青少年課外體育運(yùn)動(dòng)對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)的影響研究

青少年課外體育運(yùn)動(dòng)對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)的影響研究——兼論非認(rèn)知能力的中介效應(yīng)董艷梅1，朱傳耿2（1.南京體育學(xué)院體育產(chǎn)業(yè)與休閑學(xué)院，江蘇南京210014；2.南京體育學(xué)院體育發(fā)展與規(guī)劃研究院，江蘇南京210014）摘要：以CEPS數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用多層線性模型（HLM），在對(duì)個(gè)體、家庭和學(xué)校等多層特征進(jìn)行控制基礎(chǔ)上探討青少年課外體育運(yùn)動(dòng)對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：青少年每天參與課外體育運(yùn)動(dòng)時(shí)間控制在60分鐘內(nèi)對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)提升具有顯著正向影響、在60-120分鐘內(nèi)影響不顯著、超過(guò)120分鐘對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)提升具有顯著負(fù)向影響；課外體育運(yùn)動(dòng)對(duì)數(shù)學(xué)等理科成績(jī)影響幅度大于對(duì)語(yǔ)文和英語(yǔ)等文科成績(jī)的影響幅度；在控制學(xué)校層面差異后，課外體育運(yùn)動(dòng)對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)影響幅度有所增強(qiáng)；非認(rèn)知能力不僅對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)產(chǎn)生直接正向影響，而且能在課外體育與學(xué)業(yè)成績(jī)提升之間產(chǎn)生顯著中介效應(yīng)，其中環(huán)境適應(yīng)能力中介效應(yīng)最大，其次是自我效能感、自我控制能力和情緒調(diào)節(jié)能力。關(guān)鍵詞：青少年；課外體育運(yùn)動(dòng)；CEPS數(shù)據(jù)；多層線性模型；學(xué)業(yè)成績(jī)；非認(rèn)知能力中國(guó)分類號(hào)：G812.7文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金一般項(xiàng)目“我國(guó)體育賽事監(jiān)管體系研究”（項(xiàng)目編號(hào)：19BTY018）。作者簡(jiǎn)介：董艷梅(1976－)，女，江蘇睢寧人，博士，副教授，研究方向：休閑體育管理。通訊作者：朱傳耿(1963－)，男，江蘇睢寧人，博士，教授。研究方向:體育空間規(guī)劃與體育政策。AStudyontheInfluenceofExtra-CurricularSportsonAcademicPerformanceofTeenagers--OntheMediatingEffectofNon-cognitiveAbilityDONGYanmei1,ZHUChuangeng2（1.SportsIndustryandLeisureCollege,NanjingSportInstitute,Nanjing210014,China;2.SportsDevelopmentandPlanningAcademy,NanjingSportInstitute,Nanjing210014,China）AStudyontheInfluenceofTeenagers'ExtracurricularSportsonTheirAcademicAchievements——OntheIntermediaryEffectofNon-cognitiveSkillsAbstract:BasedonCEPSdata,thispaperusesmulti-levellinearmodel(HLM)toexploretheinfluenceofextracurricularsportsonacademicperformanceofteenagersonthebasisofcontrollingmulti-levelcharacteristicsofindividuals,familiesandschools.Theresultsshowthat:thetimecontrolofextracurricularsportsactivitieswithin60minuteshasasignificantpositiveimpactontheimprovementofacademicperformance,whiletheinfluenceisnotsignificantwithin60-120minutes,andhasasignificantnegativeimpactontheimprovementofacademicperformance;theinfluenceofextracurricularsportsontheperformanceofsciencesuchasmathematicsisgreaterthanthatofartssuchasChineseandEnglishAfterschoolleveldifferences,theinfluenceofextracurricularsportsonacademicperformancehasincreased;non-cognitiveskillsnotonlyhasadirectpositiveimpactonacademicperformance,butalsohasasignificantmediatingeffectbetweenextracurricularphysicaleducationandacademicperformanceimprovement.Amongthem,themediatingeffectofenvironmentaladaptationisthelargest,followedbyself-efficacy,self-regulationabilityandemotionalregulationeffect.Keywords:teenagers;extracurricularsports;CEPSdata;multilevellinearmodel;academicperformance;non-cognitiveskills1引言當(dāng)代社會(huì)普遍認(rèn)為體育鍛煉與學(xué)業(yè)成績(jī)之間存在矛盾，即體育會(huì)占用學(xué)生過(guò)多的學(xué)習(xí)時(shí)間，不利于文化課程的學(xué)習(xí)，存在抑制學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)提高的可能性[1]。由于沒(méi)有形成良好的體育鍛煉習(xí)慣和對(duì)學(xué)校體育理解不足帶來(lái)學(xué)生體質(zhì)不良問(wèn)題已造成新時(shí)代新一種“貧困戶”泛濫成災(zāi)，目前我國(guó)青少年近視率高居世界第一，小學(xué)生近視率也接近40%[2]。2020年4月習(xí)近平主持召開中央全面深化改革委員會(huì)第十三次會(huì)議通過(guò)了《關(guān)于深化體教融合促進(jìn)青少年健康發(fā)展的意見(jiàn)》，指出要通過(guò)深化“體教融合”促進(jìn)青少年健康發(fā)展，推動(dòng)青少年文化學(xué)習(xí)和體育鍛煉協(xié)調(diào)發(fā)展[3]。那么文化學(xué)習(xí)與體育鍛煉之間是何種關(guān)系？是否可以協(xié)調(diào)，如何協(xié)調(diào)？體育鍛煉具有強(qiáng)身健體的作用很早就被人們所熟知，但體育鍛煉與文化學(xué)習(xí)之間的關(guān)系直到20世紀(jì)50-60年代以后才被逐漸認(rèn)識(shí)[4]。該研究萌芽于1958年Gleason等對(duì)2所學(xué)校100多名學(xué)生身高、體重、握力等生長(zhǎng)情況及學(xué)生課業(yè)成績(jī)的抽樣調(diào)查，結(jié)果顯示身體機(jī)能的成長(zhǎng)和學(xué)業(yè)成績(jī)有較低的正相關(guān)關(guān)系[5]。此后陸續(xù)有零星論文發(fā)表，如有學(xué)者與當(dāng)前許多家長(zhǎng)想法一致，認(rèn)為體育鍛煉會(huì)導(dǎo)致學(xué)生興奮，從而影響學(xué)業(yè)成績(jī)，要求政府減少學(xué)生體育課時(shí)間，但試驗(yàn)結(jié)果證明50分鐘運(yùn)動(dòng)后學(xué)生的數(shù)學(xué)計(jì)算成績(jī)不降反升[6]。然而該類研究直到20世紀(jì)90年代才有了嚴(yán)謹(jǐn)?shù)脑囼?yàn)并真正獲得廣泛認(rèn)可，1996年Shephard對(duì)加拿大魁北克地區(qū)645名一至六年級(jí)學(xué)生進(jìn)行試驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)參加體育鍛煉對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)有促進(jìn)作用，且其對(duì)女生影響顯著高于男生[7]。隨后Sallis（1999）對(duì)美國(guó)加利福尼亞南部一所富裕的郊區(qū)學(xué)校進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查及實(shí)驗(yàn)研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)參加體育鍛煉可以提高學(xué)生的學(xué)業(yè)成績(jī)，但其對(duì)不同地區(qū)的影響存在差異，這可能與當(dāng)?shù)貙W(xué)校氛圍和家庭教育密切相關(guān)[8]。進(jìn)入21世紀(jì)后，體育鍛煉對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)影響的研究逐漸走向深入。EditorSomerset（20067）將體育鍛煉分為課內(nèi)和課外體育鍛煉，對(duì)214名學(xué)生進(jìn)行一個(gè)學(xué)期的實(shí)驗(yàn)研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)課內(nèi)體育教學(xué)對(duì)學(xué)生的學(xué)業(yè)成績(jī)影響不大，相反每天20分鐘的的課外體育活動(dòng)對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)影響顯著[9]；Stevens（2008）通過(guò)對(duì)美國(guó)得克薩斯州3167個(gè)男生和3226個(gè)女生的調(diào)查研究也發(fā)現(xiàn)了類似結(jié)論，同時(shí)他還將影響的學(xué)科進(jìn)行了細(xì)分，發(fā)現(xiàn)參加體育鍛煉可以顯著提升學(xué)生的數(shù)學(xué)和閱讀成績(jī)[10]。