董宝林 ，毛丽娟

余暇体育锻炼是体育生活化的重要体现形式，其活动量、参与形式和内容映射个体对社会人际的感知水平（程韵枫等，2018；章建成等，2012），以及自身内在的认知状态（如核心信念、控制信念）（董宝林，2017；董宝林等，2018b；张欢等，2017）。探究青少年余暇体育锻炼及其相关问题的内在联系，是改善青少年身心健康水平的需要，亦是学校体育亟待攻关的重要议题。

社会学习理论认为，认知、行为、环境三者交互形成人类社会学习的过程（Bandura，2004，2010）。遵循这一理论，有学者在探讨人际环境感知对锻炼活动的影响中发现，作为与“社会接纳”对立的概念，个体感知的社会排斥（social exclusion）与锻炼行为密切关联（Swinney，2013）。社会排斥是个体在社会互动中被他人/群体拒绝、排斥，使之无法实现关系和归属需求的现象（Bau‐meister et al.，1990），它与锻炼行为等相关（陈章源等，2015），会制约体育话语权、阻滞体育活动践行（张世威等，2008；Collins，2004）。纵观国内外学术界，社会排斥与余暇体育锻炼的关系未得定论，但据既有研究推断，作为一种社会互动的体育活动形式，余暇体育锻炼可能因个体被他人或同伴排斥、拒绝而受到干扰。反观之，有学者认为，社会排斥是个体、群体或组织因自身功能欠缺而处于被排斥状态（Baumeister et al.，1990），即在余暇体育锻炼中，若个体对团队贡献越大、越遵守团体规则，便越易被他人或团队接纳而不被排斥。有学者通过实验，亦证实了体育锻炼益于加强同伴间的互动，改善社会人际关系（陈章源等，2015），是降低社会排斥感有效干预手段（Herrmann，2017）。然而，作为一种社会人际关系体验，社会排斥可能源于心理、社会等诸多因素，加之实验设计、监控中或存的混杂机制，对体育锻炼干预效果的断定还需审慎而为之。前人不同的研究取向和结论令人反思：对于青少年，是社会排斥制约余暇体育锻炼，还是余暇体育锻炼会引发社会排斥？显然地，既有研究未能澄清这些问题。

学术界在关注青少年人际环境感知的同时，还尤为关注认知反应和余暇体育锻炼关系的探讨（董宝林等，2018d；苏晓红等，2017）。研究表明，青少年对生活事件的认知反应——控制信念对锻炼行为具有显著的增益功效，能解释锻炼行为坚持性24.1%的变异（董宝林等，2018a；王合霞，2010）。控制信念（control beliefs）是对应激事件的可控性及对控制因素的理解（Rothbaum et al.，1982），是青少年行为学习和发展中的重要控制认知（辛自强等，2008）。Heckhausen等（1995）控制信念理论认为，控制信念可使主体在应激事件中迅速选择脱困方式以缓和压力反应，调整认知、情绪、行为。换言之，当个体感受到外在情境压力时，控制信念能为青少年提供有意义、可参考的行为准则和依据，使其得以自我调节情绪并自主坚持体育锻炼（董宝林等，2018a）。余暇体育锻炼是在自主性驱动下展示自我、挑战自我、塑造自我的一类体育活动，因其社会互动性、任务挑战性、身体参与性等特性，个体在参与过程中难免经历挫折、发挥失常、人际冲突等事件（董宝林等，2018b），这些应激事件可能对个体的控制信念等认知反应产生影响（翁孟迁，2014），Piaget（1964）的认知发展理论提出，社会情境（余暇体育锻炼）引发的情绪和体验会成为一种信息源来决定、调整或重构主体的认知反应（控制信念）。那么，青少年的控制信念和余暇体育锻炼究竟是何种关系？亟待进一步确定。

此外，学者在社会排斥和控制信念关系论断上亦未得一致性结论。一方面，根据社会认知理论相关观点，社会排斥的人际压力会诱发排他情绪、自我孤立感，重构认知系统并导致控制信念失调（Cheung，2014；The‐manson et al.，2014），即社会排斥是控制信念的原因变量；另一方面，遵循社会排斥模型理论，控制信念是缓解个体社会排斥感的控制认知，尤其在应激情境下，控制信念强者善于迅速选择合理的缓压方式，通过调节自我情绪和体验以控制社会人际引发的不适感，降低社会排斥感知水平（Steve et al.，2009），即控制信念是社会排斥的前导思维。

