家校合作對初中生體育鍛煉的影響
——基于CEPS數據的實證研究

吳 進 李利強,2 楊宇航

(1.華東師范大學 體育與健康學院,上海 200241;2西藏民族大學 體育學院,陜西 咸陽 712082)

青少年體育工作在實現中華民族偉大復興和永續發展中具有基礎性地位和戰略性意義。2013年4月2日,習近平總書記在參加首都義務植樹活動時提出了家庭、學校、社會三位一體培育青少年強健體魄的教育大格局,對新時代青少年體育工作具有重要的指導意義[1]。近年頻繁出臺的青少年和學校體育相關文件均提到“逐步形成學校、家庭、社區聯動,共同指導學生體育鍛煉的機制”[2]“家庭、學校、社區的聯動效應持續增強”[3]“家校協同營造良好體育學習環境”[4]。家校合作共育日益成為青少年體質健康促進的新動能。

家校合作可以分為形式上的參與和實際上的參與[5]。形式上的參與是指家長參與家長會等公開性的家校活動(以下簡稱“家長活動參與”),實際上的參與是指非公開性的家長與教師的一對一溝通,又可以分為教師聯系家長(以下簡稱“教師主動聯系”)和家長聯系教師(以下簡稱“家長主動聯系”)兩個方面。家長通過參與公開性家校活動能夠與教師和其他家長分析和交流養育經驗,但缺乏對個體學生針對性的指導[6]。教師主動聯系家長往往是在問題出現之后,可能成為一種壓力來源。家長主動聯系老師對青少年行為發展沒有穩定的正向或負向關聯[7]。青少年和學校體育領域,國內學者多采用定性研究探討家校合作提升青少年體質健康的價值闡釋[8]、實施策略[9]和行動指標構建[10],對建立我國青少年和學校體育家校共育模式提供了理論支持。國外研究表明,定期邀請家長參加學校體育課程能夠提升兒童身體活動水平[11]。此外,父母或教師支持對青春期初中生體育鍛煉的影響存在個體差異[12]。這不禁令人產生疑問:在我國教育文化背景下,家校合作究竟能否促進青少年體育鍛煉?不同青少年群體中其異質性如何?尚未有學者就上述問題進行深入細致地討論。

基于此,本文使用中國教育追蹤調查(CEPS)數據,采用“普通最小二乘法(OLS)+穩健標準誤”模型,探索家校合作會對初中生體育鍛煉時間的影響。在此基礎上,采用分位數和分樣本回歸進一步分析這種影響在不同鍛煉時長水平、不同性別以及不同家庭背景學生群體間的異質性。本研究有助于更加清晰全面了解家校合作如何促進青少年體育鍛煉,從而為構建青少年和學校體育家校合作模式提供更加明確的科學循證。

1 研究設計

1.1 數據來源

本研究使用具有全國代表性的權威大型追蹤調查數據 “中國教育追蹤調查(CEPS)”。CEPS 2013-2014學年開展的首輪基線調查抽取全國28個區(縣)112所學校的438個班級,其中七年級221個班級10279人、九年級217個班級9207人。該數據采集團隊于2014-2015學年開展實施了第二輪調查,追訪了首輪調查的七年級學生9449人,樣本追蹤率為91.93%(首輪調查九年級學生為測試樣本,未納入第二輪追蹤調查)。布朗芬布倫納(Bronfenbrenner,U.)提出的人類發展生物生態學理論模型作為家校合作和青少年發展關系研究常用的概念框架認為青少年發展在一段微觀時間內會表現出不同程度的連續性或非連續性特征,需要追蹤個體發展結果的變化過程[13]。因此,本文自變量、控制變量使用2013-2014學年的基線數據(T1),因變量使用2014-2015學年追訪數據(T2),以凸顯家校合作對青少年體育鍛煉時間影響的過程性。通過學生ID、學校ID對兩期數據進行匹配,獲得樣本10279個。根據研究需要,對問卷中的存在異常值以及缺失核心變量的個案進行剔除。最終剩余有效樣本8766個。由于主要研究家校合作對體育鍛煉的影響,為降低其他非核心變量缺失值對結果的影響,所采用其他變量的有效樣本數可能略小于8766個。

