的影響不顯著（P=0.809）。H1得到部分驗(yàn)證。在人際層面，家人支持（β=0.093，P＜0.001）能夠直接影響視頻類靜坐時(shí)間，也能夠通過自我控制、生活習(xí)慣間接影響視頻類靜坐時(shí)間。H2、H7得到部分驗(yàn)證。在組織層面，學(xué)校環(huán)境（β=0.125，P=0.011＜0.05）能夠直接預(yù)測(cè)視頻類靜坐時(shí)間，也可以通過人際層面各維度和個(gè)體層面的自我控制間接影響視頻類靜坐時(shí)間。H3、H6得到驗(yàn)證。在社區(qū)層面，建成環(huán)境對(duì)視頻類靜坐時(shí)間的直接作用不顯著（P=0.786），但可以通過影響學(xué)校環(huán)境進(jìn)而影響人際層面和個(gè)體層面各要素，最終影響視頻類靜坐時(shí)間。H4、H5得到驗(yàn)證。

圖5 視頻類靜坐行為的前因作用機(jī)制模型檢驗(yàn)Figure 5 Model test of influencing factors of screen sedentary behavior

3.2.5 基于性別與學(xué)段的嵌套模型多群組比較

采用嵌套模型多群組分析技術(shù)，以性別、學(xué)段為分組變量，考察不同性別、學(xué)段在靜坐行為前因作用機(jī)制模型上的差異。具體步驟：①構(gòu)建無約束模型M1；②在M1 的基礎(chǔ)上構(gòu)建兩群組結(jié)構(gòu)系數(shù)相等模型M2，并進(jìn)行卡方差異值檢驗(yàn)；③若M1 與M2 差異顯著，則依次控制各研究變量間路徑系數(shù)相等，從而進(jìn)一步檢驗(yàn)性別、學(xué)段在靜坐行為前因作用機(jī)制模型每條路徑上的差異。

（1）性別?？ǚ讲町愔禉z驗(yàn)結(jié)果顯示，不同性別在交通類靜坐前因作用機(jī)制模型上差異顯著（Δx2=66.846，Δdf=38，P=0.003＜0.01）。進(jìn)一步對(duì)模型各路徑系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，不同性別在“教師支持→交通類靜坐”（Δx2=4.043，Δdf=1，P=0.044＜0.05）、“生活習(xí)慣→交通類靜坐”（Δx2=4.199，Δdf=1，P=0.04＜0.05）、“家庭環(huán)境→朋友支持”（Δx2=13.033，Δdf=1，P＜0.001）、“建成環(huán)境→生活習(xí)慣”（Δx2=4.263，Δdf=1，P=0.039＜0.05）4 條路徑上差異顯著。