關(guān)于體育鍛煉對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)?cè)斐刹焕绊懙漠?dāng)然是不能作為限制體育教育的合理原因的[11]。雖然大部分研究認(rèn)為適量的體育運(yùn)動(dòng)能夠改善青少年學(xué)業(yè)表現(xiàn)[182-2115]，但目前還不能很好地解釋運(yùn)動(dòng)促進(jìn)學(xué)業(yè)成績(jī)提升的機(jī)制。近年來(lái)，有學(xué)者提出體育鍛煉可能不是直接而是通過(guò)一個(gè)或幾個(gè)中介變量對(duì)學(xué)業(yè)表現(xiàn)產(chǎn)生影響，最早被關(guān)注的中介變量是體質(zhì)健康因素，如有研究認(rèn)為青少年數(shù)學(xué)成績(jī)與心肺耐力、體脂率相關(guān)[2216]、認(rèn)知能力與體重水平有關(guān)[2317]等，因此可以通過(guò)體育鍛煉來(lái)提高青少年體質(zhì)水平，進(jìn)而提升其認(rèn)知和學(xué)業(yè)表現(xiàn)。隨后，又有學(xué)者從心理學(xué)、社會(huì)學(xué)等角度對(duì)中介變量進(jìn)行研究[2414]。最近，學(xué)者們開始將這一研究領(lǐng)域的重心轉(zhuǎn)向非認(rèn)知能力，非認(rèn)知能力是相對(duì)于認(rèn)知能力而提出的一種多能力集合體，主要包括對(duì)異質(zhì)性環(huán)境的適應(yīng)力、對(duì)專注力的自我調(diào)節(jié)、情緒管理、自我發(fā)展型心態(tài)、責(zé)任心、自我效能感，自我控制能力和親社會(huì)性行為等[2518]。由于非認(rèn)知能力的復(fù)雜性，其測(cè)量方法也較豐富，目前比較代表性的測(cè)量方法主要有內(nèi)外控制點(diǎn)[2619]、自尊[2720]、大五人格（開放性、思維開通性、情緒穩(wěn)定性、宜人性、盡責(zé)性五個(gè)方面）[2821]等方法。非認(rèn)知能力對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)有顯著預(yù)測(cè)作用，如大五類人格尤其是其中的宜人性、盡責(zé)性和開放性對(duì)學(xué)業(yè)表現(xiàn)具有正效應(yīng)[2922]，大五類人格中的自我控制能力與數(shù)學(xué)和科學(xué)成績(jī)顯著正相關(guān)[3023]，大五類人格中的開放性可提升閱讀理解和科學(xué)成績(jī)[3124]。而體育鍛煉和良好非認(rèn)知能力形成之間又有非常緊密的聯(lián)系，如研究發(fā)現(xiàn)參與體育組織的青少年社會(huì)資本遠(yuǎn)高于未參與體育組織的青少年[3252]，體育鍛煉可改善人際關(guān)系，有助于外向型人格的培養(yǎng)；經(jīng)常參與體育鍛煉的人會(huì)表現(xiàn)出更多的信任、親社會(huì)行為[3326]和廣泛的社會(huì)參與性[3427]，提升個(gè)體宜人性，從而有利于培養(yǎng)個(gè)人環(huán)境適應(yīng)能力；體育鍛煉對(duì)壓力、焦慮和抑郁具有治療和改善作用[3528]，其生理作用機(jī)制在于體育鍛煉能促進(jìn)人體β內(nèi)啡肽的產(chǎn)生和釋放，減少腎上腺素和皮質(zhì)醇等活動(dòng)，激發(fā)認(rèn)知思維和情感認(rèn)知，從而降低人體抑郁等負(fù)性情緒，提升情緒穩(wěn)定性[3629]；體育鍛煉可通過(guò)改變相關(guān)腦區(qū)激活模式、增加腦區(qū)之間功能網(wǎng)絡(luò)連接等方式改善個(gè)體抑制控制功能，有助于培養(yǎng)個(gè)體盡責(zé)性，提升個(gè)體自我效能感[3730]；體育鍛煉還可激活前額葉、小腦等主要腦區(qū)，增強(qiáng)這些腦區(qū)之間的連接以及改善相關(guān)腦區(qū)內(nèi)灰質(zhì)與白質(zhì)體積，進(jìn)而提升認(rèn)知靈活性，培養(yǎng)思維開通性[381]。當(dāng)然，不同的體育鍛煉強(qiáng)度、時(shí)間和項(xiàng)目類型等也會(huì)對(duì)非認(rèn)知能力的影響產(chǎn)生差異，如相關(guān)研究表明中等強(qiáng)度運(yùn)動(dòng)在促進(jìn)青少年自我控制能力發(fā)展中具有優(yōu)勢(shì)[392]；每周3次及以上中高強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)的干預(yù)效果更明顯[4033]；體能類項(xiàng)目對(duì)個(gè)體獨(dú)立性、處理事情的穩(wěn)定性、自信心培養(yǎng)上要優(yōu)于技能類運(yùn)動(dòng)，而在人際交往、創(chuàng)造力開發(fā)等方面，技能類運(yùn)動(dòng)要優(yōu)于體能類運(yùn)動(dòng)[4341]。國(guó)內(nèi)相關(guān)研究最早始于1984年黃滔在《體育科學(xué)》發(fā)表的《試論加強(qiáng)學(xué)校體育與提高學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)的關(guān)系》一文，該文通過(guò)實(shí)驗(yàn)方法將每天堅(jiān)持1小時(shí)鍛煉的46名田徑運(yùn)動(dòng)學(xué)生與普通班學(xué)生進(jìn)行比較，發(fā)現(xiàn)體育鍛煉能促進(jìn)學(xué)習(xí)[4235]。該研究雖然相對(duì)較早，但研究方法不夠全面，樣本量也較小。在之后的30余年中，相關(guān)研究基本集中于純生理及心理層面，普遍認(rèn)為身體活動(dòng)對(duì)兒童青少年群體的學(xué)習(xí)表現(xiàn)具有一定程度的改善與促進(jìn)作用，但對(duì)這一結(jié)果進(jìn)行推廣時(shí)，需考慮其他諸多中介因素的影響[4336]，遺憾的是目前國(guó)內(nèi)有關(guān)這方面實(shí)證研究基本沒(méi)有；從研究方法看，現(xiàn)有研究多采用傳統(tǒng)線性思維模式進(jìn)行分析，沒(méi)有考慮不同社會(huì)環(huán)境下群組差異。綜上，本研究擬采用中國(guó)教育追蹤調(diào)查（ChinaEducationPanelSurvey,CEPS）這一大樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，以有別于以往小樣本數(shù)據(jù)的研究；不僅就課外體育鍛煉對(duì)學(xué)生總成績(jī)的影響進(jìn)行研究，而且就其對(duì)細(xì)分學(xué)科的影響也進(jìn)行了深入研究，并就目前研究熱點(diǎn)——非認(rèn)知能力的中介效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證分析；研究方法上摒棄了傳統(tǒng)的線性回歸方法，考慮了樣本的學(xué)校群組差異，采用更為科學(xué)的多層線性回歸方法（HLM）對(duì)其進(jìn)行研究，具有一定的創(chuàng)新性。32研究方法32.1數(shù)據(jù)來(lái)源本研究使用由中國(guó)人民大學(xué)中國(guó)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心設(shè)計(jì)與實(shí)施的、具有全國(guó)代表性的大型追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)——“中國(guó)教育追蹤調(diào)查”數(shù)據(jù)（ChinaEducationPanelSurvey，簡(jiǎn)稱CEPS）。該調(diào)查采用分層次、多階段、概率與規(guī)模成比例（PPS）的抽樣方法，從全國(guó)隨機(jī)抽取28個(gè)縣級(jí)單位（縣、區(qū)、市）、112所學(xué)校、438個(gè)班級(jí)，以初中一年級(jí)和初中三年級(jí)兩個(gè)同期群為調(diào)查起點(diǎn)，以人口平均受教育水平和流動(dòng)人口比例為分層變量，以2013-2014學(xué)年為基準(zhǔn)，2014-2015學(xué)年對(duì)七年級(jí)學(xué)生進(jìn)行追蹤調(diào)查，兩期數(shù)據(jù)提供了包括學(xué)生個(gè)人、家庭和學(xué)校的基本情況。根據(jù)研究需要選取有追蹤數(shù)據(jù)的7年級(jí)學(xué)生，從學(xué)生層面和學(xué)校層面做兩層線性模型分析，在刪除主要變量缺失值之后，共獲得6508份有效個(gè)案。32.2變量說(shuō)明32.32.1因變量學(xué)業(yè)成績(jī)。在CEPS中，學(xué)生主科（語(yǔ)數(shù)外）成績(jī)由被調(diào)查學(xué)校直接提供，并由中國(guó)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心按學(xué)校、年級(jí)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化得分處理，最后調(diào)整為均值=70，標(biāo)準(zhǔn)層=10的得分。本文以數(shù)據(jù)庫(kù)中標(biāo)準(zhǔn)化后的語(yǔ)文、數(shù)學(xué)和英語(yǔ)成績(jī)?yōu)榛A(chǔ)，將三科加總后的總成績(jī)作為學(xué)生學(xué)業(yè)總成績(jī)。32.32.2自變量課外體育活動(dòng)時(shí)間。參考唐斌斌和劉林平（2019）[4437]方法，利用2013-2014學(xué)年CEPS問(wèn)卷調(diào)查中詢問(wèn)受訪者上周周一到周五每天參加課外體育運(yùn)動(dòng)情況數(shù)據(jù)作為“課外體育運(yùn)動(dòng)時(shí)間數(shù)據(jù)”，從二個(gè)層面測(cè)量學(xué)生課外體育活動(dòng)情況：第一個(gè)層面為是否參加課外體育運(yùn)動(dòng)，參與=為1，不參與=為0；第二個(gè)層面為參與課外體育運(yùn)動(dòng)的時(shí)間段，分為5組：第一組是每天運(yùn)動(dòng)0分鐘，第二組是每天運(yùn)動(dòng)1-60分鐘，第三組是每天運(yùn)動(dòng)61-90分鐘，第四組是每天運(yùn)動(dòng)91-120分鐘，第五組是每天超過(guò)120分鐘運(yùn)動(dòng)。通過(guò)不同分組，深入考察不同運(yùn)動(dòng)時(shí)間段段對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)的影響。