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”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[1-4]，直接或間接影響青少年健康發(fā)展。近年來，《關(guān)于進一步減輕義務(wù)教育階段學(xué)生作業(yè)負擔(dān)和校外培訓(xùn)負擔(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，凸顯國家對優(yōu)化教育生態(tài)、提升青少年身體活動水平與健康素養(yǎng)的重視。識別靜坐行為類型、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”誘發(fā)的潛在健康風(fēng)險，促進青少年全面、健康發(fā)展意義重大。

久坐行為（sedentary behavior，SB）指個體在清醒狀態(tài)下進行的能量消耗低于1.5 METs 的坐或斜躺的活動[5-6]，國內(nèi)也譯作靜坐行為。2 種表述方式體現(xiàn)了對該行為持續(xù)時間和姿勢的不同側(cè)重。最新研究[7]認為，久坐是個體靜坐在時間維度上的累積，具有長時性特征，因此，本文采用靜坐行為這一表述，重點考察青少年靜坐行為類型及其影響因素。2011 年，Owen等[8]以社會生態(tài)學(xué)理論為指導(dǎo)建立了靜坐行為社會生態(tài)學(xué)模型，系統(tǒng)分析休閑時間、積極交通、家務(wù)勞動、工作活動中所包含的靜坐行為影響要素，認為特定靜坐行為由其所發(fā)生的環(huán)境屬性及周圍社會框架所塑造，并提出可以從個人（如人口特征、心理特征、生理特征）、人際（如社會支持、行為規(guī)范）、環(huán)境（如街道、天氣、家庭環(huán)境、工作環(huán)境）、政策等多個層面理解個體靜坐行為的影響機制。當前對該模型的檢驗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必具有新特點。因此，有必要基于靜坐行為社會生態(tài)學(xué)模型，厘清青少年靜坐行為的前因及其作用機制。

從青少年靜坐行為影響因素的內(nèi)容看，當前對青少年靜坐行為前因變量的探討多以屏幕時間為核心進行分析。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間。具體而言，家人/朋友屏幕時間、街道連通性、家庭體育設(shè)施和媒體密度、不良氣候環(huán)境與青少年屏幕時間呈正相關(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間相關(guān)[17]。此外，Kracht 等[18]分析青少年靜坐時間的背景性因素發(fā)現(xiàn)，居家、獨處與靜坐時間呈正相關(guān)。Da Costa 等[19]指出，即便設(shè)置了體育課和課間休息等活動機會，青少年在校靜坐時間仍然很長?？傮w而言，現(xiàn)有研究多以橫斷研究設(shè)計，以單一因素或特定環(huán)境為主，考察其對屏幕時間或靜坐行為的獨立影響，研究成果呈碎片化、零散化樣態(tài)，缺乏對靜坐行為社會生態(tài)學(xué)模型中各層級因素的深入挖掘與系統(tǒng)整合。此外，盡管靜坐行為社會生態(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)計分析青少年靜坐行為的前因及其作用機制。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制模型；采用定量研究方法，通過橫斷調(diào)查檢驗青少年靜坐行為前因作用機制模型，并結(jié)合定性研究結(jié)果對青少年靜坐行為的前因及其作用機制進行整體分析，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)研究文獻和前期研究成果，在綜合專家意見后擬定訪談提綱，圍繞當前學(xué)習(xí)與身體活動情況、影響長時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行，并根據(jù)資料內(nèi)容及時調(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青少年靜坐行為進行調(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行。對訪談和開放性問卷材料進行整理后，共計收集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，在北京、鄭州、廈門招募調(diào)查對象，共計發(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)查時間為2019 年12 月—2020 年2 月。