（2）學(xué)段。不同學(xué)段在教育類（Δx2=111.289，Δdf=38，P＜0.001）、交通類（Δx2=96.192，Δdf=38，P＜0.001）、社交類（Δx2=102.127，Δdf=38，P＜0.001）、視頻類（Δx2=140.246，Δdf=38，P＜0.001）靜坐行為前因作用機(jī)制模型上差異顯著。進(jìn)一步對(duì)模型各路徑系數(shù)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在交通類、社交類、視頻類靜坐行為前因作用機(jī)制模型中，共有7 條路徑差異顯著，且卡方檢驗(yàn)結(jié)果相同：“建成環(huán)境→學(xué)校環(huán)境”（Δx2=8.856，Δdf=1，P=0.003＜0.01），“家庭環(huán)境→生活習(xí)慣”（Δx2=4.972，Δdf=1，P=0.026＜0.05），“家庭環(huán)境→自我控制”（Δx2=4.474，Δdf=1，P=0.034＜0.05），“教師支持→自我控制”（Δx2=4.109，Δdf=1，P=0.043＜0.05），“建成環(huán)境→教師支持”（Δx2=18.953，Δdf=1，P＜0.001），“建成環(huán)境→自我控制”（Δx2=4.014，Δdf=1，P=0.045＜0.05），“學(xué)校環(huán)境→教師支持”（Δx2=15.94，Δdf=1，P＜0.001）。不同學(xué)段“家庭環(huán)境→朋友支持”這一路徑在教育類、交通類、視頻類靜坐行為前因作用機(jī)制模型上差異顯著（Δx2=7.963，Δdf=1，P=0.005＜0.01）。此外，在教育類靜坐方面，除“建成環(huán)境→學(xué)校環(huán)境”“家庭環(huán)境→生活習(xí)慣”“家庭環(huán)境→自我控制”“教師支持→自我控制”“家庭環(huán)境→朋友支持”5 條路徑外，不同學(xué)段在“教師支持→教育類靜坐”（Δx2=6.619，Δdf=1，P=0.01＜0.05）、“靜坐態(tài) 度→教育類靜坐”（Δx2=5.177，Δdf=1，P=0.023＜0.05）、“建成環(huán)境→教育類靜坐”（Δx2=7.548，Δdf=1，P=0.006＜0.01）路徑上差異顯著。在交通類靜坐方面，不同學(xué)段在“家人支持→交通類靜坐”（Δx2=4.182，Δdf=1，P=0.041＜0.05）路徑上差異顯著。在視頻類靜坐方面，不同學(xué)段在“學(xué)校環(huán)境→視頻類靜坐”（Δx2=4.62，Δdf=1，P=0.032＜0.05）、“生活習(xí)慣→視頻類靜坐”（Δx2=19.764，Δdf=1，P＜0.001）、“建成環(huán)境→視頻類靜坐”（Δx2=12.053，Δdf=1，P=0.001＜0.01）、“朋友支持→視頻類靜坐”（Δx2=4.826，Δdf=1，P=0.028＜0.05）4 條路徑上差異顯著。

4 討論

4.1 青少年靜坐行為影響因素量表的內(nèi)容與結(jié)構(gòu)

根據(jù)定性研究結(jié)果，本文確定了青少年靜坐行為的前因包含個(gè)體、人際、組織及社區(qū)4 個(gè)層面。其中，個(gè)體層面包含靜坐態(tài)度、生活習(xí)慣、自我控制3 個(gè)維度，人際層面包含朋友支持、家人支持、教師支持3 個(gè)維度，組織層面包含家庭環(huán)境、學(xué)校環(huán)境2 個(gè)維度，社區(qū)層面包含健身場(chǎng)所可及性、配套設(shè)施可及性、道路情況3 個(gè)維度。結(jié)合定性研究材料設(shè)計(jì)青少年靜坐行為影響因素量表的初始量表，對(duì)初始量表進(jìn)行探索性因素分析發(fā)現(xiàn)，各維度基本符合定性研究主軸編碼內(nèi)容。盡管自我控制與教師支持維度經(jīng)探索性因子分析后并未形成與主軸編碼相一致的子維度，但自我控制、教師支持的具體題項(xiàng)均包含了主軸編碼中子維度內(nèi)容，如自我控制的“我能很好地抵制誘惑”“我會(huì)按照我的計(jì)劃表完成任務(wù)”“我的學(xué)習(xí)效率很高”，教師支持的“老師會(huì)鼓勵(lì)我們多進(jìn)行活動(dòng)”“老師會(huì)檢查班上同學(xué)手機(jī)使用情況”等。對(duì)青少年靜坐行為影響因素量表進(jìn)行信效度檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，其內(nèi)部一致性系數(shù)在0.619～0.878，合成信度在0.766～0.934，重測(cè)信度在0.715～0.912。根據(jù)溫忠麟等[39]和張文彤[40]的建議值，量表具有較好的信度。在效度方面，驗(yàn)證性因素分析結(jié)果顯示各構(gòu)面表現(xiàn)良好，根據(jù)Jackson[36]和Schreiber等[37]的建議值，量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度。需額外說明的是，盡管本量表具有良好的信效度指標(biāo)，但由于青少年靜坐行為影響因素隨時(shí)代發(fā)展而變化，未來研究可在本量表基礎(chǔ)上，結(jié)合時(shí)代特征與具體環(huán)境特點(diǎn)不斷增加新的影響因素內(nèi)容。

