张龙 等｜体育锻炼影响中学生学业成绩的路径

作者

张龙、卢春天、陈保学，西安交通大学社会学系

摘要

科学认识体育锻炼影响学业成绩的路径是体教融合的重要基础。基于“中国教育追踪调查”相关数据,通过多重中介模型探讨体育锻炼对中学生学业成绩的影响路径。研究发现,体育锻炼既能直接影响中学生学业成绩,又能通过认知能力和非认知能力、同伴效应间接影响中学生学业成绩,且间接效应大于直接效应。直接效应显示,锻炼时间和频次对学业成绩的影响效应呈现先增大后减小的变化趋势;间接效应显示,各中介效应从大到小依次为认知能力、积极同伴效应、非认知能力、消极同伴效应;体质健康和心理健康的中介效应没有得到验证,但心理健康的调节效应得到验证。建议科学认识体育锻炼与学业成绩的良性关系,强化体育锻炼的功能与作用。

关键词

中学生；体育锻炼；学业成绩；多重中介效应

在中国教育与人才评价体系中,学业成绩作为衡量学生学习能力的重要尺度,不仅是其升学、继续深造最公平和有效的标准之一(赵红霞,2011),也是用人单位判断求职者能否被录用的重要参考依据。长期以来,学界围绕影响学生学业成绩的因素展开了大量的探讨,众多研究显示,学业成绩是学校、家庭、社会、个体等多种因素共同作用的结果(赵红霞,2011；方超等,2020；吴爱华,2011；燕国材,2019),其中个体是最为核心的因素。体育锻炼作为促进个体身心健康发展的重要手段,对学生的学业成绩也产生着重要的影响(白胜超等,2020；李凌姝、季浏,2016)。国外研究认为,体育运动不仅不会阻碍学生学业成绩的提高,反而会发挥积极的促进作用 (Donnelly et al., 2017；Siegel,2007；Sallis et al., 1999)。国内的相关研究发现,体育锻炼与学业成绩之间存在中介机制,并通过中介因素促进学业成绩的提升(方黎明,2020；董艳梅、朱传耿,2020；赵格睿等,2019；张伟霞等,2016)。

然而在中国应试教育评价体系中,“唯分数、唯排名、唯升学、唯文凭”的功利性观念普遍存在,导致对体育锻炼与学业成绩的价值评判出现失衡状态,尤其对处在中学阶段的学生来说,更是如此。在不少中国父母看来,体育锻炼挤占孩子的学习时间,消耗孩子的学习精力。体育锻炼究竟会对中学生的学业成绩产生怎样的影响，体育锻炼影响学业成绩的内在机制有哪些，这些机制的效应边界在哪里等问题值得探讨。

以往研究证明体育锻炼能够通过中介机制对学业成绩产生影响,但从个体层面考察多重中介效应的研究还存在不足,需要进一步明确各中介效应的相对关系,从而科学地指导与强化体育锻炼与学业成绩的良性关系。有鉴于此,本研究在前人研究的基础上,从个体的身心健康(体质健康、心理健康)、认知能力(认知能力、非认知能力)、同伴效应(积极同伴效应、消极同伴效应)三个维度六个层面探讨体育锻炼对中学生学业成绩影响的路径和各路径效应的大小。

   一、相关研究评述    

对影响学业成绩因素的研究可归纳为四个层面。一是个人因素,包括智力因素和非智力因素(燕国材,2019)。二是家庭因素,包括家庭规模、同胞结构、家庭的社会经济地位、父母对孩子的教育期望等(方超等,2020)。三是学校因素,包括学校规模、教育质量、教育方式、教育时间等(赵红霞,2011)。四是社会因素,主要包括教育资源配置和文化因素。如有研究认为,文化和语言差异是民族地区学生学业成绩较低的原因(吴爱华,2011)。

上述因素中,个体因素是影响中学生学业成绩最为核心的因素,一切影响学业成绩的外在因素最终都要通过个体来发挥作用。对12—18岁年龄段的中学生来说更是如此,他们处在青春叛逆时期,思维方式和行为方式容易受身心发展的影响而发生巨大变化。因此,个体因素尤其个体的身心健康是影响其学习活动的重要因素。体育锻炼是促进身心健康发展的重要途径。虽然有研究认为,体育锻炼与学业成绩之间存在不相关或负相关关系(孙倩,2016),但国内外学者普遍认为,体育锻炼是促进学习成绩的重要因素,体育锻炼不仅能改善学生的体质健康、心理健康水平,而且能够培养和发展学生的认知能力,进而提升学生的学业成绩(方黎明,2020；温煦,2015；Donnelly et al., 2016)。