2.2 定性資料分析

①對訪談和開放性問卷所收集到的資料進行文字轉(zhuǎn)碼；②針對訪談過程中的語氣變化、表情、動作等進行標注，結(jié)合訪談筆記，對文字轉(zhuǎn)碼后的訪談資料進行逐一整理和批注；③采用Nvivo 12.0 中文版對定性資料進行三級編碼，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 位研究者獨立對文本資料逐詞、逐句分析，對于意見不一致的內(nèi)容由團隊（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，隨機選取1/3 的定性資料對三級編碼后的理論模型進行理論飽和度檢驗，未發(fā)現(xiàn)在青少年靜坐行為影響因素的4 個主范疇之外的新范疇和因素，進一步檢驗4 個主范疇的內(nèi)部范疇，未出現(xiàn)除當前范疇之外的因子及概念。基于此，可以判斷青少年靜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)查人進行編號，對原始材料進行整理，并對訪談過程中表情、語氣等進行標注；②在原始材料收集整理的基礎(chǔ)上進行逐漸概念化；③對被高頻率提及的語句進行多次比較；④將具有相同屬性的內(nèi)容進行初步概念化編碼。對青少年靜坐行為影響因素原始定性資料進行一級編碼和初步概念化后，共計得到22 個開放編碼，分別是靜坐行為觀念、靜坐行為傾向、靜坐風(fēng)險感知、電子設(shè)備使用習(xí)慣、專注力、時間規(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、家庭運動環(huán)境、體育設(shè)施、體育活動設(shè)計、課程安排、課程設(shè)計、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。在對初步概念化內(nèi)容進行提煉的過程中發(fā)現(xiàn)，體育設(shè)施、體育活動設(shè)計、課程安排、課程設(shè)計具有明顯的類屬關(guān)系，故在學(xué)校環(huán)境下增設(shè)2 個類屬，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)建是基于社會生態(tài)學(xué)理論進行的。社會生態(tài)學(xué)理論關(guān)注環(huán)境與人類行為的相互關(guān)系，認為影響行為的因素是多水平的，包括個體、人際、組織、社區(qū)和政策多個層面。根據(jù)社會生態(tài)學(xué)的開放性原理，社會生態(tài)系統(tǒng)與外界環(huán)境始終保持信息交換和傳遞，某個因素的改變都將帶來整個社會生態(tài)系統(tǒng)的變化，即不同層面因素交互影響共同作用于個體行為[22-23]。這一觀點在青少年身體活動領(lǐng)域得到驗證，如代俊等[24]研究發(fā)現(xiàn)，青少年校外身體活動行為受到個體、社會支持、社區(qū)環(huán)境等多因素影響，其中個體層面、人際層面對青少年校外身體活動行為具有直接影響，社區(qū)環(huán)境能夠通過個體層面、社會支持對校外身體活動行為產(chǎn)生間接影響。郭正茂等[25]基于社會生態(tài)學(xué)理論分析了社會、學(xué)校及家庭體育文化對青少年中高強度身體活動水平的影響，發(fā)現(xiàn)社會、學(xué)校、家庭層面的體育文化能夠直接影響青少年中高強度身體活動水平，也能夠通過“社會—學(xué)?！薄吧鐣彝ァ薄吧鐣獙W(xué)?！彝ァ钡嚷窂介g接影響青少年中高強度身體活動水平。亦有研究[26]基于青少年身體活動的社會生態(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體心理因素，父母、同伴及教師支持能夠影響個體層面的心理因素。

結(jié)合定性研究內(nèi)容，本文將所提煉出的范疇進行進一步歸納，最終形成4 個主范疇，即個體層面、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間，同時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、同伴等的活動習(xí)慣，進而影響青少年靜坐時間，如受訪者所言：“以前住得（離學(xué)校）較遠，現(xiàn)在搬家后，距離學(xué)校近了，只有周末才能去找朋友玩?！?；“因為家附近有公園（可以活動），我爸媽經(jīng)常讓我陪他們?nèi)ス珗@散步”。學(xué)校和家庭環(huán)境既會對教師、家長的教育方式產(chǎn)生影響，也對學(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)，也很少會和朋友玩耍?！?/p>

基于此，本文結(jié)合社會生態(tài)學(xué)理論，以青少年學(xué)習(xí)與生活為核心關(guān)注點，根據(jù)三級編碼結(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制模型（圖1），并提出以下假設(shè)。H1：個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、個體層面影響青少年靜坐行為。H7：人際層面能夠通過個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制模型檢驗