尽管学术界对体育锻炼影响机制的探究取得了显著成效，但社会排斥、控制信念和余暇体育锻炼究竟存在何种关联？在余暇体育锻炼情境下，社会排斥、控制信念究竟扮演着何种角色？社会排斥、控制信念和余暇体育锻炼的内在关联是否存在性别差异？而且，对于社会发展关键期的青少年，因不同学段的社会认知、学习压力等差异，在社会排斥、控制信念等方面是否会存在学段差异？运用横断面实证研究来解释这一系列问题显然存在局限性。基于此，本研究采用交叉滞后研究设计方案，考察社会排斥、控制信念与青少年余暇体育锻炼的内在联系及其性别、学段差异，并假设社会排斥、控制信念与余暇体育锻炼存在因果关系（图1）。

图1 观念构架模型Figure 1.Model of Conceptual Framework

1 研究对象与方法

1.1 被试

参照青少年心理学和运动生理学对青少年的界定（司继伟，2010；王瑞元等，2012），选择12～18岁，即初中和高中阶段人群为调查对象。遵循方便取样原则，以上海市为例，选取初、高中各4所，每所中学各年级随机选择1个教学班的青少年为被试，并进行为期12周、两阶段的追踪测查。第1次调查（Time 1，T1）于2019年3月施测，共采集1 092份问卷，依据常规无效数据判定标准（反向题检验、题项应答率低于75%等），筛查后保留1 016份有效问卷；第2次调查（Time 2，T2）于2019年5月施测，因部分被试生病、离校等未完成填写，共采集993份问卷，运用T1相同筛查步骤保留976份有效问卷。采用特定编码对应两次施测数据，以全部完成两次测查的964份数据为最终分析样本，其中，初中507人，高中457人；年龄为（14.863±2.331）岁；男435人，女529人。

1.2 测量工具

1.2.1 中文版青少年社会排斥量表

采用张登浩等（2018）的《中文版青少年社会排斥量表》（Ostracism Experience Scale for Adolescents，OES-A）。量表源于Rich等（2013）针对青少年群体开发的社会排斥量表（Rich et al.，2013），含“忽视”（5题）和“拒绝”（6题，皆为反向题）2个维度11个题项。结合题意设定情境，加入“余暇时间”“余暇体育锻炼”等核心词汇。采用Likert 5点法，从没有过（1）～总是如此（5），经反向题处理后，以总分表示被试感知社会排斥水平。两次测查各题项偏度绝对值T1：0.376～0.966，T2：0.392～1.125；各题项峰度绝对值 T1：0.028～1.103，T2：0.014～1.517，标准差最小值1.769（T1）和 1.924（T2），K-S正态分布检验皆不显著［T1：P（df=964）=0.547＞0.05；T2：P（df=964）=0.428＞0.05］，总量表 Cronbach’s α 为 0.891（T1）和 0.910（T2），分半信度为 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“积极事件”和“消极事件”2个维度（各4题），共8个题项，原为“是”“非”两点式问答题，考虑到研究旨在调查青少年在积极、消极条件下参与余暇体育锻炼的控制信念程度，而非描述两个独立事件，故将备选答案修订为Likert 5点法，从没有（1）～总是（5）计分，以总分表示被试在余暇体育锻炼情境下的控制信念水平，同时，将“学习”等核心词汇改为“余暇体育锻炼”。两次测查各题项偏度绝对值T1：0.142～0.751，T2：0.223～0.786；各题项峰度绝对值 T1：0.013～0.936，T2：0.016～0.958，标准差最小值 0.739（T1）和 0.885（T2），K-S 正态分布检验皆不显著［T1：P（df=964）=0.855＞0.05；T2：P（df=964）=0.648＞0.05］，总量表 Cronbach’s α 为0.954（T1）和 0.933（T2），分半信度为0.922（T1）和0.901（T2）。

通过研究得出社会排斥和控制信念分量表两次测量的探索性因子分析和验证性因子分析指标（表1）。

表1 探索性因子分析和验证性因子分析指标Table 1 Indices of Exploratory Factor Analysis and Confirmatory Factor Analysis