32.32.3第一層次控制變量（1）性別差異情況。男孩和女孩大腦發(fā)育存在生理上的差別，這種生理上的差異又會(huì)帶來(lái)男女智力、非智力以及社會(huì)因素的差異，最終造成男女學(xué)習(xí)成績(jī)差異。因此本研究將性別差異作為一個(gè)重要的控制變量。（2）獨(dú)生子女身份。獨(dú)生子女的家庭教養(yǎng)方式及各種心理問(wèn)題對(duì)學(xué)業(yè)產(chǎn)生了很重要的影響，不容忽視[435]。因此本研究將中學(xué)生是否是獨(dú)生子女作為一個(gè)控制變量。（3）家庭經(jīng)濟(jì)條件。低收入家庭和高收入家庭學(xué)生的學(xué)業(yè)差距在所有國(guó)家都存在[4638]。在CEPS數(shù)據(jù)庫(kù)中有反映家庭經(jīng)濟(jì)條件的調(diào)查“目前您家的經(jīng)濟(jì)條件如何？”，選項(xiàng)從1-5分別表示“非常困難、比較困難、中等、比較富裕、很富?！?，該數(shù)據(jù)即為家庭經(jīng)濟(jì)條件數(shù)據(jù)。（4）家庭文化狀況。一般情況下，家庭文化對(duì)學(xué)生的學(xué)業(yè)成績(jī)也會(huì)產(chǎn)生影響。在CEPS數(shù)據(jù)庫(kù)中沒(méi)有直接反應(yīng)家庭文化的數(shù)據(jù)，但有與之相關(guān)的調(diào)研“你家里的書多么（不包括課本和雜志）？”選項(xiàng)從1-5分別表示“很少、比較少、一般、比較多、很多”，該數(shù)據(jù)即為家庭文化狀況數(shù)據(jù)。（5）家庭教育水平。在CEPS數(shù)據(jù)庫(kù)中沒(méi)有直接反應(yīng)家庭教育水平的數(shù)據(jù)，但有相關(guān)調(diào)研問(wèn)題“你爸爸的教育水平是？”和“你媽媽的教育水平是”，選項(xiàng)從1-9分別表示沒(méi)受過(guò)任何教育、小學(xué)、初中、中專/技師、職業(yè)高中、高中、大學(xué)?？啤⒋髮W(xué)本科、研究生及以上學(xué)歷，本研究選取父母學(xué)歷較高的一方代表家庭教育水平。（6）非認(rèn)知能力。在CEPS數(shù)據(jù)庫(kù)中沒(méi)有直接測(cè)度該變量的數(shù)據(jù)，借鑒前人分類[4739]，結(jié)合數(shù)據(jù)可獲得性，將非認(rèn)知能力分為以下4個(gè)維度：第一，情緒調(diào)節(jié)能力。用過(guò)去七天你是否有沮喪、抑郁、不快樂(lè)、生活沒(méi)意思和悲傷的感覺(jué)等5個(gè)問(wèn)題表示，采用5點(diǎn)計(jì)分法（1=總是—5=從不）反應(yīng)情緒調(diào)節(jié)能力高低。該量表α信度系數(shù)為0.850，KMO值為0.857，信效度很好。第二，社會(huì)適應(yīng)能力。用學(xué)校生活中“我認(rèn)為自己很容易相處”、“我對(duì)這個(gè)學(xué)校的人感到親近”、“班里大多數(shù)同學(xué)對(duì)我很友好”、“我所在班級(jí)班風(fēng)很好”和“我經(jīng)常參加學(xué)?；虬嗉?jí)組織的活動(dòng)”等5個(gè)問(wèn)題表示個(gè)體與同伴、朋友和老師交流、互動(dòng)與合作情況，采用4點(diǎn)計(jì)分法（4=完全同意——1=完全不同意）反應(yīng)社會(huì)適應(yīng)能力的高低。該量表α信度系數(shù)為0.807，KMO值為0.806，信效度很好。第三，自我效能感。用學(xué)校生活中“我能夠很清楚地表述自己的意見(jiàn)”、“我能夠很快學(xué)會(huì)新知識(shí)”、“我的反應(yīng)能力很迅速”等3個(gè)問(wèn)題表示學(xué)生自信和樂(lè)觀心態(tài)情況，采用4點(diǎn)計(jì)分法（4=完全同意——1=完全不同意）反應(yīng)學(xué)生自我效能的高低。該量表α信度系數(shù)為0.722，KMO值為0.666，信效度較好。第四，自我控制能力。用“盡管有其他理由，但我仍然會(huì)盡量去上學(xué)、盡力完成需要花長(zhǎng)時(shí)間完成的功課、盡力做不喜歡的功課”等三個(gè)問(wèn)題表示個(gè)體自律能力，采用4點(diǎn)計(jì)分法（4=完全同意——1=完全不同意）反應(yīng)自我控制能力的高低。該量表α信度系數(shù)為0.701，KMO值為0.633，信效度較好。將各維度相關(guān)題項(xiàng)累加求均值，獲得各維度綜合得分。由于各維度量級(jí)標(biāo)準(zhǔn)不統(tǒng)一，難以比較，進(jìn)一步將各綜合值進(jìn)行0-1標(biāo)準(zhǔn)化處理，并合并成若干0-100連續(xù)變量，數(shù)值越大非認(rèn)知能力越強(qiáng)。32.32.4第二層變量控制變量（1）學(xué)校性質(zhì)。不同性質(zhì)的學(xué)校其管理方式和要求各不相同，相應(yīng)地其師資隊(duì)伍水平、課程設(shè)計(jì)的規(guī)范性、執(zhí)行的嚴(yán)格性等方面也會(huì)存在差異，這些差異都會(huì)一定程度上影響到學(xué)生的學(xué)業(yè)成績(jī)。研究將學(xué)校類型劃分為3類，即1=公立學(xué)校、2=民辦公助/普通民辦學(xué)校、3=民辦打工子弟學(xué)校，構(gòu)造了一個(gè)學(xué)校性質(zhì)的定類變量。（2）學(xué)校區(qū)位。一般情況下，越是城區(qū)中心學(xué)校，其師資相對(duì)越好，越受到教育主管部門和家長(zhǎng)的重視，同時(shí)也會(huì)吸引好生源，學(xué)生成績(jī)相對(duì)也越好。相反，越是偏遠(yuǎn)農(nóng)村學(xué)校，師資水平、管理水平就相對(duì)越薄弱，這可能對(duì)學(xué)生成績(jī)?cè)斐刹焕绊?。研究將學(xué)校所在地區(qū)類型劃分成3類，即1=農(nóng)村，2=鄉(xiāng)鎮(zhèn)，3=城區(qū)，進(jìn)而構(gòu)造了一個(gè)取值為1-3的學(xué)校區(qū)位的定類變量。（3）學(xué)校生師比。一般情況下，在學(xué)校規(guī)模一定的情況下，生師比越小越有利于學(xué)生成績(jī)提升。因?yàn)橐延醒芯勘砻魃鷰煴仍诤艽蟪潭壬峡梢燥@示教育質(zhì)量的高低。研究中在學(xué)校管理人員問(wèn)卷中有“初中部目前的生師比”，可直接使用該數(shù)據(jù)作為學(xué)校生師比數(shù)據(jù)。（4）學(xué)校質(zhì)量。一般情況下，學(xué)校質(zhì)量越好，學(xué)生成績(jī)也會(huì)越好。在學(xué)校管理人員問(wèn)卷中有“從辦學(xué)情況看，貴校初中部目前在本縣排名”，研究中將其分為5類，即1=最差，2=中下，3=中間，4=中上，5=最好，進(jìn)而構(gòu)造了一個(gè)取值為1-5的有關(guān)學(xué)校質(zhì)量定類變量。上述變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。表1變量描述性統(tǒng)計(jì)Table1Descriptivestatisticsofvariables類型變量樣本數(shù)變量極小值極大值均值標(biāo)準(zhǔn)差因變量總成績(jī)6508語(yǔ)文、數(shù)學(xué)、英語(yǔ)成績(jī)加總61276213.90823.444語(yǔ)文成績(jī)6508按學(xué)校、年級(jí)做標(biāo)準(zhǔn)化得分處理189871.3148.975數(shù)學(xué)成績(jī)6508按學(xué)校、年級(jí)做標(biāo)準(zhǔn)化得分處理269971.2459.264英語(yǔ)成績(jī)6508按學(xué)校、年級(jí)做標(biāo)準(zhǔn)化得分處理119371.3489.070自變量是否參與體育運(yùn)動(dòng)6508定類變量，參加=1，不參加=001420364.58%每天0min運(yùn)動(dòng)6508定類變量，是=1，否=001230535.42%每天1-60min運(yùn)動(dòng)6508定類變量，是=1，否=001280643.12%每天61-90min運(yùn)動(dòng)6508定類變量，是=1，否=0014546.98%每天91-120min運(yùn)動(dòng)6508定類變量，是=1，否=0014556.99%每天大于120min運(yùn)動(dòng)6508定類變量，是=1，否=0014887.50%第一層次控制變量性別6508定類變量,男性=1,女性=001328750.51%獨(dú)生子女身份6508定類變量，是=1，否=001302846.53%家庭經(jīng)濟(jì)資本6508定類變量，1-5153.0020.556家庭人力資本6508定類變量，父母最高學(xué)歷表示，1-9194.7022.035家庭文化資本6508定類變量，課本、雜志外的家庭藏書數(shù)表示，1-5153.3221.214非認(rèn)知能力6508連續(xù)變量1210074.24413.954情緒調(diào)節(jié)6508連續(xù)變量010075.70219.669環(huán)境適應(yīng)6508連續(xù)變量010070.31922.257自我效能6508連續(xù)變量010069.51720.861自我管制6508連續(xù)變量010081.44120.258第二層次控制變量學(xué)校性質(zhì)112定類變量，公立學(xué)校=1，民辦公助/普通民辦學(xué)校=2，民辦打工子弟學(xué)校=3131.0730.305學(xué)校區(qū)位112定類變量，農(nóng)村=1，鄉(xiāng)鎮(zhèn)=2，城區(qū)=3131.8080.394學(xué)校生師比112連續(xù)變量，CEPS原問(wèn)卷題目所得33112.3734.407學(xué)校質(zhì)量112定類變量，本縣排名表示，1-5152.2730.455注：對(duì)于定類變量，如是否參與體育運(yùn)動(dòng)、每天...Min運(yùn)動(dòng)、性別和是否是獨(dú)生子女等，平均值列統(tǒng)計(jì)的是頻數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差列統(tǒng)計(jì)的是百分比。32.3研究方法32.3.1多層線性模型分析法社會(huì)理論認(rèn)為人與人之間是有差異的，且這種差異會(huì)隨其置身的社會(huì)環(huán)境的變化而變化，個(gè)體和社會(huì)環(huán)境之間的這種互動(dòng)關(guān)系決定了社會(huì)研究中所用數(shù)據(jù)的多層結(jié)構(gòu)。本研究中，學(xué)生隸屬于不同的學(xué)校，對(duì)學(xué)生成績(jī)的影響既有學(xué)生個(gè)體特征的變量信息，也有反映學(xué)校特征的變量信息，若對(duì)從屬于不同層次的變量?jī)H考慮將其放在單一層次上采用常規(guī)最小二乘法（OLS）進(jìn)行處理，則存在違背最小二乘法（OLS）關(guān)于同分布和無(wú)序列相關(guān)這個(gè)假定，存在損失效率等問(wèn)題。