3.1 研究設(shè)計

3.1.1 研究對象

采用線上線下相結(jié)合的方式，在鄭州、上海、廈門、石家莊對2 100 名12～17 歲青少年進行問卷調(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)的準確性及結(jié)構(gòu)方程模型順利運行，設(shè)置以下問卷排除標準：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填答時間過短，電子問卷填答時間低于300 s；⑤問卷設(shè)置上學(xué)日/休息日的起床和入睡時間，填答的靜坐總時長大于每日清醒時間。

3.1.2 測量工具及信效度檢驗

（1）靜坐行為。根據(jù)Hardy 等[27]編制、郭強[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)合當前青少年靜坐行為的特點對其進行修訂。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)靜坐活動上所花費的時間（單位：min）。問卷共包括5 個維度：以看電影、看電視、玩手機等娛樂為主的視頻類靜坐時間；以乘坐汽車、火車等被動交通為主的交通類靜坐時間；以做手工、繪畫、演奏樂器、課外閱讀為主的文化類靜坐時間；以與人聊天、打電話等為主的社交類靜坐時間；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指南》[29]中屏幕時間的概念界定，視頻類靜坐時間指以娛樂為目的的電子設(shè)備使用時間，因此，本文將教育性質(zhì)的視頻類靜坐時間納入教育類靜坐時間計算。各題項的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《青少年靜坐行為調(diào)查問卷》對靜坐行為測量的一致性、有效性，選用《靜坐行為日記》，以瞬時生態(tài)評估方法為參照[30]，采用方便抽樣方法抽取1 所初級中學(xué)和1 所高級中學(xué)共計100 名青少年進行為期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以天為單位進行發(fā)放并填寫，每天發(fā)放時間為17:00；④被試需回想并填寫當天所有活動內(nèi)容及時間；⑤于第二天7:30 回收《靜坐行為日記》。脫落標準：①因個人原因終止測量；②問卷填答缺失；③有效數(shù)據(jù)低于3 天（含2 個上學(xué)日、1 個休息日）。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2 種測評工具的上學(xué)日/休息日的不同類型日均靜坐時間進行檢驗，結(jié)果顯示：上學(xué)日/休息日各類型日均靜坐時間的ICC 在0.526～0.860，根據(jù)Cicchetti 等[31-32]提出的參考標準，所有維度的ICC 均達到可接受的范圍，表明《青少年靜坐行為調(diào)查問卷》能夠較好地觀測青少年靜坐時間。

（2）青少年靜坐行為的影響因素。從個體、人際、組織、社區(qū)層面確定測量內(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條目池（共計95 條），所有題項均采用利克特5 點計分方法，從調(diào)查樣本中隨機抽取500 個樣本，采用正交旋轉(zhuǎn)法進行探索性因素分析，剔除負荷量低于0.4 的題項，結(jié)果（表4）顯示，個體、人際、組織各層面KMO 檢驗值及累計解釋總方差均達到可接受范圍；②根據(jù)Kenny[33]及Kline[34]的標準，對剩余1 350 個樣本進行驗證性因素分析，進一步檢驗各測量指標的結(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)檢驗各測量指標的內(nèi)部一致性；④間隔7 天采用方便抽樣法對40 名青少年進行重新調(diào)查，檢驗各測量指標的跨時間穩(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)

在個體層面：①靜坐態(tài)度，指個體對靜坐行為所持有的穩(wěn)定的心理傾向。所有項目的總分為靜坐態(tài)度的測量分數(shù)，得分越高表示個體對靜坐行為的心理傾向越高。經(jīng)探索性因素分析，獲得3 個因子，分別是靜坐風(fēng)險感知（4 個題項）、靜坐行為觀念（3 個題項）、靜坐行為傾向（3 個題項）。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，重測信度為0.799、0.912、0.862。②生活習(xí)慣，指個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 個題項，所有項目的總分為生活習(xí)慣指標的測量分數(shù)，得分越高表示個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，重測信度為0.805。③自我控制，指個體自主調(diào)節(jié)行為，即個體根據(jù)自身需要和任務(wù)目標等引發(fā)或制止特定的行為。共獲得6 個題項，所有項目的總分為自我控制的測量分數(shù)，得分越高表示個體自主調(diào)節(jié)水平越高。Cronbach'sα系數(shù)為0.849，合成信度為0.887，重測信度為0.747。