1.2.3 余暇体育锻炼量表

参照程韵枫等（2018）的研究，从活动量、参与形式、参与内容等评定被试余暇体育锻炼情况：活动量的测量采用梁德清（1994）《体育活动等级量表》（Leisure Physical Exercise Questionnaire），从强度、持时、频率3个方面为测查指标，修订时将提问语改为“余暇时间里，你进行体育锻炼的强度通常是”等，并参照梁德清（1994）评定标准，频率和强度从1～5等级计分，持时从0～4等级计分，先利用公式“强度×持续时间×频率”量化活动量得分，再以“≤19为小、20～42为中等、≥43为大”进行活动量等级划分，并以此作为活动量的评定指标；参与形式的测量由1题构成，提问语为“余暇时间里，你参加体育锻炼的形式通常是”，在备选答案中从“无固定形式”“单独自行锻炼”“无固定或临时组合的小群体锻炼”“长期、固定的小群体锻炼”到“参加有组织的社团/俱乐部活动”逐项按1～5分计；参与内容的测量由1题构成，提问语为“在过去一个月的余暇时间里，你最经常参加的运动项目类型是”，在备选答案中从“单一动作结构类（散步、慢跑等）”“跳踢类（跳绳、毽子等）”“健身健美类（器械健身、健美操、体育舞蹈、瑜伽等）”“小球隔网对抗类（乒乓球、羽毛球、网球等）”“同场竞技类（足球、篮球等）”逐项按1～5分计。两次测查各题项偏度绝对值T1：0.010～0.512，T2：0.013～0.577；各题项峰度绝对值 T1：0.053～1.014，T2：0.038～1.201，标准差最小值 0.827（T1）和 0.913（T2），K-S正态分布检验皆不显著［T1：P（df=964）=0.327＞0.05；T2：P（df=964）=0.189＞0.05］，总量表 Cronbach’s α 为 0.853（T1）和 0.882（T2），分半信度为 0.801（T1）和 0.816（T2）。

1.3 施测过程

统一对各区域测查负责人进行施测要求、流程、关键环节等方面培训。两次测查程序保持完全一致，均利用问卷星在线网络问卷调查平台（微信），采用集体网上填答的方式采集数据。施测前，由负责人解释指导语，告知调查用途、保密性和自愿性，允许被试可以自愿中途放弃测试，并告知问卷所有题皆为必答单选题。填答时间范围设定在150～600 s，网络问卷收集形式为即答即交，被试填写完成后即可提交。测查中获得被试性别（男=1、女=2）、年龄、年级（初中=1、高中=2）等一般人口统计学资料。

1.4 数据采集与分析

将有效数据导入SPSS 25.0统计分析软件，经过反向题、中心化、相关潜变量得分计算等处理后，运用描述性统计、可靠性分析、探索性因子分析、验证性因子分析等对工具进行正态分布检验、参数检验、信效度检验等。对有效数据标准化处理后，运用相关性分析、独立样本t检验等常规性数理统计方法实现研究所需。采用AMOS 25.0软件构建模型并进行交叉滞后分析，利用极大似然法检验模型拟合度和适配性。

1.5 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可能存在的共同方法偏差。程序控制：问卷设计时，引导语着重强调、加粗、斜体、标注“调查仅为科研使用”，因《中文版青少年社会排斥量表》含6个反向题，故不必单独设计测谎题；反复强调调查保密性，采用现场答疑、当场网上填答、即答即收的方式采集数据。Harman单因素检验：除人口统计学变量外，对其他所有题项进行单因素未旋转探索性因子分析，共提取5个特征根＞1的因子，且第1因子变异率为21.380%（＜40%）。证实施测的共同方法偏差可接受。

2 结果

2.1 青少年社会排斥、控制信念和余暇体育锻炼的描述性统计和相关性分析

描述性统计和控制性别、年级的偏相关分析显示（表 2）：T1和 T2的社会排斥（r=0.832）、T1和 T2的控制信念（r=0.750）、T1和T2的活动量（r=0.496）、T1和T2的参与形式（r=0.811）、T1和T2的参与内容（r=0.798）皆显著正相关（P＜0.001）；社会排斥T1与控制信念T1（r=-0752）、活动量T1（r=-0.303）、参与形式T1（r=-0.931）和参与内容T1（r=-0.362）皆显著相关（P＜0.001）；社会排斥T2与控制信念T2（r=-0.761）、活动量T2（r=-0.317）、参与形式T2（r=-0.417）、参与内容T2（r=-0.380）皆显著相关（P＜0.001）。以上数据表明，在12周内，青少年感知到的社会排斥和控制信念，及其余暇体育锻炼活动量、参与形式、参与内容皆满足同步相关性和跨时间稳定性。