1.2 變量選取

1.2.1 因變量

本研究選取每周鍛煉時間(T2)為因變量。“中國教育追蹤調查”追訪數據提供了每周鍛煉的天數和每次鍛煉的時間兩項具體信息,將兩者相乘,以小時為計量單位。由于鍛煉時間分布較為離散且存在數值為0的樣本,故在原始數值的基礎上加1后取對數作為每周鍛煉時間的測量變量。

1.2.2 自變量

家校合作(T1)采用CEPS基線數據家長問卷中關于家長與學校關系部分的題項。家校合作的活動參與意愿、家長主動聯系、教師主動聯系三個維度分別通過“這學期以來,關于孩子的家長參與家長會的情況請回答”“這學期以來,孩子的家長是否主動聯系過學校教師”“這學期以來,孩子的教師是否主動聯系過家長”三項題目來測量。家校合作活動參與意愿賦值方法:1=有參加意愿(包括“學校組織過,參加了”和“學校尚未組織,準備參加”兩類情況);0=沒有參加意愿(包括“學校組織過,沒有參加”和“學校尚未組織,不準備參加”兩類情況)。家長主動聯系和教師主動聯系賦值:1=從未,2=一次,3=二到四次,4=五次及以上。

1.2.3 控制變量

參考方黎明[14]、張云亮等[15]就青少年體育鍛煉對學業表現影響研究中控制變量的選擇方式,本研究中控制變量涉及學生個體與家庭特征以及學校體育基礎設施兩方面。個體和家庭特征維度包括:性別(0=女,1=男)、獨生子女(0=否,1=是)、周一到周四是否寄宿(0=否,1=是)、學業壓力以及家庭社會經濟地位。其中學業壓力參照白勝超等[16]的處理方式,選取周一到周五課外活動花在與學習相關事情上的總時間作為衡量學業壓力的指標,予以賦值(0=0h,1=0

表1 樣本描述性統計

1.3 思路方法

以Stata 16.0為數據處理工具進行實證研究,具體步驟和方法為:1)根據因變量特征,使用“OLS+穩健標準誤”回歸模型,探討活動參與意愿、家長主動聯系、老師主動聯系對初中生每周體育鍛煉時間的影響。2)檢驗模型的內生性問題[17],提高模型解釋力度。3)基于前兩步結果,采用分位數和分樣本回歸,繼續深入探究家校合作對不同鍛煉時間水平、不同性別以及不同家庭背景初中的異質性影響。

2 結果與分析

2.1 家校合作對體育鍛煉時間影響的回歸結果

為探究家校合作是否會對初中生每周體育鍛煉時間產生影響,使用不同家校合作形式作為解釋變量,每周鍛煉時間(h)加1后的對數作為因變量進行回歸分析,由于因變量為連續變量,故使用常規OLS模型進行參數估計。CEPS屬于大樣本追蹤調查,且可能存在測量誤差或其他原因引起的異方差問題。直接進行OLS回歸會導致參數估計值偏離真實值。故首先進行異方差懷特檢驗(White test),結果顯示P<0.01,拒絕同方差原假設,存在異方差。因此采用“OLS+穩健標準誤”進行回歸分析。控制變量性別、是否為獨生子女、是否寄宿、學業壓力、家庭社會經濟地位、學校設施均具有顯著影響,說明控制變量選取合理(見表2)。其中性別、家庭社會經濟地位對體育鍛煉時間的影響較大。控制上述變量后發現,家校合作能夠顯著影響體育鍛煉時間,且為正向效應,但回歸系數數值較小。表明家校合作在一定程度上有助于促進初中生體育鍛煉水平,但這種效益有待進一步加強。

