基于生态健康行为模型的中国青少年运动参与多层次影响：结构方程模型分析

本综述基于生态健康行为模型，通过结构方程模型（SEM）系统分析了环境（Env.F）、组织（Org.F）、人际（Int.F）与个体（Ind.F）四层因素对中国初中生运动参与（SP）的协同作用。研究揭示多层因素间存在显著直接与间接效应（如Int.F→Ind.F→SP路径β=0.124），强调需通过多水平干预（如协调环境资源、强化家庭同伴支持、提升自我效能）促进青少年持续运动参与，为公共健康策略提供实证依据。

　　

引言

全球范围内青少年身体健康水平下降问题日益引发关注，肥胖与超重现象普遍，超过80%的青少年未能达到每日至少一小时身体活动的推荐标准。缺乏运动已成为非传染性疾病（如心血管疾病、糖尿病、癌症）的主要风险因素，甚至关联全球死亡率上升。学业压力加剧与电子设备普及进一步促使青少年生活方式向久坐娱乐转变，对身心健康产生负面影响。

运动作为一种非药物干预手段，对心血管健康、代谢功能及情绪健康均有积极促进作用，可减少焦虑抑郁症状。然而，多数青少年仍未养成规律运动习惯，其背后成因需深入探究。

青少年时期是身心发展的关键过渡阶段，运动参与不仅影响身体健康，更涉及心理幸福感、社会能力及生活质量。值得注意的是，运动参与并非仅由个体因素（Ind.F）决定，而是受社会文化、体育政策、资源可及性等外部环境多重影响。因此，需采用更全面、多层次的交互框架进行研究。

本研究以健康行为生态模型为理论框架，聚焦个体、人际、组织与环境四层因素（政策层作为远端背景因素），运用结构方程模型（SEM）分析其对青少年运动参与的直接与间接（链式）效应，并比较路径相对强度。

多层次影响与中介机制

既往研究虽考察了生理、心理、社会文化及环境四类因素，但多局限于描述性分析，未能阐明其复杂相互关系与作用机制。全国家庭调查指出，快速变化的数字媒体暴露与学业压力进一步加剧青少年规律运动的复杂性，表明对家庭环境、同伴支持及组织结构如何交互影响青少年活动行为的精确机制理解仍存空白。

本研究填补了中国背景下多层因素如何共同影响青少年运动参与的研究缺口。通过SEM系统评估生态模型，估计各层级的直接与间接效应，将个体信心与期望作为心理意向指标，家庭支持、学校课程、社区环境代表外部支持与约束，整合于统一框架中，为促进青少年运动意愿与持续参与提供新理论与实证见解。

路径与假设

生态系统理论认为个体行为受多层级环境因素影响，这些因素相互作用构成复杂的健康行为生态模型。研究围绕影响青少年运动参与的四层因素（见表1）结构化分析：

个体因素包括生理属性（年龄、性别、年级）与心理要素（自信心、正负向结果期望）。生理发展与社会角色变化影响运动热情，性别差异可能导致运动偏好与参与频率不同，随年级上升的学业压力可能减少运动时间与选项。心理上，自我效能与正向结果期望常预测参与度，而预期负向结果降低动机。假设H1：Ind.F对运动参与（SP）有直接影响。

人际因素强调家庭与同伴支持。父母鼓励与资源增强动机，朋友认可与陪伴影响参与。人际因素可直接影响参与，并间接影响个体心理变量如自我效能与结果期望。假设H2a：人际因素（Int.F）对SP有直接影响；H2b：Int.F对Ind.F有直接影响；H5：Int.F通过影响Ind.F间接导致SP。

组织因素涉及学校体育教育与整体校园环境，通过课程、课外活动与社会实践影响运动参与。组织因素可直接影响参与、人际因素及个体因素，也可能通过涉及人际与个体因素的多重中介路径间接影响参与。假设H3a：组织因素（Org.F）对SP有直接影响；H3b：Org.F对Int.F有直接影响；H3c：Org.F对Ind.F有直接影响；H6：Org.F通过影响Ind.F间接导致SP；H8、H10：Org.F通过影响Int.F进而塑造Ind.F，最终导致SP。

