自2020年9月《关于深化体教融合 促进青少年健康发展的意见》（体发[2020]1号）这一旨在促进我国青少年健康发展的标志性文件发布以来，我国社会各界关于“体教融合”议题的探讨持续升温。然而，在与日俱增的文化课业压力下，如何平衡青少年文化学习与体育锻炼的关系，使得体育不仅仅是促进青少年健康成长的重要手段，更是学业成绩提升的推进器，此应是弥合体教分离、实现体教融合政策目标的底层逻辑。基于此，本刊围绕“体育运动能促进学生文化学习吗？——来自脑科学与追踪数据的证据”这一主题，刊发了周成林等的《从脑科学诠释体育运动提升学习效益的理论与实践》和张云亮等的《体育锻炼对青少年学业表现的影响及其中介机制——基于中国教育追踪调查的实证分析》2篇论文，分别从脑科学研究和大样本追踪调查数据层面证明体育运动促进青少年文化学习的生理、心理和社会学机制，以及青少年提升文化学习表现的适宜运动剂量关系。

其中，《从脑科学诠释体育运动提升学习效益的理论与实践》一文揭示了体育运动提升大脑功能效益的科学依据：体育运动可提高儿童青少年的脑细胞活性、改善大脑结构，从而提高注意力、改善认知功能、缓解压力等；有氧运动和不同体育运动项目在提高记忆能力、感知-运动协调、动作预期和执行功能等高级认知功能方面效果显著；体育运动在促进感觉运动相关脑区功能连接的同时，提升运动学习相关的认知能力，是促进青少年大脑发育、提高学习效益的关键途径之一。在运动剂量方面，为维持体育运动提升大脑功能效益，青少年需每天累积至少60 min、每次持续20~30 min、每周≥3 d的中高强度身体活动。

《体育锻炼对青少年学业表现的影响及其中介机制——基于中国教育追踪调查的实证分析》一文通过2期中国教育追踪调查（CEPS）的全国18702个样本的追踪数据，采用面板分层线性模型对体育锻炼是否影响青少年不同学科的学业表现及其中介机制进行分析。研究发现：青少年每天的体育锻炼投入时间对其学业表现的影响呈倒 U 型曲线效应，每天体育锻炼时间45.6 min对学生文化课平均成绩的提升作用最大。即并非体育锻炼时间最多或极力压缩体育锻炼时间对青少年学业表现收益最大，反而是每天坚持合适剂量运动对青少年学业表现的促进效应最优。同时，心理健康因子、同学积极行为、同学关系、对自己未来的信心是体育锻炼影响青少年文化课成绩的重要中介机制。即体育锻炼有效拓展了青少年的同学交往，增加了彼此的信息交流与互动，降低了消极情绪，强化了互帮互助的利他行为，同时培养了青少年学业积极行为的数量，这些机制因素显著提升了青少年的学业表现。

以上研究结果不仅破解了应试教育环境下社会普遍存在的“体育运动与文化学习冲突”悖论，也为青少年获取最佳文化学习效益提供了适宜的运动剂量参考，更为落实体教融合政策、促进青少年健康发展提供了科学的证据支持。

张云亮，男，中国社会科学院社会学博士，西南财经大学社会发展研究院讲师，硕士生导师，研究领域为教育社会分层、社会资本、家庭消费。近3年在《新闻与传播研究》《社会》《财经研究》《青年研究》等CSSCI期刊上发表论文多篇，参与国家社科基金项目2项、主持省部级课题1项。

柳建坤，男，清华大学社会科学学院社会学博士研究生，研究领域为教育不平等、社会治理、家庭创业。近3年在《社会学研究》《教育研究》《社会》等CSSCI期刊上发表论文多篇，参与国家社科基金项目1项和省部级课题1项，连续多次荣获清华大学博士研究生国家奖学金。