4.2 青少年靜坐行為前因機(jī)制分析

（1）個(gè)體層面構(gòu)成影響青少年靜坐時(shí)間的內(nèi)在因素。社會(huì)生態(tài)學(xué)模型認(rèn)為，個(gè)體層面是影響行為的微觀層面，決定了行為的內(nèi)在傾向，包含人口學(xué)因素、社會(huì)心理學(xué)因素等[17]。本文發(fā)現(xiàn)，靜坐態(tài)度、生活習(xí)慣、自我控制共同構(gòu)成了個(gè)體層面的核心要素，并直接作用于青少年靜坐行為。定量研究結(jié)果支持了這一觀點(diǎn)，即青少年對(duì)靜坐行為的心理傾向越低、靜坐生活習(xí)慣越少、自我控制程度越高，其靜坐時(shí)間則相對(duì)較低，這種影響突出表現(xiàn)在教育類靜坐、交通類靜坐和視頻類靜坐方面。具體而言，智能化設(shè)備的普及改變了青少年的學(xué)習(xí)與生活方式，也直接影響著青少年靜坐行為：于學(xué)習(xí)而言，MOOC（慕課）、翻轉(zhuǎn)課堂、網(wǎng)課等網(wǎng)絡(luò)教學(xué)模式的蓬勃發(fā)展為青少年拓寬了獲取知識(shí)、信息的途徑，但在一定程度上延長(zhǎng)了屏前靜坐時(shí)間，并由此誘發(fā)如超重/肥胖[41]、心理健康問題[42]等風(fēng)險(xiǎn)；于生活而言，隨著購物、娛樂、生活方式的轉(zhuǎn)變，傳統(tǒng)意義上的身體活動(dòng)時(shí)間在減少，如主動(dòng)交通、家務(wù)活動(dòng)、休閑活動(dòng)等，網(wǎng)絡(luò)購物、網(wǎng)絡(luò)游戲等時(shí)間卻逐漸增加[43]。因此在這一環(huán)境背景下，當(dāng)青少年自我控制能力、靜坐行為健康認(rèn)識(shí)較薄弱時(shí)，極易形成以高教育類/視頻類靜坐時(shí)間為主的學(xué)習(xí)與生活方式，并由此產(chǎn)生手機(jī)依賴、學(xué)業(yè)拖延等一系列問題[44-45]。

定量研究同樣發(fā)現(xiàn)，在各層面因素的相互作用中，個(gè)體層面對(duì)青少年教育類、社交類、交通類靜坐時(shí)間的影響路徑不顯著。根據(jù)自我決定理論，個(gè)體具有發(fā)展和自我決定的潛能，當(dāng)社會(huì)環(huán)境因素具備開發(fā)這些潛能的能力時(shí)，行為的自我決定程度較高[46]。在多數(shù)情況下，教育、社交、交通類靜坐受環(huán)境、規(guī)則或主觀規(guī)范的約束（如坐姿上課、乘車、社交等），削弱了個(gè)體內(nèi)在自我決定程度，進(jìn)而造成個(gè)體層面對(duì)教育、社交、交通類靜坐時(shí)間的影響不顯著。此外，嵌套模型多群組比較發(fā)現(xiàn)，不同性別青少年在“生活習(xí)慣—交通類靜坐”路徑上差異顯著。在男生群組中，生活習(xí)慣能夠顯著預(yù)測(cè)其交通類靜坐時(shí)間（β=0.102，P=0.009＜0.01）。不同學(xué)段在“靜坐態(tài)度—教育類靜坐”“生活習(xí)慣—視頻類靜坐”2 條路徑上差異顯著。在初中群組中，靜坐態(tài)度能夠顯著正向預(yù)測(cè)教育類靜坐時(shí)間（β=0.088，P=0.004＜0.01）。兩群組中生活習(xí)慣均能夠顯著正向預(yù)測(cè)視頻類靜坐時(shí)間（β初中=0.330，P＜0.001；β高中=0.185，P＜0.001）。與高中相比，初中課業(yè)壓力相對(duì)較小，學(xué)習(xí)與娛樂時(shí)間較寬松，因此受環(huán)境、規(guī)則約束較低，個(gè)體層面對(duì)教育類、視頻類靜坐時(shí)間的預(yù)測(cè)達(dá)到顯著水平，且初中組生活習(xí)慣對(duì)視頻類靜坐時(shí)間的預(yù)測(cè)作用更高。研究結(jié)果也提示，可針對(duì)初中生開展健康教育課程，培養(yǎng)學(xué)生形成積極、健康的生活方式，進(jìn)而減少不必要的靜坐時(shí)間，提高活動(dòng)水平。