环境因素包括家庭、社区与公共体育资源。运动设备可用性、公共设施质量、居住环境舒适度及社区体育服务多样性直接影响运动参与。环境因素也塑造组织与人际情境，影响社会网络、心理感知与自我效能。假设H4a：环境因素（Env.F）对SP有直接影响；H4b：Env.F对Org.F有直接影响；H4c：Env.F对Int.F有直接影响；H4d：Env.F对Ind.F有直接影响；H7、H9、H11、H12、H13、H14、H15指定通过组织与人际中介的间接路径。多层次模型与假设见图1与表2。

材料与方法

研究对象

研究采用分层随机抽样方法，从天津市和平区（代表城市中心区）所有初中随机抽取九所学校，覆盖三个子区域。初始发放803份问卷，最终获得780份有效回应，有效率达97.1%。所有参与者及其父母或法定监护人事前签署书面知情同意。研究遵循赫尔辛基宣言，经天津师范大学伦理委员会批准（批号2023102301，2023年10月23日）。收集信息严格保密。

结果测量

所有结果均视作主要指标。设计为探索性，旨在理解结果如何响应干预并揭示未来理论与实践指导的可能影响。翻译与文化适应遵循标准跨文化程序。

运动参与借鉴“健康人民2020目标”，修改三项条目捕获过去7天身体活动模式：1. 过去7天中参与至少60分钟身体活动的天数；2. 参与超过30分钟导致出汗或呼吸急促运动的天数；3. 参与至少30分钟日常活动但不导致出汗或呼吸急促的天数。每项按8点Likert量表评分（1=0天，8=7天）。经专家小组审查、独立双语研究者回译及学生认知访谈 refined， pilot测试确认理解度与响应变异性，Cronbach’s α=0.766，内部一致性可接受。

个体因素生理变量包括出生日期（计算年龄）、性别、年级、净身高、净体重，通过自报与训练研究者现场测量获得。心理影响通过两个自编问卷评估：身体活动参与信心自评（17项，如“无论多累我都能参与身体活动”）与正负向结果期望评估（16项，如“身体活动使我更健康”）。量表基于Bandura框架与既往青少年身体活动研究，按5点Likert量表评分（1=非常不同意，5=非常同意）。经专家审查、学生认知访谈及pilot测试确保清晰度、文化相关性与年龄适宜性。

人际因素通过两个问卷评估：父母支持与朋友支持。儿童按5点Likert量表评分20项父母支持条目（如“家人与我一起运动”）与13项朋友（或同学）支持条目（如“朋友参与运动与我一起”）。条目 adapted from 青少年身体活动研究既定构念，中文版经专家审查、学生认知访谈及pilot测试确保理解度、文化适宜性与年龄适宜性，有效捕获中国背景下感知社会支持。

组织因素通过9项问卷评估学校体育教学组织对运动参与的影响，如体育教师教学理念的影响。参与者按5点Likert量表评分感知影响水平（1=从未，5=非常多）。条目 informed by 既往校本身体活动研究， adapted for 中国初中背景，文化适应过程包括专家审查与pilot测试确保本地学校常规相关性与清晰度。

环境因素设立四子类测量四方面影响：家庭环境、社区公共环境、社区居住环境与社区体育服务环境。家庭运动设备拥有与使用（OUSEF）7项工具征集家庭运动设备拥有与使用频率信息，按5点Likert量表评分（1=无，5=每周一次以上）。社区周边公共服务设施（PSAC）4项工具描述周边公共服务设施状态，按5点Likert量表评估（1=非常不同意，5=非常同意）。社区公共环境问卷4项描述社区周边公共服务设施，如“从家到社区商店很近”。社区居住环境问卷4项描述居住环境美观度，如“社区道路两旁种植树木”。社区体育服务设施环境问卷4项描述社区体育服务环境设施影响，如居住区健身设备分布影响运动参与。受试者按Likert量表评分自感知（1=非常不同意，5=非常同意）。条目基于健康行为生态模型与实证身体活动研究，中文起草，经专家审查、学生认知访谈及pilot测试确保清晰度与文化相关性。

信效度程序

通过Cronbach’s α评估内部一致性（可接受≥0.70），KMO与Bartlett检验评估采样充分性，通过CFA评估测量模型（报告CFI/TLI/IFI、RMSEA）及收敛/判别效度（CR≥0.70，AVE≥0.50；Fornell–Larcker准则）。