在人際層面：①朋友支持，指個體的同伴所給予的精神或物質(zhì)上的支持或幫助，以使其延長或減少靜坐時間。包含朋友鍛煉支持（3 個題項）和朋友靜坐娛樂支持（3 個題項）2 個因子，所有項目的總分為朋友支持指標的測量分數(shù)，得分越高表示個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，重測信度為0.819、0.774。②家人支持，指個體家人（以相處時間最長、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，以使其延長或減少靜坐時間。包含家人鍛煉支持（3 個題項）、家長靜坐關(guān)注（4 個題項）2 個因子，所有項目的總分為家人支持指標的測量分數(shù)，得分越高表示個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、靜坐相關(guān)的支持與幫助等，以使青少年延長或減少靜坐時間。共有4 個題項，所有項目的總分為教師支持指標的測量分數(shù)，得分越高表示個體獲得的靜坐相關(guān)教師支持水平越高。Cronbach'sα系數(shù)為0.627，合成信度為0.786，重測信度為0.715。

在組織層面：①家庭環(huán)境，指個體在家庭生活中存在的為其提供延長或減少靜坐時間的氛圍，共包含2 個因子，分別是家居設(shè)施（3 個題項）、家庭運動環(huán)境（2 個題項）。所有項目的總分為靜坐認知指標的測量分數(shù)，得分越高表示個體所處家庭環(huán)境中的靜坐促進因素水平越高。Cronbach'sα系數(shù)依次為0.731、0.701，合成信度為0.857、0.850，重測信度為0.718、0.762。②學(xué)校環(huán)境，指個體在校園生活中存在的為其提供延長或減少靜坐時間的設(shè)施、規(guī)則等氛圍，體育環(huán)境包括體育活動設(shè)計（4 個題項）、體育設(shè)施（3 個題項）2 個因子；教學(xué)設(shè)置包括課程安排（3 個題項）、課程設(shè)計（3 個題項）2 個因子。所有項目的總分為學(xué)校環(huán)境指標的測量分數(shù)，得分越高表示個體所處校園環(huán)境中的靜坐促進因素水平越高。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《青少年體力活動建成環(huán)境評價問卷》中健身場所可及性分量表、配套設(shè)施可及性分量表、道路情況分量表對青少年靜坐行為社區(qū)層面的因素進行測量。量表共計13 個題項，所有項目的總分為建成環(huán)境各維度指標的測量分數(shù)，得分越高表示個體的體力活動建成環(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，重測信度為0.825、0.725、0.805。

3.1.3 施測和數(shù)據(jù)處理

以班級為單位進行團體施測，在征得學(xué)校教師、學(xué)生及其監(jiān)護人的知情同意后，采用紙筆測試或電子問卷的方式進行調(diào)查。鑒于主觀問卷易使受試者過度或重復(fù)評估靜坐時長[35]，為確保填答準確性，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2 項任務(wù)同時發(fā)生時，須以最主要任務(wù)為主，不能重復(fù)記錄；②施測前將調(diào)查內(nèi)容、填寫方式及調(diào)查時間與班主任進行充分溝通，針對常見重復(fù)填寫問題以舉例形式進行呈現(xiàn)；③為確保被試對“填表說明”“填答講解”理解的準確性，以及檢驗青少年靜坐行為問卷在靜坐行為測量中的一致性，選用《靜坐行為日記》對100 名青少年的靜坐時間進行調(diào)查；④問卷分別設(shè)置上學(xué)日/休息日的起床、睡覺時間共4 個問題，以此為基本參照，同時詢問被試班主任學(xué)校作息安排，如被試靜坐總時長大于每日清醒時間，或與所在學(xué)校作息時間存在明顯矛盾，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責(zé)解答。調(diào)查講解與填答合計約20 min。數(shù)據(jù)收集時間為2020 年5—6 月。采用SPSS 21.0 對問卷所收集的數(shù)據(jù)進行錄入、整理，并進行描述性統(tǒng)計、Mann-Whitney U 檢驗、內(nèi)部一致性檢驗、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；采用AMOS 22.0 對數(shù)據(jù)進行驗證性因子分析、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