表2 各变量描述性统计及偏相关性分析Table 2 Descriptive Statistics and Partial Correlation Analysis of Each Variable

2.2 青少年社会排斥、控制信念和余暇体育锻炼的性别、学段差异分析

对前测（T1）和后测（T2）各变量进行性别独立样本t检验（表3）。T1：社会排斥、控制信念、活动量和参与内容的Levene’s误差方差等同性检验皆不显著（P＞0.05），接受原假设，而参与形式显著（P＜0.05），拒绝原假设，采用非齐性数据；T2：社会排斥、控制信念、活动量、参与形式和参与内容的Levene’s误差方差等同性检验皆不显著（P＞0.05）。t检验显示：两次施测的社会排斥（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）性别差异皆不显著；两次施测的活动量（T1：P=0.000，95%CI：-0.500，-0.224；T2：P=0.000，95%CI：-0.508，0.221）、参与形式（T1：P=0.000， 95% CI： -0.641， -0.241； T2： P=0.001， 95%CI：-0.557，-0.138）、参 与 内 容（T1：P=0.000，95%CI：-0.819，-0.416；T2：P=0.000，95%CI：-0.832，-0.414）性别差异皆显著，其中，男性T1和T2余暇体育锻炼的活动量、参与形式和参与内容得分皆高于女性。综上，青少年的社会排斥、控制信念具有跨性别一致性，而余暇体育锻炼的活动量、参与形式和参与内容具有跨时间、稳定的性别差异。

表3 各变量前测（T1）、后测（T2）的性别独立样本t检验Table 3 Gender Independent t-Test of Time 1 and Time 2 about Each Variable

以学段（初中=1，高中=2）为分组变量，对前测（T1）和后测（T2）各变量进行学段的独立样本t检验（表4）。T1：社会排斥、活动量和参与形式的Levene’s误差方差等同性检验皆显著（P＜0.05），而控制信念和参与内容皆不显著（P＞0.05）；T2：活动量的Levene’s误差方差等同性检验显著（P＜0.05），而社会排斥、控制信念、参与形式和参与内容皆不显著（P＞0.05）。t检验显示：两次施测的社会排斥（T1：P=0.053，95%CI：-0.340，4.426；T2：P=0.154，95%CI：-0.817，5.155）学段差异皆不显著，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）学段差异皆显著，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）；两次施测的活动量（T1：P=0.127，95%CI：-0.044，0.341；T2：P=0.516，95%CI：-0.449，0.230）和参 与 内容（T1：P=0.062，95%CI：-0.225，0.995；T2：P=0.054，95%CI：-0.909，0.101）学段差异皆不显著 ，而参与形式（T1：P=0.001，95%CI：0.214，0.755；T2：P=0.000，95%CI：0.079，0.724）学段差异显著，其中，初中生T1（3.48±0.73）和T2（3.57±0.88）参与形式得分皆高于高中生（T1=3.27±1.06；T2=3.36±1.25）。以上数据说明，青少年的社会排斥及余暇锻炼的活动量、参与内容具有跨学段一致性，而控制信念和余暇锻炼的参与形式具有跨时间、稳定的学段差异。

表4 各变量前测（T1）、后测（T2）的学段独立样本t检验Table 4 Learning Phase Independent t-Test of Time 1 and Time 2 about Each Variable

2.3 青少年社会排斥、控制信念和余暇体育锻炼的交叉滞后分析

利用项目组合打包技术（刘炳伦等，2006），对T1和T2的社会排斥和控制信念按相应规则打包处理。在假设模型的基础上，分别检验社会排斥、控制信念与青少年余暇体育锻炼各指标（活动量、参与形式、参与内容）的交叉滞后效应。

