體育鍛煉對青少年學業表現的影響及其中介機制
——基于中國教育追蹤調查的實證分析

張云亮，柳建坤，何曉斌

（1.西南財經大學社會發展研究院，四川成都611130；2.清華大學社會科學學院，北京100084）

1 問題的提出

教育和健康是個體人力資本的重要組成部分［1］，青少年時期是人力資本積累的關鍵階段。然而，在中國應試教育的長期發展過程中，學校的教學多在圍繞升學的“指揮棒”運轉。學業表現和體育鍛煉處于一種不平衡的矛盾關系之中，文化課在學校教學內容中始終居于主導地位，校方、家長和學生本人往往擔心在非文化課上的投入會影響學業表現，因而壓縮學生的體育鍛煉時間，造成學生身體素質下降等問題。那么，體育鍛煉對青少年學業表現有何影響？這些影響存在怎樣的中介機制？這是本文探討的兩大問題。

國內外學者對此開展了大量研究，關于兩者之間關系的理論解釋大致可分為“積極效應說”“消極效應說”“無關說”等。然而，國外研究的社會背景不同于中國快速發展的國情，在當前中國城鎮化快速推進的情況下，教育事業的東、中、西部地區差距依然存在，國外學者的理論解釋在中國是否適用值得商榷。此外，在分析數據層面，學者們基本以神經醫學、腦科學等方面的醫療數據、橫向調查數據或實驗數據為主，分析數據以小樣本為主，因此不具有全國代表性，所得結論僅適用于特定地區。在實證方法層面，多數研究結論建立在體育鍛煉與學業表現的相關關系之上，但這并不能證明二者存在因果關系。即使有學者［2］使用短期運動干預進行研究，但仍缺乏通過長期追蹤數據所得的因果關系證據。在具體作用機制的探討方面，多數研究者關于體育鍛煉影響學業表現機制的考察比較單一。事實上，體育鍛煉影響青少年學業表現的機制十分復雜。例如，國外研究者［3］提出了一個由肥胖等體質因素、睡眠質量等健康因素、自我效能感等心理因素構成的多種可能機制并存的理論模型。蔣瑩等［4］首次將認知機制、社會心理機制、神經生理機制等三大機制整合到一個分析框架內，并對體育鍛煉影響兒童學業表現的多層作用機制進行解釋。但以青少年為研究對象的機制探討還不充分，體育鍛煉影響青少年學業表現的中介機制也需從多個方面進行揭示。

基于此，本文使用中國教育追蹤調查（China Education Panel Survey，CEPS）數據，采用面板分層線性模型（Hierarchical Linear Model，HLM）對體育鍛煉是否影響青少年不同學科的學業表現進行分析，并探討可能存在的多種中介機制。與以往研究相比，本文創新之處在于：①以往研究所使用的數據存在樣本規模小、代表性不足的問題，且以橫向調查數據居多，相比之下，本文所使用的CEPS 的2 期數據，具有較好的全國代表性，且追蹤數據可反映學生及其所在家庭和學校的信息變化，因此，可獲得相對更為可靠的結論，進一步補充學界關于中國學生體育鍛煉與學業表現關系的研究。②體育鍛煉影響青少年學業表現的中介渠道研究相對單一，本文使用結構方程模型（Struc‐tural Equation Model，SEM）和 KHB 法（2012 年由Karlson、Holm 和Breen 提出），首次從生理、心理健康等自然發展屬性和同學關系、同伴效應等社會建構屬性2個層面檢驗了體育鍛煉影響青少年學業表現的中介路徑。這不僅豐富了現有關于體育鍛煉與學業表現關系及其影響機制的研究，也為完善體教融合政策、促進青少年健康發展提供了證據支持。

