1. 引言
近两年，随着《深化体教融合促进青少年健康发展的意见》《深化新时代教育评价改革总体方案》《关于进一步减轻义务教育阶段学生作业负担和校外培训负担的意见》的颁布和实施，是否有利于青少年体质健康的促进，是否有利于青少年的全面发展成为学校体育工作开展的遵循。把学生从课业负担中解放出来，使之能够积极参与体育活动成为学校教育管理者、政府和家庭关注的焦点。与此同时，体育培训机构等社会力量注意到围绕青少年体质健康促进所产生的利益增长点，进而积极参与其中。已有诸多研究表明，青少年体质健康的促进与其活动量息息相关。基于此，本研究试图从青少年的活动量入手，解析相关影响因素，进而给出有针对性的建议和对策。
2. 被试及内容
以淮南市青少年校外体育活动量以及影响因素为研究对象。以淮南市田家庵区青少年为调查对象，发放问卷410份，回收410分，回收有效问卷401份。问卷的发放主要借助问卷星平台进行，在发放过程中IP进行了设置，保障每个学生只能填写1份。问卷内容主要测量青少年的活动量，学校、家庭、体育培训等因素与活动量之间的关系。
3. 测量工具
3.1. 体育活动等级量表
评定主要依据梁德清的体育活动等级量表对受调查对象的活动强度、持续时间和锻炼频率进行评定，对以上三个指标进行赋值，0代表最低，4代表最高，分数越高代表强度越大、持续时间越长、锻炼频率越高。体育活动量 = 强度 × 时间 × 频率。该量表广泛应用于体育锻炼的测量中，重测信度为0.823 [1] 。
3.2. 父母自主支持
父母自主支持量表借鉴董宝林 [2] 的研究，设计4个题项对该维度进行可操作性定义。偏度在[0.290, 0.780]之间，峰度在[−0.082, 1.130]，单变量偏度绝对值不超过3，峰度绝对值不超过8，数据在合理区间。内部一致性信度为0.897，折半信度为0.905。验证性因子分析中，CFI、TLI、IFI、NFI均大于0.900，RMSEA = 0.042 < 0.05，χ2/df = 3.478 < 5。
3.3. 锻炼意愿
借鉴范卉颖等 [3] 、焉石 [4] 等的研究形成9个题项。对量表中的题项进行正态分布检验，偏度在[0.290, 0.780]之间，峰度在[−0.162, 1.130]之间，单变量偏度绝对值不超过3，峰度绝对值不超过8，数据在合理区间。内部一致性信度在为0.897，折半信度为0.851。验证性因子分析中，CFI、TLI、IFI、NFI均大于0.900，RMSEA = 0.037 < 0.05，χ2/df = 4.051 < 5。
3.4. 其他变量的测量
在问卷中，设计了家庭月平均体育消费、家庭距离体育场所的距离、社区锻炼情况、体育培训班参与情况等，以便探究相关因素与青少年活动量之间的关系。
4. 结果与分析
4.1. 青少年活动量基本情况分析
活动量等于或低于19分为小运动量，在20~42之间为中运动量，大于等于43为大运动量。通过在SPSS中“重新编码为不同变量”的操作中，进行频数统计发现：受调查对象体育活动量的平均值为36.244，其中小运动量检出140人(34.9%)、中运动量检出114人(28.4%)、大运动量检出147人(36.7%)。这说明受调查对象的活动量大多数处于中运动量及以上，活动量相对较大。
4.2. 相关变量在男女性别上的差异
Table 1. Difference analysis of relevant variables in different genders
表1. 相关变量在不同性别上的差异性分析
如表1所示，男生活动量平均值为41.307，女生活动量平均值为28.853，男生显著高于女生(t = 4.753, p = 0.000 < 0.001)。男生的锻炼意愿平均值为22.913，女生的锻炼意愿平均值为21.455，男生显著高于女生(t = 2.461, p = 0.014 < 0.01)。男生获得的同伴支持显著高于女生(t = 2.210, p = 0.028 < 0.05)。男生参与周末培训的次数显著高于女生(t = 2.367, p = 0.018 < 0.05)。在父母支持、社区锻炼以及锻炼坚持时长方面，男女之间的差异不具备显著性。
