张要要 | 体育锻炼能否减少青少年偏差行为——来自中国教育追踪调查的证据

  作 者 简 介  

张要要，南京警察学院治安学院讲师，博士，主要从事发展经济学、教育经济学研究。

· 摘 要 ·

基于2014—2015年中国教育追踪调查数据，考察体育锻炼对青少年偏差行为的影响，并从亲子关系和非认知能力角度进行机制分析。基于最小二乘法、工具变量法和倾向得分匹配方法的研究结果表明，体育锻炼对青少年偏差行为有显著负向作用。进一步中介效应检验结果表明，体育锻炼能够通过强化亲子关系和提高非认知能力减少青少年偏差行为。家长及学校应合理分配青少年学习时间与体育运动参与时间，多措并举提高青少年体育锻炼参与度，充分发挥体育锻炼在规范青少年社会行为上的积极效用。

一、引言　　

日趋严重的青少年犯罪问题越来越成为社会关注的焦点。来自最高人民检察院的数据显示，2014—2019年，全国检察机关共受理审查逮捕未成年犯罪嫌疑人284 569人，人数总量呈逐年增长态势，预防青少年犯罪形势不容乐观。[1]校园暴力、偷窃等偏差行为被视为青少年时期违法犯罪的潜在诱因，聚焦到青少年偏差行为影响因素的考察，将有助于预防和矫治青少年偏差行为，甚至是有效遏制违法犯罪活动，因此具有重要的现实意义。　　

早在19世纪中期，英国人便把体育锻炼视为对青少年社会控制的一种手段。近来许多国家也是将体育运动作为促进青少年发展的有效载体。[2]事实上，来自学术界的研究表明，青少年体育锻炼的确会产生诸多益处，这不仅体现在认知能力、学业表现[3]和人际交流[4]等行为能力的提高上，还表现为心理健康[5]、自我效能感[6]和社会信任[7]等内在价值倾向的改善。那么，体育锻炼能否作为预防青少年偏差行为的有效工具呢？国外有一些文献对此进行了讨论，但主要是在后工业化国家的社会结构和发展模式下，且研究结论莫衷一是。[8-10]应该明确的是，即使是对已经相当工业化的中国而言，教育事业的东、中、西部地区差距显著等问题的存在，使得国外学者的理论解释在中国场景下是否适用值得商榷。就国内学界相关研究进展来看，对青少年偏差行为具有重要影响的体育锻炼，却在很大程度上被忽视，尚缺乏基于经验证据的探讨。不仅于此，虽然有部分国外研究讨论了体育锻炼对青少年偏差行为的影响，但对体育锻炼究竟是如何作用于青少年偏差行为的内在机制仍是鲜有涉及。　　

基于上述思考，本文将探讨以下两个问题：（1）体育锻炼对中国青少年偏差行为是否具有显著影响？（2）如果答案是肯定的，那么体育锻炼影响中国青少年偏差行为的作用机制又是什么？实证考察体育锻炼对青少年偏差行为的影响及机制。一方面，有助于增加学界对中国青少年偏差行为影响因素的认识。另一方面，在实务层面上，也能够充分引起人们对青少年体育锻炼的重视，为制定促进青少年体育参与和引导青少年践行社会规范的相关政策提供学理参考。

二、相关文献与理论框架　　

（一）文献综述　　

对青少年偏差行为的研究可追溯至默顿（Merton）和迪尔凯姆（Durkheim）提出的社会失范论。[11]随着研究的深入，国内外学界对青少年偏差行为成因的解释大致可归为“自身特质论”“家庭—学校环境论”和“社会文化论”三种解释路径。“自身特质论”的解释认为，性别、[12]自我控制能力[13]和学业表现[14]等都是影响青少年偏差行为的重要因素。持“家庭-学校环境论”的研究者认为，家庭内部的经济水平、[15]亲子关系、父母教养和管教程度[16]以及学校层面教育质量[17]等对青少年偏差行为均有显著作用。再从“社会文化论”的解释来看，青少年阶段心智发育尚未成熟，对个体自由观念的强调以及网络流行文化等都可能在社会学习机制的作用下，使青少年出现模仿抽烟、酗酒或是沉迷网络游戏等偏差行为。[18]教 育 学 报2023年第4期体育锻炼能否减少青少年偏差行为　　