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

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

3.2.2 共同方法偏差檢驗

對可能存在的共同方法偏差采用程序控制和Harman 單因子檢驗。程序控制：在數(shù)據(jù)收集過程中對問卷的匿名性、保密性以及數(shù)據(jù)僅限于學(xué)術(shù)研究等進行說明。Harman 單因子檢驗結(jié)果顯示，共22 個因子的初始特征值大于1，第1 個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)計與差異檢驗

描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，青少年每周教育類靜坐時間為4 033.52 min，每周交通類靜坐時間為108.75 min，每周文化類靜坐時間為506.80 min，每周社交類靜坐時間為412.38 min，每周視頻類靜坐時間為463.50 min。進一步以性別、學(xué)段為自變量，對不同類型靜坐時間進行Mann-Whitney U 檢驗，結(jié)果（表6）顯示：不同性別青少年在每周交通類靜坐時間上差異顯著；不同學(xué)段青少年在教育類、交通類、文化類、視頻類靜坐時間上差異顯著。鑒于此，后續(xù)將對性別和學(xué)段進行嵌套模型多群組檢驗。

表6 不同性別、學(xué)段青少年靜坐時間的Mann-Whitney U檢驗結(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良好。

（1）教育類靜坐的前因作用機制模型。如圖2 所示，在個體層面，生活習(xí)慣能夠顯著預(yù)測教育類靜坐時間（β=-0.094，P＜0.001），自我控制、靜坐態(tài)度對教育類靜坐時間的預(yù)測作用不顯著。進一步考察個體層面3 個因素對教育類靜坐的獨立影響發(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）對教育類靜坐時間的預(yù)測作用均達到顯著水平，標準化路徑系數(shù)依次為-0.095、0.051、-0.085。H1得到驗證。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）對教育類靜坐時間的直接預(yù)測作用不顯著，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)慣進而影響教育類靜坐時間。H2未得到驗證，H7得到驗證。在組織層面，家庭環(huán)境既能夠直接影響教育類靜坐時間（β=0.056，P=0.033＜0.05），也可以通過影響生活習(xí)慣進而影響教育類靜坐時間，還可以通過影響朋友和家人支持進而影響生活習(xí)慣，最終影響教育類靜坐時間。學(xué)校環(huán)境對教育類靜坐時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而影響生活習(xí)慣，最終影響教育類靜坐時間。H3、H6得到驗證。在社區(qū)層面，建成環(huán)境對教育類靜坐時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）進而影響教育類靜坐時間，也可以通過影響學(xué)校環(huán)境間接影響教育類靜坐時間。H4未得到驗證，H5得到部分驗證。

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

（2）交通類靜坐的前因作用機制模型。如圖3 所示，在個體層面，生活習(xí)慣（P=0.320）、靜坐態(tài)度（P=0.422）、自我控制（P=0.793）對交通類靜坐時間的預(yù)測作用不顯著。進一步考察個體層面3 個因素對交通類靜坐的獨立影響發(fā)現(xiàn)，自我控制對交通類靜坐時間的預(yù)測作用達到顯著水平（P＜0.001），標準化路徑系數(shù)為0.080。H1得到驗證。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間。H2得到驗證，H7未得到驗證。在組織層面，家庭環(huán)境（P=0.222）、學(xué)校環(huán)境（P=0.102）對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而影響交通類靜坐時間。H3得到驗證，H6未得到驗證。在社區(qū)層面，建成環(huán)境能夠直接影響交通類靜坐時間（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間。H4、H5得到部分驗證。

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

（3）文化類靜坐的前因作用機制模型。個體、人際、組織、社會層面各因素對文化類靜坐時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）對文化類靜坐的影響達到邊緣顯著。在個體層面對文化類靜坐的獨立影響方面，自我控制對文化類靜坐的預(yù)測作用達到顯著水平（β=0.095，P＜0.001）。