2 文獻綜述及研究假設

2.1 體育鍛煉與青少年學業表現的關系研究

體育與身體、教育獲得的關系是體育人文社會學領域關注的經典議題，研究人員［5］從身體記憶、規訓制度、身份互動、角色認同等角度開展了大量研究，且主要遵循社會建構和自然發展這2 條分析路徑［6］：前者關注身體如何被社會結構規訓以及身體如何形塑社會關系；后者著重關注性別等自然屬性差異對個體身體行為的影響。在體育鍛煉與青少年學業表現的關系問題上，與公眾對體育鍛煉持有的消極看法不同的是，學界對二者關系以社會建構路徑分析為主，但研究結論一直存在爭議。國際上該領域的研究始于20世紀50年代，國內則最早始于20世紀80年代，經過半個多世紀的發展，這一領域已取得了豐碩的研究成果。筆者通過梳理相關文獻，將對二者關系的研究大體歸納為以下3 類：第1 類研究對體育鍛煉與青少年學業表現之間的關系持“正相關”立場［7］，認為學生參加體育鍛煉不僅對學業表現有積極效應［8］，而且能提升認知能力［9］和記憶能力［10］。這種觀點的理論基礎是“喚醒理論”［11］和“認知神經科學理論”［12］，且得到了來自腦成像等醫學影像領域研究的證據支持［13-15］。Howie等［16］通過對2006—2011年發表的125篇論文的收集以及 Busch 等［17］通過梳理 1992 年以來關于體育鍛煉與青少年學業表現關系的研究，均發現參加體育鍛煉可提升青少年學業表現并為其帶來其他積極收益。第2 類研究對兩者之間的關系持“不相關”或“弱相關”立場［18］，該類研究并未發現體育鍛煉促進青少年學業表現的證據［19］。第3類研究對兩者之間的關系持“負相關”立場［20］，該類研究發現體育鍛煉對學生認知能力、閱讀能力等學業表現有消極效應［21］。

總體而言，國內外不同學科的研究者所開展的關于體育鍛煉與青少年學業表現的研究結論以第1類研究（“積極效應說”）為主，其內部又圍繞體育鍛煉時間的長短、不同維度的學業表現這2 個問題繼續爭論。在體育鍛煉時間方面，運動劑量對學業表現的影響效應一直存在爭論：Siegel［22］的一項針對六年級學生的研究發現，每天20 min體育鍛煉會對青少年學業表現產生顯著促進作用；Budde 等［23］的一項針對 13～16 歲中學生的研究發現，10 min 的體育鍛煉可改善學生的注意力水平；Chaddock-Heyman 等［24］發現，每天至少60 min 的體育鍛煉可有效改善9～12 歲青少年的抗干擾能力；傅建等［25］認為，1次30 min的短時中等強度體育鍛煉對兒童學業表現的積極效應更顯著。在學業表現方面，主要圍繞不同學科、認知與非認知能力展開。Stevens等［26］認為，參加體育鍛煉對學生數學成績有顯著積極影響，對閱讀成績無顯著影響。這一結論在后續的研究［17，27］中也得到了驗證。然而，Castelli等［28］、Buck 等［29］通過實驗數據和調查數據發現，體育鍛煉可有效促進青少年閱讀能力的提升。

綜上所述，運動劑量對青少年學業表現的影響可能存在1 個閾值臨界點，且該臨界點可能會在學科方面有所差異。據此，提出研究假設1：體育鍛煉對青少年的學業表現提升存在1 個閾值效應，即低于閾值的體育鍛煉對青少年學業表現存在促進效應，超出閾值的則存在消極效應。

2.2 體育鍛煉影響學業表現的具體機制

關于體育鍛煉通過哪些機制影響青少年學業表現的討論也在不斷豐富。早期的研究更關注生理機制這一作用渠道，如有學者［30-31］將肥胖、心肺能力等體質健康因素視為中介機制并進行了實證分析。但目前較多的研究將機制分析的重點聚焦在了心理因素上。項明強等［32］研究了自我實現型動機在體育鍛煉和學生文化成績之間的中介效應。周贊［33］分析了大學生體育鍛煉如何通過提升個人自尊促進學業表現的，但上述研究機制均呈現相對單一化的特點。遵循體育科學主要從自然發展和社會建構2條路徑考察體育鍛煉對個體身心健康影響的分析模式，筆者認為，體育鍛煉可能通過影響學生的生理和心理健康等自然發展路徑以及同學關系、同伴效應等社會建構路徑使學業表現發生變化。

（1）在生理健康方面，適度的體育鍛煉作為一種燃脂和身體功能激活方式，可提升青少年身體素質。開展協調性鍛煉可激活青少年大腦皮層特定位置，改善青少年的注意力水平［23］，而不同強度的體育鍛煉能改善青少年的腦激活模式和促進執行功能改變［34］。此外，基于智能可穿戴設備的研究［35］表明，適當的體育鍛煉可有效改善青少年的睡眠質量，而睡眠質量與學業表現呈倒U 型關系。在對兒童肥胖問題的研究方面：Grieco 等［36］發現，學生體育鍛煉通過影響學生的BMI，影響其學業表現；楊劍等［37］發現，體育鍛煉的階段變化特點可有效降低小學生的BMI，促進其學業表現。