聚焦到自身特质论的文献来看，国外有一些学者实证检验了体育锻炼对青少年偏差行为的影响，并形成了“积极论”“消极论”和“无关论”三种理论解释。持“积极论”观点的学者认为，参与体育锻炼有助于降低青少年偏差行为。比如，哈斯塔德（Hastad）基于美国西南部某市381名六年级学生数据，利用最小二乘法回归的结果发现，同不参与体育锻炼的学生相比，参与体育运动学生出现偏差行为的概率明显更低。[8]同样是基于美国青少年数据的实证检验，霍夫曼（Hoffman）的研究指出，参与体育锻炼学生的自信心和自我控制能力更强，发生酗酒等不良行为的概率显著降低。[19]　　

不过，持“消极论”观点的学者对上述结论有所批评，他们认为“积极论”的解释往往忽视了体育运动中特定价值规范对偏差行为的诱发效应。加里（Garry）等基于社会学习理论的研究认为，体育锻炼对竞争的过度强调可能会引发参与者为获取胜利而采取伤害、欺骗、服用药物等不正当竞争手段，这将显著增加青少年偏差行为。[20]类似地，还有一些实证研究发现，若是体育运动参与者极端遵从追求卓越、忍受痛苦等体育运动中的价值规范，在体育运动之外往往会产生酗酒、暴力和随意性行为等负面活动。[9][13]在“无关论”的解释上，基于英文文献的元分析的结果显示，青少年体育参与和偏差行为二者间并不存在统计学意义上的显著关系。[10]　　

纵观上述研究，国内外学界围绕着青少年偏差行为影响因素已经形成了多重路径的解释，为后续的研究拓展奠定了重要基础。更为直接的是，国外有不少研究讨论了体育运动和青少年偏差行为之间的关系，但相关研究还存在一定不足。第一，国内学界在这一议题上的考察还较为薄弱，大多数研究仅停留在规范分析或是简单的描述性统计，未能为体育锻炼与青少年偏差行为二者间关系提供可靠的经验证据。第二，虽然有不少国外研究检验了体育锻炼对青少年偏差行为的影响，但机制分析存在明显缺憾，使得学界对于体育锻炼究竟是如何作用于青少年偏差行为的内在机制知之甚少。第三，在研究策略上，相关研究更多利用特定地区的数据，使用最小二乘法回归进行实证检验，未能对实证模型中潜在的内生性问题进行针对性处理。鉴于此，本文试图在已有研究的基础上，利用中国教育追踪调查数据，探讨体育锻炼对青少年偏差行为的影响，并对内在机制进行分析，以期对既有研究做进一步拓展。　　

（二）研究假说　　

社会联系理论(Social Bond Theory)指出，人们天生具有犯罪的倾向，而依附、奉献、信仰和参与等是遏制违法犯罪行为产生的关键要素。[21]有经验证据表明，青少年参与体育锻炼，特别是参加团体体育运动时能够增强参与者同队友或是教练员之间的情感联结，从而增进个人的依附感和奉献意识，而这种依附感和奉献意识正是控制青少年偏差行为的一个重要力量。[22]此外，皮亚杰（Piaget）的游戏理论(Piaget’s Theory of Play)认为，体育运动的实质可以视为一种“游戏”，体育运动参与者在“游戏”过程中，能够加深对游戏规则的认知和尊重，而对规则的遵守也便是道德行为的开端。[23]事实上，布鲁纳（Bruner）等研究便发现，长期体育运动过程中的规则形塑，有助于青少年形成正确的价值规范并遵守规则，良好的价值规范认知和道德意识对青少年的道德发展产生了积极影响。[24]　　

在解释青少年偏差行为的自我特质论文献中，有不少研究关注到心理健康对偏差行为的影响。比如，费兰（Phelan）的研究指出，青少年心理上的不安全感很好地解释了早恋等偏差行为的出现，[25]抑郁、焦虑和敌意等消极心理也能够预测青少年偏差行为。在事情的另一面，作为一种干预手段的体育锻炼，可以改善青少年认知功能，降低其焦虑或抑郁水平，促进青少年身心健康发展。[26]由此，体育锻炼降低偏差行为的逻辑链条是可行的。再者，当青少年将时间和精力用于参与体育运动，也必然会减少其将时间用于网络游戏等偏差活动上的机会，进而降低偏差行为的出现。更为直接地，马尔夫（Marvul）以体育锻炼干预作为准自然实验的研究发现，同不经常参与体育锻炼的控制组相比，处理组中经常参与体育锻炼的学生出现旷课的概率明显更低。[27]类似地，在国内有研究发现，参与足球运动对矫治青少年网瘾产生了十分积极的效果。[28]基于上述理论分析和经验证据，提出本文的第1个研究假说：　　