张云亮，柳建坤，何晓斌.体育锻炼对青少年学业表现的影响及其中介机制——基于中国教育追踪调查的实证分析[J].上海体育学院学报,2021,45（1）:29-40

教育和健康是个体人力资本的重要组成部分，青少年时期是人力资本积累的关键阶段。然而，在中国应试教育的长期发展过程中，学校的教学多在围绕升学的“指挥棒”运转。学业表现和体育锻炼处于一种不平衡的矛盾关系之中，文化课在学校教学内容中始终居于主导地位，校方、家长和学生本人往往担心在非文化课上的投入会影响学业表现，因而压缩学生的体育锻炼时间，造成学生身体素质下降等问题。那么，体育锻炼对青少年学业表现有何影响？这些影响存在怎样的中介机制？这是本文探讨的两大问题。

国内外学者对此开展了大量研究，关于两者之间关系的理论解释大致可分为“积极效应说”“消极效应说”“无关说”等。然而，国外研究的社会背景不同于中国快速发展的国情，在当前中国城镇化快速推进的情况下，教育事业的东、中、西部地区差距依然存在，国外学者的理论解释在中国是否适用值得商榷。此外，在分析数据层面，学者们基本以神经医学、脑科学等方面的医疗数据、横向调查数据或实验数据为主，分析数据以小样本为主，因此不具有全国代表性，所得结论仅适用于特定地区。在实证方法层面，多数研究结论建立在体育锻炼与学业表现的相关关系之上，但这并不能证明二者存在因果关系。即使有学者使用短期运动干预进行研究，但仍缺乏通过长期追踪数据所得的因果关系证据。在具体作用机制的探讨方面，多数研究者关于体育锻炼影响学业表现机制的考察比较单一。事实上，体育锻炼影响青少年学业表现的机制十分复杂。例如，国外研究者提出了1个由肥胖等体质因素、睡眠质量等健康因素、自我效能感等心理因素构成的多种可能机制并存的理论模型。蒋莹等首次将认知机制、社会心理机制、神经生理机制等三大机制整合到1个分析框架内，并对体育锻炼影响儿童学业表现的多层作用机制进行解释。但以青少年为研究对象的机制探讨还不充分，体育锻炼影响青少年学业表现的中介机制也需从多个方面进行揭示。

基于此，本文使用中国教育追踪调查（China Education Panel Survey，CEPS）数据，采用面板分层线性模型（Hierarchical Linear Model，HLM）对体育锻炼是否影响青少年不同学科的学业表现进行分析，并探讨可能存在的多种中介机制。与以往研究相比，本文创新之处在于：①以往研究所使用的数据存在样本规模孝代表性不足的问题，且以横向调查数据居多，相比之下，本文所使用的CEPS的2期数据，具有较好的全国代表性，且追踪数据可反映学生及其所在家庭和学校的信息变化，因此，可获得相对更为可靠的结论，进一步补充学界关于中国情境下学生体育锻炼与学业表现关系的研究。②体育锻炼影响青少年学业表现的中介渠道研究相对单一，本文使用结构方程模型（Structural Equation Model，SEM）和 KHB 法（2012年由 Karlson、Holm 和 Breen提出），首次从生理、心理健康等自然发展属性和同学关系、同伴效应等社会建构属性2个层面检验了体育锻炼影响青少年学业表现的中介路径。这不仅丰富了现有关于体育锻炼与学业表现关系及其影响机制的研究，也为完善体教融合政策、促进青少年健康发展提供了证据支持。

体育与身体、教育获得的关系是体育人文社会学领域关注的经典议题，研究人员从身体记忆、规训制度、身份互动、角色认同等角度开展了大量研究，且主要遵循社会建构和自然发展这2条分析路径：前者关注身体如何被社会结构规训以及身体如何形塑社会关系；后者着重关注性别等自然属性差异对个体身体行为的影响。在体育锻炼与青少年学业表现的关系问题上，与公众对体育锻炼持有的消极看法不同的是，学界对二者关系以社会建构路径分析为主，但研究结论一直存在争议。国际上该领域的研究始于20世纪50年代，国内则最早始于20世纪80年代，经过半个多世纪的发展，这一领域已取得了丰硕的研究成果。笔者通过梳理相关文献，将对二者关系的研究大体归纳为以下3类：第1类研究对体育锻炼与青少年学业表现之间的关系持“正相关”立场，认为学生参加体育锻炼不仅对学业表现有积极效应，而且能提升认知能力和记忆能力。这种观点的理论基础是“唤醒理论”和“认知神经科学理论”，且得到了来自脑成像等医学影像领域研究的证据支持。Howie等通过对2006—2011年发表的125篇论文的收集以及Busch等通过梳理1992年以来关于体育锻炼与青少年学业表现关系的研究，均发现参加体育锻炼可提升青少年学业表现并为其带来其他积极收益。第2类研究对两者之间的关系持“不相关”或“弱相关”立场，该类研究并未发现体育锻炼促进青少年学业表现的证据。第3类研究对两者之间的关系持“负相关”立场，该类研究发现体育锻炼对学生认知能力、阅读能力等学业表现有消极效应。