(一)体育锻炼与学业成绩

体育锻炼能够促进身心健康发展,而身心健康是个体进行学习活动的前提条件。基于这一逻辑,早期关于体育锻炼与学业成绩的研究主要从两者之间的线性相关关系展开。萨利斯等(Sallis,et al., 1999)对美国加利福尼亚州南部7所小学进行体育锻炼实验干预,结果表明,体育锻炼不仅能改善学生的身体健康状况,而且还能提高学生的学业成绩。在对澳大利亚近8000名儿童(7—15 岁)的一项调查中,德怀尔等(Dwyer et al.,2001)发现,儿童青少年的运动能力、心肺功能、一般体育活动与学业成绩存在正相关关系。威尔克等(Welk et al.,2010)对美国得克萨斯州中学生的身体健康和学业成绩进行了测量,结果显示,身体健康的改善对学业成绩的提高有很大影响,并得出学生身体越健康、学业成绩越好的结论。

随着体育锻炼与学业成绩关系研究的不断深入,研究者发现,有规律、适量的有氧运动能增加大脑内部的神经营养因子(BDNF),而大脑内部神经营养因子的增加在学习记忆过程中起重要作用(黄涛等,2006)；经常进行适量的体育锻炼能提高睡眠质量、增强体质健康、调节心理情绪,进而影响学业成绩(张伟霞等,2016；温煦等,2018；赵格睿等,2019)。总之,这些研究都支持体育锻炼对学业成绩有积极影响这一结论。但需要指出的是,过度体育锻炼可能导致身体疲劳、注意力分散、反应迟钝等问题,对学习活动产生负面影响。因此,体育锻炼对学业成绩的促进可能存在临界点。

(二)体育锻炼与认知能力、非认知能力

进入21世纪以来,认知心理学的兴起,特别是认知能力(cognitive ability)和非认知能力(non-cognitive abilities)概念的提出,为探讨体育锻炼对学业成绩的影响机制提供了新的思路。认知能力指人的大脑对信息进行处理、储存和提取的能力,主要包括注意力、记忆力、推理能力等,它是人们成功完成一项活动的关键心理因素。具身认知理论认为,认知存在于大脑、大脑存在于身体、身体存在于环境,认知是通过身体体验及其活动方式而形成的,运动通道对认知具有塑造作用(叶浩生,2010)。随着现代医学和心理学的融合发展,对认知能力的测量成为可能,这为研究体育锻炼与认知能力之间的关系提供了科学的方法。国外学者通过实验证明,体育锻炼能提高人们的注意力、记忆力和执行力等认知能力(Best, 2012；Laura et al.,2013; Pesce et al., 2009)。陈爱国等从运动周期、项目、强度、每次锻炼持续时间等角度,考察了体育锻炼与认知能力的关系,发现体育锻炼能够培养和发展认知能力的高级功能——执行能力,其中短时中等强度有氧运动不仅对执行功能的三个子功能(抑制功能、刷新功能和转换功能)有积极的作用,而且能改善脑的可塑性,提高执行功能(陈爱国等,2011；陈爱国等,2015；殷恒婵等,2014)。

非认知能力与认知能力相对,包括认知能力之外的所有能力,如责任心、自主性、情绪管理、自我效能感、自控力、自尊心、自信心等(郑力,2020)。越来越多的实证研究认为,非认知能力在预测教育获得、个体发展等方面弥补了认知能力的局限性,解释力极强(库、金红昊,2019；赵迪,2020)。国内外大量研究考察体育锻炼与非认知能力的关系,发现体育锻炼能增强学生的责任心、自主性,提升学生的自尊心、自信心、自我认知,改善学生的学习情绪、自我效能感、自我控制能力等非认知能力(Busch et al.,2014；姜媛等,2018；严赟,2019)。例如,布拉德利等(Bradley et al.,2013)对爱尔兰420名中学生进行了为期3年的体育锻炼干预和跟踪调查,发现体育锻炼对学生的责任感、自主性等能力的培养具有重要作用。傅建和刘思良（2018）在对扬州市139名中学生进行不同强度体育锻炼的干预研究中发现,中等强度体育锻炼对学习自控策略具有显著的积极作用。