研究假说1:体育锻炼对青少年偏差行为有显著负向影响。　　

如果前述理论假说得以成立，那么，体育锻炼作用于青少年偏差行为的机制又是什么？这在既有研究中鲜有涉及。本文认为，青少年体育锻炼可以通过密切父母与子女关系来降低偏差行为的产生。对于个体而言，无论是出于休闲健身的目的还是为满足业余体育兴趣的体育锻炼都在客观上创造了一种交往空间。特别是参与到团体性体育运动中，体育参与者之间会产生深入的互动。具体到青少年群体来看，体育锻炼是增进亲子关系的重要渠道。现实中，正处于青春期阶段的孩子，自主意识和判断能力都尚有不足。出于安全的考虑，青少年体育锻炼往往会有父母等家人陪同。父母参与到青少年体育锻炼的过程中，将显著增加家长与子女沟通的机会。在体育锻炼的共同参与中，家长可以向子女传授体育知识或相关经验，有助于建立紧密、良好的亲子关系。而且，青少年体育锻炼还含有很多趣味性内容，帮助家长和子女实现更为充分的互动，从而使亲子间情感关系得到强化。有经验证据就表明，青少年体育锻炼为加强父母与子女之间的情感联系创造了条件，亲子关系得到显著改善。[5] 　　

进一步地，良好的亲子关系对青少年偏差行为具有至关重要的作用。家庭—学校环境论的理论文献指出，密切的亲子关系有助于遏制青少年偏差行为。比如，赫希（Hirschi）在对青少年犯错成因的考察中指出，对父母的情感依恋是遏制青少年出现反社会行为的关键因素。即青少年与父母关系越紧密，越有可能对父母产生依恋并认同父母的态度，进而有效抑制偏差行为的产生。反之，若是与父母的感情联系薄弱，甚至是存在感情隔阂，青少年发生偏差行为的可能性将显著提高。[21]而后，霍林（Hollin）等为这一观点提供了经验证据支持，当青少年对来自父母的爱与关注的感知程度越高，发生偏差行为的可能性便越低。[29]谢尔（Shears）等对亲子关系与青少年犯罪行为关系的检验中也有着类似的发现，与父母有紧密联系的青少年往往能够在发生违法犯罪行为的边缘之际考虑到父母的失望与不安，进而在犯罪情境中做出正确的道德选择，及时停止越轨行为。[30]综上所述，体育锻炼为家长与子女进行深度互动提供了难得机会，亲子关系得以增进，从而发挥亲子关系对偏差行为的抑制作用。基于上述理论分析和经验证据，提出本文的第2个研究假说：　　

研究假说2:体育锻炼通过改善亲子关系降低青少年偏差行为。　　

除上述机制外，体育锻炼通过提高青少年非认知能力来减少偏差行为的渠道也可能是成立的。非认知能力是个体在特定环境下出现的固定倾向，反映了个体内在的自尊、信任、自我效能、开放态度、责任感和情绪稳定性等人格特质。[31]既有研究指出，个体人格特质中情绪和态度特征同体育锻炼参与有着密切关系。比如，德莱尼（Delaney）和基恩（Keane）基于欧洲民众数据的研究指出，与缺乏体育锻炼的人相比，经常锻炼的人保有更高水平的社会信任。[32]聚焦到青少年群体来看，高善春基于城市务工人员随迁子女的研究发现，与不参与体育锻炼的青少年相比，经常参与体育运动的青少年会表现出更高水平的信任、亲社会行为和对社会活动的高参与热情，进而有助于提高随迁青少年的环境适应能力，实现个体社会融入。[4]来自体育生理学的证据表明，参与体育锻炼能促进人体内β-内啡肽的产生和释放，降低肾上腺素和皮质醇的活跃程度，从而有效抑制失落、沮丧等负面情绪，提升参与者的情绪稳定性。[33]这意味着，参与体育锻炼有助于青少年在生活和学习中有效应对各种压力，缓解抑郁、焦虑等负面情绪。此外，无论是独立的体育锻炼还是团体性运动，都对体育运动参与者的耐力、勤奋和严谨性提出了更高的要求。在那些富有挑战性的体育运动中，还能够培养青少年体育参与者的自我效能感和思维敏捷性。[34]综合来看，体育锻炼对改善青少年非认知能力有着积极作用。　　