总体而言，国内外不同学科的研究者所开展的关于体育锻炼与青少年学业表现的研究结论以第1类研究（“积极效应说”）为主，其内部又围绕体育锻炼时间的长短、不同维度的学业表现这2个问题继续争论。在体育锻炼时间方面，运动剂量对学业表现的影响效应一直存在争论：Siegel的一项针对六年级学生的研究发现，每天20min体育锻炼会对青少年学业表现产生显著促进作用；Budde等的一项针对13~16岁中学生的研究发现，10min的体育锻炼可改善学生的注意力水平；Chaddock-Heyman等发现，每天至少60min的体育锻炼可有效改善9~12岁青少年的抗干扰能力；傅建等认为，1次30min的短时中等强度体育锻炼对儿童学业表现的积极效应更显著。在学业表现方面，主要围绕不同学科、认知与非认知能力展开。Stevens等认为，参加体育锻炼对学生数学成绩有显著积极影响，对阅读成绩无显著影响。这一结论在后续的研究中也得到了验证。然而，Castelli等、Buck等通过实验数据和调查数据发现，体育锻炼可有效促进青少年阅读能力的提升。

综上所述，运动剂量对青少年学业表现的影响可能存在1个阈值临界点，且该临界点可能会在学科方面有所差异。据此，提出研究假设1：体育锻炼对青少年的学业表现提升存在1个阈值效应，即低于阈值的体育锻炼对青少年学业表现存在促进效应，超出阈值的则存在消极效应。

关于体育锻炼通过哪些机制影响青少年学业表现的讨论也在不断丰富。早期的研究更关注生理机制这一作用渠道，如有学者将肥胖、心肺能力等体质健康因素视为中介机制并进行了实证分析。但目前较多的研究将机制分析的重点聚焦在了心理因素上。项明强等研究了自我实现型动机在体育锻炼和学生文化成绩之间的中介效应。周赞分析了大学生体育锻炼如何通过提升个人自尊促进学业表现的，但上述研究机制均呈现相对单一化的特点。遵循体育科学主要从自然发展和社会建构2条路径考察体育锻炼对个体身心健康影响的分析模式，笔者认为，体育锻炼可能通过影响学生的生理和心理健康等自然发展路径以及同学关系、同伴效应等社会建构路径使学业表现发生变化。

（1）在生理健康方面，适度的体育锻炼作为一种燃脂和身体功能激活方式，可提升青少年身体素质。开展协调性锻炼可激活青少年大脑皮层特定位置，改善青少年的注意力水平，而不同强度的体育锻炼能改善青少年的脑激活模式和促进执行功能改变。此外，基于智能可穿戴设备的研究表明，适当的体育锻炼可有效改善青少年的睡眠质量，而睡眠质量与学业表现呈倒U型关系。在对儿童肥胖问题的研究方面：Grieco等发现，学生体育锻炼通过影响学生的BMI，影响其学业表现；杨剑等发现，体育锻炼的阶段变化特点可有效降低小学生的BMI，促进其学业表现。

