摘要
背景：青少年的体育活动（PA）对其健康成长起着关键作用。尽管父母的体育活动与青少年的体育活动有关，但家庭在其中的支持作用尚未完全明了。本研究旨在探讨家庭体育活动支持如何调节父母体育活动与青少年体育活动之间的关系。
方法：2023年在中国15个省份进行的一项调查最终纳入了11,940名参与者。通过多元线性回归分析了父母体育活动、家庭体育活动支持与青少年体育活动之间的关联，并调整了潜在的混杂因素。中介模型用于测试家庭体育活动支持是否介导了父母体育活动与青少年体育活动之间的关系。 subgroup分析进一步探讨了不同群体间的差异。
结果：在调整了混杂变量后，父母的体育活动与青少年的体育活动呈正相关（β = 0.0969，95% CI：0.0796至0.1140；p < 0.001）。家庭体育活动支持也与青少年的体育活动呈正相关（β = 0.3346，95% CI：0.3176至0.3517，p < 0.001）。家庭体育活动支持解释了父母体育活动对青少年体育活动总关联的31.99%，其中介效应量为0.0310，表明较高的父母体育活动水平通过更强的家庭体育活动支持间接促进了青少年体育活动的增加。
结论：研究发现，父母的体育活动与青少年的体育活动呈正相关，同时家庭体育活动支持也与之相关，并且家庭体育活动支持调节了两者之间的关系。
引言
背景
青少年的体育活动包括所有能增加能量消耗并有益于健康的自愿性活动——从有组织的体育训练到主动的交通方式、非结构化的户外游戏以及日常的体力活动（1, 2）。青少年体育活动不足源于行为、环境和社会因素：过多的屏幕时间（3）、早期形成的久坐习惯（4）、进入中学的发育转变（5），以及有限的父母或同伴支持和示范（6）。在青春期早期，体育活动显著下降——这与父母参与体育活动的减少和基于屏幕的休闲活动增加相吻合（7, 8）。鉴于低体育活动的风险已被充分记录：超重/肥胖率更高、葡萄糖代谢和心血管功能受损，以及更大的心理困扰（包括焦虑、情绪低落和幸福感下降）（7, 9），这一问题尤其令人担忧。在中国，青少年久坐现象普遍存在，因此促进持续且适合年龄的体育活动至关重要——这不仅有助于应对当前的健康挑战，也有助于建立终身的健康习惯。因此，确定可行的、基于家庭的干预措施是制定可扩展且基于证据的公共卫生策略的关键。
理论背景
研究表明，父母具有体育活动习惯的青少年更有可能自己也积极参与体育活动——而且家长的活动可以抵消从儿童晚期到青少年期体育活动通常出现的下降趋势（10）。具体的父母参与方式——如共同散步或运动，提供交通、器材或时间支持——始终与青少年在结构化和日常体育活动中的更高参与度相关（11, 12）。这种影响通过几个相互关联的机制发挥作用：首先是通过观察学习，青少年模仿父母的习惯（13）；其次是通过更广泛的家庭环境——包括对健康行为的共同期望、家庭活动规范和资源可用性——所有这些因素都受到父母行为和社会经济状况的影响（14, 15）。本质上，当父母积极参与体育活动时，他们隐性地传达了一个信息：运动是日常生活中正常、受重视且有价值的一部分。随着时间的推移，反复接触这些信号有助于青少年内化对体育活动的积极态度，增强他们的信心、意图和持续参与的意愿（2, 16）。
在中国竞争激烈的学术环境中——课外时间有限且生活方式变化迅速——父母的体育活动成为一个重要的保护因素。独生子女政策加剧了高考的压力，常常导致家庭将学习置于体育活动之上，这可能削弱了父母体育活动转化为支持性行为的效应。跨文化研究证实了这一模式：重视体育活动的父母会创造一个鼓励、支持和规范孩子运动的家庭环境（8, 17）。
父母体育活动具有两个关键作用：它为青少年树立了积极活动的榜样，并塑造了家庭对体育活动的整体支持。家庭体育活动支持包括具体的行动——如提供交通便利、给予言语鼓励、共同参与体育活动以及将运动融入日常生活（6, 12）。研究一致显示，经常参加体育活动的父母更有可能提供这种支持。例如，纵向数据发现，父母保持持续体育活动的青少年随着时间的推移获得了更多实际（如设施便利）和情感（如表扬和鼓励）方面的支持（8）。同样，一项具有全国代表性的丹麦研究将父母体育活动与更强的后勤支持、共同参与和行为示范联系起来——所有这些都与青少年更高的体育活动参与度相关（18）。定性证据进一步表明：积极的父母通常将体育活动视为家庭优先事项，主动围绕运动组织家庭生活——例如限制屏幕时间或安排定期的户外家庭出游（2, 19）。这些发现揭示了一种相互关系：父母体育活动不仅与家庭支持同时发生，还通过有意识的策略和日常的健康价值观传递积极影响家庭支持。