基于“大五人格”（Big Five Personality）量表的经验研究发现，非认知能力对个人的学业成就、工作收入、金融投资等诸多方面有着长远而深刻的影响。[35]从实质内容上看，无论是非认知能力中对自我控制能力、情绪稳定性的强调，还是对严谨性、亲和性、外向性和开放性等人格特质的要求都与良好的社会道德规范相一致，这也将有助于减少青少年沉迷网络游戏、暴力冲突和酗酒（抽烟）等不良行为的发生。例如，达克沃斯（Duckworth）的研究指出，个体自我控制能力能够预测偏差行为。[36]而且，也有不少研究证实了严谨性、焦虑心态、奉献意识和心理开放倾向对暴力冲突和酗酒（抽烟）及学校抄袭等行为的负向影响。[37-39]因此，本文认为非认知能力能够对偏差行为产生负向影响，并进一步推测非认知能力是体育锻炼减少青少年偏差行为的重要机制。基于上述理论分析和经验证据，提出本文的第3个研究假说：　　

研究假说3:体育锻炼通过提高非认知能力降低青少年偏差行为。

三、研究设计　　

（一）数据来源　　

本文利用中国人民大学中国调查与数据中心设计并实施的中国教育追踪调查数据进行分析。CEPS数据采用分层次、多阶段、概率与规模成比例（PPS）等多种抽样方法，对初中生及其家长、任课教师和学校管理人员进行问卷调查，以全面而系统地反映家庭、学校、社区以及宏观社会结构对于个人教育产出的影响。考虑到研究主题以及数据时效性的需要，本文具体选择2014—2015年的调查数据，共有 9920个样本。在问卷内容上，涵盖受访者的基本人口统计学信息、身心健康、学校和社区行为以及家庭教育内容等诸多题目。经过剔除含有关键缺失值的样本后，最终保留的有效样本量为8670个。　　

（二）变量选取　　

1.因变量　　

本文的因变量为青少年偏差行为。偏差行为是指对一定社会的行为准则、价值观念或道德规范的违背。在学校环境下，青少年偏差行为往往表现为课堂上注意力涣散、考试作弊、逃课和校园暴力等。与吴帆和张林虓对青少年偏差行为的衡量方法相一致，[40]根据CEPS问卷中，受访者对“过去一年中，你有没有以下行为：打架、欺负弱小同学、注意力不集中、逃课（旷课、逃学）、抄袭作业（考试作弊）、抽烟（喝酒）、上网吧（游戏厅）”等 7个题目回答来测量，答案选项1-5分别代表“从不”到“总是”，内部一致性系数值为0.754，KMO值为0.853。而后，本文将各个单项指标加总后取均值，最终得到一个衡量青少年偏差行为的变量，该变量的数值越大，表明受访青少年的偏差行为越多。　　

2.自变量　　

本文的自变量为体育锻炼。CEPS数据询问了受访青少年体育锻炼情况，这主要是通过“通常每周几天”和“每天多少分钟”两道时间维度的题目来衡量青少年体育锻炼参与程度。参考已有文献的做法，[41]本文先是剔除了回答“每次锻炼超过360 分钟”的样本极值，再根据公式（平均每天锻炼时间=每周锻炼天数×每天锻炼时间/7）来计算青少年平均每天的锻炼时长。为使得自变量更加符合正态分布要求，同时保证平均每天锻炼时间为0样本不会被剔除，本文将平均每天锻炼时间加上0.01后，再取自然对数，最终得到用于衡量青少年体育锻炼的连续变量，该变量数值越大，说明青少年的体育锻炼参与越多。　　