（2）在心理健康方面，體育鍛煉增加了個體與他人之間開展互動的機會和頻率，影響了個體的心理健康。隨著學習競爭愈發激烈，學業壓力嚴重影響了青少年心理健康。根據應激源的類型和作用時間，學業壓力對青少年心理健康的影響可能是輕微的干擾，也可能會誘發心理障礙和導致身體亞健康。體育鍛煉作為一種實踐過程，往往是群體行為，群體通過責任擴散可幫助學生有效釋放學習和心理壓力。青少年在體育鍛煉中基于自身經驗而形成的文化價值觀念、學業狀態等方面的交流，通過身體及其認知評價實現了對自身情緒的調節，并幫助自我擺脫消極情緒，促進學業表現提升。陳四光等［38］基于228名初中生的情緒調控研究發現，長期處于消極情緒狀態會顯著削弱青少年的學業表現和學習效能感；而通過體育鍛煉形成的運動友誼可促進青少年的心理健康，提升學業表現［39］。

（3）在同學關系方面，青少年在體育鍛煉過程中，通過身體和語言互動而獲得同輩群體互動，滿足了內群體歸屬需求。青少年積極參與體育鍛煉，因與其他同學共享相同的交流象征符號而滿足了與同輩群體成員進行互動的歸屬需求，縮短了與他人的心理距離，降低了疏離感。換言之，青少年通過體育鍛煉可搜尋到與自己同質性程度較高的人，這種一致性的匹配有利于良好關系的開展和維持，并促進社會行為的發展。福柯的權力理論認為，規訓的權力分散在社會各場域之中，現代生產社會對個體的監督和控制可能并不是通過強力壓制的方式實現的，而是通過鼓勵、激勵等方式實現的［40］。因此，在體育鍛煉過程中，青少年之間的信息交換和信息支持是一種具有激勵功能的社會互動儀式。此外，參加體育鍛煉還擴大了青少年的交友圈層，具有同樣興趣愛好的青少年交流各自所經歷的不同生活體驗和日常話語，增強了話語內容的交換并建構了良好的人際關系。張光珍等［41］發現，“負人緣關系”會惡化青少年的學業表現，友善的同學關系則會顯著提升學業表現。

此外，處于義務教育階段的青少年獲得的社會支持，既有來自教師和家長的關懷支持，也有來自同學群體的社會支持。從社會互動角度看，體育鍛煉作為一種互動儀式，具有投資功能，即體育鍛煉可能不僅有助于青少年在活動中積累社會資本、調整情緒、促進身心健康，而且也可獲得內群體的身份認同，促進學業表現。社會支持反映了個體獲得的來自他人的社會資源，是個體社會資本的重要構成。黃謙等［42］發現，體育鍛煉頻率越高，個體的同學關系相對越好，個體社會資本也相對越高。青少年參加體育鍛煉可幫助他們融入同輩群體之中，提升來自個人層面和集體層面的社會資本［43］。另有研究［44］表明，來自同學、朋友的社會支持能降低青少年的孤獨感和社交焦慮，改善學業表現。因此，青少年參加體育鍛煉可促進積極行為的傳播，加強同學之間的交流、學習和相互鼓勵，從而鞏固學生在課堂上接受的知識并拓展知識獲取來源，提升學業表現。根據上述分析，提出機制分析的研究假設2：青少年參加體育鍛煉會促進其生理和心理健康、改善同學關系、增加同伴支持等，進而提升青少年的學業表現。

3 數據、變量和實證模型

3.1 數據來源

本文所用數據為中國人民大學中國調查與數據中心設計并實施的CEPS。CEPS 于2012 年首次試調查，2013 年開始全國范圍調查，每年秋季學期和次年春季學期分別調查1 次，目前已公布的數據有2013—2014 學年和2014—2015 學年的數據，該調查旨在揭示家庭、學校及社會結構對個人教育產出的影響。CEPS 2013—2014 學年開展的首輪調查基線樣本涵蓋了全國28個縣級單位（縣、區、市），抽樣框包括3個部分：第1 個抽樣框是在全國所有縣級行政單位中隨機抽取15個縣的學校作為樣本；第2個抽樣框從上海市18個縣區中隨機抽取2個核心樣本和1個流動人口縣區的補充樣本；第3 個抽樣框是從全國120 個流動人口大縣中隨機抽取10 個作為補充樣本。在入選的28個抽樣單位中隨機抽取了112所學校438個班級進行調查，被抽取班級中七年級學生10 279 人、九年級學生9 207 人，入選學生全部進入調查樣本［45］。項目組在2014—2015 學年開展實施的第2 輪調查以首輪調查為基礎，追訪了首輪調查的七年級學生（首輪調查九年級的學生為實驗性測試樣本，并未納入第2 輪調查范圍）。第2 輪調查成功追訪9 449 人，流失樣本830人，新進樣本471人。