(三)体育锻炼与同伴效应

近年来,体育社会资本的研究越来越被国内学界所重视。例如,利用社会资本理论对退役运动员的社会融入和收入差异、体育参与和幸福感获得等问题进行研究。同伴效应是社会资本效应的一种形式,对促进青少年体育锻炼具有重要作用。温斯顿等(Winston & Zimmerman,2004)认为,当个体处于同伴群体之中、其行为受到同伴相互影响时,同伴效应就会产生。这意味着,群体互动是同伴效应形成的基础,同伴效应是群体互动的结果。体育锻炼包含大量的群体互动,既能增加个体社会资本的积累,又能够促进同伴效应的形成。虽然同伴关系对青少年体育参与具有重要意义,但体育参与中的群体互动也可能形成同伴效应。有研究者验证了青少年体育锻炼中存在显著而强大的同伴效应,并建议有关部门在制订体育锻炼计划时,应充分考虑青少年群体间的同伴效应(权小娟、卢春天,2020)。

(四)认知能力、非认知能力、同伴效应与学业成绩

认知能力和非认知能力是影响学业成绩的重要因素(Finn et al.,2018；Stadler et al.,2016)。信息加工理论认为,学生的认知能力越强,对关键信息越能迅速和准确地关注,越能有效地进行记忆编码,进而提高学业成绩；反之认知能力越弱,学业成绩越差(Vock et al.,2011)。徐芬和李春花（2015）运用“中国儿童青少年心理发育特征调查”量表,分析初中生认知能力对学业成绩的影响，发现选择性注意、短时记忆、空间能力是预测语文和数学成绩的重要变量,但推理能力与语文、数学成绩的相关系数较低。除了认知能力,有研究还提供了非认知能力的解释视角,因为非认知能力能在心理层面给学生学习以动力和支持,进而影响其学业成绩。方超和黄斌通过“中国教育追踪调查”数据验证非认知能力对学生的学习成绩有显著的积极影响(方超、黄斌,2019)。刘中华基于“中国家庭追踪调查” 数据,在控制认知能力的前提下发现,青少年的非认知能力(控制点和自尊)对其学业成就的影响依然显著,非认知能力越强,成绩排名越靠前,学业成就越高(刘中华,2018)。

个体间的同伴效应也是影响学生学业成绩的重要因素(包志梅,2020；杨洲、黄斌,2020)。同伴效应对个体学业成绩的影响主要表现在两个方面：其一,同伴之间相互鼓励、相互学习,形成良性竞争,使个体端正学习态度,激发学习动机；其二,同伴之间互帮互助、互相关心、情感互诉,可以帮助个体排解学习、生活中的消极情绪,愈合情感创伤,从而有助于他们将更多的时间和精力用在学习上。但值得注意的是,同伴效应对学业成绩的影响兼具正负效应。同学之间所形成的同伴效应既可能是积极的,也可能是消极的。如果与学习刻苦、学业成绩优异、教育期望高的学生群体互动与交往,那么他们之间所形成的同伴效应就是积极的,有利于其学业成绩的提高；反之，消极的同伴效应会阻碍学业成绩的提高。

上述研究成果为本研究理论假设与实证研究提供了重要的参考依据,但也存在一些局限。首先,以认知能力(执行力)作为中介变量的相关研究较多,而多维度考察中介效应的研究相对不足；其次,以往类似的研究更多关注大学生群体,对中学生体育锻炼影响学业成绩的路径关注较少；最后,使用地方性小样本量调查数据的研究较多,运用全国性、大样本量调查数据的研究较少。基于此,本研究以“中国教育追踪调查”数据为基础,从身心健康、认知能力、同伴效应三个维度探讨体育锻炼和中学生学业成绩之间的中介效应,并估算和比较不同路径作用的大小。

 二、分析框架和研究假设

从上文分析可知,身心健康为青少年进行学习活动提供了坚实的基础保障，认知能力和非认知能力是预测学习能力最重要的因素,同伴效应是促进个体进行学习活动的重要推动力；而体育锻炼不仅能促进青少年的身心健康,培养与发展青少年的认知和非认知能力,还是形成积极同伴效应的重要途径。因此,在个体层面上,体育锻炼影响学业成绩的中介机制主要有三个维度六条路径：身心健康(体质健康和心理健康)、认知非认知能力(认知能力和非认知能力)、同伴效应(积极同伴效应与消极同伴效应)。据此,本研究提出多重中介模型的分析框架(见图1),并提出如下7个假设。