而多層線性模型（HLM）可將多層結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)在因變量上的總變異明確區(qū)分成組內(nèi)和組間兩個(gè)層次，然后分別在不同層次上引入自變量對(duì)組內(nèi)變異和組間變異進(jìn)行解釋。本文將學(xué)生作為組內(nèi)（即層1）分析單位，學(xué)校作為組間（即層2）分析單位，以stata14.0作為工具，運(yùn)用二層線性的嵌套結(jié)構(gòu)分析課外體育運(yùn)動(dòng)對(duì)中學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)影響的組內(nèi)和組間差異。具體步驟：第一步，建立零模型（TheNullModel），驗(yàn)證學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)?cè)诓煌瑢W(xué)校間是否存在顯著差異，判斷HLM是否適用于本研究。第二步，加入一層變量構(gòu)建基準(zhǔn)模型，用來(lái)檢驗(yàn)第一層的個(gè)體變量對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)的影響效果，并檢驗(yàn)個(gè)體層次的回歸模型在不同群體間斜率與截距是否不同；第三步，加入二層變量構(gòu)建全模型：學(xué)校類型、學(xué)校區(qū)位、生師比和學(xué)校教學(xué)水平，估計(jì)全模型的隨機(jī)效果，檢驗(yàn)學(xué)校及個(gè)體因素對(duì)學(xué)生成績(jī)影響的效果。32.3.2中介效應(yīng)分析法中介效應(yīng)檢驗(yàn)可以明確中介變量在自變量對(duì)因變量影響關(guān)系中的強(qiáng)度大小。中介效應(yīng)檢驗(yàn)最流行的方法是Baron和Kenny（1986）的逐步法（Causalstepsapproach）[480]，該方法也是目很多應(yīng)用學(xué)者普遍采用的方法（溫忠麟，2014）[491]。其基本思路為：假設(shè)自變量為X，中介變量為M,因變量為Y，則可用下列回歸方程描述變量之間的關(guān)系：（5）（6）（7）其中方程（5）的系數(shù)c為自變量X對(duì)因變量Y的總效應(yīng)；方程（6）的系數(shù)a為X對(duì)中介變量M的效應(yīng)；方程（7）的系數(shù)b為控制了自變量X影響后的中介變量M對(duì)因變量Y的效應(yīng)，系數(shù)c’為在控制了中介變量M影響后的自變量X對(duì)因變量Y的直接效應(yīng)；是回歸殘差。中介效應(yīng)等于間接效應(yīng)，即等于系數(shù)乘積ab，它與總效應(yīng)和直接效應(yīng)有下面關(guān)系：（8）逐步檢驗(yàn)步驟為：第一步，檢驗(yàn)X對(duì)Y的總效應(yīng)c是否顯著。第二步，檢驗(yàn)系數(shù)乘積的顯著性，通過(guò)逐步檢驗(yàn)系數(shù)a和b來(lái)間接進(jìn)行。如果系數(shù)c顯著，系數(shù)a和b都顯著，則存在中介效應(yīng)；如果系數(shù)c和a不顯著，則停止中介效應(yīng)檢驗(yàn)；如果系數(shù)b不顯著，則需要繼續(xù)做sobel檢驗(yàn)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)公式為：（9），式中：為a的標(biāo)準(zhǔn)誤；為b的標(biāo)準(zhǔn)誤。第三步，檢驗(yàn)完全中介還是部分中介，若c’不顯著，則為完全中介效應(yīng)，否則為部分中介效應(yīng)。43結(jié)果與分析43.1課外體育運(yùn)動(dòng)與學(xué)業(yè)成績(jī)相關(guān)性分析表2描述了青少年參加課外體育運(yùn)動(dòng)情況與學(xué)生總成績(jī)得分之間的關(guān)系。具體來(lái)說(shuō)，不參加課外體育運(yùn)動(dòng)的學(xué)生，總成績(jī)均值為212.03，而參加課外體育運(yùn)動(dòng)的學(xué)生，總成績(jī)均值為214.22，T檢驗(yàn)表明，兩者之間的差異是顯著的；從課外體育運(yùn)動(dòng)參與時(shí)間段的差異看，每天參與課外體育運(yùn)動(dòng)1-60分鐘的學(xué)生學(xué)業(yè)總成績(jī)均值最高，約為216.86，隨著運(yùn)動(dòng)時(shí)間的增加，學(xué)業(yè)總成績(jī)均值開始逐漸下降，每天參與課外體育運(yùn)動(dòng)120分鐘以上的學(xué)生學(xué)業(yè)總成績(jī)均值最低，而且不同運(yùn)動(dòng)時(shí)間段的學(xué)生學(xué)業(yè)總成績(jī)有顯著差異。從表2可以得出兩個(gè)發(fā)現(xiàn)：第一，一般來(lái)說(shuō)，體育運(yùn)動(dòng)有助于提升學(xué)生的學(xué)業(yè)成績(jī)；第二，學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)與運(yùn)動(dòng)時(shí)間長(zhǎng)短相關(guān)。與完全不運(yùn)動(dòng)學(xué)生相比，運(yùn)動(dòng)時(shí)間在90分鐘以內(nèi)可以提升學(xué)生的學(xué)業(yè)成績(jī)，而超過(guò)90分鐘則學(xué)業(yè)成績(jī)下降并且明顯低于不運(yùn)動(dòng)者。但這種聯(lián)系在控制其他個(gè)體和社會(huì)影響變量后是否還成立？需要進(jìn)一步作回歸分析。表2課外體育運(yùn)動(dòng)與學(xué)業(yè)成績(jī)Table2ExtracurricularSportsandAcademicachievements描述項(xiàng)總成績(jī)均值（標(biāo)準(zhǔn)差）顯著性檢驗(yàn)運(yùn)動(dòng)參與不參與212.03（24.220）T=-4.487***參與214.22（23.014）運(yùn)動(dòng)時(shí)間段0min212.03（24.220）F=27.197***1-60min216.86（21.633）61-90min213.31（23.025）91-120min210.87（25.635）120min以上207.39（25.881）運(yùn)動(dòng)時(shí)間相關(guān)性：-0.079P=0.0143.2課外體育運(yùn)動(dòng)對(duì)學(xué)業(yè)總成績(jī)影響的多層分析考慮到學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)既會(huì)受到學(xué)生個(gè)人特征影響也會(huì)受到學(xué)校等社會(huì)環(huán)境的影響，故采用多層分析進(jìn)行嘗試。在多層分析中，首先進(jìn)行零模型分析，檢驗(yàn)多層分析的必要性；然后進(jìn)行基準(zhǔn)模型分析和全模型分析。零模型分析其實(shí)是將結(jié)果方差區(qū)分為組間方差和組內(nèi)方差兩部分，然后根據(jù)這兩部分方差估計(jì)值計(jì)算得到組內(nèi)相關(guān)系數(shù)（intra-classcorrelationcoefficient，簡(jiǎn)稱ICC），這一指標(biāo)測(cè)量了層2單位之間的差異在層1結(jié)果變量的總方差中所占的比例。如果計(jì)算得到的ICC很小，則表明層2單位之間的相對(duì)差異不大，即我們?nèi)匀豢梢圆捎贸Ｒ?guī)線性回歸方法進(jìn)行統(tǒng)計(jì)建模，而無(wú)須采用多層線性模型；反之，則需要采用多層線性模型。一般情況下，若ICC小于0.059表示低組內(nèi)相關(guān)，無(wú)需使用HLM；若ICC介于0.059-0.138之間則屬于中組內(nèi)相關(guān)，可以使用HLM；大于0.138則屬于高組內(nèi)相關(guān)，建議使用HLM（Cohen，1988）。表3反映了課外體育運(yùn)動(dòng)對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)總成績(jī)影響的多層分析結(jié)果，零模型（模型1）檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，顯著性水平p<0.001，校間方差成分占總方差的比例即組內(nèi)相關(guān)系數(shù)（ICC）為0.145，表明中學(xué)生學(xué)業(yè)總成績(jī)的差異可能有14.5%來(lái)自于學(xué)校層次的差異，屬于高組內(nèi)相關(guān)，因此，采用分層分析具有必要性?；鶞?zhǔn)模型（模型2和模型4）反映了中學(xué)生個(gè)體層次的差異對(duì)學(xué)業(yè)總成績(jī)的影響。從基準(zhǔn)模型可以得出：（1）在控制其他個(gè)體變量的情況下，參與課外體育運(yùn)動(dòng)中學(xué)生的學(xué)業(yè)總成績(jī)比不參與課外體育運(yùn)動(dòng)中學(xué)生的學(xué)業(yè)總成績(jī)平均高1.629分，且在1%水平上顯著（見(jiàn)模型2）；（2）在控制其他個(gè)體變量的情況下，進(jìn)一步對(duì)參與課外體育運(yùn)動(dòng)時(shí)間段進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)并不是每天參與課外體育運(yùn)動(dòng)的時(shí)間越長(zhǎng)學(xué)生的學(xué)業(yè)總成績(jī)?cè)胶茫ㄒ?jiàn)模型4），若學(xué)生每天參加課外體育運(yùn)動(dòng)時(shí)間在60分鐘以內(nèi)，參與課外體育運(yùn)動(dòng)中學(xué)生的學(xué)業(yè)總成績(jī)比不參與課外體育運(yùn)動(dòng)中學(xué)生的學(xué)業(yè)總成績(jī)平均高3.422分，且在1%水平上顯著；若每天參與課外體育運(yùn)動(dòng)時(shí)間在60min到90min內(nèi)，則課外體育運(yùn)動(dòng)對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)影響為正，但效果不顯著；若每天參與課外體育運(yùn)動(dòng)時(shí)間在90min到120min內(nèi)，則課外體育運(yùn)動(dòng)對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)影響為負(fù)，效果同樣不顯著；若每天參與課外體育運(yùn)動(dòng)時(shí)間超多120min，參與課外體育運(yùn)動(dòng)中學(xué)生的學(xué)業(yè)成績(jī)比不參與課外體育運(yùn)動(dòng)中學(xué)生的學(xué)業(yè)總成績(jī)平均低4.072分，且在1%水平上顯著為負(fù)。