（2）人際層面構(gòu)成影響青少年靜坐時(shí)間的情境因素。社會(huì)支持對(duì)個(gè)體健康行為具有潛在影響[47]，親子關(guān)系、同伴關(guān)系與師生關(guān)系是青少年社會(huì)支持的3 個(gè)重要組成部分。對(duì)于靜坐行為而言，本文發(fā)現(xiàn)，家長(zhǎng)、朋友與教師對(duì)青少年鍛煉參與、靜坐娛樂活動(dòng)的支持程度會(huì)直接或間接地影響青少年靜坐時(shí)間，其中：家長(zhǎng)與教師的影響主要表現(xiàn)在對(duì)青少年靜坐相關(guān)活動(dòng)規(guī)則的制定、規(guī)范的實(shí)施方面；朋友的影響主要表現(xiàn)在鍛煉支持與電子設(shè)備娛樂方面。定量研究結(jié)果顯示，教師支持、家人支持對(duì)交通類靜坐時(shí)間具有直接影響，朋友支持對(duì)社交類靜坐時(shí)間具有直接影響，家人支持對(duì)視頻類靜坐時(shí)間具有直接影響。嵌套模型多群組比較發(fā)現(xiàn)，男生群組和女生群組在“家庭環(huán)境—朋友支持”（β男=0.373，P＜0.001；β女=0.235，P＜0.001）路徑上均顯著，男生家庭環(huán)境對(duì)朋友支持的預(yù)測(cè)作用高于女生。女生群組在“教師支持—交通類靜坐”（β=-0.100，P=0.008＜0.01）路徑上顯著。與此同時(shí)，朋友支持、家人支持能夠通過生活習(xí)慣進(jìn)而影響教育類和視頻類靜坐，教師支持能夠通過自我控制進(jìn)而影響視頻類靜坐，且存在學(xué)段差異。初中群組和高中群組在“朋友支持—生活習(xí)慣”（β初中=0.324，P＜0.001；β高中=0.307，P＜0.001）路徑上均顯著，初中群組中朋友支持對(duì)生活習(xí)慣的預(yù)測(cè)作用高于高中群組。初中群組在“教師支持—自我控制”（β=-0.108，P＜0.001）、“教師支持—教育類靜坐”（β=0.134，P＜0.001）路徑上顯著。高中群組在“家人支持—交通類靜坐”（β=0.150，P＜0.001）路徑上顯著。研究結(jié)果提示，教師、朋友在鍛煉、靜坐活動(dòng)上的支持程度對(duì)初中生自我控制水平、生活習(xí)慣及靜坐時(shí)間的影響更大。家人在鍛煉、靜坐活動(dòng)上的支持程度對(duì)高中生交通類靜坐時(shí)間的影響更大。