（4）社交類靜坐的前因作用機制模型。如圖4 所示，在個體層面，生活習(xí)慣（P=0.188）、靜坐態(tài)度（P=0.630）、自我控制（P=0.573）對社交類靜坐時間的預(yù)測作用均不顯著（P＞0.05）。進一步考察個體層面3 個因素對社交類靜坐的獨立影響發(fā)現(xiàn)，同樣未達到顯著水平（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)測社交類靜坐時間（β=-0.059，P＜0.05），家人支持（P=0.798）、教師支持（P=0.566）對社交類靜坐時間的直接預(yù)測作用不顯著。H2得到驗證。在組織層面，家庭環(huán)境（P=0.210）、學(xué)校環(huán)境（P=0.979）對社交類靜坐時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而影響社交類靜坐時間。H3、H6得到部分驗證。在社區(qū)層面，建成環(huán)境對社交類靜坐時間的直接預(yù)測作用不顯著（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，進而影響社交類靜坐時間。H5得到部分驗證。

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

（5）視頻類靜坐的前因作用機制模型。如圖5 所示，在個體層面，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)測視頻類靜坐時間。進一步考察個體層面3 個因素對視頻類靜坐的獨立影響發(fā)現(xiàn)，生活習(xí)慣（P＜0.001）、自我控制（P=0.017）對視頻類靜坐時間的影響顯著，靜坐態(tài)度對視頻類靜坐時間的影響不顯著（P=0.809）。H1得到部分驗證。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間。H2、H7得到部分驗證。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)測視頻類靜坐時間，也可以通過人際層面各維度和個體層面的自我控制間接影響視頻類靜坐時間。H3、H6得到驗證。在社區(qū)層面，建成環(huán)境對視頻類靜坐時間的直接作用不顯著（P=0.786），但可以通過影響學(xué)校環(huán)境進而影響人際層面和個體層面各要素，最終影響視頻類靜坐時間。H4、H5得到驗證。

圖5 視頻類靜坐行為的前因作用機制模型檢驗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，并進行卡方差異值檢驗；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，從而進一步檢驗性別、學(xué)段在靜坐行為前因作用機制模型每條路徑上的差異。

（1）性別?？ǚ讲町愔禉z驗結(jié)果顯示，不同性別在交通類靜坐前因作用機制模型上差異顯著（Δx2=66.846，Δdf=38，P=0.003＜0.01）。進一步對模型各路徑系數(shù)進行檢驗發(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制模型上差異顯著。進一步對模型各路徑系數(shù)檢驗發(fā)現(xiàn)，在交通類、社交類、視頻類靜坐行為前因作用機制模型中，共有7 條路徑差異顯著，且卡方檢驗結(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體、人際、組織及社區(qū)4 個層面。其中，個體層面包含靜坐態(tài)度、生活習(xí)慣、自我控制3 個維度，人際層面包含朋友支持、家人支持、教師支持3 個維度，組織層面包含家庭環(huán)境、學(xué)校環(huán)境2 個維度，社區(qū)層面包含健身場所可及性、配套設(shè)施可及性、道路情況3 個維度。結(jié)合定性研究材料設(shè)計青少年靜坐行為影響因素量表的初始量表，對初始量表進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”“我會按照我的計劃表完成任務(wù)”“我的學(xué)習(xí)效率很高”，教師支持的“老師會鼓勵我們多進行活動”“老師會檢查班上同學(xué)手機使用情況”等。對青少年靜坐行為影響因素量表進行信效度檢驗發(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，但由于青少年靜坐行為影響因素隨時代發(fā)展而變化，未來研究可在本量表基礎(chǔ)上，結(jié)合時代特征與具體環(huán)境特點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制分析