這一結(jié)果表明適度的體育運(yùn)動(dòng)不僅不會(huì)“浪費(fèi)”學(xué)生的學(xué)習(xí)時(shí)間，反而對(duì)提升學(xué)生的學(xué)業(yè)成績(jī)具有積極的影響，這與我國(guó)政府一直提倡的學(xué)生每天鍛煉1小時(shí)的國(guó)家政策也是相吻合的，但與中國(guó)家長(zhǎng)傳統(tǒng)的“重文輕武”的家教觀是相矛盾的。（3）在控制其他個(gè)體變量的情況下，男生比女生學(xué)業(yè)總成績(jī)平均低11.427分，且在1%水平上顯著，這可能基于此階段男女學(xué)生生理和心理上的差異所致，和其他相關(guān)研究具有一致性。（4）在控制其他個(gè)體變量的情況下，是否是獨(dú)生子女對(duì)學(xué)業(yè)總成績(jī)影響不具有顯著差異。（5）在控制其他個(gè)體變量的情況下，家庭經(jīng)濟(jì)資本對(duì)學(xué)業(yè)總成績(jī)影響不顯著，但家庭人力資本和文化資本對(duì)孩子的學(xué)業(yè)總成績(jī)影響均在1%水平上顯著為正，其中，家庭人力資本每提升一個(gè)檔次學(xué)生的學(xué)業(yè)總成績(jī)平均提高0.656分，家庭文化資本每提升一個(gè)檔次學(xué)生的學(xué)業(yè)總成績(jī)平均提高0.626分，說(shuō)明家庭環(huán)境中家庭人力資本和家庭文化氛圍比家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)孩子學(xué)業(yè)總成績(jī)的提升影響更大。（6）在控制其他個(gè)體變量的情況下，非認(rèn)知能力每提升一單位學(xué)生的學(xué)業(yè)總成績(jī)平均提高0.327分，且在1%水平上顯著，這與目前已有相關(guān)研究一致。模型3和模型5分別在模型2和模型4的基礎(chǔ)上增加了“學(xué)校因素”，它們反映了加入學(xué)校層面相關(guān)變量后學(xué)校和個(gè)體因素對(duì)于青少年學(xué)業(yè)成績(jī)的影響狀況。增加學(xué)校因素后的模型結(jié)果表明：（1）學(xué)校性質(zhì)由公辦到民辦每改變一個(gè)檔位，學(xué)生的學(xué)業(yè)總成績(jī)平均降低1.548分，且在10%水平上顯著，表明公辦學(xué)校學(xué)生總成績(jī)總體上要好于普通民辦學(xué)校學(xué)生總成績(jī)，而普通民辦學(xué)校學(xué)生成績(jī)要好于民辦打工子弟學(xué)校學(xué)生總成績(jī)。（2）學(xué)校區(qū)位由農(nóng)村到城區(qū)每改變一個(gè)檔位，學(xué)生的學(xué)業(yè)總成績(jī)平均提高4.356分，且在1%水平上顯著，表明城市中心學(xué)校學(xué)生的學(xué)業(yè)總成績(jī)顯著好于農(nóng)村學(xué)校。（3）學(xué)校生師比每提升一個(gè)單位，學(xué)生的學(xué)業(yè)總成績(jī)平均降低0.278分，且在5%水平上顯著，表明在控制其他變量情況下，生師比越高，學(xué)生的成績(jī)相對(duì)越差。（4）學(xué)校質(zhì)量每提升一個(gè)檔次，學(xué)生的學(xué)業(yè)總成績(jī)平均提高3.189分，且在1%水平上顯著。顯然，學(xué)校質(zhì)量越好，學(xué)生成績(jī)?cè)胶?。在納入學(xué)校層面變量后，各個(gè)體層面變量對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)影響的方向和顯著性都沒(méi)有發(fā)生變化，只是部分變量的影響幅度稍有變化，如是否參與課外體育、每天1-60分課外體育鍛煉時(shí)間、家庭人力資本、家庭文化資本和非認(rèn)知能力對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)影響幅度都稍有增加。表3課外體育鍛煉對(duì)青少年學(xué)業(yè)總成績(jī)影響的多層分析結(jié)果Table3Multi-layeranalysisresultsoftheinfluenceofextracurricularphysicalexerciseontheoverallacademicperformanceofteenagers變量模型1模型2模型3模型4模型5核心自變量是否參與課外體育1.629***（0.594）1.632***（0.591）每天運(yùn)動(dòng)1-60min3.422***（0.638）3.441***（0.635）每天運(yùn)動(dòng)61-90min0.116（1.147）0.017（1.143）每天運(yùn)動(dòng)91-120min-1.644（1.142）-1.580（1.139）每天超過(guò)120min運(yùn)動(dòng)-4.072***（1.110）-4.173***（1.107）第一層：個(gè)體層面控制變量性別-11.427***（0.553）-11.439***（0.553）-11.108***（0.568）-11.111***（0.551）獨(dú)生子女身份-0.646（0.632）-0.381（0.630）-0.511（0.631）-0.277（0.628）家庭經(jīng)濟(jì)資本0.310（0.526）0.217（0.523）0.297（0.524）0.210（0.521）家庭人力資本0.656***（0.163）0.728***（0.162）0.627***（0.162）0.697***（0.161）家庭文化資本0.626***（0.270）0.762***（0.272）0.700***（0.2706）0.828***（0.271）非認(rèn)知能力0.327***（0.021）0.330***（0.021）0.326***（0.021）0.329***（0.021）第二層：學(xué)校層面控制變量學(xué)校性質(zhì)-1.430*（1.217）-1.548*（1.231）學(xué)校區(qū)位4.143***（0.957）4.356***（0.968）學(xué)校生師比-0.279**（0.093）-0.278**（0.094）學(xué)校質(zhì)量3.045***（0.862）3.189***（0.874）常數(shù)項(xiàng)213.908***（0.291）190.723***（2.145）200.350***（3.047）190.398***（2.144）200.735***（3.069）Intra-classCorrelation（ρ）0.1450.1040.8710.1130.812Log-likehood-29764.198-29754.434-29378.638-29368.893-29346.618注：*表示在10%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著，***表示在1%水平上顯著，括號(hào)內(nèi)表示標(biāo)準(zhǔn)誤。43.3課外體育運(yùn)動(dòng)對(duì)不同學(xué)科成績(jī)影響的多層分析為進(jìn)一步考察體育運(yùn)動(dòng)對(duì)不同學(xué)科學(xué)業(yè)成績(jī)的影響差異，本研究進(jìn)一步對(duì)語(yǔ)文、數(shù)學(xué)和外語(yǔ)進(jìn)行了多層分析（見(jiàn)表4）。研究結(jié)果表明：（1）零模型檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)語(yǔ)文、數(shù)學(xué)和英語(yǔ)同樣存在顯著的組間差異，應(yīng)采取HLM多層分析方法；（2）從核心自變量參加課外體育運(yùn)動(dòng)時(shí)間對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)的影響看，若每天參加課外體育運(yùn)動(dòng)時(shí)間控制在1-60min內(nèi)，課外體育運(yùn)動(dòng)對(duì)語(yǔ)、數(shù)、外三科學(xué)業(yè)成績(jī)影響均在1%水平上顯著為正，其中對(duì)理科數(shù)學(xué)成績(jī)提升的影響幅度大于對(duì)文科語(yǔ)文和外語(yǔ)的影響；若每天參加課外體育運(yùn)動(dòng)時(shí)間控制在61-120min內(nèi)，則其對(duì)三科學(xué)業(yè)成績(jī)的影響均不顯著；若每天參加課外體育運(yùn)動(dòng)時(shí)間超過(guò)120min，則其對(duì)三科學(xué)業(yè)成績(jī)影響均顯著為負(fù)，其中對(duì)理科數(shù)學(xué)的負(fù)向影響幅度最大，其次是英語(yǔ)和語(yǔ)文。（3）從性別變量看，在控制其他變量情況下，初中階段的女生在語(yǔ)文和英語(yǔ)學(xué)業(yè)成績(jī)上比男生具有顯著優(yōu)勢(shì)，數(shù)學(xué)成績(jī)總體上雖優(yōu)于男生，但幅度不大，這可能與男女語(yǔ)言的性別差異有關(guān)。（4）獨(dú)生子女身份和家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)學(xué)生三科學(xué)業(yè)成績(jī)影響均不顯著，這和他們對(duì)總成績(jī)影響類似。（5）家庭人力資本對(duì)三科均具有顯著影響，但在顯著性水平上有差異，其對(duì)理科數(shù)學(xué)影響最顯著（在1%水平上顯著），對(duì)文科影響次之（在5%水平上顯著）。（6）家庭文化資本對(duì)語(yǔ)文和英語(yǔ)等文科的學(xué)業(yè)成績(jī)具有顯著正向影響（在1%水平上顯著），但對(duì)理科學(xué)業(yè)成績(jī)影響不顯著。（7）非認(rèn)知能力對(duì)三科學(xué)業(yè)成績(jī)影響均在1%水平上顯著為正，且對(duì)理科數(shù)學(xué)成績(jī)提升影響幅度更大。從學(xué)校層面看，學(xué)校性質(zhì)、學(xué)校區(qū)位、學(xué)校質(zhì)量對(duì)學(xué)生三科學(xué)業(yè)成績(jī)提升具有顯著影響，其中學(xué)校性質(zhì)對(duì)學(xué)生文科學(xué)業(yè)成績(jī)影響幅度較大，學(xué)校區(qū)位和學(xué)校質(zhì)量對(duì)學(xué)生英語(yǔ)成績(jī)提升的影響幅度最大，學(xué)校生師比在5%水平上對(duì)學(xué)生數(shù)學(xué)和英語(yǔ)成績(jī)影響顯著，但對(duì)語(yǔ)文成績(jī)影響不顯著。