從發(fā)展心理學(xué)視角看，初中階段處于青少年早期，該階段青少年朋友間的友誼相較之后各年齡段而言更直率且易被察覺，也會(huì)毫不懷疑地接受自己認(rèn)可的教師的意見、要求[48]。因此，與高中生相比，初中生靜坐行為更易受到教師與朋友的影響。定性研究發(fā)現(xiàn)，“學(xué)業(yè)高于一切”的觀念普遍存在于家長(zhǎng)群體中。牛建林等[49]指出，當(dāng)前在全國10～15 歲青少年中，普遍存在家長(zhǎng)教育期望高于個(gè)人教育期望的現(xiàn)象，家長(zhǎng)們普遍致力于為子女營造良好學(xué)習(xí)氛圍，提高其學(xué)業(yè)成就，因此增加學(xué)習(xí)時(shí)間、縮減活動(dòng)和娛樂時(shí)間。這種教育期望偏差極易引發(fā)親子矛盾，降低家庭關(guān)系質(zhì)量，甚至誘發(fā)青少年心理健康問題、降低學(xué)業(yè)成績(jī)[49-50]。誠然，學(xué)業(yè)固然是青少年階段的首要任務(wù)，但從個(gè)體長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展看，家長(zhǎng)同樣需要樹立科學(xué)、全面的教育理念，關(guān)注青少年健康成長(zhǎng)和健康生活方式的養(yǎng)成。此外，定性研究發(fā)現(xiàn)，“網(wǎng)絡(luò)游戲”已經(jīng)成為當(dāng)前青少年娛樂、休閑及滿足自身基本心理需要的重要方式之一。盡管學(xué)校及各大游戲軟件均限制了未成年人手機(jī)使用和游戲時(shí)間，但“上有政策，下有對(duì)策”的現(xiàn)象普遍存在于青少年群體中，特別在隔代參與教養(yǎng)的家庭中十分明顯。例如，利用周末時(shí)間通宵游戲或借用成年玩家賬號(hào)登錄游戲即可解除網(wǎng)絡(luò)游戲防沉迷系統(tǒng)的限制等。由于“祖輩”家長(zhǎng)的教育理念和教育方法相對(duì)滯后，對(duì)電腦、手機(jī)等電子設(shè)備的認(rèn)知不充分，缺乏對(duì)青少年電子設(shè)備使用的約束。正如高文珺[51]所闡釋的，青少年作為在互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境中成長(zhǎng)起來的數(shù)字原住民，與其父輩或祖輩相比，吸納和學(xué)習(xí)了更廣博的知識(shí)和更多元的文化，因此，父輩、祖輩的教育者角色與教育方式受到挑戰(zhàn)，與子女溝通面臨困境。研究結(jié)果提示，家長(zhǎng)既要提升健康觀念，減少對(duì)手機(jī)、電視或電腦的依賴，引導(dǎo)青少年形成科學(xué)、健康的電子設(shè)備使用習(xí)慣，又要與子女建立共同話語體系，進(jìn)而形成良性溝通和引導(dǎo)。