（1）個體層面構(gòu)成影響青少年靜坐時間的內(nèi)在因素。社會生態(tài)學(xué)模型認為，個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，即青少年對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，其靜坐時間則相對較低，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、信息的途徑，但在一定程度上延長了屏前靜坐時間，并由此誘發(fā)如超重/肥胖[41]、心理健康問題[42]等風(fēng)險；于生活而言，隨著購物、娛樂、生活方式的轉(zhuǎn)變，傳統(tǒng)意義上的身體活動時間在減少，如主動交通、家務(wù)活動、休閑活動等，網(wǎng)絡(luò)購物、網(wǎng)絡(luò)游戲等時間卻逐漸增加[43]。因此在這一環(huán)境背景下，當青少年自我控制能力、靜坐行為健康認識較薄弱時，極易形成以高教育類/視頻類靜坐時間為主的學(xué)習(xí)與生活方式，并由此產(chǎn)生手機依賴、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，個體層面對青少年教育類、社交類、交通類靜坐時間的影響路徑不顯著。根據(jù)自我決定理論，個體具有發(fā)展和自我決定的潛能，當社會環(huán)境因素具備開發(fā)這些潛能的能力時，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），削弱了個體內(nèi)在自我決定程度，進而造成個體層面對教育、社交、交通類靜坐時間的影響不顯著。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)測其交通類靜坐時間（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)測教育類靜坐時間（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)測視頻類靜坐時間（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)壓力相對較小，學(xué)習(xí)與娛樂時間較寬松，因此受環(huán)境、規(guī)則約束較低，個體層面對教育類、視頻類靜坐時間的預(yù)測達到顯著水平，且初中組生活習(xí)慣對視頻類靜坐時間的預(yù)測作用更高。研究結(jié)果也提示，可針對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，進而減少不必要的靜坐時間，提高活動水平。

（2）人際層面構(gòu)成影響青少年靜坐時間的情境因素。社會支持對個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)系是青少年社會支持的3 個重要組成部分。對于靜坐行為而言，本文發(fā)現(xiàn)，家長、朋友與教師對青少年鍛煉參與、靜坐娛樂活動的支持程度會直接或間接地影響青少年靜坐時間，其中：家長與教師的影響主要表現(xiàn)在對青少年靜坐相關(guān)活動規(guī)則的制定、規(guī)范的實施方面；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、家人支持對交通類靜坐時間具有直接影響，朋友支持對社交類靜坐時間具有直接影響，家人支持對視頻類靜坐時間具有直接影響。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)境對朋友支持的預(yù)測作用高于女生。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，朋友支持、家人支持能夠通過生活習(xí)慣進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生活習(xí)慣的預(yù)測作用高于高中群組。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、靜坐活動上的支持程度對初中生自我控制水平、生活習(xí)慣及靜坐時間的影響更大。家人在鍛煉、靜坐活動上的支持程度對高中生交通類靜坐時間的影響更大。

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，也會毫不懷疑地接受自己認可的教師的意見、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群體中。牛建林等[49]指出，當前在全國10～15 歲青少年中，普遍存在家長教育期望高于個人教育期望的現(xiàn)象，家長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)時間、縮減活動和娛樂時間。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[49-50]。誠然，學(xué)業(yè)固然是青少年階段的首要任務(wù)，但從個體長遠發(fā)展看，家長同樣需要樹立科學(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使用和游戲時間，但“上有政策，下有對策”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，利用周末時間通宵游戲或借用成年玩家賬號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”家長的教育理念和教育方法相對滯后，對電腦、手機等電子設(shè)備的認知不充分，缺乏對青少年電子設(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，家長既要提升健康觀念，減少對手機、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間的強化因素。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、舒適越會強化青少年及其重要他人靜態(tài)生活相關(guān)習(xí)慣，進而延長靜坐時間。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間越長；學(xué)校環(huán)境中課程設(shè)置、活動安排等越有利于靜坐，青少年的視頻類靜坐時間越長。從間接影響看，家庭環(huán)境、學(xué)校環(huán)境對家人支持、朋友支持及教師支持的影響均達到顯著水平，即家庭環(huán)境、學(xué)校環(huán)境能夠通過家人、朋友及教師支持對個體靜坐行為產(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，課間活動時間總體偏短，部分學(xué)校對于學(xué)生電子設(shè)備使用規(guī)范引導(dǎo)不當；在家庭環(huán)境方面，居家便利、舒適的環(huán)境能夠使個體以最少的能量消耗完成盡可能多的任務(wù)，進而在某種程度上延長靜坐時間。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。郭強等[7]指出，兒童青少年久坐行為的研究重點在于限制娛樂性屏幕時間，改善長時間、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)境對于減少青少年不必要的靜坐時間尤為重要。組織發(fā)展理論認為，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)性靜坐時間，促進其健康和全面發(fā)展，在學(xué)校教學(xué)安排上，建議靈活安排教學(xué)活動，轉(zhuǎn)變固有的活動計劃安排，將教學(xué)活動安排與國際健康理念及政策發(fā)展相整合。同時，設(shè)置不同課間活動內(nèi)容，合理控制課程時間，減少青少年連續(xù)性教育類靜坐時間，開展健康教育，提升青少年健康意識。在家庭環(huán)境層面，通過改變居家客觀環(huán)境，如增加體育活動設(shè)施或場地等，切實營造積極、活躍的運動氛圍，提高青少年活動水平。