表4課外體育運(yùn)動(dòng)對(duì)青少年不同學(xué)科成績(jī)影響的多層分析結(jié)果Table4Multi-layeranalysisresultsoftheinfluenceofextracurricularsportsonteenagers'achievementindifferentsubjects變量模型1（語(yǔ)文）模型2（數(shù)學(xué)）模型3（外語(yǔ)）模型4（語(yǔ)文）模型5（數(shù)學(xué)）模型6（外語(yǔ)）核心自變量每天1-60分鐘min運(yùn)動(dòng)1.158***（0.240）1.194***（0.260）0.949***（0.244）每天61-90min分鐘運(yùn)動(dòng)0.189（0.433）-0.529（0.469）0.243（0.440）每天91-120min分鐘運(yùn)動(dòng)-0.115（0.433）-0.696（0.468）-0.857（0.438）每天超過(guò)120min分鐘運(yùn)動(dòng)-1.153***（0.420）-1.787***（0.455）-1.338***（0.426）第一層：個(gè)體層面控制變量性別-5.261***（0.210）-0.737***（0.227）-5.054***（0.212）獨(dú)生子女身份-0.625（0.235）-0.258（0.253）0.139（0.240）家庭經(jīng)濟(jì)資本0.039（0.197）0.084（0.212）0.221（0.199）家庭人力資本0.156**（0.060）0.190***（0.064）0.291**（0.062）家庭文化資本0.354***（0.102）0.072（0.110）0.270***（0.104）非認(rèn)知能力0.097***（0.007）0.115***（0.008）0.113***（0.008）第二層：學(xué)校層面控制變量學(xué)校性質(zhì)-1.631**（0.535）-0.086**（0.419）-1.803**（0.446）學(xué)校區(qū)位1.367***（0.314）1.586***（0.330）1.844***（0.352）學(xué)校生師比-0.036（0.029）-0.075**（0.031）-0.086**（0.034）學(xué)校質(zhì)量0.975***（0.276）0.969***（0.287）1.126***（0.314）常數(shù)項(xiàng)71.314***（0.111）71.245***（0.115）71.348***（0.112）70.738***（1.197）66.064***（1.101）67.531***（1.131）Intra-classCorrelation（ρ）0.1360.1430.1340.0890.0970.085Log-likehood-23515.496-23722.136-23583.610-23052.389-23570.095-23131.865注：*表示在10%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著，***表示在1%水平上顯著，括號(hào)內(nèi)表示標(biāo)準(zhǔn)誤。43.4非認(rèn)知能力及其中介效應(yīng)分析上述研究表明非認(rèn)知能力會(huì)對(duì)學(xué)生的學(xué)業(yè)成績(jī)產(chǎn)生顯著的正向影響，而現(xiàn)有文獻(xiàn)表明運(yùn)動(dòng)會(huì)影響學(xué)生的非認(rèn)知能力，那么體育運(yùn)動(dòng)是否會(huì)通過(guò)非認(rèn)知能力對(duì)學(xué)生的學(xué)業(yè)成績(jī)產(chǎn)生間接影響呢？本研究構(gòu)建了一個(gè)中介模型對(duì)其進(jìn)行分析，在控制個(gè)體層面和學(xué)校層面特征的情況下，構(gòu)架了一個(gè)以“課外體育運(yùn)動(dòng)”為核心自變量，學(xué)生“非認(rèn)知能力”為中介變量，學(xué)生“學(xué)業(yè)成績(jī)”為因變量的中介模型（見(jiàn)圖1）。圖1課外體育運(yùn)動(dòng)、非認(rèn)知能力與學(xué)生成績(jī)的中介模型Fig.1Themediatingmodelofextracurricularsports,non-cognitiveskillsandstudentachievement根據(jù)Baron和Kenny（1986）的逐步法（Causalstepsapproach）[540]，本文先后構(gòu)建課外體育運(yùn)動(dòng)對(duì)非認(rèn)知能力的回歸系數(shù)a、學(xué)生非認(rèn)知能力對(duì)學(xué)生成績(jī)的回歸系數(shù)b和課外體育運(yùn)動(dòng)對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)的回歸系數(shù)c的估計(jì)值及控制中介變量后課外體育運(yùn)動(dòng)對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)的回歸系數(shù)c’，且系數(shù)a、b、c、c’均顯著，說(shuō)明非認(rèn)知能力存在中介效應(yīng)，且為部分中介效應(yīng)，無(wú)需繼續(xù)做sobel檢驗(yàn)[541]，最后計(jì)算得出中介效應(yīng)的大?。ㄒ?jiàn)表5）。從表5可以看出，非認(rèn)知能力在課外體育運(yùn)動(dòng)對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)影響過(guò)程中起到部分中介效應(yīng)，在體育運(yùn)動(dòng)對(duì)總成績(jī)影響的中介效應(yīng)中占比45.14%。從各類細(xì)分非認(rèn)知能力對(duì)各學(xué)科成績(jī)提升影響幅度看，環(huán)境適應(yīng)能力對(duì)語(yǔ)文、英語(yǔ)等文科類學(xué)科增幅影響最大，而自我管制能力對(duì)數(shù)學(xué)等理科成績(jī)?cè)龇绊懽畲蟆捏w育運(yùn)動(dòng)對(duì)各細(xì)分非認(rèn)知能力影響看，參與課外體育運(yùn)動(dòng)青少年比不參與課外體育運(yùn)動(dòng)青少年在環(huán)境適應(yīng)能力上提升幅度最大（5.509），其次是自我效能（4.001）、情緒調(diào)節(jié)（2.853）和自我管制（2.853），這可能與目前大部分青少年學(xué)生課內(nèi)體能類運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目較多、技能類運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目較少有關(guān)，因?yàn)轶w能類項(xiàng)目多培養(yǎng)學(xué)生獨(dú)立性、情緒穩(wěn)定性等，若再增加該類運(yùn)動(dòng)其對(duì)情緒調(diào)解和自我管制等能力提升影響的邊際效應(yīng)就比較小，與此同時(shí)，課外體育可能會(huì)增加一些技能性運(yùn)動(dòng)鍛煉，這類運(yùn)動(dòng)主要影響創(chuàng)造性、人際交往等環(huán)境適應(yīng)能力，因此相對(duì)較少的課外技能型運(yùn)動(dòng)對(duì)環(huán)境適應(yīng)能力、自我效能等能力提升的邊際效應(yīng)較大。這一結(jié)論也表明目前通過(guò)適當(dāng)?shù)捏w育鍛煉提升我國(guó)青少年環(huán)境適應(yīng)能力、自我效能等非認(rèn)知能力還存在很大的挖掘潛力。表5非認(rèn)知能力在課外體育運(yùn)動(dòng)對(duì)學(xué)生成績(jī)影響中的中介效應(yīng)Table5Themediatingeffectofnon-cognitiveskillsinextracurricularsportsonstudents'achievement類別影響路徑體育鍛煉對(duì)非認(rèn)知能力的回歸系數(shù)a非認(rèn)知能力對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)的回歸系數(shù)b體育鍛煉對(duì)學(xué)生成績(jī)的回歸系數(shù)ab+c’中介效應(yīng):ab/ab+c’總成績(jī)體育運(yùn)動(dòng)-非認(rèn)知能力-總成績(jī)3.769***（0.346）0.338***（0.021）2.825***（0.590）45.14%體育運(yùn)動(dòng)-情緒調(diào)節(jié)-總成績(jī)2.853***（0.511）0.103***（0.014）2.825***（0.590）10.40%體育運(yùn)動(dòng)-環(huán)境適應(yīng)-總成績(jī)5.509***（0.548）0.168***（0.013）2.825***（0.590）32.76%體育運(yùn)動(dòng)-自我效能-總成績(jī)4.001***（0.527）0.149***（0.014）2.825***（0.590）21.10%體育運(yùn)動(dòng)-自我管制-總成績(jī)2.722***（0.529）0.159***（0.014）2.825***（0.590）15.32%語(yǔ)文成績(jī)體育運(yùn)動(dòng)-非認(rèn)知能力-語(yǔ)文成績(jī)3.769***（0.346）0.100***（0.007）1.027***（0.223）36.70%體育運(yùn)動(dòng)-情緒調(diào)節(jié)-語(yǔ)文成績(jī)2.853***（0.512）0.027***（0.005）1.027***（0.223）7.50%體育運(yùn)動(dòng)-環(huán)境適應(yīng)-語(yǔ)文成績(jī)5.509***（0.548）0.052***（0.005）1.027***（0.223）27.89%體育運(yùn)動(dòng)-自我效能-語(yǔ)文成績(jī)4.001***（0.527）0.044***（0.005）1.027***（0.223）17.14%體育運(yùn)動(dòng)-自我管制-語(yǔ)文成績(jī)2.722***（0.529）0.049***（0.005）1.027***（0.223）12.99%數(shù)學(xué)成績(jī)體育運(yùn)動(dòng)-非認(rèn)知能力-數(shù)學(xué)成績(jī)3.769***（0.346）0.116***（0.008）0.818***（0.242）53.45%體育運(yùn)動(dòng)-情緒調(diào)節(jié)-數(shù)學(xué)成績(jī)2.853***（0.512）0.038***（0.005）0.818***（0.242）13.25%體育運(yùn)動(dòng)-環(huán)境適應(yīng)-數(shù)學(xué)成績(jī)5.509***（0.548）0.052***（0.005）0.818***（0.242）35.02%體育運(yùn)動(dòng)-自我效能-數(shù)學(xué)成績(jī)4.001***（0.527）0.053***（0.005）0.818***（0.242）25.92%體育運(yùn)動(dòng)-自我管制-數(shù)學(xué)成績(jī)2.722***（0.529）0.056***（0.005）0.818***（0.242）18.63%英語(yǔ)成績(jī)體育運(yùn)動(dòng)-非認(rèn)知能力-英語(yǔ)成績(jī)3.769***（0.346）0.115***（0.008）0.869***（0.227）49.87%體育運(yùn)動(dòng)-情緒調(diào)節(jié)-英語(yǔ)成績(jī)2.853***（0.512）0.036***（0.005）0.869***（0.227）11.82%體育運(yùn)動(dòng)-環(huán)境適應(yīng)-英語(yǔ)成績(jī)5.509***（0.548）0.059***（0.005）0.869***（0.227）37.40%體育運(yùn)動(dòng)-自我效能-英語(yǔ)成績(jī)4.001***（0.527）0.049***（0.005）0.869***（0.227）22.56%體育運(yùn)動(dòng)-自我管制-語(yǔ)文成績(jī)2.722***（0.529）0.053***（0.005）0.869***（0.227）16.50%注：*表示在10%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著，***表示在1%水平上顯著，括號(hào)內(nèi)表示標(biāo)準(zhǔn)誤。