假设1：适量体育锻炼对初中生学业成绩有显著的正向影响；

假设2：身心健康对初中生学业成绩有显著的正向影响；

假设3：认知能力和非认知能力对初中生学业成绩有显著的正向影响；

假设4：积极同伴效应(消极同伴效应)对初中生学业成绩有显著的正向(负向)影响；

假设5：体质健康、心理健康在体育锻炼和中学生学业成绩之间具有显著的中介作用；

假设6：认知能力和非认知能力在体育锻炼和中学生学业成绩之间具有显著的中介作用；

假设7：同伴效应在体育锻炼和中学生学业成绩之间具有显著的中介作用。

体育锻炼经由多重中介对中学生学业成绩产生直接影响和间接影响的分析框架如图1所示:a1—a6系数分别表示体育锻炼对体质健康、心理健康、认知能力、非认知能力、积极同伴效应和消极同伴效应的效应；b1—b6系数分别表示体质健康、心理健康、认知能力、非认知能力以及积极同伴效应和消极同伴效应对学业成绩的影响；c表示体育锻炼对学业成绩影响的总效应；c’表示体育锻炼对学业成绩影响的直接效应。间接效应通过每条中介路径中a与b系数的乘积来表示(a×b)。

      三、分析策略      

为探讨体育锻炼对中学生学业成绩的影响效应和两者之间的内在机制,本研究采用OLS多元线性回归和多重中介效应模型进行实证研究。首先,采用皮尔逊相关系数检验学业成绩、体育锻炼时间、锻炼频次、体质健康、心理健康、认知能力、非认知能力、积极同伴效应和消极同伴效应9个变量的相关性。其次,运用多元线性回归模型分析体育锻炼、身心健康、认知非认知能力、同伴效应对中学生学业成绩的影响。最后,运用SPSS26软件中Process宏命令的Bootstrap多重中介检验方法,验证体育锻炼对学业成绩的影响是否存在多重中介效应,并计算各间接效应占总效应的比例。Bootstrap分析法是目前检验中介效应最有效的方法,它采用有放回重复取样的方法抽取研究所需要的样本量,然后计算出每个中介变量的估计值,其中,第2.5百分位点上和第97.5百分位点上的估计值构成95%的置信区间,如果置信区间不包含0,说明系数乘积具有显著性(方杰、张敏强,2012)。

本研究设定Process重复抽样5000次检验体育锻炼对中学生学业成绩的多重中介路径是否存在。图1显示了多重中介效应分析的路径。系数c为体育锻炼对学业成绩的总效应影响；系数c’为控制相关变量情况下,体育锻炼对中学生学业成绩的直接效应；a1×b1,a2×b2,a3×b3,a4×b4,a5×b5,a6×b6分别为体育锻炼通过各中介变量对中学生学业成绩的间接效应。Process宏命令输出每个效应的非标准化系数、标准误以及95%的偏差校正的置信区间。最后,通过估计结果计算出体育锻炼对中学生学业成绩影响的直接效应和间接效应占总效应的比例,以方便比较各效应的大小。

  四、数据与变量测量  

(一)数据来源

本研究使用“中国教育追踪调查”2014—2015年数据(下文简称CEPS2015)检验上述提出的研究假设。CEPS2015是由中国人民大学调查与数据中心在CEPS(2013—2014年)基线调查基础上,对问卷进行部分增删与修改后收集的追踪数据。该数据涵盖中国28个县级单位(县、区、市)。2013—2014年共有301个班级,10750名学生。2014—2015年数据新增117个班级,471名学生样本,成功追访9449名学生,追访率为91.9%,失访830名学生样本。根据研究需要,本研究删除失访学生样本,并采用均值对缺失值样本进行相应处理,最终获得9667个有效样本。

(二)变量与描述

1.因变量

学业成绩是本研究的因变量。CEPS2015录入了2014年秋季学期每位学生的语文、数学、外语期中考试原始成绩,成绩由被调查学校直接提供,可信度很高,但是由于学校之间存在地区差异,各学校试卷的难易度和满分值也存在差异。为研究的需要,本研究借鉴同类研究的方法(王慧敏等,2017),分别对语文、数学、英语三科成绩进行百分制转换后加总,然后再按照学校进行标准化处理,生成学业成绩变量。