过程

研究结合在线调查与线下组织，研究团队与当地学校合作向学生分发问卷。问卷包括知情同意书、在线问卷二维码及联系信息。学校向学生分发问卷链接或二维码，学生在阅读并签署知情同意书后完成问卷。后续数据由研究团队收集整理。

数据分析

首先对收集的有效问卷进行描述性统计，计算各主要变量（运动参与、个体因素、人际因素、组织因素、环境因素）的均值、标准差、偏度与峰度，初步了解数据分布特征。随后通过Cronbach’s α系数进行信度分析，α≥0.9表示优秀，0.8–0.9良好，0.7–0.8可接受，0.6–0.7需进一步修订，低于0.6表示量表内部一致性差。为评估效度，使用SPSS 26.0进行KMO与Bartlett球形检验评估数据适宜性。KMO≥0.9非常适合因子分析，0.7–0.9适合，低于0.5则应弃用。对于二分变量如性别，若Bartlett检验显著（p<0.05），表明项间相关性足够进行进一步因子分析。对于二分变量如性别，若各主要变量符合正态分布，使用独立样本t检验考察跨性别群体差异，对于年级（多分类变量），使用单因素方差分析（ANOVA）评估与各主要变量的差异。完成信效度检验后，本研究通过AMOS 24.0进行验证性因子分析（CFA），主要参考卡方/自由度比（CMIN/DF）、拟合优度指数（GFI）、增值拟合指数（IFI）、Tucker-Lewis指数（TLI）、比较拟合指数（CFI）与近似均方根误差（RMSEA）。通常CMIN/DF比小于5，GFI/IFI/TLI/CFI大于0.8或0.9视为可接受或良好，RMSEA小于0.08也表明模型拟合满意。若拟合指标 deemed 可接受，进一步考察收敛效度与判别效度。组合信度（CR）高于0.70通常表明项与潜变量一致性良好，平均变异抽取量（AVE）高于0.50表明良好收敛效度。若存在多路径，通过比较各因子AVE平方根与因子间相关系数判定判别效度。若平方根超过相关系数，则表明因子间有效区分。随后采用Pearson相关分析探究主要变量间相互关系。p值小于0.05且相关系数大于0表示正相关，小于0表示负相关。最后，本研究构建SEM并使用AMOS 24.0检验模型拟合。若CMIN/DF、GFI、IFI、TLI、CFI与RMSEA指标 meet 可接受标准，则进行路径分析阶段，通过显著性水平（p值）与标准化路径系数探索潜变量间关系作用；同时使用Bootstrap采样方法（5000次）分析潜变量间关系与路径系数。在结构方程模型内使用AMOS 24.0与5000次Bootstrap样本评估中介效应。间接效应的非零置信区间表明中介存在，结合直接效应判定中介为完全或部分。

结果

参与者

样本包括780名初中生（51.79%男性；48.21%女性），分布 across 三个年级：七年级（34.36%）、八年级（34.87%）、九年级（30.77%）。人体测量显示正态分布（身高：偏度=0.354，峰度=1.254；体重：偏度=1.207，峰度=3.165），平均身高167.6 cm（SD=8.37），平均体重56.15 kg（SD=11.31）。所有研究变量显示可接受正态性（偏度范围：0.112–0.827；峰度范围：0.157–0.839），均值如下：运动参与（M=4.876）、Ind.F（M=3.851）、人际因素（M=3.645）、组织因素（M=3.645）、环境因素（M=3.720）（见表3）。

信度分析与效度分析

所有测量工具信效度 assessed。Cronbach’s α系数显示高内部一致性：SP（α=0.766）、Ind.F（α=0.971）、Int.F（α=0.975）、Org.F（α=0.939）、Env.F（α=0.930），整体问卷信度0.980。所有值超过可接受阈值0.7，表明信度满意。效度评估方面，KMO采样充分性对整体量表（0.978）及SP（0.682）、Ind.F（0.981）、Int.F（0.980）、Org.F（0.958）、Env.F（0.941）均满意。此外，Bartlett球形检验显著（p<0.001），确认数据适合因子分析（见表4）。