（3）組織層面是影響青少年靜坐時(shí)間的強(qiáng)化因素。組織層面包括家庭和學(xué)校兩大環(huán)境，主要以客觀環(huán)境為主，客觀環(huán)境越便利、舒適越會(huì)強(qiáng)化青少年及其重要他人靜態(tài)生活相關(guān)習(xí)慣，進(jìn)而延長(zhǎng)靜坐時(shí)間。從直接影響看，家庭環(huán)境能夠直接影響教育類靜坐，學(xué)校環(huán)境能夠直接影響視頻類靜坐。研究結(jié)果表明：家庭環(huán)境越舒適越有利于靜坐，電子設(shè)備越多，青少年教育類靜坐時(shí)間越長(zhǎng)；學(xué)校環(huán)境中課程設(shè)置、活動(dòng)安排等越有利于靜坐，青少年的視頻類靜坐時(shí)間越長(zhǎng)。從間接影響看，家庭環(huán)境、學(xué)校環(huán)境對(duì)家人支持、朋友支持及教師支持的影響均達(dá)到顯著水平，即家庭環(huán)境、學(xué)校環(huán)境能夠通過家人、朋友及教師支持對(duì)個(gè)體靜坐行為產(chǎn)生影響。嵌套模型多群組比較結(jié)果顯示，不同學(xué)段在“家庭環(huán)境—朋友支持”（β初中=0.336，P＜0.001；β高中=0.240，P＜0.001）、“家庭環(huán)境—自我控制”（β初中=-0.119，P＜0.001；β高中=-0.251，P＜0.001）、“家庭環(huán)境—生活習(xí)慣”（β初中=0.264，P＜0.001；β高中=0.190，P＜0.001）、“學(xué)校環(huán)境—視頻類靜坐”（β初中=0.186，P=0.002＜0.01；β高中=-0.069，P=0.989）路徑上差異顯著，初中生的朋友支持、視頻類靜坐更易受家庭、學(xué)校環(huán)境影響，高中生的自我控制水平更易受家庭環(huán)境影響。

定性研究發(fā)現(xiàn)：在學(xué)校環(huán)境方面，學(xué)校課程設(shè)置仍不完善，校園體育資源存在差異，教師“占課”現(xiàn)象依舊存在，課間活動(dòng)時(shí)間總體偏短，部分學(xué)校對(duì)于學(xué)生電子設(shè)備使用規(guī)范引導(dǎo)不當(dāng)；在家庭環(huán)境方面，居家便利、舒適的環(huán)境能夠使個(gè)體以最少的能量消耗完成盡可能多的任務(wù)，進(jìn)而在某種程度上延長(zhǎng)靜坐時(shí)間。無論是在學(xué)校還是在家庭中，學(xué)習(xí)是青少年階段的主旋律。郭強(qiáng)等[7]指出，兒童青少年久坐行為的研究重點(diǎn)在于限制娛樂性屏幕時(shí)間，改善長(zhǎng)時(shí)間、連續(xù)性久坐的學(xué)習(xí)狀態(tài)。已有研究[52-53]發(fā)現(xiàn)了“久坐中斷”可能產(chǎn)生的健康益處，即“久坐中斷”群體的血脂水平、身體質(zhì)量指數(shù)優(yōu)于“連續(xù)性久坐”群體。因此，構(gòu)建良好的學(xué)習(xí)與生活環(huán)境對(duì)于減少青少年不必要的靜坐時(shí)間尤為重要。組織發(fā)展理論認(rèn)為，提高組織的表現(xiàn)能力與工作質(zhì)量，既要關(guān)注組織系統(tǒng)本身，也要關(guān)注組織間的相互關(guān)系[34]。為有效減少青少年連續(xù)性靜坐時(shí)間，促進(jìn)其健康和全面發(fā)展，在學(xué)校教學(xué)安排上，建議靈活安排教學(xué)活動(dòng)，轉(zhuǎn)變固有的活動(dòng)計(jì)劃安排，將教學(xué)活動(dòng)安排與國際健康理念及政策發(fā)展相整合。同時(shí)，設(shè)置不同課間活動(dòng)內(nèi)容，合理控制課程時(shí)間，減少青少年連續(xù)性教育類靜坐時(shí)間，開展健康教育，提升青少年健康意識(shí)。在家庭環(huán)境層面，通過改變居家客觀環(huán)境，如增加體育活動(dòng)設(shè)施或場(chǎng)地等，切實(shí)營造積極、活躍的運(yùn)動(dòng)氛圍，提高青少年活動(dòng)水平。