3.中介变量　　

根据理论机制梳理，本文所选择的中介变量为亲子关系和非认知能力，具体选取的测量题目如下。　　

亲子关系。根据已有研究的做法，[32]对亲子关系的衡量通过家长与子女的情感联系来完成。具体地，先是通过询问受访青少年和父母关系紧密程度，“你和爸爸的关系怎么样”和“你和妈妈的关系怎么样”，两道题的答案选项为1-3，分别代表“不亲近”到“很亲近”。父母对子女的未来期望也能够较好地指示家长对子女的情感寄托，本文根据问卷中受访者对“你父母对你的未来是否有信心”这一题目的回答进行衡量，答案选项为1-4，分别代表“根本没有信心”到“很有信心”。此外，CEPS问卷还询问了受访者在“当你想跟人聊天”“遇到麻烦”和“需要帮忙时”等情境下首先会找谁的问题，答案选项有：“同学”“好朋友”“父母”“某个亲戚”“学校老师”和“没人可找”。数据处理时，本文将选择“父母”受访样本重新编码为1，而选择其他答案的样本编码为0，以此来呈现子女对父母信任程度。最终将上述6个指标进行加总，可得到一个衡量亲子关系的变量，数值越大，表示家长与子女间的情感联系越深。　　

非认知能力。考虑到非认知能力的多维复杂性特征，本文参照于爱华等的做法，[42]从5个维度来衡量青少年的非认知能力。对每个维度的具体衡量题目如下。　　

（1）严谨性。在问卷中，询问了受访学生对“就算身体有点不舒服，或者有其他理由可以留在家里，我仍然会尽量去上学”“就算是我不喜欢的功课，我也会尽全力去做”和“就算功课需要化好长时间才能做完，我仍然会不断地尽力去做”三道题目的回答，答案选项为1-4，分别代表“完全不同意”到“完全同意”。（2）亲和性。对亲和性的测量是通过询问受访者过去一年是否做到以下三点，“帮助老人做事情”“遵守秩序、自觉排队”和“待人真诚友善”，答案选项1-5，分别代表“从不”到“总是”。（3）外向性。CEPS问卷也询问了受访者对以下说法的态度，“我常自己一个人坐着，而不愿与别人在一起”“与同学或同伴在一起时，我不常讲话，多数时间听他们说话”和“对于需要完成的任务，我通常很有信心”，答案选项1-4，分别代表“完全不同意”到“完全同意”。前两道题目为反向问题，具体处理时本文进行了反向编码。（4）开放性。对于开放性人格特质的衡量是根据受访者对以下问题的态度来完成的，具体为“我经常参加学校或班级组织的活动”“对于自己的兴趣爱好，我能够坚持下去”和“有一些我尊敬和崇拜的成年人”，回答选项为1-4，分别代表“完全不同意”到“完全同意”。（5）情绪稳定性。通过询问受访者在过去的七天之内，是否有如下感觉：“沮丧”“悲伤难过”“紧张”“担心过度”“生活没意思”和“预感有不好的事情发生”的回答来衡量，回答选项1-5，分别代表“从不”到“总是”。为衡量标准的一致性，本文进行了反向编码。　　

在确定测量题目后，本文先是对上述各个维度下的测量题目按照零-均值规范化处理，使处理后的相关变量均值为0，标准差为1。再将“大五人格”维度下经标准化处理后的变量值加总求平均值，进而得到非认知能力5个维度的值。最后经检验，非认知能力5个维度的内部一致性系数值为0.705，KMO值0.781，可以利用主成分分析法拟合整合型指标——非认知能力。通过主成分分析法提取特征根大于1的主成分，并得到2个特征根大于1的主成分，再对2个主成分进行加权求和，权数为每个主成分的方差贡献率，最终得到衡量青少年非认知能力的变量，变量的数值越大，表示受访青少年的非认知能力越高。　　

4.控制变量　　

为有效估计，也参考于既有研究，本文选择了一些控制变量，这包括受访者个体基本信息、同伴特征以及来自家庭和学校层面的变量。在个体基本特征方面的控制变量有，性别（男为1，否则为0）、是否为独生子女（是为1，否则为0）、户籍类型（农村为1，否则为0）、健康状况（1-5，分别代表“很不好”到“很好”）和学习成绩（2014年秋季期中语文、数学和英语考试原始成绩加总后取均值）。家庭作为青少年成长的依托环境，父母的教育能力、紧密关系以及家庭经济等各方面情况均可能会对青少年的体育锻炼和偏差行为带来不可忽视的影响。为此，本文在家庭层面的控制变量为受访者父母的教育程度（教育年限，0~19，分别代表“未上学”到“研究生及以上”）、父亲醉酒（你爸爸经常喝醉吗？是为1，否则为0）、父母关系（你父母之间关系好吗，是为1，否则为0）和家庭经济情况（1-5，分别代表“非常困难”到“很富裕”）。此外，学校层面的教育管理质量和体育设施建设等也可能会影响到受访者青少年的体育锻炼和偏差行为，故而选择的控制变量有，学校类型（公办学校为1，否则为0）、学校排名（1-5，分别代表“最差”到“最好”）、生师比（初中部目前的生师比，教师为1）和学校体育设施（学校是否有运动场，1-3，分别代表“没有”到“有，且设备良好”）。考虑同辈群体对青少年行为选择的影响，本文还控制住同伴群体的偏差行为（1-3，数值越大，同伴的偏差行为越多）[CEPS问卷中询问了受访者“上面提到的几个好朋友有没有以下情况：逃课（旷课、逃学）、违反校纪被批评、打架、抽烟（喝酒）、经常上网吧（游戏厅）、谈恋爱和退学了”，回答选项为1-3，分别代表“没有这样的”到“很多这样的”。本文将其上述题目得分进行加总后再取平均值，数值越大，表明受访者同伴的偏差行为越多。]。综上，本文主要变量的描述性统计结果如表1所示。