1）社会排斥、控制信念与活动量交叉滞后效应模型拟合指标显示：χ2/df=3.946（df=3，P=0.008，n=964）；拟合优度指标：GFI=0.991，NFI=0.991，IFI=0.993，NNFI=0.964，CFI=0.993；近 似 误 差 均 方 根 RMSEA=0.080，90%CI：0.036，0.132，标准化残差均方根SRMR=0.0342。通过结构模型路径系数考察社会排斥、控制信念与活动量异步相关性（图2）：社会排斥T1对控制信念T2（β=-0.513）和活动量T2（β=-0.188）影响皆显著（P＜0.001）；控制信念T1对活动量T2影响显著（β=0.262，P＜0.001），而对社会排斥T2影响不显著（β=-0.068，P＞0.05）；活动量T1对社会排斥T2（β=-0.053）和控制信念T2（β=0.044）的影响皆不显著（P＞0.05）。根据前人观点（ Kantowitz et al.，2010；Eisma et al.，2019），结合上述数据，说明社会排斥、控制信念是活动量的原因变量，而且，当考虑二者共同影响效应时，社会排斥可能通过控制信念的完全中介作用而间接影响青少年余暇体育锻炼的活动量。

图2 社会排斥、控制信念与活动量的交叉滞后模型Figure 2.Cross-Lagged Model of Social Exclusion，Control Beliefs and the Physical Exercise Level

2）社会排斥、控制信念与参与形式的交叉滞后效应模型拟合指标显示：χ2/df=4.104（df=2，P=0.000，n=964）；拟合优度指标：GFI=0.988，NFI=0.981，IFI=0.984，NNFI=0.906，CFI=0.983；近似误差均方根 RMSEA=0.079，90%CI：0.074，0.187，标准化残差均方根 SRMR=0.032 4。社会排斥、控制信念与参与形式异步相关性显示（图3）：社会排斥T1对控制信念T2（β=-0.631）和参与形式T2（β=-0.387）的影响皆显著（P＜0.001）；控制信念T1对参与形式T2影响显著（β=0.184，P＜0.001），而对社会排斥T2影响不显著（β=-0.042，P＞0.05）；参与形式T1对社会排斥T2影响显著（β=-0.153，P＜0.001），而对控制信念T2影响不显著（β=0.069，P＞0.05）。结合上述数据，说明社会排斥、控制信念是参与形式的原因变量，而且，当考虑二者共同影响效应时，社会排斥可能通过控制信念的部分中介作用而间接影响青少年余暇体育锻炼的参与形式。

图3 社会排斥、控制信念与参与形式的交叉滞后模型Figure 3.Cross-Lagged Model of Social Exclusion，Control Beliefs and the Form of Participation

3）社会排斥、控制信念与参与内容的交叉滞后效应模型拟合指标显示：χ2/df=2.538（df=2，P=0.007，n=964）；拟合优度指标：GFI=0.996，NFI=0.993，IFI=0.996，NNFI=0.969，CFI=0.996；近似误差均方根 RMSEA=0.059，90%CI：0.125，0.317，标准化残差均方根 SRMR=0.019 2。各变量异步相关性显示（图4）：社会排斥T1对控制信念T2（β=-0.586）和参与内容T2（β=-0.323）的影响皆显著（P＜0.001）；控制信念T1对参与内容T2影响显著（β=0.206，P＜0.001），而对社会排斥T2影响不显著（β=-0.027，P＞0.05）；参与内容T1对控制信念T2影响显著（β=0.283，P＜0.001），而对社会排斥 T2影响不显著（β=-0.081，P＞0.05）。结合上述数据，说明社会排斥、控制信念是参与内容的原因变量，而且，当考虑二者共同影响效应时，社会排斥可能通过控制信念的部分中介作用而间接影响青少年余暇体育锻炼的参与内容。

图4 社会排斥、控制信念与参与内容的交叉滞后模型Figure 4.Cross-Lagged Model of Social Exclusion，Control Beliefs and the Content of Participation