4.3. 变量的相关性分析
表2所示，除父母自主支持、社区锻炼外，其他变量与活动量之间的相关系数均显著(p < 0.01)。在变量两两之间关系中，朋友支持、周末培训、场地易寻与父母自主支持之间的相关系数不具备显著性。其余变量之间的相关系数在0.099~0.411之间，相关具备显著性水平。
Table 2. Correlation coefficient matrix of activity and related variables
表2. 活动量与相关变量的相关系数矩阵
注：**在0.01级别(双尾)，相关性显著，*在0.05级别(双尾)，相关性显著。
4.4. 回归分析
Table 3. Regression analysis of the relationship between relevant variables and activity level
表3. 相关变量与活动量关系的回归分析
在问卷发放过程中了解到部分青少年在课外和周末会选择小区和学校场地进行锻炼，因此回归分析中除了把锻炼意愿、父母自主支持、同伴支持周末培训、场地易寻纳入自变量外，学校场地和社区场地也相应的考虑其中。如表3所示，锻炼意愿、周末培训和朋友支持对活动量有正向解释作用。通过系数大小比较可以发现，锻炼意愿对活动量的预测能力最强，(β = 0.329, p = 0.000 < 0.01)，周末培训对活动量的预测能力次之(β = 0.212, p = 0.000 < 0.01)，朋友支持正向预测活动量(β = 0.097, p = 0.047 < 0.05)。
5. 讨论
5.1. 激发青少年体育锻炼意愿是提升青少年体育活动量的重要手段
已有诸多研究表明，青少年锻炼意愿是决定其参与体育活动的重要因素之一。锻炼意愿的强度能有效预测实际锻炼行为的频率，青少年个体的锻炼意愿越强，其主动进行体育活动的概率就越大 [5] 。计划行为理论表明，青少年只有真切体会到体育锻炼的益处才能形成对体育锻炼的正确认知，进而具备坚持体育锻炼的意识。在本研究对青少年锻炼动机的调查中，排在前五位的依次为锻炼身体(68.8%)、学习运动技能(55.6%)、纯粹喜欢运动(49.1%)、缓解压力(49.4%)、应付体育考试(48.9%)。这说明受调查的青少年大都具备良好的锻炼动机，对体育锻炼有着科学的、客观的认知。
在影响青少年锻炼意愿的因素中，有研究者利用社会生态模型进行研究发现，学校、朋友、社区和家庭是其重要影响因素 [5] 。郭可雷(2019)认为学校体育环境与青少年的身体活动之间的密切关系 [6] 。曾丽(2016)指出，良好的家庭运动氛围有助于子女养成积极的运动意愿 [7] 。二十大报告中明确指出“加强青少年体育工作”，这就要求在青少年锻炼意愿的培养中，实现场域全覆盖，学校、家庭、社区积极构建青少年健康服务体系，加强公共体育服务治理能力，为青少年的体育锻炼提供良好的生态环境。
5.2. 利用体育产业市场撬动社会力量助力青少年体质健康的积极性
本研究结果显示，周末培训维度上的得分为2.63，说明多数学生在周末会参加体育培训，意味着体育培训班已成为青少年周末生活的重要组成部分。《关于进一步减轻义务教育阶段学生作业负担和校外培训负担的意见》实施以来，学生的课内外作业负担在一定程度上得到了缓解，课余空闲时间相应的宽裕，同时体育在中考中权重的增加也刺激了家长对孩子体育锻炼的重视。在此背景下，体育门类正成为填补“双减”之下学校课后服务内容的主力，2021年，我国体育培训机构数量达到38.80万家。随着体育培训机构数量的增多，培训机构的类型也愈加丰富，满足了青少年多方面的诉求。在此背景下，学校、家庭、体育培训机构协同改善青少年体质健康显得尤为重要。目前，体育培训机构在场地设施建设不足、教练员队伍水平良莠不齐、培训内容同质化的现象，学校体育主管部门应及时关注社会力量在青少年体质健康促进中的积极作用，在场地和人力资源方面谋求合作，打通相关壁垒。家庭方面也应了解青少年的诉求和兴趣点，使之在体育培训中既增强专项运动技能，又能促进体质健康。