不足的家庭体育活动支持和薄弱的社会巩固与青少年较低的体育活动参与度和较差的行为轨迹密切相关（1, 12）。相比之下，鼓励孩子运动、与孩子一起参与并提供肯定反馈的家庭能够培养更强的动机和更高的青少年体育活动水平（2, 8, 11）。这些益处可能源于自我效能感的提升——即相信自己能够进行体育活动——以及对障碍的感知降低，这是社会认知理论的核心概念（12, 18, 20）。纵向和定性研究还表明，经常参加体育活动的父母更有可能提供实际支持（如安排时间和提供交通便利）、情感支持和将运动融入日常生活的支持（6, 19）。虽然先前的研究分别探讨了父母体育活动和家庭支持与青少年活动之间的关联（6, 12），但据我们所知，尚未有研究显示家庭体育活动支持是否可以作为解释父母体育活动与青少年体育活动之间关系的机制，特别是在中国。基于这一空白以及上述理论和实证基础，我们提出家庭体育活动支持部分解释了父母体育活动与青少年体育活动之间的关联。
因此，父母的榜样作用（行为层面）、家庭体育活动支持（环境层面）和青少年的自我效能感（个人层面）是相互关联的：积极的父母不仅在行为上展现出体育活动，还创造了一个支持性的环境，增强了青少年积极参与体育活动的信心。
本研究旨在测试家庭体育活动支持是否调节父母体育活动与青少年体育活动之间的关系。我们假设父母体育活动与青少年体育活动呈正相关（H1），家庭体育活动支持与青少年体育活动呈正相关（H2），并且家庭体育活动支持调中了这种关系（H3）。本研究的三项主要贡献是：首先，在中国进行的大规模全国性中介作用测试；其次，量化中介比例；最后，识别相关的调节因素。这些发现推动了基于家庭的体育活动推广的社会认知理论的发展。
研究方法
数据收集
本研究采用了横断面调查设计，作为华东师范大学领导的中国儿童和青少年体育教育与健康促进行动计划——学校建设项目的一部分。数据收集于2023年4月至9月，在15个省、自治区和直辖市进行。初始样本包括13,971名10-19岁的学生。为确保分析有效性，我们应用了逐步排除协议：不符合目标年龄范围的参与者（n = 1,034）、缺乏父母体育活动数据（n = 151）、家庭体育活动支持数据（n = 287）、青少年体育活动数据（n = 138）、关键协变量数据（n = 332）或报告有急性身体限制（如暂时因受伤或疾病无法参加活动；n = 89）的参与者被依次剔除。经过所有标准筛选后，最终分析样本为11,940名数据完整的青少年。完整的排除流程详见图1（图1：参与者选择流程图）。
评估
青少年的体育活动
2023年通过《体育活动问卷-中文版》（PAQ-CN）（21, 22）测量了青少年的体育活动。PAQ-CN是一种自填式的回顾性体育活动水平评估工具，专为儿童和青少年设计。该问卷使用4点李克特量表，主要包含9个项目。标准化计算后的总分可以反映受试者过去一周的整体体育活动水平。评分方法分为5个步骤：
(1) PA1（定期体育活动）：包含21个子项目，涵盖儿童和青少年常见的体育活动，如跳绳、滑旱冰、舞蹈、游泳和篮球。参与者需要报告过去一周内参与每项活动的频率（使用5点李克特量表：1 = 从未参与，5 = 每周7次或更多次）。最终得分是21个项目的算术平均值，用于表示个体的定期体育活动参与水平。
(2) PA2至PA8分别评估了参与者在七个典型情境下的体育活动参与情况：体育课、课间休息、午餐时间、课外时间、傍晚、周末和假期。每个问题使用5点李克特量表评分（1 = 活动水平最低，即几乎没有活动；5 = 活动水平最高，即频繁的持续性强到中等强度的活动）。每个问题的原始分数直接用于后续的维度分析和总分计算。
(3) PA9调查了过去7天内自我报告的每日体育活动频率（1 = 从未活动，5 = 非常频繁）。得分是7天评分的平均值，反映了短期活动行为的稳定性和一致性。