（4）社區(qū)層面是影響青少年靜坐行為的環(huán)境因素。以社區(qū)體育設(shè)施、便利設(shè)施、道路便捷度為主的建成環(huán)境構(gòu)成了社區(qū)層面的核心要素，青少年所處社區(qū)積極交通工具、體育設(shè)施的數(shù)量能夠適當(dāng)影響青少年活動(dòng)時(shí)間。定量研究結(jié)果同樣驗(yàn)證了這一觀點(diǎn)：在直接作用方面，建成環(huán)境對(duì)青少年交通類靜坐具有正向預(yù)測(cè)作用，表明體育場(chǎng)館可及性、便利設(shè)施可及性越高，道路情況越好，青少年交通類靜坐時(shí)間越長(zhǎng)；在間接作用方面，建成環(huán)境可以通過“學(xué)校環(huán)境—家人支持/朋友支持—生活習(xí)慣—教育類/視頻類靜坐時(shí)間”“學(xué)校環(huán)境—朋友支持—社交類靜坐時(shí)間”“學(xué)校環(huán)境—教師支持—交通類靜坐時(shí)間”“家人支持—生活習(xí)慣—教育類/視頻類靜坐時(shí)間”“生活習(xí)慣—教育類/視頻類靜坐時(shí)間”5 條路徑影響青少年靜坐行為。嵌套模型多群組比較結(jié)果發(fā)現(xiàn)，“建成環(huán)境—生活習(xí)慣”路徑具有性別差異，在男生群組中，建成環(huán)境能夠顯著正向預(yù)測(cè)生活習(xí)慣（β=0.297，P＜0.001）。對(duì)于男生群組而言，建成環(huán)境能夠正向影響其生活習(xí)慣進(jìn)而正向影響交通類靜坐時(shí)間；對(duì)于女生群組而言，其所感知到的教師支持能夠負(fù)向影響交通類靜坐時(shí)間，定性研究同樣發(fā)現(xiàn)，女生在上學(xué)、放學(xué)過程中傾向于選擇積極交通方式如散步、騎自行車等，在一定程度上減少了交通類靜坐時(shí)間。同時(shí)，在“建成環(huán)境—學(xué)校環(huán)境”（β初中=0.885，P＜0.001；β高中=0.855，P＜0.001）、“建成環(huán)境—自我控制”（β初中=0.301，P＜0.001；β高中=0.139，P=0.038＜0.05）、“建成環(huán)境—教師支持”（β高中=-0.335，P＜0.001）、“建成環(huán)境—教育類靜坐”（β高中=-0.157，P=0.042＜0.05）、“建成環(huán)境—視頻類靜坐”（β初中=-0.188，P=0.002＜0.01）路徑上具有學(xué)段差異。研究發(fā)現(xiàn)，建成環(huán)境對(duì)教育類、視頻類靜坐時(shí)間的影響路徑相同，其原因可能是本文調(diào)查尚處于新冠病毒感染疫情（以下簡(jiǎn)稱“疫情”）防控階段，教育類靜坐與視頻類靜坐發(fā)生的場(chǎng)域在特定情境下存在高度重合，因此，建成環(huán)境對(duì)2 類靜坐時(shí)間的影響路徑相同。

當(dāng)前，構(gòu)建“家庭—學(xué)?！鐓^(qū)”三位一體的育人機(jī)制受到學(xué)界廣泛關(guān)注[54-56]，但最新研究[57]指出，政策執(zhí)行力、資源供需失衡、參與主體博弈分歧等問題使得多維主體協(xié)同面臨困境。本文檢驗(yàn)了社區(qū)、家庭、學(xué)校對(duì)青少年靜坐行為的綜合作用，3 個(gè)主體對(duì)青少年靜坐行為的影響集中體現(xiàn)在客觀物理設(shè)施及人際影響層面，且在各影響路徑上存在性別及學(xué)段差異，因此，提高青少年活動(dòng)參與、減少不必要的靜坐時(shí)間既要關(guān)注各層面因素的影響路徑，又要關(guān)注人口學(xué)差異。在建成環(huán)境方面，建議創(chuàng)設(shè)積極交通條件，如改善道路基礎(chǔ)設(shè)施情況，增設(shè)健步道或“共享單車”停放點(diǎn)等，增加社區(qū)體育器材、場(chǎng)地或場(chǎng)館，提高體育場(chǎng)所的安全性和可達(dá)性，積極開展青少年樂于參加的多樣化文體活動(dòng)。