为检验交叉滞后模型的性别差异，遵循前人经验（纪林芹 等，2018），以性别为分组（男=1，女=2），分别构建并比较3组（活动量、参与形式、参与内容）非限制模型与限制模型的卡方差异（表5）。活动量模型中，非限制模型和限制模型的χ2/df皆＜5；假设默认正确模型的卡方值自由度比变化值为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。参与形式模型中，非限制模型和限制模型的χ2/df皆＜5；假设默认正确模型Δχ2/df=0.113（P=0.094＞0.05） ； ΔCFI=0.004， ΔNNFI=0.007， ΔRMSEA=0.001；ΔSRMR=0.010 9。参与内容模型中，非限制模型和限制模型的 χ2/df皆＜5；假设默认正确模型 Δχ2/df=0.083（P=0.174） ；ΔCFI=0.003，ΔNNFI=0.006，ΔRMSEA=0.007；ΔSRMR=0.010 6。以上多项指标表明，活动量、参与形式、参与内容各组模型中，非限制模型与限制模型的差异不显著，即社会排斥、控制信念与青少年余暇体育锻炼的交叉滞后效应不存在性别差异。

表5 交叉滞后模型的性别差异检验Table 5 Gender Difference Test of Cross-Lagged Model

3 讨论

3.1 青少年社会排斥、控制信念和余暇体育锻炼的性别、学段差异

3.1.1 青少年社会排斥、控制信念的性别、学段差异

青少年的社会排斥具有跨性别、跨学段一致性。社会排斥理论认为，人类从幼年起便普遍具备社会排斥的高度敏感性（Tronick et al.，1978），尤其进入青春期，男性或女性青少年皆可能因自身行为意愿、目的、范式等不被群体接纳、认同，而感知到被他人/群体排斥或被“模糊拒绝”（Selman，2011）。可见，作为一种负性体验，社会排斥普遍存在于男、女青少年的各个学习阶段（Nesdale et al.，2014）。该现象在数据分析亦得证实，即不论初中还是高中阶段，男性青少年皆可能因自身锻炼任务、难度或在锻炼兴趣、爱好上与群体不一致，也可能因自身运动能力与群体期望不符，而较易主观认定自己处于被忽视、拒绝、排斥状态；而女性青少年对周围人际的互动更为细致、敏感，尽管倾向于维持稳定、和谐的人际关系，但当身处人际关系困扰或人际压力时，更易产生情绪问题而感到被排斥（Hankin et al.，2001）。因此，尽管青少年的社会认知水平或存学段差异，在锻炼中感知被排斥的原因和表现形式可能存在性别差异（董宝林等，2018c），但因社会排斥内隐的多元混杂效应（拒绝、否定、孤立等）及其普遍性，青少年感知社会排斥的水平可能具有跨性别、跨学段的一致性特征，此结果与前人部分观点一致（Nesdale et al.，2014；Tronick et al.，1978）。

青少年的控制信念具有跨性别一致性，却存在跨学段差异，其中，高中生的控制信念要强于初中生。控制信念是青少年在社会应激事件刺激下作出的一种反应风格（辛自强等，2018），其社会工具性特征是基于对人际关系控制因素的理解（Spector et al.，2004）。在余暇体育锻炼情境中，人际关系压力或交往困扰的发生会激活个体控制信念（Tedeschi et al.，1996），受性格特质、社会性别角色认知等因素影响，男性青少年可能选择积极或冲动的方式摆脱人际困扰、维持自尊，女性青少年可能选择消极或内敛的方式使自己远离人际压力、避免尴尬（杨晨晨等，2016）。因此，尽管男、女青少年在选择脱困的应对方式上或存差异，但作为意志行为的一种控制认知或前导思维，青少年的控制信念水平却具有跨性别一致性特征，该结果与前人部分观点一致（辛自强等，2018）。控制信念是青少年社会行为发展中的一个情绪管理认知、一种应对效能（Cheung，2014）。青少年的社会认知能力、社会适应性、归因风格等正处于逐步成熟的发展阶段，对压力或应激事件的情绪调控能力亦日趋增强（Steve et al.，2009）。因此，相较于初中生，高中生的思维成熟度较高、情绪稳定性较强，在应对人际困扰时往往会迅速选择适宜应对方式，进而呈现较强的自我调控信念，正如Piaget（1964）认知发展理论阐释的：随着年龄增长，主体的情绪认知会不断重构认知反应，使之朝着符合自我的方向成长。