在后續的實證分析中，本文使用2 輪追蹤的平衡面板數據進行實證分析：首先通過匹配2 輪調查學生ID、班級ID、學校ID，將第2輪調查中參加首輪調查的學生性別、學校所在地區等數據與首輪調查匹配一致；然后通過剔除未成功追訪到學生的數據、新增樣本數據和首輪調查的九年級學生樣本數據以及第2輪調查中存在的樣本缺失值和重復值，構建2 輪調查都參加的平衡面板數據，最后符合本文需要的樣本為18 702（9 351×2）個。

3.2 變量介紹

因變量為語文成績、數學成績、英語成績和3科平均成績。CEPS 首輪調查對青少年3 科文化課成績均采用了計算標準分的方式，即以70 分為平均值、10 分為標準差的分數。本文將第2輪調查得到的數據標準化為首輪調查的標準分形式。自變量為青少年體育鍛煉時間，CEPS 調查了學生每周平時和周末的鍛煉小時數和分鐘數，本文將其加總為一周鍛煉分鐘數，再計算每天鍛煉的平均值，剔除異常值后，得到學生體育鍛煉時間變量。考慮到體育鍛煉對青少年學業表現的影響可能是非線性的，構建了體育鍛煉時間平方項變量。

1.2.5 延遲折扣任務(delay discounting task，DDT) 采用任務測量大學生的選擇沖動性，該任務通過成對問題來考察被試在“較小但是即刻的金錢”(如現在的500元)及“較大但是延遲的金錢”(如1年后的1 000元)之間的選擇以測查個體的沖動性程度，包括“獲得”和“損失”2種情景，每種情景均有19個成對問題［13］。通過公式V=A/(1+K×D)可計算折扣率(K)，K越大表示個體沖動性選擇程度越高。公式中V是主觀價值，A是延遲獎賞值，D是延遲時間。

本文使用的控制變量涉及青少年個人（家庭）和學校2 個層次。控制變量的選擇參考了吳愈曉等［46］、楊寶琰等［47］對影響青少年學業表現的控制變量操作方法。個人（家庭）層次變量包括學生年齡、性別、是否本地戶口、是否獨生子女、教育期望、課業壓力、家長自評的家庭經濟地位、父母最高受教育年限、家庭藏書量等。學生年齡為連續變量；學生性別，男性=1，女性=0；是否為本地戶口（顯示了學生和家庭的遷移狀態），戶口在本縣=1，不在本縣=0；是否獨生子女，是=1，否=0；教育期望是虛擬變量，有高等教育期望=1，無高等教育期望=0；課業壓力采用3 科學業壓力分值加總形式，構成0～9 分的連續變量，分值越大表示學生課業壓力越大；CEPS 同時調查了青少年自評的家庭經濟地位和家長自評的家庭經濟地位，由于青少年在法律上并非完全民事行為能力人，因此，本文采用家長自評的家庭經濟地位作為家庭經濟地位的代理變量；父母最高受教育年限是一個取值范圍為［0，22］的連續變量，2個端點值分別代表“文盲”和“博士”；家庭藏書量是家庭文化資本存量的重要指標，CEPS 調查提供的答案及賦值方式為，很少=1，比較少=2，一般=3，比較多=4，很多=5。學校層次的變量包括學校性質、學校當地排名、學校設備資源、學校所在地區。學校性質為定序變量，公立學校=1，民辦公助學校=2，普通民辦學校=3，民辦打工子弟學校=4；學校在本地的排名為定序變量，中等及以下=1，中上=2，最好=3。學校基礎設施指學校擁有實驗室、電腦室、音樂室、游泳池、圖書館、餐廳、心理咨詢室、活動室、運動場等10項場館設施得分，沒有=1，有但需要改善=2，設備良好=3，加總后得到10～30 分的連續變量；學校所在地區為分類變量，西部=1，中部=2，東部=3。