性别与年级差异

ANOVA揭示SP（p=0.725）、Int.F（p=0.280）、Org.F（p=0.442）或Env.F（p=0.424）无显著性别差异。然而，Ind.F观察到显著性别差异（p=0.033），男性得分（M=3.91）高于女性（M=3.79）。关于年级差异，SP（p=0.288）、Ind.F（p=0.219）或Org.F（p=0.091）未发现显著变化。Int.F（F=3.309, p=0.037）与Env.F（F=4.383, p=0.013）出现显著年级水平差异。两变量显示随年级上升得分下降一致模式：Int.F方面，七年级（M=3.74）>八年级（M=3.63）>九年级（M=3.55）；Env.F类似，七年级（M=3.82）>八年级（M=3.71）>九年级（M=3.63）（见表5）。

测量模型评估

验证性因子分析

验证性因子分析验证所有测量模型。SP形成饱和模型（3项）。所有其他构念显示可接受拟合指数：CMIN/DF范围2.785至4.839（阈值<5.0），GFI范围0.815至0.974（阈值>0.80），CFI范围0.922至0.987（阈值>0.90），RMSEA范围0.048至0.070（阈值<0.08）。Env.F显示最佳拟合（满足更严格阈值CMIN/DF<3.0且RMSEA<0.05），而Int.F显示最低但仍可接受拟合。所有测量模型 deemed 适合后续结构分析（见表6）。

收敛效度

使用AVE与CR值评估收敛效度。所有构念显示良好收敛效度，AVE值超过推荐阈值0.5且CR值高于0.7。具体地，SP显示 adequate 收敛效度（AVE=0.54, CR=0.78）。Ind.F、Int.F、Org.F与Env.F均显示强收敛效度，AVE值范围0.59至0.73，CR值范围0.91至0.97。这些结果确认各构念内指标充分收敛于 respective 潜变量，支持测量模型效度（见表7）。

判别效度

使用Fornell-Larcker准则评估判别效度，比较AVE平方根与构念间相关系数。Ind.F方面，SAC（0.787）与PONE（0.822）的AVE平方根超过其间相关系数（0.564），确认判别效度。类似地，Int.F方面，PS（0.789）与FS（0.832）的AVE平方根大于其间相关系数（0.664）。Env.F方面，所有对角线值（AVE平方根）均大于相应 off-diagonal 相关系数：FEI（0.768）、CPE（0.765）、CRE（0.852）、CSSE（0.827）。Env.F维度间相关系数范围0.395至0.626，均在p<0.01水平显著。这些结果表明各构念捕获了模型内其他构念未解释的独特方差，确立了所有因子间判别效度（见表8）。

相关分析

进行Pearson相关分析考察所有构念间关系。结果显示所有变量间显著正相关（p<0.01）。SP与Ind.F（r=0.491）、Int.F（r=0.531）、Org.F（r=0.476）、Env.F（r=0.488）正相关。Ind.F与Int.F（r=0.567）、Org.F（r=0.484）、Env.F（r=0.493）显示显著正相关。Int.F与Org.F（r=0.563）、Env.F（r=0.515）显示显著正相关。最后，Org.F与Env.F正相关（r=0.415）。这些显著相关为结构模型中假设关系提供初步支持，同时保持在指示多重共线性担忧阈值之下。基于这些发现，开发结构方程模型进一步检验变量间 proposed 关系（见表9）。最终结构模型与标准化路径系数见图2。

结构方程建模

图1阐释结构模型。基于指标复杂性采用不同测量方法。Org.F保留所有原始项作为指标。其余因子项众多，实施打包：Ind.F打包为信心自评（SAC）与正负向结果期望（PONE）；Int.F打包为父母支持（PS）与同伴支持（FS）；Env.F打包为家庭设备清单（FEI）、社区公共设施（CPE）、社区居住环境（CRE）与社区体育服务设施（CSSE）。

模型拟合

结构模型显示对数据 excellent 拟合。规范化卡方（CMIN/DF=2.601）低于阈值3.0，表明可接受拟合。所有比较拟合指数超过良好拟合推荐阈值：GFI=0.949, IFI=0.971, TLI=0.965, CFI=0.971（均>0.95）。RMSEA值0.045低于0.05，满足良好拟合准则。这些指数集体确认假设结构模型 adequately 代表实证数据，支持进一步分析结构关系（见表10）。