5.3. 创造环境，引导青少年结成良好的同伴关系
已有研究表明，年龄在7~8岁之间的青少年每周参加体育活动的频率与朋友支持之间存在着显著正相关关系 [8] 。在本研究中，同伴支持正向预测青少年体育活动量，说明同伴支持水平越高，青少年体力活动量越大。
徐尤洲(2012)发现团队互动对同伴身体活动水平的影响程度最大 [9] 。基于青少年体育活动的场所和时间大多集中在学校，建议学校体育工作者重视体育社团的发展。《关于深化体教融合促进青少年健康发展的意见》中明确指出，“支持大中小学校成立青少年体育俱乐部”。在以学校为主导建立符合本校定位的体育俱乐部的同时，也应积极引进公益类的民办非企业单位性质的青少年体育俱乐部。体育总局办公厅等多部委联合发布的《关于提升学校体育课后服务水平促进中小学生健康成长的通知》中对此给予有力的支持 [10] 。在家庭层面上，建议父母重视青少年进行同伴关系的引导，鼓励孩子在课余时间多结交热爱体育运动并具有一定专项技能的同伴。良好的同伴关系能够直接或间接促进儿童青少年身体活动水平，且相对于父母支持，同伴支持更能直接促进儿童青少年身体活动量 [11] 。
5.4. 学校和社区应为青少年的体育活动创造更多的空间
表3表明，学校场地和社区体育设施均不能成为青少年体育活动量的预测变量，这说明在本研究中，两者在青少年体育锻炼过程中未能发挥作用。
多项实证研究表明，青少年的主要人际场域和活动(如体育锻炼)空间正逐渐由家庭迁移至学校 [4] 。较为遗憾的是，学校在青少年体质健康促进过程中所起到的作用还需进一步强化，尚未达到预期 [12] [13] 。由此，学校体育场地面积、设施功能、开放程度对青少年体育锻炼显得尤为重要。与欧美国家相比，我国体育器材的投入经费来源主要依靠政府投入，但这很难满足新发展阶段学校体育的需求 [14] 。建议政府加大学校场地投入的同时，学校应积极谋求与社会力量的合作，更新和完善学校体育场地设施。在强化校园体育文化建设的硬环境建设的同时，给青少年创造良好的体育活动空间。目前社区体育设施中，健身路径、健身器材的融合力度不足，体系化的体育活动场域难以形成，青少年以社区为场域进行体育活动也就难以为继。这在一定程度上也反映了本研究中社区锻炼、社区设施与青少年活动连之间相关关系不显著的结论。分析近年来颁发的政策、文件、意见发现，学校、家庭、社区协作是促进青少年体育活动的一个主流方向，其路径也愈加清晰。在新时代背景下，应完善联动机制，坚持以学校为主导、家庭为核心、社区为支持，协同促进全面发展 [15] 。
6. 结语
本研究通过回归分析明确了锻炼意愿、周末培训、同伴支持是影响青少年活动量的主要影响因素。但未能就以上变量之间的路径关系进行深度探究，锻炼意愿在同伴支持与活动量之间是否存在中介作用，周末培训的次数是否起到调节作用，这些都可在后续研究中进行探究，进而明确相关变量影响青少年活动量的作用机理，为促进青少年体育参与提供合理建议。本研究中，学校和社区对青少年活动量的影响不显著，说明两者未对活动量起到明显的作用。事实上，在部分一线城市如上海，学校和社区在促进青少年体育参与、青少年体质健康干预方面已发挥了积极作用，且成效显著。由此，本研究结论的普适性受到一定的限制，在后续研究中可增大样本量，以期得出更为适切的结论。
基金项目
校级重点基础教育研究专项研究项目(2021XJZD033)，校级重点教学研究项目(2022hsjyxm21)。