本文重點關注學生的生理健康、心理健康、同學關系、同伴效應等4 個方面的中介機制。①測量生理健康機制的變量包括青少年BMI 和每天睡眠時間。BMI 的計算公式是：體質量（kg）/身高（m）2，且剔除了特別肥胖和特別瘦等離群值。睡眠變量是學生每天平均睡眠時間，剔除15 h、5 h 等離群值。②測量心理健康機制的變量有2 個：心理健康因子和對自己未來的信心。心理健康因子運用因子分析從反映青少年心理健康的4 個指標（沮喪、抑郁、不快樂、悲傷）中提取的1 個綜合性指標，取值越高表示學生心理健康程度越低；青少年對自己未來的信心的賦值方式為，根本沒信心=1，不太有信心=2，比較有信心=3，很有信心=4。③同學關系變量所對應的題項是“同學對學生本人非常友善”，答案賦值方式為，完全不同意=1，比較不同意=2，比較同意=3，完全同意=4。④使用同學校園行為的積極性程度測量同伴效應。關于同學積極行為變量，CEPS 調查了青少年好朋友的積極行為和消極行為，前者包括學業表現良好、學習努力、想上大學等3 類行為，后者包括曠課逃學、違紀處分、打架等7類行為，答案賦值方式為，沒有這樣=1，1到2個這樣=2，很多這樣=3，本文首先將消極行為進行逆算賦值，然后將10個行為得分加總后得到10～30分的連續變量。變量描述性統計結果如表1所示。

表1 青少年體育鍛煉與學業表現變量的描述性統計結果Table 1 Descriptive statistics for all variables

3.3 實證模型

青少年的學業表現不僅受學校因素影響，還受個人和家庭因素影響，這意味著存在分層嵌套效應。雖然家庭不能嵌套于學校內，但本文考察的家庭藏書量、父母最高受教育年限等家庭層次變量最后都可投射到學生個人層次，且參考已有文獻［45］，本文設定了包含個人和學校2個層次的模型。這表明使用HLM方法對個人和學校層次變量間的關系進行檢驗是合適的。

本文實證檢驗采用Stata 16.0統計軟件進行分析。在實證模型方面，采用平衡面板數據的兩層線性隨機截距模型方法，即首先要考慮學生個人特征變量是否導致了學生之間的成績差異，然后再考慮學校特征變量是否也會影響校內青少年身體特征和心理文化特征與學業表現的關系，并將學校層次的變量均值作為估計結果的模型。使用平衡面板數據可較好地解決遺漏變量等問題導致的內生性問題。

HLM 的第1 層次為青少年個人層次。個人層次的系數可解釋學生特征導致的學業表現差異，即個體效應差異，在學校k學習的學生i的學業表現模型具體形式如式（1）所示：

其中：Yij為青少年學業表現標準化得分；n表示個體層次的解釋變量個數；β0k是學校層次的第k個學校的特征對青少年學業表現的影響；xijk表示第i個青少年在第k個學校第j個個人特征變量上的值；βjk是xijk的估計系數；εik為個體層次的誤差項。

HLM 的第2 層次為學校層次。該層次可解釋不同學校層次特征對青少年學業表現造成的影響，也被稱為“池塘效應”。實證模型具體形式如式（2）和（3）所示：

其中：q表示學校層次的解釋變量個數；α0為學校層次特征的常數項；zqk表示第k所學校q個變量的值；α0q是zqk的估計系數；μ0k為學校層次的殘差，即學校的組效應，假定服從正態分布。

最后，本文將學校層次方程代入個人層次方程，得到HLM的完整組合模型，具體形式如式（4）所示：

4 實證分析結果

4.1 基準回歸結果

如表2 所示，學生體育鍛煉時間對學業表現影響的估計結果，模型1 是平衡面板數據HLM 的估計結果，模型2～模型4為穩健性檢驗的估計結果。模型1～模型4的因變量分別是平均成績、語文成績、數學成績及英語成績。4個模型均將學生成績的變異總方差分解為學生個體層次和學校層次，并估計2 個層次的變量對青少年學業表現的影響，以及層1 的變量與被解釋變量之間的因果關系是否會隨著層2變量特征的變化而變化。

表2 體育鍛煉對學生學業成績影響效應的HLM估計Table 2 The HLM estimation of physical exercise time on students’academic performance