（2）在心理健康方面，体育锻炼增加了个体与他人之间开展互动的机会和频率，影响了个体的心理健康。随着学习竞争愈发激烈，学业压力严重影响了青少年心理健康。根据应激源的类型和作用时间，学业压力对青少年心理健康的影响可能是轻微的干扰，也可能会诱发心理障碍和导致身体亚健康。体育锻炼作为一种实践过程，往往是群体行为，群体通过责任扩散可帮助学生有效释放学习和心理压力。青少年在体育锻炼中基于自身经验而形成的文化价值观念、学业状态等方面的交流，通过身体及其认知评价实现了对自身情绪的调节，并帮助自我摆脱消极情绪，促进学业表现提升。陈四光等基于228名初中生的情绪调控研究发现，长期处于消极情绪状态会显著削弱青少年的学业表现和学习效能感；而通过体育锻炼形成的运动友谊可促进青少年的心理健康，提升学业表现。

（3）在同学关系方面，青少年在体育锻炼过程中，通过身体和语言互动而获得同辈群体互动，满足了内群体归属需求。青少年积极参与体育锻炼，因与其他同学共享相同的交流象征符号而满足了与同辈群体成员进行互动的归属需求，缩短了与他人的心理距离，降低了疏离感。换言之，青少年通过体育锻炼可搜寻到与自己同质性程度较高的人，这种一致性的匹配有利于良好关系的开展和维持，并促进社会行为的发展。福柯的权力理论认为，规训的权力分散在社会各场域之中，现代生产社会对个体的监督和控制可能并不是通过强力压制的方式实现，而是通过鼓励、激励等方式实现。因此，在体育锻炼过程中，青少年之间的信息交换和信息支持是一种具有激励功能的社会互动仪式。此外，参加体育锻炼还扩大了青少年的交友圈层，具有同样兴趣爱好的青少年交流各自所经历的不同生活体验和日常话语，增强了话语内容的交换并建构了良好的人际关系。张光珍等研究发现，“负人缘关系”会恶化青少年的学业表现，友善的同学关系则会显著提升学业表现。

此外，处于义务教育阶段的青少年获得的社会支持，既有来自教师和家长的关怀支持，也有来自同学群体的社会支持。从社会互动角度看，体育锻炼作为一种互动仪式，具有投资功能，即体育锻炼可能不仅有助于青少年在活动中积累社会资本、调整情绪、促进身心健康，而且也可获得内群体的身份认同，促进学业表现。社会支持反映了个体获得的来自他人的社会资源，是个体社会资本的重要构成。黄谦等发现，体育锻炼频率越高，个体的同学关系相对越好，个体社会资本也相对越高。青少年参加体育锻炼可帮助他们融入同辈群体之中，提升来自个人层面和集体层面的社会资本。另有研究表明，来自同学、朋友的社会支持能降低青少年的孤独感和社交焦虑，改善学业表现。因此，青少年参加体育锻炼可促进积极行为的传播，加强同学之间的交流、学习和相互鼓励，从而巩固学生在课堂上接受的知识并拓展知识获取来源，提升学业表现。根据上述分析，提出机制分析的研究假设2：青少年参加体育锻炼会促进其生理和心理健康、改善同学关系、增加同伴支持等，进而提升青少年的学业表现。

本文所用数据为中国人民大学中国调查与数据中心设计并实施的CEPS。CEPS于2012年首次试调查，2013年开始全国范围调查，每年秋季学期和次年春季学期分别调查1次，目前已公布的数据有2013—2014学年和2014—2015学年的数据，该调查旨在揭示家庭、学校及社会结构对个人教育产出的影响。CEPS2013—2014学年开展的首轮调查基线样本，涵盖了全国28个县级单位（县、区、市），抽样框包括3个部分：第1个抽样框是在全国所有县级行政单位中随机抽取15个县的学校作为样本；第2个抽样框从上海市18个县区中随机抽取2个核心样本和1个流动人口县区的补充样本；第3个抽样框是从全国120个流动人口大县中随机抽取10个作为补充样本。在入选的28个抽样单位中随机抽取了112所学校、438个班级进行调查，被抽取班级中七年级学生10279人，九年级学生9207人，入选学生全部进入调查样本。项目组在2014—2015学年开展实施的第2轮调查以首轮调查为基础，追访了首轮调查的七年级学生（首轮调查九年级的学生为实验性测试样本，并未纳入第2轮调查范围）。第2轮调查成功追访9449人，流失样本830人，新进样本471人。