路径分析

路径分析揭示结构模型中所有假设关系显著直接效应。Env.F显示对Org.F显著正效应（β=0.502, p<0.001）、Int.F（β=0.428, p<0.001）、Ind.F（β=0.267, p<0.001）与运动参与（SP, β=0.179, p=0.002）。

Org.F展示对Int.F显著正影响（β=0.436, p<0.001）、Ind.F（β=0.140, p=0.005）与SP（β=0.130, p=0.007）。人际因素正影响Ind.F（β=0.481, p<0.001）与SP（β=0.280, p<0.001）。最后，Ind.F显著影响运动参与（β=0.258, p<0.001）。

这些结果表明环境、组织、人际与Ind.F均显著促进青少年运动参与，通过假设模型操作既有直接又有间接影响路径（见表11）。

中介分析

Bootstrap间接效应与偏差校正95%置信区间呈现于表12。

环境因素至运动参与

检验了Env.F至SP多重中介路径。通过Org.F简单中介效应 confirmed [β=0.065, 95% CI (0.011, 0.120)]、Int.F [β=0.120, 95% CI (0.046, 0.207)] 与Ind.F [β=0.069, 95% CI (0.023, 0.134)]。直接效应保持显著 [β=0.179, 95% CI (0.057, 0.300)]，这些结果表明通过所有三因子部分中介。

此外，发现显著序列中介效应通过：Org.F → Int.F [β=0.061, 95% CI (0.024, 0.109)]、Org.F → Ind.F [β=0.018, 95% CI (0.004, 0.044)]、Int.F → Ind.F [β=0.053, 95% CI (0.020, 0.100)] 及三路径中介Org.F → Int.F → Ind.F [β=0.027, 95% CI (0.010, 0.052)]。

组织因素至运动参与

Org.F对SP影响通过Int.F部分中介 [β=0.122, 95% CI (0.048, 0.209)] 与Ind.F [β=0.036, 95% CI (0.007, 0.086)]，直接效应保持显著 [β=0.130, 95% CI (0.020, 0.233)]。通过Int.F → Ind.F序列中介也显著 [β=0.054, 95% CI (0.020, 0.101)]。

人际因素至运动参与

Int.F对SP效应通过Ind.F部分中介 [β=0.124, 95% CI (0.043, 0.221)]，直接效应保持显著 [β=0.280, 95% CI (0.108, 0.456)]。

讨论

本研究旨在通过四层SEM基于Bronfenbrenner生态健康理论考察青少年运动参与。我们假设运动参与非由单一因子决定，而是环境、组织、人际与个体领域动态交互结果。结果支持此假设：所有四层级与SP显著相关（r=0.476–0.531, p<0.01）。SEM揭示既有直接又有间接路径，整体模型拟合指数 within 可接受范围（CMIN/DF=2.601, GFI=0.949, IFI=0.971, TLI=0.965, CFI=0.971, RMSEA=0.045）。进一步分析表明环境通过激活组织资源影响SP，组织塑造人际关系并增强个体心理效能。路径分析显示所有路径系数统计显著，突显个体心理资源如自我效能的关键中介角色（这些β系数大小指示各影响相对强度，可指导干预优先序：人际因素较高β表明家庭与同伴支持可能对青少年SP有最直接冲击）。

值得注意的是，结果指示性别与年级差异。Ind.F按性别显著差异（p=0.033），符合传统社会化模式：男性展示更强运动认同（平均t=3.91），而女性受“女性理想”隐含约束。不同年级学业压力显著影响人际与环境因素（p<0.05），支持网络随学业需求增加逐渐减弱（如人际支持一年级F=3.74 vs. 二年级F=3.63；环境感知F=3.63）。有趣的是，个体心理韧性仅显示轻微、不显著下降（F=1.523, p=0.219），表明青少年可通过内部调节部分缓冲外部资源减弱。这些差异表明运动参与不能在 socio-cultural 与教育背景外理解，并 underscore 个体心理机制在维持持续参与中的重要性。