（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)量能夠適當影響青少年活動時間。定量研究結(jié)果同樣驗證了這一觀點：在直接作用方面，建成環(huán)境對青少年交通類靜坐具有正向預(yù)測作用，表明體育場館可及性、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間越長；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/視頻類靜坐時間”“學(xué)校環(huán)境—朋友支持—社交類靜坐時間”“學(xué)校環(huán)境—教師支持—交通類靜坐時間”“家人支持—生活習(xí)慣—教育類/視頻類靜坐時間”“生活習(xí)慣—教育類/視頻類靜坐時間”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)測生活習(xí)慣（β=0.297，P＜0.001）。對于男生群組而言，建成環(huán)境能夠正向影響其生活習(xí)慣進而正向影響交通類靜坐時間；對于女生群組而言，其所感知到的教師支持能夠負向影響交通類靜坐時間，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間。同時，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)境對教育類、視頻類靜坐時間的影響路徑相同，其原因可能是本文調(diào)查尚處于新冠病毒感染疫情（以下簡稱“疫情”）防控階段，教育類靜坐與視頻類靜坐發(fā)生的場域在特定情境下存在高度重合，因此，建成環(huán)境對2 類靜坐時間的影響路徑相同。

當前，構(gòu)建“家庭—學(xué)?！鐓^(qū)”三位一體的育人機制受到學(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。本文檢驗了社區(qū)、家庭、學(xué)校對青少年靜坐行為的綜合作用，3 個主體對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，提高青少年活動參與、減少不必要的靜坐時間既要關(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”停放點等，增加社區(qū)體育器材、場地或場館，提高體育場所的安全性和可達性，積極開展青少年樂于參加的多樣化文體活動。

此外，定量研究并未發(fā)現(xiàn)各層面影響因素對青少年文化類靜坐時間的預(yù)測作用。造成這一結(jié)果的原因主要為：①文化類靜坐時間在每周靜坐時間中占比較低，進一步對上學(xué)日和休息日文化類靜坐時間進行分析發(fā)現(xiàn)，青少年在該類靜坐行為上所花費的時間約為上學(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、桌游等為主的互動性靜態(tài)活動大范圍縮減，這一方面減少了閑暇時間青少年與朋友間的交流，另一方面造成上述互動性文化類靜坐時間可能被如網(wǎng)課、戶外活動、視頻游戲等內(nèi)容所替代，因此使被試對于現(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體層面、人際層面、組織層面、社區(qū)層面4 個主范疇，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，不同層面因素對青少年教育類、視頻類、交通類及社交類靜坐時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)革命對人們學(xué)習(xí)、生活產(chǎn)生了深遠的影響，但家長、教師、青少年在生活方式與健康觀念的轉(zhuǎn)變上相對滯后，主動健康觀念尚未形成，這是靜坐行為產(chǎn)生不良健康風(fēng)險的根本原因，也是造成青少年長時間靜坐的關(guān)鍵。因此，形成與信息化時代相適應(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。為實現(xiàn)這一目標，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、以強度適宜且有規(guī)律的身體活動為重要手段的健康生活方式，進一步推動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)查法僅對青少年靜坐行為前因作用機制模型進行了橫向檢驗，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量對特定情境下的靜坐行為進行綜合干預(yù)實驗，進一步檢驗?zāi)Ｐ偷挠行裕⒅饾u形成可復(fù)制、可推廣的身體活動健康干預(yù)模式。

作者貢獻聲明：

吳 銘：設(shè)計研究框架，收集、分析資料，撰寫、修改論文；

楊 劍：設(shè)計研究框架，收集、分析資料，修改論文。