此外，定量研究并未發(fā)現(xiàn)各層面影響因素對(duì)青少年文化類靜坐時(shí)間的預(yù)測(cè)作用。造成這一結(jié)果的原因主要為：①文化類靜坐時(shí)間在每周靜坐時(shí)間中占比較低，進(jìn)一步對(duì)上學(xué)日和休息日文化類靜坐時(shí)間進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，青少年在該類靜坐行為上所花費(fèi)的時(shí)間約為上學(xué)日404.11 min（約80.22 min/d）、休息日102.69 min（約51.35 min/d），導(dǎo)致在以文化類為主的靜坐行為方面，各因素的作用不顯著。②本文調(diào)查處于疫情防控階段，局部疫情小范圍暴發(fā)導(dǎo)致文化類靜坐中以棋牌、桌游等為主的互動(dòng)性靜態(tài)活動(dòng)大范圍縮減，這一方面減少了閑暇時(shí)間青少年與朋友間的交流，另一方面造成上述互動(dòng)性文化類靜坐時(shí)間可能被如網(wǎng)課、戶外活動(dòng)、視頻游戲等內(nèi)容所替代，因此使被試對(duì)于現(xiàn)階段文化類靜坐影響因素的判斷存在偏差。

5 結(jié)束語

影響青少年靜坐行為的因素包括個(gè)體層面、人際層面、組織層面、社區(qū)層面4 個(gè)主范疇，各層面因素相互作用、相互影響，共同作用于青少年靜坐行為。通過檢驗(yàn)，不同層面因素對(duì)青少年教育類、視頻類、交通類及社交類靜坐時(shí)間具有直接或間接影響，且存在性別和學(xué)段差異。綜合分析青少年靜坐行為各層面影響因素發(fā)現(xiàn)：新一輪技術(shù)革命對(duì)人們學(xué)習(xí)、生活產(chǎn)生了深遠(yuǎn)的影響，但家長(zhǎng)、教師、青少年在生活方式與健康觀念的轉(zhuǎn)變上相對(duì)滯后，主動(dòng)健康觀念尚未形成，這是靜坐行為產(chǎn)生不良健康風(fēng)險(xiǎn)的根本原因，也是造成青少年長(zhǎng)時(shí)間靜坐的關(guān)鍵。因此，形成與信息化時(shí)代相適應(yīng)的生活方式與健康觀念是提升青少年以致其全生命周期健康水平的根本途徑。為實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)，國家、學(xué)校、社區(qū)、家庭都需將青少年健康發(fā)展放在首位，進(jìn)而形成以合理膳食與科學(xué)作息為前提條件、以適度靜坐為基礎(chǔ)保障、以強(qiáng)度適宜且有規(guī)律的身體活動(dòng)為重要手段的健康生活方式，進(jìn)一步推動(dòng)全民健康與全民健身的深入融合發(fā)展。受突發(fā)公共衛(wèi)生事件影響，本文采用問卷調(diào)查法僅對(duì)青少年靜坐行為前因作用機(jī)制模型進(jìn)行了橫向檢驗(yàn)，且在抽樣方法和樣本量上存在一定局限。未來研究可通過客觀測(cè)量對(duì)特定情境下的靜坐行為進(jìn)行綜合干預(yù)實(shí)驗(yàn)，進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷挠行裕⒅饾u形成可復(fù)制、可推廣的身體活動(dòng)健康干預(yù)模式。

作者貢獻(xiàn)聲明：

吳 銘：設(shè)計(jì)研究框架，收集、分析資料，撰寫、修改論文；

楊 劍：設(shè)計(jì)研究框架，收集、分析資料，修改論文。