2.自变量

体育锻炼是本研究的核心自变量。本研究采用体育锻炼时间和频次来测量青少年参与体育锻炼的情况。CEPS2015询问了学生“你每周锻炼的时间:通常每周几天?每天多少分钟?”其中锻炼频次取值为0—7天,锻炼时间取值为0—999小时(大于240分钟的样本占比为0.72%),两个变量的缺失率分别为2.69%和3.01%。为减少误差,本研究对测量数据进行如下处理:第一,用0和99%的分位值对“每天锻炼时间”数据中的异常值进行处理,然后用均值对两个变量的缺失值进行填补,从而最大限度地保留了样本信息。第二,借鉴同类研究(胡鹏辉、余富强,2019),通过锻炼时间和锻炼天数两个变量,计算出学生平均每天体育锻炼的时间,然后取其自然对数,从而构造出符合正态分布的连续变量。

3.中介变量

(1)体质健康。体质健康水平是测量身体健康程度的重要指标。问卷调查了学生的身高、体重、引体向上(男)、坐位体前屈(女),通过这些指标可以计算出每位学生的体质健康得分。研究先按照国家体育健康标准,通过身高、体重换算出每位中学生的BMI指标得分；然后,通过引体向上、坐位体前屈指标分别计算出男、女生的体能水平得分；最后采用标准分求和的方式计算出每位学生的体质健康得分,并用均值对缺失值的样本进行填补,分数越高,说明体质越健康。

(2)心理健康。负面情绪是反映青少年心理健康程度的重要方面。本研究通过“在过去的七天内,你是否有以下感觉:沮丧、消沉、不快乐、生活没有意思、悲伤、难过?”5道题目测量中学生的心理健康。首先对变量进行反向编码(1=负面情绪高,5=负面情绪低),然后运用标准分求和的方法计算出每位中学生心理健康的得分,分值越高,表明学生心理越健康。问卷内部的一致性系数为0.91,表明预测心理健康问卷的可信度非常高。

(3)认知能力。CEPS2015设计了一套具有国际可比性的全国性标准化认知能力测试题,试题内容仅涉及学生的逻辑思维和解决问题的能力,不涉及具体的记忆性知识。为能够真实地测量学生的认知发展水平,该试题分别设计了A、B、C三类不同难度的试题,其中A类试题难度最低,C类试题难度最高。CEPS2015根据基线调查数据中学生认知能力的得分,将学生分成“低”“中”“高”三个组别,选择相应的题型进行测试,新入样的学生统一采用B类。CEPS2015提供了学生在认知能力测试中的标准化分数；得分越高,表明学生智力水平越高。

(4)非认知能力。CEPS2015没有直接提供学生非认知能力的测量得分,在参考同类研究的基础上,本研究同样选取“我能够很清楚地表达自己的意见”“我的反应能力很迅速”“我能够很快学会新知识”“我对新鲜事物很好奇”4个题目测量个体的非认知能力。利用主成分分析法提取一个连续变量,并将主因子预测值作为中学生非认知能力的得分；分值越高,表明学生的非认知能力越高。问卷内部的一致性系数为0.85,表明非认知能力问卷的可信度较高。

(5)积极同伴效应和消极同伴效应。同伴效应以“好朋友的数量”进行测量。通过体育锻炼结交到同伴群体,既可能形成“积极的同伴效应”,又可能形成“消极的同伴效应”。因此,本研究分别以“学习成绩优良”“学习努力刻苦”“想上大学”3个题目测量“积极同伴效应”；以“逃课”“旷课”“逃学”“打架”“抽烟”“喝酒”等7个题目测量“消极同伴效应”。借鉴同类研究将有前3种行为的好友数量相加,生成取值范围为3—9的“积极同伴群体”变量；将有后7种行为的好友数量相加,生成取值范围为7—21的“消极同伴群体”变量,取值越大表示相应好友的数量越多。