在后续的实证分析中，本文使用2轮追踪的平衡面板数据进行实证分析，首先通过匹配2轮调查学生ID、班级ID、学校ID，将第2轮调查中参加首轮调查的学生性别、学校所在地区等数据与首轮调查匹配一致；然后通过剔除未成功追访到学生的数据、新增样本数据和首轮调查的九年级学生样本数据以及第2轮调查中存在的样本缺失值和重复值，构建2轮调查都参加的平衡面板数据，最后符合本文需要的样本为18702（9351×2）个。

因变量为语文成绩、数学成绩、英语成绩和3科平均成绩。CEPS首轮调查对青少年3科文化课成绩均采用了计算标准分的方式，即以70分为平均值、10分为标准差的分数。本文将第2轮调查得到的数据标准化为首轮调查的标准分形式。自变量为青少年体育锻炼时间，CEPS调查了学生每周平时和周末的锻炼小时数和分钟数，本文将其加总为一周锻炼分钟数，再计算每天锻炼的平均值，剔除异常值后，得到学生体育锻炼时间变量。考虑到体育锻炼对青少年学业表现的影响可能是非线性的，构建了体育锻炼时间平方项变量。

本文使用的控制变量涉及青少年个人（家庭）和学校2个层次。控制变量的选择参考了吴愈晓等、杨宝琰等对影响青少年学业表现的控制变量操作方法。个人（家庭）层次变量包括学生年龄、性别、是否本地户口、是否独生子女、教育期望、课业压力、家长自评的家庭经济地位、父母最高受教育年限、家庭藏书量等。学生年龄为连续变量；学生性别，男性=1，女性=0；是否为本地户口（显示了学生和家庭的迁移状态），户口在本县=1，不在本县=0；是否独生子女，是=1，否=0；教育期望是虚拟变量，有高等教育期望=1，无高等教育期望=0；课业压力采用3科学业压力分值加总形式，构成0~9分的连续变量，分值越大表示学生课业压力越大；CEPS同时调查了青少年自评的家庭经济地位和家长自评的家庭经济地位，由于青少年在法律上并非完全民事行为能力人，因此，本文采用家长自评的家庭经济地位作为家庭经济地位的代理变量；父母最高受教育年限是一个取值范围为［0，22］的连续变量，2个端点值分别代表“文盲”和“博士”；家庭藏书量是家庭文化资本存量的重要指标，CEPS调查提供的答案及赋值方式为，很少=1，比较少=2，一般=3，比较多=4，很多=5。学校层次的变量包括学校性质、学校当地排名、学校设备资源、学校所在地区。学校性质为定序变量，公立学校=1，民办公助学校=2，普通民办学校=3，民办打工子弟学校=4；学校在本地的排名为定序变量，中等及以下=1，中上=2，最好=3。学校基础设施指学校拥有实验室、电脑室、音乐室、游泳池、图书馆、餐厅、心理咨询室、活动室、运动场等10项场馆设施得分，没有=1，有但需要改善=2，设备良好=3，加总后得到10~30分的连续变量；学校所在地区为分类变量，西部=1，中部=2，东部=3。

本文重点关注学生的生理健康、心理健康、同学关系、同伴效应等4个方面的中介机制。①测量生理健康机制的变量包括青少年BMI和每天睡眠时间。BMI的计算公式是：体质量（kg）/身高（m）2，且剔除了特别肥胖和特别瘦等离群值。睡眠变量是学生每天平均睡眠时间，剔除15h、5h等离群值。②测量心理健康机制的变量有2个：心理健康因子和对自己未来的信心。心理健康因子运用因子分析从反映青少年心理健康的4个指标（沮丧、抑郁、不快乐、悲伤）中提取的1个综合性指标，取值越高表示学生心理健康程度越低；青少年对自己未来的信心的赋值方式为，根本没信心=1，不太有信心=2，比较有信心=3，很有信心=4。③同学关系变量所对应的题项是“同学对学生本人非常友善”，答案赋值方式为，完全不同意=1，比较不同意=2，比较同意=3，完全同意=4。④使用同学校园行为的积极性程度测量同伴效应。关于同学积极行为变量，CEPS调查了青少年好朋友的积极行为和消极行为，前者包括学业表现良好、学习努力、想上大学等3类行为，后者包括旷课逃学、违纪处分、打架等7类行为，答案赋值方式为，没有这样=1，1到2个这样=2，很多这样=3，本文首先将消极行为进行逆算赋值，然后将10个行为得分加总后得到10~30分的连续变量。变量描述性统计结果如表1所示。