表2 家校合作影響體育鍛煉時間的回歸結果

2.2 內生性檢驗

當模型存在遺漏變量時,會出現解釋變量與擾動項相關的內生性問題,造成OLS估計系數偏頗。結合梁麗嬋等[18]研究結論,認為家長參與行為更有可能受到其他因素影響而存在內生性問題。為進一步明確因果關系,使用杜賓-吳-豪斯曼檢驗(Durbin-Wu-Hausman Test, DWH)驗證家長主動參與的內生性,以判斷是否有必要使用工具變量。依據DWH檢驗步驟選取合適的工具變量,該變量應滿足與自變量相關(相關性)且與擾動項不相關(外生性)兩個條件[19]。鑒于此,擬選取家長與教師溝通的害怕程度作為工具變量,通過題項“您害怕和孩子的老師交流嗎?”予以計算。理由如下:1)相關性。兩階段回歸結果顯示,家長與教師溝通的害怕程度和家長主動聯系老師的頻次之間回歸系數顯著(P<0.01)。2)外生性。研究屬于恰好識別的情況,通過定性討論來判斷工具變量選取的外生性。研究認為,家長與教師溝通的害怕程度除了通過家校合作影響初中生體育鍛煉時間,很難想象還有其他途徑會影響體育鍛煉。由此該變量具有排他性特質,符合外生性要求。綜合上述兩點,將家長與教師溝通的害怕程度作為家長主動聯系的工具變量進行檢驗。弱工具變量檢驗結果現實,F統計量為96.731,超過臨界值10,表明不存在弱工具變量問題。最終,DWH檢驗結果顯示P>0.05,接受了“解釋變量為外生”的原假設,在這種情況下OLS估計更為有效。

2.3 鍛煉時長的分位數回歸結果

為深入探討家校合作對不同體育鍛煉參與時長學生的影響是否存在差異及其具體表現,表3第(2)～(6)分別呈現了第10、25、50、75、90分位點處的回歸結果。顯然,不同形式的家校合作對初中體育鍛煉時間的影響是存在差異。家長參與公開性家校活動對鍛煉時間處于中下等學生具有顯著正向影響;家長主動聯系老師的頻次能夠顯著影響低水平學生的體育鍛煉時間;老師主動聯系家長頻次對中等及以上學生的正向影響效果逐漸遞增。從回歸系數數值大小來看,家校合作對體育鍛煉時間不足學生(0.029～0.050)的影響效應大于鍛煉時間相對充足的學生(0.018～0.035)。

表3 家校合作對學生體育鍛煉時間影響的分位數回歸結果

2.4 性別的分樣本回歸結果

表4與圖1、圖2、圖3呈現了不同家校合作形式對不同性別學生的異質性影響。總體上來看,家校合作對男生體育鍛煉參與時間的影響程度大于女生,尤其在家長活動參與意愿方面最為明顯:無論處于何種體育鍛煉參與時長的女生均難以從中獲得提升。相較而言,中等偏下水平男女生分樣本均顯著受益于家長主動聯系老師的頻次,第25分位點處的男生和第10分位點處的女生受到的正向影響最大。老師主動聯系家長對中上等水平男生影響顯著,在第90分位處最為明顯。位于第10分位處的女生反而會受到負向影響。上述異質性可能與男、女青少年自然性別、心理特征、行為習慣和性格特質的性別差異有關。因此,探討如何通過家校合作促進女性青少年體育鍛煉尤為重要。

圖1 家長參與意愿的分位數回歸系數變化趨勢圖(不同性別分樣本)

圖2 家長主動聯系的分位數回歸系數變化趨勢圖(不同性別分樣本)

圖3 老師主動聯系的分位數回歸系數變化趨勢圖(不同性別分樣本)