(4) PA10是一个筛查项目，用于识别可能干扰常规活动模式的潜在混杂因素，包括急性健康事件（如严重感冒、痛经、骨折等）和临时外部干预（如参加竞技比赛、艺术排练或因外出而缺席）。如果在PA10中报告了上述任何情况，则不会计算PAQ-CN的总分，该个体将从有效分析样本中排除，以确保测量结果对其通常体育活动水平的代表性及内部有效性。
(5) PAQ-CN总分的计算和分类标准：PA1至PA9共9个项目，每个项目使用5点李克特量表评分（1至5分）。总分是9个原始分数的算术平均值，结果保留两位小数，形成一个连续变量，表示个体的体育活动量化水平。该指标具有双重分析价值：首先，作为连续变量，它可以描述儿童和青少年体育活动水平的整体分布特征和组间差异；其次，根据先前验证研究中建立的临床临界点，平均分数被划分为三个分类变量：低体育活动水平（≤2.00）、中等体育活动水平（>2.00且≤3.00）和高体育活动水平（>3.00）。这种三分法分类在多个跨文化应用研究中证明了良好的区分效度和流行病学适用性，有助于识别风险群体并制定分层的公共卫生干预策略（23–25）。
父母体育活动
2023年使用经过验证的《国际体育活动问卷》（IPAQ）的简版收集了父母的体育活动数据，该问卷是一种标准化工具，用于量化在多个领域内进行的剧烈、中等和轻度强度活动的时间（26）。从中构建了两个综合指标：*休闲时间体育活动*（LPA），反映有目的的锻炼和娱乐性活动；*总体育活动*（TPA），整合了所有情境下的活动——包括休闲、职业、交通和家务活动。
对于每个强度水平，参与者报告了每周频率和典型的每日持续时间。每日持续时间被编码为四个有序类别：1 = ≤ 30分钟，2 = 31–120分钟，3 = 121–240分钟，4 = ≥240分钟。每周暴露时间通过将频率乘以相应的持续时间指数来估算。然后使用IPAQ的评分协议将这些值转换为代谢当量（MET）评分：
LPA MET分数 = (8.0 × 每周剧烈LPA) + (4.0 × 每周中等LPA) + (3.3 × 每周步行LPA)
TPA MET分数 = (8.0 × 每周剧烈TPA) + (4.0 × 每周中等TPA) + (3.3 × 每周步行TPA)
为了便于分析，LPA和TPA首先被二分：「不活跃」（MET分数 = 0） vs. 「活跃」（MET分数 > 0）。在活跃的父母中，根据各自的MET分布进一步将强度水平分为低、中和高等三个层级——确保数据驱动、特定人群的分类。为了减少响应偏差——特别是社会期望偏差——我们在整个问卷调查过程中实施了严格的匿名措施，包括不链接的数据收集和保密处理程序。
#### 家庭体育活动支持
2023年，我们使用中文版的“多群体活动支持量表”（ACTS-CN）收集了关于家庭体育活动支持的数据。该量表经过验证，由青少年填写，旨在通过行为和态度两个维度来衡量父母对青少年体育活动的影响（26）。青少年独立完成量表，分别评价从母亲和父亲那里获得的支持——每个方面都通过一个包含9项的平行模块进行评估。
每个模块包含两个理论上有区别的子量表：
- **支持性行为和态度**（6个项目）：正面表述的陈述，反映鼓励、共同参与、后勤便利（例如安排交通或设施使用）、提醒、积极监督以及对结构化活动（如体育俱乐部或培训项目）的认可。回答采用4点李克特量表（1 = “强烈不同意”，4 = “强烈同意”），原始分数被保留。
- **行为限制**（3个项目）：负面表述的项目，评估对久坐和屏幕时间的感知限制（例如，无限制地看电视、使用电脑或玩游戏）。为了保持方向一致性，这些项目采用反向评分公式（5 – 回答值），以便更高的分数始终代表更多的支持性规范（例如，“强烈不同意”无限使用屏幕 = 4分；“强烈同意” = 1分）。
每位父母的总ACTS-CN分数是所有九个项目分数的总和（六个支持性项目加上三个反向评分的限制项目），得出的综合指数范围为9到36分。总分越高，表示家庭体育活动支持越强。为了减轻社会期望偏差，调查是在匿名进行的——在任何阶段都没有使用识别信息——并且在工具开发、分发和数据处理过程中严格保持了保密性。