四、实证结果分析　　

（一）基准回归结果　　

表2报告了利用最小二乘法的基准回归结果。为挖掘更多信息，基准回归结果采用逐步回归的汇报形式。其中，列（1）中仅纳入核心自变量，结果显示，体育锻炼在1%统计水平下对青少年偏差行为产生了显著负向影响，体育锻炼的系数估计值为-0.024。在列（2）—（4）中再依次引入个体、家庭和学校层面的控制变量，估计结果表明，体育锻炼始终在1%统计水平下对青少年偏差行为有显著负向作用，体育锻炼系数估计值未有明显变化，维持在-0.014到-0.012。考虑到既有研究所指出的，同伴效应在青少年偏差行为中有显著影响。[43]列（5）在列（4）的基础上再纳入控制变量同伴行为特征，结果显示，体育锻炼对青少年偏差行为的影响在5%统计水平下显著为负，且体育锻炼系数估计值为-0.009。综上，在控制住个体层面、家庭层面、学校层面和同伴特征等变量后，体育锻炼对青少年偏差行为有显著负向影响，并保持足够稳健性，意味着体育锻炼能够有效减少青少年偏差行为的发生。由此，本文的研究假说1得到初步验证。

就本文估计结论来看，支持了国外研究中“积极论”观点，即体育锻炼有助于减少青少年偏差行为。结合国外文献的三种主要结论来看，以特定地区学生样本为分析单位的研究往往会受到地方经济社会发展情境的内在限制，因此研究结论应有针对性看待。此外，由于变量模型中内生性问题没有能够得到妥善解决，相关研究结论也应该审慎对待。至于“消极论”解释所强调的，体育运动过程中的竞争文化、身体支配等共享价值规范带来了青少年偏差行为并不适用于本文。一方面，本文所聚焦的青少年体育锻炼更多的是在学校及社区层面，是在学校教师和家长的引导下进行，受到体育运动中“偏差”文化规范的影响相对较小。另一方面，本文是在整体层面上讨论青少年体育锻炼参与情况，没有区分青少年体育参与目的或是具体的运动项目，进而也可能有所差异。 

（二）内生性问题　　

1.工具变量法　　

现实世界的高度复杂性、反向因果以及特定变量难以观测等问题的存在依然威胁着基准回归结果的可靠性。例如，青少年偏差行为也可能会反过来影响到体育锻炼参与情况，也即是双向因果问题。又比如，如果存在某种难以观测的因素既与体育锻炼参与有关，并且同时能够影响青少年偏差行为的发生。那么，遗漏该因素将必然会干扰到核心自变量估计系数的准确性。为此，本文选取工具变量，在两阶段最小二乘法框架下进行稳健性检验。　　

理论上，合格的工具变量应同时满足相关性和外生性两个要求。本文最终筛选而来的工具变量为学校层面的学生体育锻炼参与率（除个人外）。这主要是基于以下两点理由。第一，就相关性而言，学校层面体育锻炼参与率（除个人外）是一个整体水平，能够在一定程度上反映出学生体育参与热情、学校体育教育的重视程度以及校园体育锻炼基础设施建设上的完备性。在较好的体育锻炼环境氛围和体育锻炼设施的支持下，有足够的理由可以相信，学校层面的体育锻炼参与率（除个人外）将会影响到在学青少年的体育锻炼参与。第二，在外生性方面，还没有经验证据表明，学校整体层面的体育锻炼参与率（除个人外）会对青少年偏差行为产生直接影响。而且，也很难想象学生个体的体育锻炼能够对学校层面的整体体育锻炼参与产生实质性作用。基于上述讨论，本文认为学校层面的学生体育锻炼参与率（除个人外）是一个有效的工具变量。　　