表4 家校合作對不同性別學生分樣本回歸結果

2.5 家庭背景的分樣本回歸結果

依據家庭社會經濟地位指數正負將學生家庭分為優勢家庭(正值)和劣勢家庭(負值)。表5和圖4、圖5、圖6表示不同家校合作形式對不同家庭社會經濟地位學生的異質性影響。與不同性別分樣本回歸結果類似,家校合作對兩類家庭背景中學生體育鍛煉的影響也出現了較大的異質性,各分位點處的優勢家庭學生受到家校合作的積極影響均大于劣勢家庭學生,家校合作更加有利于提高優勢家庭學生體育鍛煉時間。家長主動聯系老師對處于較低體育鍛煉水平的兩類家庭學生均具有正向影響。對于劣勢家庭而言,家校合作僅在一定程度上可以提高第10和第25分位學生的鍛煉時間。上述異質性可能與優勢家庭具有更好的體育教育家庭支持有關。研究結果提示,目前家校合作會擴大學校體育教育的不公平性,造成不同家庭背景初中生體育鍛煉的馬太效應。

圖4 家長參與意愿的分位數回歸系數變化趨勢圖(不同家庭社會經濟地位分樣本)

圖5 家長主動聯系的分位數回歸系數變化趨勢圖(不同家庭社會經濟地位分樣本)

圖6 老師主動聯系的分位數回歸系數變化趨勢圖(不同家庭社會經濟地位分樣本)

表5 家校合作對不同家庭社會經濟地位學生分樣本回歸結果

3 討論

3.1 家校合作促進初中生體育鍛煉

家校合作對初中生體育鍛煉時長具有正向影響,與楊燕國博士學位論文中體育“家校社”多元聯動提高學生身體活動水平的干預研究結果基本一致[20]。不同之處在于,本研究進一步細化了不同家校合作形式的影響。數據分析結果顯示,公開性與非公開性的家校合作均有助于提升初中體育鍛煉時長。然而,回歸系數的數值提示,現行家校合作模式體育鍛煉促進效果仍有較大的提升空間,亟需高系統性和融合性的共育理論與實踐的前瞻性指引[21]。從時空社會學視角來看,當前學校、家庭、學生以學業成績為目標導向,認為體育鍛煉存在占用學習時間、拖分數“后退”的弊端,體育活動的社會時間被急劇壓縮,致使體育家校共育被排斥在學校教育家校合作規劃之外。此外,青少年體育鍛煉的空間需求尚未得到滿足,城市體育空間可供性[22]、鄉村體育設施完善性[23]等問題亟待解決。因此,在體教融合以及“雙減”背景下,積極研究體育家校合作的阻礙機制與實現路徑,探索多樣化的共育形式具有重要的理論與現實意義。

3.2 家校合作對初中生體育鍛煉的異質性影響

3.2.1 體育鍛煉參與時長的異質性影響

家校合作對不同鍛煉時長水平的初中生存在異質性影響,家長主動發起的或公開性質的家校活動有助于提高中等偏下學生體育鍛煉時間。目前,尚未有研究對此現象做出合理解釋。本研究猜測可能原因是不同家校合作形式對初中生體育鍛煉參與動機的調節效果存在差異。自我決定理論認為動機的自我調節程度是在一個連續體上變化的[24]。體育參與時間較少的學生自身鍛煉動機較低,體育成績不夠理想。面對體育中考壓力,家長主動聯系老師被子女視為父母對自身未來發展不確定性的擔憂與焦慮[25]。由此,取悅父母、應付考試等內攝調節加強了體育鍛煉的外部動機,推動了體育鍛煉行為。對于已經具備較好鍛煉習慣的學生而言,享受樂趣、能力提升、表現自我等內在因素對其鍛煉行為的整合調節作用更大[26]。同時由于天花板效應,家校合作對這部分學生的影響相對較小。