（1）模型1 顯示，體育鍛煉時間在1%水平顯著為正，表明體育鍛煉有助于提升青少年的學業表現。具體而言，體育鍛煉每增加1 min，青少年學業表現可相應提高0.050 個單位。然而，體育鍛煉時間的平方項對學業表現在1%水平上顯著為負，這說明體育鍛煉時間對學業表現的影響呈倒U 型曲線效應。此外，模型2～模型4的估計結果與模型1中的研究發現是一致的，即體育鍛煉對學生單科成績的影響是“先上升后下降”。具體而言，模型4 的估計系數最大，模型2 的估計系數最小，說明體育鍛煉對英語成績的積極效應最大，數學成績次之，而對語文成績的積極效應最小。上述結論不僅支持了已有文獻中的“積極效應說”，且為學業表現的具體內容提供了更為細致的研究證據，假設1得到驗證。

此外，關于體育鍛煉最優時間的問題也是學界討論的焦點［16］。本文分別將平均成績、語文成績、數學成績、英語成績作為被解釋變量，體育鍛煉時間及其平方項作為解釋變量進行線性擬合分析，結果如圖1所示，體育鍛煉時間影響語文成績、數學成績、英語成績的時間頂點分別為49.6 min、43.1 min、44.9 min，影響平均成績的時間頂點為45.6 min，即每天體育鍛煉45.6 min對青少年學業表現的積極影響達到最大。

（2）從個人層次變量看，學生的年齡僅對語文成績有顯著影響，年齡每增加1 歲，語文成績提高0.126個單位。相比于女生，男生的學業表現較低，平均成績、語文成績和英語成績分別低3.050、4.413、4.615 個單位，且在1%統計水平上顯著；但在數學成績上，男女生并無顯著差異。與非獨生子女相比，獨生子女的平均成績和具體文化課學業表現均顯著更高，后者的平均成績比前者高5.763 個單位，印證了“資源稀釋理論”。與無高等教育期望的學生相比，有高等教育期望學生的語文成績顯著更高，英語和數學成績無顯著差異。家庭藏書量僅在10%統計水平上顯著促進了學生的英語成績，對語文成績和數學成績無顯著影響。學生的課業壓力在1%統計水平上顯著提升了學業表現，課業壓力每增加1 個單位，平均成績提高1.644 個單位。父母最高受教育年限在1%統計水平上顯著提升了青少年各科成績。

圖1 體育鍛煉時間與學業表現關系Figure 1 The curve effect of physical exercise on students’academic performance

（3）從學校層次變量特征看，與就讀學校在本地排名中等及以下的學生相比，學校排名越高對學生成績的促進效應越顯著，就讀于排名最好學校的學生平均成績比前者高1.542 個單位。在具體科目上，表現為英語和語文成績更好，兩者均在1%統計水平上顯著成立。學校的基礎設施資源越完善，青少年學業表現越好。與西部學校相比，東部學校的學生在文化課方面均在1%統計水平上影響顯著，但中部學校對學生的語文成績在5%統計水平上影響顯著，在數學和英語成績上與西部學校并無顯著差異。綜上所述，體育鍛煉對青少年學業表現的影響呈倒U 型曲線效應，并在45.6 min 的位置達到最優狀態，本文的分析結果支持了前人提出的“積極效應說”，假設1得到驗證。

4.2 多重中介效應分析

體育鍛煉對青少年學業表現的促進效應是通過哪些渠道進行的？本文對此進行了探索性分析。學界常用的機制分析方法是中介效應檢驗，本文首先采用KHB方法進行中介效應檢驗。KHB方法可較好地估計多個中介變量同時存在的效應，并計算間接效應的解釋比例。模型設定的基本思路如下：①簡約模型納入解釋變量和控制變量，匯報的是體育鍛煉時間對青少年學業表現影響的總效應；②完整模型進一步加入了中介變量（BMI、每天睡眠時間、心理健康因子、對自己未來的信心、同學關系、同學積極行為），報告的是體育鍛煉對學業表現影響的直接效應。2個效應的差值是本文主要關注的中介變量效應值。

如表3所示，與簡約模型的估計系數相比，加入中介變量的完整模型所估計的系數均在1%統計水平上顯著降低，中介變量對青少年平均成績的間接效應為0.038，間接效應的貢獻率為20.11%，從表3的Panel-B發現，同學積極行為變量的貢獻率最大，為80.89%。總體而言，上述結果意味著本文關注學生的身心健康、同學關系、同伴效應等中介機制在體育鍛煉對青少年學業表現影響的因果關系中發揮著重要作用。假設2得到部分驗證。