表3报告了两阶段最小二乘法的检验结果，基本结构类似于表2。其中，Panel A为2SLS第一阶段回归估计结果，Panel B是对应第二阶段估计：将体育锻炼变量作为主要变量，和其他外生控制变量一起解释青少年偏差行为的变化。从表3的第一阶段F值来看，列（1）—（5）的第一阶段F值远远高于一般学界所认为应大于10的安全阀值，[44]即说明本文的工具变量学校层面体育锻炼参与率（除个人外）和内生变量之间有着较强的相关性，通过弱工具变量检验。Panel A第一阶段估计结果显示，在逐步控制个体特征、家庭层面、学校层面和同伴特征后，学校层面体育参与率（除个人外）始终在1%统计水平下对体育锻炼有显著正向作用，进一步说明本文所选取工具变量的合理性。同时，Durbin-Wu-Hausman内生性检验结果表明，可以在1%统计水平下拒绝“所有变量均为外生变量”的假设。从Panel B第二阶段估计结果来看，列（1）—（5）结果显示，本文的核心自变量体育锻炼在1%统计水平下对青少年偏差行为有负向作用。总体而言，应用工具变量的两阶段最小二乘法估计结果与表2基准回归结果保持一致，这意味着在控制了潜在的内生性问题后，体育锻炼对青少年偏差行为有显著负向影响，进一步印证了基准回归结果的可靠性。

2.倾向得分匹配法　　

识别青少年体育锻炼对偏差行为的影响，可能存在一些同时影响青少年体育锻炼和偏差行为的混淆因素，产生样本选择偏差问题，进而干扰到估计结果的准确性。为此，本文使用倾向得分匹配方法（PSM）对基准回归结果进行稳健性检验。　　

本文将每周锻炼不少于3天且每次锻炼时间大于等于30分钟的青少年视为“经常参与体育锻炼”，归为处理组。反之，将体育锻炼程度低于这一标准的样本视为“缺乏体育锻炼”，也即是控制组，从而把体育锻炼重新设定为0、1虚拟变量，满足应用PSM方法的基本要求。在对处理组和控制组样本的设定后，本文按照以下步骤进行PSM检验。首先，根据表2列（5）的相关控制变量，利用Logit模型计算处理组样本的条件概率，即倾向得分。其次，为确认处理组和控制组中协变量和倾向得分是否存在系统性差异，本文通过单个协变量的双t分布和比较匹配前后倾向得分值的核密度函数分布变化两种方法进行匹配质量检验。就单个协变量的双t分布检验结果而言，经过倾向得分匹配后所有变量的标准化偏差小于10%，低于学界一般所认为的标准偏差绝对值应小于20%的条件，[45]且所有变量在匹配后的P值均大于0.1，单个协变量的t检验结果无法拒绝处理组和控制组之间匹配变量差异为零的原假设，表明处理组和控制组样本之间没有显著差异[限于篇幅，单个协变量的双t分布检验结果并未在正文中公布，留存备取。]。　　

下图1为采用近邻匹配（k=4）后处理组和控制组的倾向得分值在匹配前后的核密度函数变化情况。由图1可知，在匹配前二者倾向得分值的概率分布存在明显差异，这既可能是样本资料本身便呈现这种形态，也可能是因为控制组中包含了不适宜的混淆变量。经过匹配后，处理组和控制组核密度方程曲线差距有了明显的缩小，二者走势也更趋一致。经过单个协变量的双t分布检验和核密度函数分布变化的平衡性检验结果说明，使用PSM方法可以减少处理组和控制组在解释变量上的差异，符合条件独立假设，能够缓解由样本选择偏差对统计结果准确性带来的干扰。

为准确测算经常参与体育锻炼对青少年偏差行为的平均处理效应，本文采用近邻匹配（k=4）、卡尺匹配（r=0.01）和核匹配（默认核函数和带宽）三种常见的匹配方法进行估计，估计结果见表4。由表4估计结果可知，不论是采用何种匹配方法，经常参与体育锻炼对青少年偏差行为的影响始终显著为负，说明经常参与体育锻炼显著降低了青少年偏差行为的发生，影响效应在-0.039到-0.036。相比于基准回归结果，PSM方法估计下的体育锻炼对偏差行为的影响效应更大，这与应用PSM方法的样本分组标准有关，进而在一定程度上说明本文对处理组和控制组分组方法的可靠性。由此，经过应用工具变量法和倾向得分匹配估计后，本文的研究假说1得到充分验证。