54結(jié)論與討論論文基于中國(guó)教育追蹤數(shù)據(jù)（CEPS），采用多層線性回歸分析（HLM）方法從個(gè)體和學(xué)校層面就青少年課外體育運(yùn)動(dòng)對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)的影響進(jìn)行實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)雖然每天堅(jiān)持1小時(shí)以內(nèi)的課外體育運(yùn)動(dòng)對(duì)學(xué)生成績(jī)提升具有顯著正向影響，但事實(shí)上僅有43.12%的學(xué)生做到，有35.42%的學(xué)生根本不參加課外體育運(yùn)動(dòng)、21.47%的學(xué)生進(jìn)行過(guò)度課外體育運(yùn)動(dòng)，這與2006年我國(guó)教育部、國(guó)家體育總局和共青團(tuán)中央聯(lián)合提出用3年時(shí)間使85%以上的學(xué)生能做到每天鍛煉1小時(shí)的要求還有很大差距，其原因可能是多方面，包括家庭、學(xué)校和社會(huì)。從家庭層面看，中國(guó)式家長(zhǎng)長(zhǎng)期以來(lái)遵循傳統(tǒng)的“重文輕武”的教育理念，認(rèn)為“萬(wàn)般皆下品惟有讀書高”，面對(duì)高考指揮棒，“讀死書”“死讀書”成為有些家長(zhǎng)的教育信條，對(duì)孩子課余時(shí)間過(guò)渡支配和安排，不能合理引導(dǎo)和規(guī)劃孩子的課外體育時(shí)間，導(dǎo)致青少年的空閑時(shí)間變成了提高其學(xué)習(xí)能力和競(jìng)爭(zhēng)力的學(xué)習(xí)時(shí)間[542]，但事實(shí)證明，不參加課外體育運(yùn)動(dòng)學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)顯著低于參加者。當(dāng)然，學(xué)生成績(jī)還與家庭人力資本和文化資本顯著正相關(guān)，不過(guò)一直被很多人重視的家庭經(jīng)濟(jì)資本對(duì)成績(jī)提升影響不顯著，這就要求在家庭教育中家長(zhǎng)應(yīng)摒棄“金錢至上”的價(jià)值觀，在注重物質(zhì)供給的同時(shí)，更應(yīng)該注重自身教育和文化素養(yǎng)的提升，這樣才能教育出更為優(yōu)秀的下一代。從學(xué)校層面看，雖然學(xué)校性質(zhì)、學(xué)校質(zhì)量、學(xué)校生師比和學(xué)校區(qū)位都會(huì)對(duì)學(xué)生成績(jī)?cè)斐娠@著影響，但在控制這些影響因素情況下，參加課外體育運(yùn)動(dòng)依然會(huì)對(duì)學(xué)生成績(jī)產(chǎn)生顯著正向影響，且環(huán)境適應(yīng)能力、自我效能等非認(rèn)知能影響幅度較大，而技能型體育鍛煉對(duì)這類非認(rèn)知能力提升作用較強(qiáng)，遺憾的是目前很多學(xué)校開設(shè)的體育課多為跑、跳、投等體能型課程，在體育強(qiáng)國(guó)背景下，各校應(yīng)盡快領(lǐng)會(huì)2020年10月中共中央辦公廳、國(guó)務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于全面加強(qiáng)和改進(jìn)新時(shí)代學(xué)校體育工作的意見(jiàn)》精神，積極探討足球、籃球、排球、田徑、游泳、體操、武術(shù)、冰雪運(yùn)動(dòng)及武術(shù)、摔跤、棋類、射藝、龍舟、毽球、五禽操、舞龍舞獅等中華傳統(tǒng)體育項(xiàng)目推廣和實(shí)施辦法，以培養(yǎng)學(xué)生更多的運(yùn)動(dòng)技能，促進(jìn)青少年運(yùn)動(dòng)技能型鍛煉的開展和相應(yīng)非認(rèn)知能力的提升。從社會(huì)層面看，學(xué)校和家長(zhǎng)“重文輕武”的教育理念最終根源于社會(huì)對(duì)學(xué)生評(píng)價(jià)制度和輿論媒體的壓力。目前社會(huì)對(duì)學(xué)生能力的評(píng)估仍以學(xué)生的文化測(cè)試成績(jī)?yōu)橹?，考察的是學(xué)生的普通認(rèn)知能力。而被譽(yù)為“21世紀(jì)技能、社會(huì)情感技能以及人際自省技能”的非認(rèn)知能力在新人力資本理論中地位越發(fā)凸顯，其對(duì)個(gè)體社會(huì)行為影響甚至比認(rèn)知能力更強(qiáng)[543]，且技能型體育鍛煉對(duì)培養(yǎng)學(xué)生環(huán)境適應(yīng)性、自我效能等良好的非認(rèn)知能力具有重要作用，但遺憾的是社會(huì)對(duì)學(xué)校教育質(zhì)量評(píng)價(jià)體系總并未將其納入其中，建議學(xué)歷教育中應(yīng)加強(qiáng)對(duì)認(rèn)知能力的培養(yǎng)，并將其作為重要的考察內(nèi)容納入教育質(zhì)量評(píng)價(jià)體系。當(dāng)然，在現(xiàn)有政策機(jī)制還未完全轉(zhuǎn)變之前，要想改變目前體育教學(xué)現(xiàn)狀，還需要教育主管部門加大對(duì)學(xué)校政策執(zhí)行的監(jiān)督管理力度，對(duì)“不作為”或“逆行者”給予一定的處罰，對(duì)執(zhí)行較好的學(xué)校給以獎(jiǎng)勵(lì)和表彰。此外，還應(yīng)充分發(fā)揮輿論媒體的力量，鼓勵(lì)大眾媒體對(duì)青少年體育教育的相關(guān)問(wèn)題予以討論、監(jiān)督和積極引導(dǎo)，充分發(fā)揮榜樣的力量。參考文獻(xiàn):[1]李凌姝,季瀏.體育鍛煉對(duì)于學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)影響的研究進(jìn)展[J].北京體育大學(xué)學(xué)報(bào),2016,039(009):82-90.[2]陳鵬.我國(guó)近視患者已達(dá)6億青少年近視率居世界第一[EB/OL].(2018-08-20)[2020-03-15]./2018-08/20/c_129935722.htm.[3]中華人民共和國(guó)教育部.習(xí)近平主持召開中央全面深化改革委員會(huì)第十三次會(huì)議強(qiáng)調(diào)深化改革健全制度完善治理體系善于運(yùn)用制度優(yōu)勢(shì)應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)挑戰(zhàn)沖擊[Z/OL].(2020-04-27)./jyb_xwfb/gzdt_gzdt/202004/t20200428_447382.html.[4]溫煦.體育鍛煉對(duì)青少年認(rèn)知能力和學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響:研究的歷史、現(xiàn)狀與未來(lái)[J].體育科學(xué),2015,35(3):73-82.[5]GERALDT,HERBERTJ.TheＲelationshipbetweenVariabilityinPhysicalGrowthandAcademicAchievementamongThirdandFifthGradeChildren[J].TheJournalofEducationalＲesearch,1958,51(7):521－527．[6]GABBARDC,BARTONJ.EffectsofPhysicalActivityonMathematicalComputationamongYoungChildren[J].TheJournalofPsychologyInterdisciplinaryandApplied,1979,103(2):287-288.[7]SHEPHARDRJ.HabitualPhysicalActivityandAcademicPerformance[J].NutritionReviews(4):4.[8]SALLISJF,MCKENZIETL,KOLODYB,etal.EffectsofHealth-RelatedPhysicalEducationonAcademicAchievement:ProjectSPARK[J].ResearchQuarterlyforExerciseandSport,1999,70(2):127-134.[9]EDITORDS.RelatingPhysicalEducationandActivityLevelstoAcademicAchievementinChildren[J].JournalofPhysicalEducation,Recreation&Dance,2007,78(1):10．[10]STEVENST,YENT,SAEAHJ,etal.TheImportanceofPhysicalActivityandPhysicalEducationinthePredictionofAcademicAchievement[J].JournalofSportBehavior,2008,31(4):368-388.[11]CARLSONSA,FULTONJE,LEESM,etal.PhysicalEducationandAcademicAchievementinElementarySchool:DataFromtheEarlyChildhoodLongitudinalStudy[J].AmericanJournalofPublicHealth,2008,98(4):721-727.[12]HILLMANCH,ERICKSONKI,KRMERAF.Besmart,exerciseyourheart:exerciseeffectsonbrainandcognition[J].NATUREREVIEWSNEUROSCIENCE,2008,9(1):58-65.