环境因素

四层级中，Env.F有最广泛影响。SEM结果显示环境不仅直接预测SP（β=0.179, p<0.01），而且显著塑造组织（β=0.502）、人际（β=0.428）与个体（β=0.267）因子。Bootstrap中介检验进一步揭示显著链式效应（置信区间不包含零）。因此，尽管环境直接路径系数非最强，但它形成其他路径基础。（这意味着环境改善 alone 可能对SP产生适度即时效应，但通过促进学校与社会网络，间接冲击可 substantial，突显社区基础设施与资源投资的战略价值。）国民健身政策在促进社区健康中扮演关键角色。“健康中国2030”规划进一步强调基于社区的健身促进作为实现 universal 健康目标手段。

实践含义是当环境基础设施与公共体育投资优先时，学校、同伴与家庭更易协作促进青少年运动参与。国际经验显示城市规划通过维护绿道、公园及补贴体育俱乐部保障课外锻炼。相反，与大城市相比，部分中小城市与农村地区公共体育设施建设与运营仍面临挑战，可能限制青少年课外体育活动机会。此不平衡突显环境干预作为公共健康策略基础的必要性。

组织因素

Org.F（如学校政策、课程、设施、教师能力）直接预测SP（β=0.130, p<0.01）并通过人际与个体中介间接影响SP（Env.F → Org.F → Int.F/Ind.F → SP）。尽管直接β小于其他因子，组织路径放大环境输入，意味着学校层级干预可放大更广环境改善。因此，学校作为环境与个体行为间重要组织链接。实证证据表明通过投资教师培训、设施发展与课外项目，学校可促进青少年运动技能发展并强化群体归属感。

然而，政策执行存在差距。尽管“双减”政策与“体育强国战略”倡导保障体育课时并丰富课外活动，许多学校仍因考试压力或资源不足削弱体育教育。对比之下，北欧与北美系统通过评估系统与俱乐部结构将体育制度化以确保长期可持续性。我们的研究定量支持此点：无组织支持，人际支持与个体效能均减弱，降低青少年维持持续运动参与能力（β值表明即使组织层级适度改善也可通过强化Int.F与Ind.F间接增强SP）。

人际因素

Int.F对Ind.F有最强效应（β=0.481, p<0.001）并直接促进SP（β=0.280, p<0.001）。相对较高β表明针对家庭与同伴支持的干预可能 yield 青少年自我效能与运动参与最大即时收益。这确认父母参与、同伴鼓励与师生关系是青少年运动参与最直接动机来源。

在初中阶段，同伴归属与父母对体育的重视尤为关键。人际因素也中介于组织与Ind.F之间，解释制度与环境资源如何“转化”为青少年日常体验。

文化背景不容忽视。在中国，父母与同伴支持常围绕学业，将体育置于次要地位。对比之下，日本“社团活动”与西方“校队+社区俱乐部”模式为青少年提供长期运动社交网络，培养情感归属与团队效益。我们的中介结果类似表明人际支持不仅强化即时参与，而且通过增强自信与韧性转化为长期行为。因此，转变父母与同伴运动认知至与学业同等重要是维持青少年运动动机关键。

个体因素

Ind.F是链中“最终环节”。自我效能与正向期望显著预测SP（β=0.258, p<0.001）并中介从环境、组织与人际因子至SP的路径。（β值突显提升青少年自我效能可能产生运动参与 substantial 且持久改善，强化认知与心理干预重要性。）这确认青少年运动行为依赖于“我能做到”信念与心理韧性支持。

跨国比较突显中国挑战。欧洲国家通过体能评估与早期运动启蒙项目培养长期坚持，而中国青少年常面临碎片化或考试驱动的锻炼机会。因此，当遭遇损伤或学业冲突时，他们 struggle 在无系统支持下维持自我效能。本研究建议增强个体韧性不仅需要动机训练，而且需要认知干预，将体育重构为长期健康投资而非临时或考试导向任务。

研究意义

总体而言，青少年运动参与是环境、组织、人际与个体因子相互作用结果。环境因素作为基础，通过资源与设施激活学校与社区组织。组织因素进一步塑造人际关系与个体心理效能，而运动参与的可持续性最终依赖于个体自我效能与正向期望。政策含义应