在具體的中介變量效應方面，本文進一步使用SEM，以平均成績為被解釋變量對上述可能的中介機制分別進行考察，結果如圖2 所示。體育鍛煉時間在1%統計水平上顯著影響了其中4個中介變量，表明體育鍛煉的增加可降低負面情緒、提高其對自己未來的信心、促使同學做出積極行為、使同學關系變得和諧友善。學生睡眠時間、對自己未來的信心、同學積極行為等均在1%統計水平上顯著提升了學業表現，同學關系、心理健康因子在5%統計水平上顯著提升了學業表現。以同學積極行為這一中介變量為例，總效應為0.050，直接效應為0.060×0.385=0.023，間接效應為0.050-0.023=0.027，間接效應在1%統計水平上顯著，表明同學積極行為在學生體育鍛煉和平均成績的因果關系路徑中發揮著重要作用。同理，心理健康因子、同學關系、對自己未來的信心等也是重要的中介機制。但學生的BMI和睡眠時間并不存在中介效應。假設2再次得到部分驗證。

表3 體育鍛煉對學業表現影響效應的KHB中介效應估計Table 3 The KHB analysis of physical exercise on students’academic performance

圖2 學生每天體育鍛煉時間與平均成績的路徑關系Figure 2 The SEM result of physical exercise on students’academic performance

5 結論與建議

青少年是國家的未來和民族的希望，而學校教育在青少年成長過程中發揮著不可替代的作用，是影響青少年發展質量的關鍵因素。本文采用CEPS 2013—2015 共2 個學年調查構成的平衡面板數據，采用HLM 對青少年體育鍛煉對學業表現影響的因果關系進行分析，并對其中可能的路徑因素進行檢驗。結果顯示：①青少年每天的體育鍛煉投入時間對其學業表現的影響呈倒U 型曲線效應，每天體育鍛煉時間45.6 min 對學生文化課平均成績的提升作用最大，這一結果支持了前人提出的“積極效應說”。換言之，并非體育鍛煉時間最多或極力壓縮體育鍛煉時間對青少年學業表現收益最大，反而是每天堅持合適劑量運動對青少年學業表現的促進效應最優。②心理健康因子、同學積極行為、同學關系、對自己未來的信心是體育鍛煉影響青少年文化課成績的重要中介機制，BMI、每天睡眠時間等生理健康因素的中介機制未得到統計驗證。體育鍛煉有效擴展了青少年的同學交往，增加了彼此的信息交流與互動，降低了消極情緒，強化了互幫互助利他行為的發生，同時在體育鍛煉過程中也培養了青少年學業積極行為，這些機制因素都顯著改善了青少年的學業表現。

上述發現對如何提升中國青少年的人力資本和推進體教融合的實施具有重要的政策意義。首先，對于學校層次而言：①學校應優化現有學科時間分配方式，保證學生每天適當的體育運動量，促進學業表現和身體健康共同發展，校方和教師在處理體育鍛煉與學習的問題上可將開展學生體育鍛煉作為提高青少年學業表現的可行途徑，運用各種資源構建“文體并重”的校園文化，激發學生對體育鍛煉的興趣，養成勤于鍛煉的習慣，以體促學、體學結合，全面提升青少年的發展質量，為中國青少年人力資本的積累創造堅實的人才基礎；②學校應重視同輩亞文化對學生成長的重要影響，加強采取多種教學方式抑制不良行為的發生和蔓延，宣傳同學之間的積極行為，創造友愛、互助、和諧的校風和學風，從而提高青少年的同輩支持，緩解青少年因學業壓力產生的負面情緒等心理健康問題。其次，對于家庭而言，應讓青少年參與合適劑量的運動，既要防止過度體育鍛煉，又要杜絕完全壓縮鍛煉時間，在生活上要保證青少年的睡眠時間，注重對青少年心理健康的關注和自信心的培養，從而提升青少年的學業表現。最后，對青少年而言，在體育鍛煉中應注重互幫互助等積極行為的培養，加強自信心，建立友善的同學關系等。

作者貢獻聲明：

張云亮：設計論文框架，分析數據，撰寫、修改論文；柳建坤：提出論文選題，分析數據，撰寫、修改論文；何曉斌：指導修改論文。