4.控制变量

为控制其他因素对中学生学业成绩的影响,纳入个体、家庭、学校三个层面的控制变量。在个体层面上，控制性别(0=“女”,1=“男”)。在家庭层面上，控制父母婚姻状况(0=“离婚”,1=“未离婚”)、家庭经济条件、父母受教育程度。其中家庭经济条件以家庭调查问卷中对自评家庭经济收入的回答进行评估(1=“非常困难”,2=“比较困难”，3=“中等”，4=“比较富裕”，5=“富裕”)；父母教育程度以父母双方受教育水平高的一方为准进行测量,并重新编码 (0=“没受过任何教育”,6=“小学、私塾”,9=“初中”,12=“中专/技校/职业高中/普通高中”,14=“大学专科”,16=“大学本科”,19=“研究生及以上”)。在学校层面上，控制学校性质与教育质量。学校性质通过校长调查问卷中“贵校的学校性质属于?” 进行测量(1=“公立学校”,2=“民办公助学校”,3=“普通民办学校”,4=“民办打工子弟”)；学校教育质量通过对“从办学情况看,贵校初中部目前在本县(区)排名?”的回答进行测量(1=“最差”,2“中下”,3=“中间”,4=“中上”,5=“最好”)。变量的描述统计分析结果见表1。

     五、分析结果    

(一)变量的相关分析

表2为中学生学业成绩、体育锻炼时间、锻炼频次、体质健康、心理健康、认知和非认知能力、消极和积极同伴效应9个关键变量之间的皮尔逊相关系数。通过分析可以看出,在没有涉及控制变量的情况下，除认知能力与学业成绩之间呈现中等正相关外，其他变量与学业成绩均呈现出弱相关性，且相关系数均显著。

 (二)中学生学业成绩影响因素的回归分析

本研究采用OLS多元线性嵌套模型,考察体育锻炼、身心健康、认知与非认知能力、同伴效应对学业成绩的影响,结果如表3所示。模型1和模型2为基准模型。在纳入控制变量情况下,分别关注体育锻炼时间、频次与学业成绩之间的线性关系。由于锻炼时间和频次与学业成绩之间可能存在非线性关系,因此,在模型1和模型2中又分别增加了锻炼时间和频次的二次项。模型3至模型5分别增加了体质健康、心理健康、认知能力、非认知能力、积极同伴效应和消极同伴效应这几个变量。模型6为全模型,包含所有变量。

首先,分析体育锻炼时间、锻炼频次对中学生成绩的影响。模型1和模型2能够解释中学生学业成绩差异的19.3%,其中体育锻炼时间和频次的回归系数为正数,并且在0.001水平上显著，这说明,随着体育锻炼时间、锻炼频次的增加,中学生的学业成绩会提高；但是体育锻炼时间和锻炼频次的二次项系数显著为负,这说明,体育锻炼与中学生学业成绩之间存在倒“U”形关系,锻炼时间和频次的影响效应存在临界点,假设1得到验证。为更清晰地展示体育锻炼时间和频次对学业成绩影响的最优值,本研究通过回归后的预测值拟合了体育锻炼与学业成绩的关系图(见图2)。图2显示,影响中学生学业成绩的最优锻炼时间和锻炼频次分别为:每天55分钟和每周6.6天,即每天坚持1小时左右的适量体育锻炼对中学生学业成绩的影响效应最大。但需要注意的是,模型6回归结果显示,除锻炼频次在0.05水平上显著正向影响学业成绩外,锻炼时间、锻炼时间的平方项和锻炼频次的平方项不再显著。原因在于体质健康、心理健康、认知能力、非认知能力四组变量与锻炼时间和频次之间存在影响效益,这种互为因果关系将锻炼时间和频次对学业成绩的直接影响转化为间接效应。换言之,上述四类变量可能充当体育锻炼影响学业成绩的中介变量。

其次,重点考察身心健康、认知与非认知能力、同伴效应对中学生学业成绩影响的独立效应。从模型3至模型5的回归结果可以看出,随着身心健康、认知非认知能力、同伴效应变量的加入,模型的解释力在增强,这说明这些因素确实对解释中学生学业成绩的差异具有一定的贡献。具体来说,随着体质健康、心理健康变量的加入,模型3整体解释力提升至19.7%,其中心理健康的回归系数显著为正,这说明心理越健康,中学生学业成绩越好；但体质健康的回归系数不显著,可能的原因是仅通过BMI、引体向上(男)、仰卧起坐(男)3个指标不能有效地测量中学生的体质健康状况。因此,假设2只得到部分验证。认知与非认知能力变量的加入使模型4的整体的解释力提升至47.1%,这说明认知与非认知能力对学业成绩存在独立影响。其中,认知和非认知能力的回归系数显著且为正向,这说明认知与非认知能力越好的中学生,学业成绩也越好,假设3得到验证。本研究进一步通过标准化系数对比认知能力与非认知能力对学业成绩的效应大小,结果显示,认知能力对学业成绩的影响程度远高于非认知能力。