#### 量表的效度和可靠性
所有测量工具的可靠性和效度都经过了严格评估。如表1所总结的，使用Cronbach's alpha评估了内部一致性：父母体育活动（α = 0.611）、家庭体育活动支持（α = 0.840）和青少年体育活动（α = 0.827）。所有系数都达到或超过了0.6的常规阈值，表明可靠性是可以接受的。
#### 构建效度
通过探索性因子分析检验了构建效度：Kaiser–Meyer–Olkin（KMO）的抽样充足性测量和Bartlett的球形度测试（表2）。KMO值分别为父母体育活动0.671、家庭体育活动支持0.889和青少年体育活动0.899——均高于推荐的最低值0.6，表明变量之间存在足够的相关性，适合进行因子分析。此外，Bartlett的测试结果具有统计学意义（所有p < 0.001），确认相关矩阵具有足够的互相关性，可以对其进行量表级别的解释。这些发现共同证实了这三种工具在本研究中的心理测量学合理性。
#### 验证性因子分析
使用AMOS 24.0进行了验证性因子分析，模型显示出可接受的拟合指数：卡方与自由度的比值（χ2/df）为2.778，近似均方根误差（RMSEA）为0.076，调整后的拟合优度指数（AGFI）为0.932，拟合优度指数（GFI）为0.954，比较拟合指数（CFI）为0.912，增量拟合指数（IFI）为0.894，标准化均方根残差值（SRMR）为0.042。这些值表明假设的模型充分代表了观察变量及其与潜在结构之间的关系。
如表3所示，三个潜在变量（父母体育活动、家庭体育活动支持和青少年体育活动）的所有标准化因子载荷都超过了0.5，表明每个项目有效地代表了其对应的构建。收敛效度得到支持，平均提取方差（AVE）值均高于0.5，复合可靠性（CR）值超过0.7，表明内部一致性令人满意。
#### 因变量
表4显示，父母体育活动、家庭体育活动支持和青少年体育活动之间的绝对相关系数均低于其相应AVE值的平方根。这些发现证实了足够的区分效度，表明虽然这些构建之间存在关联，但它们在经验上是不同的。
#### 统计方法
所有这项横断面研究的统计分析都是使用R软件（版本4.3.3）进行的。样本特征以正态分布连续变量的均值±标准差和分类变量的频率（百分比）形式总结。应用Shapiro–Wilk测试来评估正态性；对于非正态分布的连续变量（包括父母体育活动），进行了自然对数转换以改善模型假设。由于非正态性或序数尺度，使用Spearman等级相关系数评估关键构建之间的双变量关联。为了估计关系的大小和方向，拟合了以青少年体育活动为因变量的多元线性回归模型。父母体育活动和家庭体育活动支持被作为主要预测变量，结果以标准化β系数报告，以便跨量表进行比较。采用了两种建模策略：（1）最小调整模型（未调整协变量）；（2）完全调整模型，控制青少年年级、性别、父母BMI类别和父母教育程度。在四个预先指定的层面上进行了亚组分析，以探索效应修正。为了考虑多重检验，通过Bonferroni校正调整了显著性阈值：α = 0.05 / 4 = 0.0125；因此，只有p < 0.0125的关联在亚组比较中被认为是统计上稳健的。最后，根据Baron和Kenny框架进行了中介分析，以评估家庭体育活动支持是否介于父母体育活动和青少年体育活动之间的关联。间接效应通过自助法（1,000次重采样）估计，其显著性通过95%置信区间是否排除零来确定。中介效应的比例——间接效应与总效应的比率——被用来量化中介作用的强度。双侧p < 0.05被认为在所有主要分析中具有统计学意义。
#### 研究参与者特征
表6总结了11,940名参与者的社会人口统计学和人体测量学特征。青少年体育活动（PA）得分在不同年级（p < 0.001）和性别（p < 0.001）之间有显著差异，但在父母BMI（p = 0.058）之间没有显著差异。具体来说，体育活动水平随着教育阶段的提高而逐渐下降：4–6年级的学生报告的平均分数最高，其次是7–9年级的学生，10–12年级的学生得分最低。男性得分始终高于女性。此外，父母的教育水平与青少年体育活动显著相关（p = 0.001），父母拥有学士学位的青少年体育活动得分显著高于父母仅完成初中教育的青少年。