（三）中介效应检验结果　　

根据理论分析，青少年与父母间亲子情感联系以及自身的非认知能力可能在体育锻炼和偏差行为之间起到中介效应。具体的，本文根据温忠麟和叶宝娟提出的中介效应方法进行检验。[46] 　　

表5报告了中介效应检验结果。其中，列（1）和（2）为中介变量亲子关系的检验结果，列（3）和（4）为中介变量非认知能力的检验结果，列（5）为两个中介变量同时纳入后的估计结果。列（1）体育锻炼对亲子关系的回归系数在1%统计水平下显著为正，说明体育锻炼有助于增进亲子关系。进一步观察列（2），亲子关系对青少年偏差行为在1%统计水平下显著为负，说明亲子关系对青少年偏差行为的产生有抑制作用。与此同时，体育锻炼对偏差行为的回归系数并不显著。因此，根据中介效应原理，亲子关系是一个完全中介变量，即体育锻炼完全通过亲子关系的改善来降低青少年偏差行为。

同理，列（3）和（4）检验了非认知能力的中介效应。列（3）的结果显示，体育锻炼对非认知能力在1%统计水平下显著为正，说明体育锻炼能够促进青少年非认知能力的提高。列（4）非认知能力的系数在1%统计水平下显著为负，说明非认知能力对降低偏差行为的出现有积极作用，而此时体育锻炼的系数未达到10%统计显著性门槛，意味着非认知能力是一个完全中介变量，即体育锻炼完全通过提高非认知能力来减少青少年偏差行为的产生。再到列（5）同时纳入两个中介变量的检验结果来看，中介变量亲子关系和非认知能力均在1%统计水平下显著为负，仍然支持中介效应检验结果。综上，体育锻炼通过强化家长与子女间的亲子关系和改善非认知能力来降低青少年偏差行为。由此，本文的研究假说2和3得到验证。

五、结论与政策意涵　　

基于2014—2015年中国教育追踪调查数据，本文实证检验了体育锻炼对青少年偏差行为的影响及其作用机制。研究结果表明，体育锻炼对青少年偏差行为有显著负向影响。在考虑了双向因果和样本选择偏差问题后，本文使用工具变量法和倾向得分匹配法处理潜在的内生性问题，检验结果表明，体育锻炼对青少年偏差行为的负向作用具有足够的可靠性。此外，本文引入青少年与父母间的亲子关系和非认知能力作为中介变量，探讨体育锻炼作用于青少年偏差行为内在机制。中介效应检验结果表明，青少年体育锻炼通过强化家庭内部亲子关系和改善自身非认知能力减少偏差行为的出现。　　

本文具有一定的政策意涵，这体现在：首先，在实施“健康中国2030”战略背景下，家庭、社区和学校作为青少年体育参与环境的构筑者，既要调动青少年体育参与热情，也要充分利用政策优势，为青少年提供安全、完备和多样化的体育锻炼设施，还要科学、合理分配青少年的学习时间和体育锻炼时间安排，注重劳逸结合。透过多元主体协助，促进青少年体育参与，让青少年在体育运动中感觉到快乐和成就感，从而在根本上提高青少年体育参与率，发挥青少年体育锻炼在行为规范上的积极效应。其次，青少年偏差行为很大程度上会受到亲子关系和个体非认知能力的影响，这意味着在实践中增加亲子体育活动以及在体育运动中锻炼青少年的协助、严谨和拼搏精神具有重要意义。家长应积极参与到青少年体育锻炼过程中，增加亲子间互动交流和情感联系，在向子女言传身教的同时，及时发现子女存在的越轨行为并解决。同时，学校可以组建青少年体育运动兴趣小组，有意识地在体育运动过程中，培养青少年参与者的团队协助精神和沉着冷静的性格，提高运动“情商”。最后，教育部门应该充分重视体育健康教育课程的重要性，在理念和实践中促进青少年对勤奋、严谨、协作、开放和融入等体育精神内涵的理解，透过体育精神的涵养，增强青少年对学校行为准则和社会道德规范的认识和遵循。

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