将模型5与模型1的结果进行对比发现,随着同伴效应影响因素的加入,模型的整体解释力提升至25.8%,说明同伴效应对学业成绩的确存在独立影响。其中积极同伴效应的回归系数显著为正,消极同伴效应回归系数显著为负,这说明积极同伴效应能促进中学生学业成绩的提升,而消极同伴则会起到阻碍作用,假设4得到验证。然而,体育锻炼对学业成绩的影响是否受到身心健康、认知非认知能力、同伴效应变量的调节?本研究生成体育锻炼与体质健康、心理健康、认知能力、非认知能力、积极同伴效应、消极同伴效应6个变量的交互项,分别对其调节效应进行检验。检验结果显示,除了心理健康在体育锻炼对中学生学业成绩影响中存在显著的调节效应外,其他变量的调节效应并不显著。

最后,从统计结果也可以看出控制变量对学业成绩的影响。与以往研究的结论基本一致,无论个体、家庭还是学校层面都会影响中学生的学业成绩。值得注意的是：第一，中学生的学业成绩存在性别差异，女生的学业成绩要显著高于男生。第二，父母婚姻状况、受教育年限显著影响中学生的学业成绩，但是家庭经济条件对中学生学业成绩的影响不具有稳健性。第三，学校是否属于公立性质对中学生学业成绩呈现负向影响，但是不管是公立还是私立学校，教育质量对中学生的学习成绩都有显著的影响。

(三)体育锻炼对中学生学业成绩影响的多重中介分析

从回归分析结果可以看出，随着身心健康、认知非认知能力、同伴效应因素的加入，体育锻炼时间和锻炼频次对学业成绩影响的作用逐渐减弱，在模型6中锻炼时间的影响效应已不再显著。初步推断体育锻炼对学业成绩的影响存在多重中介效应,但多重中介路径是否成立,中介效应是否显著,还需要借助Bootstrap多重中介分析方法进行相关的显著性检验。为更准确、简洁地验证体育锻炼对学业成绩的中介效应路径，本研究将控制变量同时纳入中介效应模型中,并用平均体育锻炼时间替代锻炼时间和锻炼频次，检验结果见表4。

表4显示了体育锻炼对中学生学业成绩的总效应、直接效应和间接效应的检验结果。在Bootstrap 95%置信区间水平上，体育锻炼对中学生学业成绩的总效应、直接效应以及认知能力、同伴效应的间接效应在95%的置信区间内均未包含0,这说明体育锻炼对中学生学业成绩的影响既有直接效应又有间接效应。体育锻炼既可以通过认知能力、非认知能力、积极同伴效应对中学生学业成绩产生积极作用,又可能通过消极同伴效应对中学生学业成绩产生负面影响。简言之，认知非认知能力、同伴效应是体育锻炼影响中学生学业成绩的中介路径，研究结果支持假设6和假设7。但体质健康和心理健康的95%置信区间包含了0，身心健康的间接效应没有得到验证。表4显示体育锻炼对中学生学业成绩的直接效应占总效应的23.16%,间接效应占总效应高达76.84%,超过总效应的3/4,其中认知能力的间接影响占比最大(49.71%),积极同伴效应次之(17.55%),非认知能力(6.93%)与消极同伴效应(2.21%)占比相对较小,这很好地说明了体育锻炼如何影响中学生学业成绩的提升。但需要提出的是，直接效应的显著性是判断中介效应属于部分中介还是完全中介的有效指标，如果直接效应显著，那么中介效应属于部分中介；反之，则属于完全中介(温忠麟、叶宝娟，2014)。体育锻炼对中学生学业成绩的直接效应显著，因此属于部分中介。具体路径系数如图3所示。