#### 家庭体育活动支持得分也因青少年年级（p < 0.001）、父母BMI（p < 0.001）和父母教育（p < 0.001）而显著不同，但在青少年性别（p = 0.194）之间没有显著差异。支持随着年级的提高而显著减弱：4–6年级的支持最强，7–9年级中等，10–12年级最弱。在不同父母BMI类别中，体重过轻、正常体重和超重的父母提供的支持显著高于肥胖父母。在教育方面，当父母至少拥有学士学位或硕士学位时，家庭体育活动支持显著更高。
#### 父母体育活动水平显示出显著的变化，这取决于孩子的年级（p = 0.011）、父母BMI（p < 0.001）和父母教育（p < 0.001），但在青少年性别（p = 0.124）之间没有显著差异。7–9年级和10–12年级的青少年的父母比4–6年级的父母更活跃。在BMI组中，超重的父母报告的体育活动水平最高——显著高于体重过轻、正常体重和肥胖的父母。相反，父母的教育程度表现出相反的趋势：拥有初中或高中教育的父母比受教育程度较低（无正式教育）的父母参与了更多的体育活动。
#### 重要变量之间的关系
表7显示了父母体育活动、家庭体育活动支持和青少年体育活动之间的关系。在11,940名参与者的样本中，观察到父母体育活动与青少年体育活动之间的正相关。未调整模型显示了显著的联系，β = 0.0875（95%置信区间：0.0696至0.1050；p < 0.001）。这种关联在完全调整后的模型中也依然存在，略微增加到β = 0.0969（95%置信区间：0.0796至0.1140；p < 0.001），表明协变量调整对这种关系影响较小。
#### 家庭体育活动支持也与青少年体育活动呈正相关（未调整分析中β = 0.3588，95%置信区间：0.3420至0.3755；p < 0.001）。经过完全调整后，效应大小略有减少，但仍然显著（β = 0.3346，95%置信区间：0.3176至0.3517；p < 0.001），证实了这种关联在潜在混淆因素面前的稳定性。
#### 补充表1表明，青少年年级显著调节了父母体育活动与青少年体育活动之间的关系（交互作用P = 0.001）。补充表2中的亚组分析显示，父母体力活动（PA）与家庭PA支持之间的关联在任何亚组中都不存在统计学上的显著效应修饰（所有交互作用P > 0.0125），这凸显了其一致性。补充表3进一步确定了青少年年级（P < 0.001）、性别（P < 0.001）和父母BMI（P = 0.010）是家庭PA支持与青少年PA关联的显著效应修饰因素。家庭体育活动支持调节了父母体力活动与青少年体力活动之间的关系。
表8显示了基线父母体力活动、家庭PA支持与青少年体力活动之间的关联。观察到显著的正相关：父母体力活动与青少年体力活动（r = 0.088，p < 0.001）以及与家庭PA支持（r = 0.082，p < 0.001）之间的相关性。值得注意的是，家庭PA支持与青少年体力活动之间的相关性更强（r = 0.359，p < 0.001）。
表8
变量 | 父母体力活动 | 家庭PA支持 | 青少年体力活动 |
|-------------|------------------|------------------|-------------------|
| 父母体力活动 | 1 | 0.082*** | 1 |
| 家庭PA支持 | 0.088*** | 0.359*** | 1 |
| 青少年体力活动 | 0.088*** | 0.082*** | 0.359*** |
| p* < 0.05, p** < 0.01, p*** < 0.001 |
自助法分析表明，基线父母体力活动对青少年体力活动有显著的总效应（β0 = 0.0969，95%置信区间：0.0796至0.1143；p < 0.001）。家庭PA支持显著地调节了这一关系，其间接效应大小为0.0310（95%置信区间 = 0.0227至0.0393）。这种间接途径解释了总效应的31.99%。调节模型如图2所示。