3.1.2 青少年余暇体育锻炼的性别、学段差异

青少年余暇体育锻炼的活动量、参与形式和参与内容具有跨时间稳定的性别差异，其中，男性各指标均高于女性。余暇体育锻炼具有丰富文娱、健康身心、娱乐益智等功效（董宝林等，2018d）。既有研究表明，相较于女性，男性青少年活泼好动、充满活力，性格亦趋于外向型，倾向于选择具有人际互动、技艺展示、斗智斗勇等特性的体育锻炼来充实余暇生活，更愿意与同伴共同参加具有群体性、竞技性的锻炼活动（董宝林等，2018a），其活动量亦能基本保证正常推荐标准；而女性青少年则相对恬静内敛、温顺文静，性格亦趋于谦和、内隐，在余暇时间里倾向于选择以休闲为主、简单易行、可独立执行的中低强度、娱乐性身体活动（程韵枫等，2018）。可见，青少年余暇体育锻炼的性别差异，可能与男、女青少年不同的自然性别、社会性别、行为习惯和性格特质等有关，该结果与既有研究结论一致（董宝林，2017）。

青少年余暇体育锻炼的活动量、参与内容具有跨学段一致性，而参与形式存在学段差异，其中，初中生参与形式得分高于高中生，该结果与张欢等（2017）部分观点不一致。2012年，上海市推行的学校体育联动建设改革，使初中与高中体育课程得到有效衔接，推进了初中、高中课外体育体系同步改革，还有效激发了青少年体育参与兴趣和热情，亦使体育倾向得到适度改善（王红英等，2015）。尽管不同学段的青少年或存迥异的学业任务、学习压力，但初-高中体育联动建设，让高中生和初中生锻炼的机会、条件得到充分保证，并具有一定相似性，进而使其余暇锻炼活动量表现出学段的一致性特征。另外，初-高中体育联动建设的核心要义之一，是保障青少年从初中的体育项目多样选择，到高中的体育专项化培养，使学生从事的运动项目具有跨学段延续性（薛成博，2016）；而且，受校园体育建成环境、设施等外界因素影响，中学阶段开展课外体育活动多集中于普及性较高、大众参与较广、课内外衔接较紧密的运动项目（董宝林，2017），这些问题可能使初中生和高中生在余暇锻炼的参与内容上呈现一致性特征。此外，余暇体育锻炼是一种突显自主性、社会互动性的体育活动，相较于学业压力繁重、身体自我相对成熟的高中生，初中生正值自我意识发展萌芽期，较为关注同伴的认可、接纳，倾向于通过有组织的锻炼活动来培养人际关系、掌握社交技能，因此，在余暇时间里，初中生参与锻炼的集群性较明显，锻炼群体的内部认同感较强，参与形式亦可能更依赖于有组织、相对固定的群体/团体。

3.2 青少年社会排斥、控制信念和余暇体育锻炼的交叉滞后关系

研究运用交叉滞后分析证实了社会排斥、控制信念与余暇体育锻炼存在复杂的因果关系，所得结果证实了社会认知理论、控制信念理论、认知发展理论、人际关系理论在余暇体育锻炼领域的稳定性（Bandura，2010；Cheung，2014；Piaget，1964；Themanson et al.，2014）。

首先，社会排斥是青少年控制信念和余暇体育锻炼的制约因素，该结果与前人部分观点一致（Herrmann，2017）。社会排斥是身心健康的威胁因素，会导致个体的关系或归属需求无法满足，使主体认知和信念的调节系统失衡（Collins，2004）。数据分析表明，在余暇体育锻炼中，青少年感知到被排斥感越强烈，情绪自我调控认知和能力受到的威胁越严重，更易抑制个体的控制信念水平。换言之，社会排斥可能会反馈给青少年负性自我评定，使之质疑自身运动能力、团队贡献价值和人际地位重要性，并成为控制认知的干扰源，影响个体控制信念（董宝林等，2018a）。根据社会排斥理论相关观点，社会排斥是个体自身功能欠缺或无法胜任“游戏规则”时，被他人、群体忽视、拒绝的排斥状态（功能性社会排斥）（景晓芬，2004），它会导致个体成就信念、能力感知、社会互动能力下降，抑制社会行为的选择、实践与表达（王静等，2018）。可见，在余暇体育锻炼情境中，青少年感知到被排斥越严重，越会阻滞其参与锻炼的热情、兴趣、实践体验和人际交往欲，锻炼行为亦可能越难于达到理想状态而呈现出低水平的活动量、无固定群体的参与形式、简单循例的参与内容等特征。正如景晓芬（2004）阐释的：当个体主观认定自己处于被排斥状态，便会产生被剥夺感，进而对社会行为产生消极、退缩情绪，成为社会行为的不稳定因素。