[13]HILLMANCH,PONTIFEXMB,RAIMELB,etal.Theeffectofacutetreadmillwalkingoncognitivecontrolandacademicachievementinpreadolescentchildren[J].Neuroscience,2009,159(3):1044-1054.[14]TOMPOROWSKIPD,DAVISCL,LAMBOURNEK,etal.TaskSwitchinginOverweightChildren:EffectsofAcuteExerciseandAge[J].JournalofSportandExercisePsychology,2008,30(5):497-511.[15]TOMPOROWSKIPD,LAMBOURNEK,OKUMURAMS.Physicalactivityinterventionsandchildren'smentalfunction:Anintroductionandoverview[J].PreventiveMedicine,2011,52:3-9.[16]EKELUNDU,BRAGES,FROBERGK,etal.TVViewingandPhysicalActivityAreIndependentlyAssociatedwithMetabolicRiskinChildren:TheEuropeanYouthHeartStudy[J].PLOSMedicine,2006,3(12):e488.[17]SESMAHW,MAHONEEM,LEVINET,etal.Thecontributionofexecutiveskillstoreadingcomprehension.[J].ChildNeuropsychology,2009,15(3):232-246.[18]喬治·庫(kù),金紅昊.非認(rèn)知能力:培養(yǎng)面向21世紀(jì)的核心勝任力[J].北京大學(xué)教育評(píng)論,2019，17(3)：2-13.[19]ROTTERJB.Generalizedexpectanciesforinternalversusexternalcontrolofreinforcement.[J].PsycholMonogr,1966,80(1):1-28.[20]ROSENBERGM.Scocietyandadolescentself-image[M].Princeton:PrincetonUniversityPress,1965:16-36.[21]COSTAPT,MCCRAERR.FourWaysFiveFactorsareBasic[J].PersonalityandIndividualDifferences,1992,13(6):653-665.[22]DAMIANRI,SUR,SHANAHANMetal.Canpersonalitytraitsandintelligencecompensateforbackgrounddisadvantage?Predictingstatusattainmentinadulthood.[J].JournalofPersonalityandSocialPsychology,2015,109(3):473-489.[23]SESMAHW,MAHONEEM,LEVINET,etal.Thecontributionofexecutiveskillstoreadingcomprehension.[J].ChildNeuropsychology,2009,15(3):232-246.[24]TSUBOMIH,WATANABEK.Developmentofvisualworkingmemoryanddistractorresistanceinrelationtoacademicperformance[J].JournalofExperimentalChildPsychology,2017,154:98-112.[25]張曉麗,雷鳴,黃謙.體育鍛煉能提升社會(huì)資本嗎?——基于2014JSNET調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].上海體育學(xué)院學(xué)報(bào),2019,043(003):76-84.[26]GIVANNIDB,PAPAS.Theeffectsofphysicalactivityonsocialinteractions:Thecaseoftrustandtrustworthiness[J].JournalofSportsEconomics，2017(6):1-12.[27]JARVIG.Communitarism,sportandsocialcapital[J].InterRevSocSport,2003,38(2):139-153[28]劉朝輝.體育鍛煉對(duì)大學(xué)生負(fù)性情緒的影響——自我效能感的中介作用與心理韌性的中介和調(diào)節(jié)作用[J].體育學(xué)刊，2020,27(5):102-108.[29]李昌俊，賈賀男，左俊楠.鍛煉促進(jìn)心理健康的效果、機(jī)制與展望[J].中國(guó)體育科技，2015，51(1)：132-139.[30]NAKAKUBOS,MAKIZAKOH,DOIT,etal.Impactofpoorsleepqualityandphysicalinactivityoncognitivefunctionincommunity‐dwellingolderadults[J].Geriatrics&GerontologyInternational,2017,17(11):1823-1828.[31]TAJIKE,LATIFFLA,ADZNAMSN,etal.Astudyonlevelofphysicalactivity,depression,anxietyandstresssymptomsamongadolescents[J].TheJournalofsportsmedicineandphysicalfitness,2017,57(10):1382-1387.[32]WANGCC,CHUCH,CHUIH,etal.Executive

Function

during

Acute

Exercise:

The

Role

of

Exercise

Intensity[J].JournalofSportand

Exercise

Psychology,2014,35(4):358-367.[33]BERGERBG,FRIEDMANE.Comparisonofjogging,therelaxationresponse,andgroupinteractionforstressreduction[J].JournalofSport&ExercisePsychology,2008,27(4):437-445.[34]應(yīng)春意,趙建平.長(zhǎng)期從事不同項(xiàng)群體育運(yùn)動(dòng)對(duì)人格塑造的影響[J].山東體育科技,2005,27(001):35-36.[35]黃滔.試論加強(qiáng)學(xué)校體育與提高學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)的關(guān)系[J].體育科學(xué),1984,(1):12-14.[36]王積福,黃志劍,李煥玉.身體活動(dòng)對(duì)兒童青少年學(xué)習(xí)表現(xiàn)影響的元分析[J].首都體育學(xué)院學(xué)報(bào),2016,28(06):560-565+571.[37]唐斌斌,劉林平.課外體育運(yùn)動(dòng)與初中學(xué)生的偏差行為——基于CEPS數(shù)據(jù)的工具變量分析[J].體育與科學(xué),2019,40(4):35-45.[38]唐麗娟,袁正.家庭條件與孩子學(xué)業(yè)成績(jī)關(guān)系的實(shí)證[J].財(cái)經(jīng)科學(xué),2019,(5):91-103.[39]邢敏慧,張航.隔代撫養(yǎng)對(duì)初中生非認(rèn)知能力發(fā)展的影響——基于CEPS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].國(guó)家教育行政學(xué)院學(xué)報(bào),2020(10):86-95.[40]BARONRM,KENNYDA.Themoderator-mediatorvariabledistinctioninsocialpsychologicalresearch:conceptual,strategic,andstatisticalconsiderations.[J].1986,51(6):1173-1182.[41]溫忠麟,葉寶娟.中介效應(yīng)分析:方法和模型發(fā)展[J].心理科學(xué)進(jìn)展,2014,22(5):731-745.[42]琳達(dá)·L.凱德維爾,譚惠娟（譯）,李維興（譯）.以休閑教育為預(yù)防措施:應(yīng)對(duì)中國(guó)青少年的危險(xiǎn)行為[J].浙江大學(xué)學(xué)報(bào):人文社會(huì)科學(xué)版,2009,039(002):112-120.[43]LEVIN,H.M.Theutilityandneedforincorporatingnoncognitiveskillsintolarge-scaleeducationalassessments.InMatthiasDavier,EugenioGonzalez,IrwinKirsch&KentaroYamamoto(Eds.).Theroleofinternationallarge-scaleassessments:Perspectivesfromtechnology,economy,andeducationalresearch[M].London:Springer,2013.[10]TARAAS,YENT,SAEAHJ,etal.TheImportanceofPhysicalActivityandPhysicalEducationinthePredictionofAcademicAchievement[J].JournalofSportBehavior,2008,31(4):368-388.[11]CARLSONSA,FULTONJE,LEESM,etal.PhysicalEducationandAcademicAchievementinElementarySchool:DataFromtheEarlyChildhoodLongitudinalStudy[J].AmericanJournalofPublicHealth,2008,98(4):721-727.[12]HILLMANCH,ERICKSONKI,KRMERAF.Besmart,exerciseyourheart:exerciseeffectsonbrainandcognition[J].NATUREREVIEWSNEUROSCIENCE,2008,9(1):58-65.[13]HILLMANCH,PONTIFEXMB,RAIMELB,etal.Theeffectofacutetreadmillwalkingoncognitivecontrolandacademicachievementinpreadolescentchildren[J].Neuroscience,2009,159(3):1044-1054.[20][24]TOMPOROWSKIPD,DAVISCL,LAMBOURNEK,etal.TaskSwitchinginOverweight