图2展示了调节模型的概念框架。β0表示父母体力活动对青少年体力活动的总效应；β1表示父母体力活动对家庭PA支持的影响；β2表示家庭PA支持对青少年体力活动的影响。调节效应是通过“β1”和“β2”的乘积计算得出的，调节比例则是调节效应乘积与总效应的比值（(β1 × β2)/β0）。
表9显示，父母体力活动显著预测了青少年体力活动（总效应：β = 0.0969，p < 0.001；R2 = 0.068）和家庭PA支持（路径a：β = 0.0946，p < 0.001；R2 = 0.081）。家庭PA支持也显著预测了青少年体力活动（路径b：β = 0.3279，p < 0.001），整个模型解释了16.7%的变异（R2 = 0.167）。即使包含调节变量后，父母体力活动的直接效应仍然显著（β = 0.0659，p < 0.001）。
讨论
这项全国性的横断面研究于2023年在中国15个省和省级市进行，招募了11,940名青少年。研究考察了父母体力活动和家庭PA支持与青少年体力活动水平之间的关系。研究发现，父母体力活动和家庭PA支持都与青少年体力活动呈正相关。重要的是，家庭PA支持部分调节了父母与青少年之间的体力活动联系，为研究的主要假设提供了实证支持。
现有文献表明，父母体力活动对青少年健康行为有显著的代际传递效应，青少年更多地参与体育活动是其主要表现形式（5）。与已建立的发展框架一致（10），在控制了混杂变量后，我们的研究证实了父母体力活动与青少年体力活动之间的正相关关系。其机制通过多层次过程发挥作用：首先，父母作为行为榜样，青少年观察到父母定期参与体育活动后，倾向于内化积极的生活方式价值观并增强自我效能感，从而增加自身的活动参与度（2）。此外，活跃的父母通常通过实际帮助（如提供交通工具、购买器材）、共同活动和以运动为导向的家庭习惯建立支持性的家庭环境。这些环境调整有效地缓解了青少年参与体育活动的实际和认知障碍（6）。父母行为示范与具体支持机制的协同作用有效地将父母的行为模式转化为青少年的持续参与，强调父母体力活动是家庭干预策略的基础要素。
本研究发现父母体力活动与家庭PA支持之间存在显著的正面联系。父母的更高体力活动水平与更支持性的家庭环境相关，这由行为、认知和结构的协同路径驱动。首先，活跃的父母更倾向于将体育活动融入家庭的共同价值观和日常生活中——例如组织定期的周末徒步、家庭自行车出游或共同参与团队运动——从而将体育活动重新定义为一种集体家庭规范（19）。其次，他们提供工具性支持：购买运动器材、为青少年报名参加有组织的活动，并通过交通和日程安排促进参与。这些具体行动降低了参与的后勤和经济障碍（6）。第三，他们提供一致的情感强化——给予表扬、表扬努力并表现出对运动的享受——这增强了青少年的信心和参与动机（19）。值得注意的是，受教育程度较高的父母这种支持能力更强，表明社会经济优势可以增强个人活动习惯向家庭层面的有效转化（13）。总的来说，这些机制表明父母体力活动作为支持性家庭生态的催化剂，即使在缺乏直接模仿或行为模仿的情况下也能促进青少年的参与。
家庭PA支持一直被认定为影响青少年健康行为模式的关键因素（18）。我们的发现证实了这种关联，显示家庭PA支持与青少年体力活动参与之间存在显著的正相关，家庭支持调节了父母体力活动与青少年体力活动之间总效应的近三分之一（31.99%）。根据社会认知理论，这种调节通过多种同时发生的路径发挥作用。工具性支持——包括协调锻炼时间表、提供必要的器材和便利交通——有效地解决了与时间安排和物质资源相关的实际限制。这种实际基础增强了青少年对行为的控制感，并增强了定期体育活动的可行性和价值（1）。同时，情感支持——通过激励性鼓励、共同参与和积极反馈——有助于缓解心理障碍，如表现焦虑或社交不适。这些积极的互动增强了青少年的自我效能感，并促进了尝试新体育活动的意愿（7）。获得大量家庭支持的青少年表现出较少的抑郁症状，表明可能存在一种情感途径，增强了持续的参与（27）。此外，将体育活动融入日常家庭习惯——如每日散步或每周的骑自行车出行——有助于使体育活动常态化。当体育活动成为家庭身份的一部分而不是孤立的事件时，它促进了内在动机和长期坚持（18）。这些相互关联的机制表明，家庭PA支持既是一种结构性桥梁，也是一种激励性桥梁，有效地将父母的影响转化为青少年的持续参与。