3.2.2 性別的異質性影響

家校合作對男性初中生體育鍛煉的影響大于女初中生,該結果與前人觀點基本一致[27]。一方面,受到運動偏好的性別差異影響,男初中生通常比女生鍛煉積極性更高,傾向于參加集體性、競技性體育鍛煉活動,以實現展現自我能力的心理需要。而女初中生則更加內斂含蓄,傾向于選擇相對靜止的余暇活動。另一方面,受到體育鍛煉性別偏見的刻板思想和社會流行“以瘦為美”的審美文化影響,青少年女性往往會認為女性美在于四肢纖細,而對于肌肉曲線清晰明顯的“運動美”產生偏見[28],這種認知沖突使女性初中生對體育鍛煉產生了誤解。另外,值得關注的是,本研究發現老師主動聯系家長頻次過多可能對女性初中生造成負面影響。多數情況下,人際支持對青少年體育參與被視為對其內在興趣的鼓勵,但是也可能形成外部壓力[29]。以往研究已證實,青春期女性對于人際壓力感知存在易察覺且聚焦的特點,抗壓能力普遍低于男性[30]。老師主動聯系家長更有可能是發生在青少年出現外化行為之后,此時家長會加強對子女的監管力度,產生過度的外部壓力,導致女生更有可能出現對體育鍛煉的厭倦、抵觸等不良情緒體驗。綜上,家校合作對初中生體育鍛煉影響的性別差異可能與運動偏好的性別差異、傳統社會性別觀念引發的審美差異以及女性青少年的情緒易感性有關。

3.2.3 家庭社會經濟地位的異質性影響

家校合作對初中生體育鍛煉的影響存在家庭背景差異,優勢家庭子女鍛煉促進作用更大。該結果印證了家庭因素在青少年體育健身中的重要作用[31]。根據代際互動理論和家庭影響模型,父母對體育鍛煉的價值觀及其社會經濟地位與子女體育參與行為顯著相關[32]。在考高分、上名校以偏概全的指揮棒下,劣勢家庭父母更渴望子女通過刻苦學習改變命運,選擇以犧牲體育鍛煉時間換取學業成績提升[33]。相比之下,優勢家庭擁有更多的社會文化資本,家庭教育理念更加關注子代全面發展,傾向于謀求優質的校外體育培訓,其子女有更多機會享受運動樂趣[34]、養成運動習慣[35]。最終,這種由社會經濟地位引起的教育理念上的本質性差異導致精英階層家庭子女鍛煉時間明顯高于劣勢家庭[36]。因此,本研究認為家校合作促進青少年體育鍛煉可能伴隨著體育教育結果公平分化的問題。

3.3 建議

結合研究結果,提出以下建議:1)打造多樣化的體育家校合作內容譜系。圍繞體育家庭作業、親子運動會、家長體育素養提升等主題創設形式多樣、內涵豐富、教育意義突出的新時代體育家校合作基本樣態。2)家校共育培養初中生體育鍛煉興趣。以學生價值期望與目標掌握為依據,優化體育課堂教學氛圍與家庭體育參與氛圍,促進學生體育學習興趣產生與發展。3)著力通過家校合作提升女初中生體育參與率。加強“家-校-社”聯動,以學校為核心、家庭為主體、社區為輔助,積極營造促進女性青少年體育參與的良好社會風氣。4)建立“學校-家庭”體育幫扶制度。定期為貧困家庭提供體育器材、健身指導等服務,滿足弱勢家庭青少年體育需求。

3.4 研究局限

一是受到研究數據可獲得性的掣肘,研究無法對一些變量的研究設計做到嚴格實現。譬如,體育鍛煉的類型、強度的細化以及最佳工具變量的選取等。二是缺少對家校合作地域性差異的考察。三是未能檢驗家校合作對體育鍛煉的作用機制,如能揭示兩者背后的中介或調節效應,就能夠更有針對性地提出家校合作促進初中生體質健康的實踐方案。