其次，社会排斥可能通过控制信念的完全中介作用而间接影响青少年余暇体育锻炼的活动量，该结果与前人部分观点一致（董宝林等，2018d；Collins，2004）。遵循Joo等（2013）期望-价值动机理论和Piaget（1964）认知发展理论的相关观点，社会情境引发的情绪体验会成为一种信息线索作用于个体控制认知系统，进而决定主体对某行为的具体实践。一般来说，社会排斥使青少年余暇体育锻炼的积极性和主动性受到影响，并成为锻炼实践的制约因素；而当考虑自我情绪管理认知——控制信念时，社会排斥将不再直接决定锻炼与否，而成为个体理解社会人际关系的认知线索、挑战控制信念的刺激源，此时，青少年锻炼的活动水平可能完全取决于自身控制信念的强弱，因而，即便身处排斥状态，只要具备较强的控制信念，青少年仍能结合自身情况迅速选择适宜的脱困方式来缓解人际关系困扰，并保持合理的锻炼坚持性、活动量。正如Weiner等（1974）挫折反应风格理论和Tedeschi等（1996）应激成长理论阐释的：控制信念认知会在应激事件中被激活，促使个体进行认知思维活动以修复信念系统、顺应应激环境，从而保障个体行为向符合自我的方向发展。

再次，社会排斥可能通过控制信念的部分中介作用而间接影响青少年余暇体育锻炼的参与形式和参与内容，该结果与前人部分观点一致（Cheung，2014；Col‐lins，2004；Swinney，2013）。根据社会排斥理论相关观点，社会排斥会威胁个体的胜任力、需求、自尊、情绪情感等（程苏等，2011），被排斥者往往被他人/群体边缘化或隔离于普遍认同的社会活动，导致个体习惯性地减少社交联系，从而表现出较低人际互动欲，在参加亲社会的游戏活动时亦倾向于特立独行（Coie et al.，1990）。从数据上看，社会排斥易使个体对群体性、竞争性、互动性的体育锻炼活动产生否定和抵触，因而，当选择以体育锻炼度过闲暇时间，可能出于社交关系的考虑，被排斥者倾向于以无固定组织的参与形式从事那些可独立执行的锻炼内容（Collins，2004）；另外，作为一种社会互动体验，社会排斥使个体的情感、支配、包容等人际关系需求受到威胁和抑制，该体验会重构社会认知系统并成为控制信念的干扰因素，降低控制信念水平，使个体余暇体育锻炼的参与形式趋于无序、消极，参与内容趋于单一、刻板。正如人际关系理论阐释的：人们总期望在与他人接触、交往中建立或维持和谐关系，以满足包容和情感等需求，若需求没有得到满足，则会与他人形成否定关系，并使自身行为可控性的知觉力降低，形成低社会行为、拒绝参加群体活动（黄玉莲等，2012）。

最后，社会排斥、控制信念与青少年余暇体育锻炼的交叉滞后效应具有跨性别一致性，证实了既有相关研究在青少年余暇体育锻炼领域的适用性（Asher et al.，2001；Ialongo et al.，1998）。这一结果说明，不论男性还是女性，源于重要人际的交往压力/困扰皆会通过降低个体的行为控制知觉力而间接影响社会行为实践（Han et al.，2012）。基于此，研究建议，培养体育道德素养和人际交往能力，同时加强情绪自我管理和控制能力，实施无性别差异的干预策略，可能对男、女青少年余暇体育锻炼的促进和改善皆为有益。

4 结论

青少年余暇体育锻炼活动量、参与形式和参与内容存在性别差异；控制信念和参与形式存在学段差异；社会排斥、控制信念与余暇体育锻炼存在因果关系，其中，社会排斥是消极原因变量，控制信念是积极原因变量，余暇体育锻炼是结果变量；在社会排斥与青少年余暇体育锻炼的影响机制中，控制信念可能是一个中介变量，且该交叉滞后效应具有性别一致性。