尽管家庭PA支持调节了父母体力活动与青少年体力活动之间总关联的约32%，但仍有一部分效应未能通过这一单一调节因素解释。这一发现表明，可能存在其他同时发生的路径。首先，直接的行为示范和观察学习可能使青少年通过观看和模仿父母的活动模式来养成积极习惯，而无需明确的支持行为（13）。其次，频繁接触活跃的父母可能增强青少年关于体育活动的自我效能感，因为成功的示范增加了他们克服障碍和持续努力的信心（20）。第三，活跃的父母通常将运动融入日常生活，从而培养了内化的家庭健康规范和价值观，使体育活动成为家庭生活的预期和有益部分（15）。第四，除了家庭层面之外，同伴影响和更广泛的社会环境——包括朋友的活动水平、社区安全性和娱乐设施的可用性——可以放大或削弱父母活动模式的传递（1）。最后，学校提供的体育活动机会，如体育教育质量和课外体育项目，可能与父母活动相互作用，影响青少年的整体体力活动参与（5）。
家庭PA支持占父母体力活动与青少年体力活动之间关联的31.99%，这一发现有重要的公共卫生意义。这一显著的调节效应表明，父母的影响主要通过培养支持性的家庭生态系统发挥作用，而不仅仅是通过直接的行为示范。在中国背景下，由于学术要求的严格限制，干预措施应优先加强家庭支持能力。基于社区的项目提供时间管理辅导、可用的娱乐设施和结构化的亲子共活动课程，可以帮助家庭将意图转化为行动。通过将家庭视为一个综合干预单元，公共卫生策略可以利用这一可调整的途径来促进青少年的体育活动，即使直接的父母示范受到结构或文化障碍的限制。
未来的研究应采用纵向设计，以确定父母体力活动、家庭PA支持和青少年体力活动之间的时间顺序。使用加速度计等客观测量工具可以提高研究的有效性并减少自我报告偏差。需要进行基于家庭的随机对照试验来测试因果调节关系。研究还应考察关键调节因素，包括社会经济地位、城乡居住地和文化背景，以及可能影响这些关联的同伴影响。
这项研究有几个优点。首先，来自中国15个省的11,940名青少年的大规模样本增强了统计功效，并提高了在全国不同青少年群体中的普遍性。其次，使用了经过验证的测量工具，包括用于父母体力活动的IPAQ、家庭PA支持的ACTS-CN和青少年体力活动的可靠量表，确保了对核心概念的准确测量。第三，综合分析方法结合了调节模型、按关键人口统计因素的分层调整以及对潜在混杂因素的调整，增强了观察到的关联的稳健性。
然而，也应认识到一些局限性。首先，横断面设计排除了因果推断的可能性，因为无法确定时间顺序，存在反向因果关系的可能性。其次，所有变量都是自我报告的，可能会引入回忆偏差和社会期望偏差，且没有使用加速度计等客观测量工具。第三，尽管进行了协变量调整，但由于未测量因素（如父母健康态度、青少年人格特质和同伴影响）的残留混杂，可能会夸大调节效应。第四，由于数据缺失或特殊情况而排除的2,031名参与者可能引入了选择偏差，因为入选组和排除组之间存在差异。我们建议未来的纵向研究应评估流失偏差，并确定数据缺失机制（如完全随机缺失或随机缺失）是否需要插补或加权。第五，父母体力活动的测量工具内部一致性较低（α = 0.611）。鉴于该工具的简短性和多领域结构（涵盖休闲、交通和职业活动），这可能是预期结果。尽管如此，这一限制可能削弱了我们的效应估计。未来的研究应考虑使用客观的体育活动监测工具或更长的问卷来提高可靠性。第六，我们的数据是分层的（学生嵌套在学校和班级中），我们没有使用多层次模型来考虑潜在的聚类效应，这可能违反普通最小二乘回归的独立性假设。未来的研究应考虑多层次调节模型来解决这一限制。最后，未评估关键的生态因素，如学校环境和同伴规范，也没有直接测量潜在的心理机制，因此对调节过程的了解不完整。
结论
这项横断面研究揭示了父母体力活动与青少年体力活动之间的显著正相关关系，以及家庭PA支持与青少年体力活动水平之间的相关关系。调节分析表明，家庭PA支持在父母与青少年体力活动关系中起到了调节作用。这些结果揭示了一条可调节的路径，通过这一路径，父母体力活动行为可能会影响青少年的活动模式，为未来的纵向研究和以家庭为中心的体育活动促进计划提供了潜在的干预目标。