青少年的学业表现不仅受学校因素影响，还受个人和家庭因素影响，这意味着存在分层嵌套效应。虽然家庭不能嵌套于学校内，但本文考察的家庭藏书量、父母最高受教育年限等家庭层次变量最后都可投射到学生个人层次，且参考已有文献，本文设定了包含个人和学校2个层次的模型。这表明使用HLM方法对个人和学校层次变量间的关系进行检验是合适的。本文实证检验采用Stata16.0统计软件进行分析。在实证模型方面，采用平衡面板数据的两层线性随机截距模型方法，即首先要考虑学生个人特征变量是否导致了学生之间的成绩差异，然后再考虑学校特征变量是否也会影响校内青少年身体特征和心理文化特征与学业表现的关系，并将学校层次的变量均值作为估计结果的模型。使用平衡面板数据可较好地解决因遗漏变量等问题导致的内生性问题。

HLM的第1层次为青少年个人层次。个人层次的系数可解释学生特征导致的学业表现差异，即个体效应差异，在学校k学习的学生i的学业表现模型具体形式如式（1）所示：

其中，Yij为青少年学业表现标准化得分，n表示个体层次的解释变量个数，β0k是学校层次的第k个学校的特征对青少年学业表现的影响，xijk表示第i个青少年在第k个学校第j个个人特征变量上的值，βjk是xijk的估计系数，εik为个体层次的误差项。HLM的第2层次为学校层次。该层次可解释不同学校层次特征对青少年学业表现造成的影响，也被称为“池塘效应”。实证模型具体形式如式（2）（3）所示：

其中，q表示学校层次的解释变量个数，α0为学校层次特征的常数项，zqk表示第k所学校q个变量的值，α0q是zqk的估计系数，μ0k为学校层次的残差，即学校的组效应，假定服从正态分布。最后，本文将学校层次方程代入个人层次方程，得到HLM的完整组合模型，具体形式如式（4）所示：

如表2所示，学生体育锻炼时间对学业表现影响的估计结果，模型1是平衡面板数据HLM的估计结果，模型2~模型4为稳健性检验的估计结果。模型1~模型4的因变量分别是平均成绩、语文成绩、数学成绩及英语成绩。4个模型均将学生成绩的变异总方差分解为学生个体层次和学校层次，并估计2个层次的变量对青少年学业表现的影响，以及层1的变量与被解释变量之间的因果关系是否会随着层2变量特征的变化而变化。

（1）模型1显示，体育锻炼时间在1%水平显著为正，表明体育锻炼有助于提升青少年的学业表现。具体而言，体育锻炼每增加1min，青少年学业表现可相应提高0.050个单位。然而，体育锻炼时间的平方项对学业表现在1%水平上显著为负，这说明体育锻炼时间对学业表现的影响呈倒U型曲线效应。此外，模型2~模型4的估计结果与模型1中的研究发现是一致的，即体育锻炼对学生单科成绩的影响是“先上升后下降”。具体而言，模型4的估计系数最大，模型2的估计系数最小，说明体育锻炼对英语成绩的积极效应最大，数学成绩次之，而对语文成绩的积极效应最校上述结论不仅支持了已有文献中的“积极效应说”，且为学业表现的具体内容提供了更为细致的研究证据，假设1得到验证。

此外，关于体育锻炼最优时间的问题也是学界讨论的焦点。本文分别将平均成绩、语文成绩、数学成绩、英语成绩作为被解释变量，体育锻炼时间及其平方项作为解释变量进行线性拟合分析，结果如图1所示，体育锻炼时间影响语文成绩、数学成绩、英语成绩的时间顶点分别为49.6min、43.1min、44.9min，影响平均成绩的时间顶点为45.6min，即每天体育锻炼45.6min对青少年学业表现的积极影响达到最大。