    六、结论与讨论   

随着“双减”政策的实施,体育锻炼与学业成绩的关系和路径分析成为广受关注和亟须回应的重要命题。研究增加课外体育锻炼能否提高学业成绩，以及通过何种路径对学业成绩发挥作用,可以指导学生合理安排体育锻炼和学习时间,促进个体身心协调发展。本研究基于“中国教育追踪调查”2014—2015数据,探究体育锻炼对中学生学业成绩的影响效应,并进一步从身心健康、认知与非认知能力、积极与消极同伴关系三个维度六个层面考察两者之间的关系,得出以下结论。

首先,体育锻炼能够对中学生学业成绩产生直接效应。研究发现，在控制学校、家庭、个体特征等因素后,体育锻炼仍然显著正向地影响中学生的学业成绩,其中锻炼频次的影响效应好于锻炼时间；但是并非体育锻炼频次越多、锻炼时间越长,学业成绩越好,而是每天1小时左右的适量体育锻炼对学业成绩影响的效应最大。

其次,体育锻炼对中学生学业成绩产生间接效应,且间接效应大于直接效应。间接效应占总效应的76.84%,是直接效应的3倍多。各间接效应的大小依次为：认知能力、积极同伴效应、非认知能力、消极同伴效应。从身心健康的维度来看,身体健康、心理健康在体育锻炼与学业成绩之间的中介效应并未得到验证,但是心理健康在体育锻炼对中学生学业成绩的影响中存在调节效应。可能的原因是,一方面当前中学生学习任务重、压力大,身心健康问题较为严重,而迫于升学压力,中学生体育锻炼不足、运动强度不够的现象普遍存在,导致体育锻炼无法达到有效刺激身心健康发展的运动负荷,从而减弱了体育锻炼通过身心健康对学业成绩产生的积极效应。另一方面,中学生的心理问题可能比体质问题更为严重,且不易被发现和进行有效的干预。心理问题越严重的学生在体育锻炼过程越可能缺乏运动自信,排斥运动参与。相反,心理健康的学生则具有较高的运动动机和运动自律性。因此,体育锻炼对学习成绩的影响可能受到心理健康的调节作用。

最后,从认知能力维度看,如以往研究结果显示,经常进行适量的体育锻炼，不仅可以提高认知能力,而且还能增强学生的非认知能力,进而提升其学业成绩(方黎明,2020；董艳梅、朱传耿,2020)。本研究进一步验证了体育锻炼影响学业成绩的机制同时存在认知能力和非认知能力两种中介路径,且认知能力的间接效应(49.71%)明显大于非认知能力(6.93%)。从同伴效应维度来看,同伴效应是体育锻炼影响学业成绩的重要中介机制,体育锻炼通过不同类型的同伴效应对中学生学业成绩产生影响,这个观点得到验证。

上述研究结论表明,科学认识体育锻炼与学业成绩之间存在良性关系,强化体育锻炼的功能与作用,对学校体教融合工作和“双减”政策的实施具有重要意义。第一,学校应秉承“以体育人”的教育理念,合理分配体育与文化课的课时比例,避免体育课被随意占用的情况发生；同时应重视体育教学的质量和效果,重视教师在体育教学过程中对学生执行力、思维能力、集体意识、同伴协作等能力的培养与发展,使学生在体育课中“动有所获”。第二,父母应积极配合学校工作,应多陪伴、多鼓励、多支持孩子适度参与各类体育活动,使其在体育锻炼过程中建立自信心、自尊心,形成良好的同伴效应。第三,中学生应该注意劳逸结合,自觉培养体育兴趣,有规律地进行体育锻炼,从而保证更高效的学习活动。

本研究尚存在一些局限。一是,尽管本研究使用的数据来源于“中国教育追踪调查”数据,但尚未明确体育锻炼与中介变量之间是否存在互为因果关系,这需要后续基于多期追踪数据,对其因果关系进行验证。二是,本研究重点考察身心健康、认知非认知能力和同伴效应在体育锻炼与学业成绩之间的中介效应,但也发现了心理健康的调节效应,那么这些变量究竟是发挥了中介作用还是调节作用,或兼而有之?这有待今后更加详细深入的分析和探讨。三是,囿于数据的限制,本研究缺少对体育参与的形式、项目、运动量、运动强度与学业成绩关系的考察,对非认知能力的测量也未能涵盖其所有层面,今后将对这些进行进一步的深化研究。

注：原文载于《青年研究》2021年第6期。

此文经本微信公众号工作人员重新排版；封面图片来自网络；篇幅有限，参考文献、脚注已省略。

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