向祖兵 張燕泥 落云柯 趙少聰

摘? 要：采用中國教育追蹤調(diào)查（CEPS）2013—2014年基線數(shù)據(jù)，運(yùn)用門檻回歸模型，分析課外體育鍛煉與青少年學(xué)業(yè)成績的量效關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：（1）課外體育鍛煉對青少年學(xué)業(yè)成績具有顯著的促進(jìn)效應(yīng);（2）課外體育鍛煉對青少年學(xué)業(yè)成績促進(jìn)的量效關(guān)系是非線性的，存在顯著的門檻效應(yīng)，呈現(xiàn)出倒U型趨勢;（3）青少年平均每天1.4～2.0 h的課外體育鍛煉可最大效應(yīng)提高學(xué)業(yè)成績;（4）學(xué)業(yè)壓力越大的青少年越應(yīng)該保持每天參與適度的課外體育鍛煉。

關(guān)? 鍵? 詞：學(xué)校體育;課外體育鍛煉;學(xué)業(yè)成績;門檻回歸模型;青少年

中圖分類號：G806 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號：1006-7116（2021）06-0119-07

Effect of extracurricular physical exercise on teenagers academic achievement

——An empirical research based on threshold regression model

XIANG Zu-bing1，ZHANG Yan-ni1，LUO Yun-ke1，ZHAO Shao-cong2

（1.School of Physical Education，Chongqing University，Chongqing 401331，China;

2.Department of Physical Education，Xiamen University of Technology，Xiamen 361024，China）

Abstract： Based on the baseline data of China Education Tracking Survey （CEPS） from 2013 to 2014 and threshold regression model， this study analyzed the dose-effect relationship between extracurricular physical exercise and academic achievement of adolescents. The results show that： （1） extracurricular physical exercise had a significant promoting effect on teenagers academic achievement; （2） the dose-effect relationship of extracurricular physical exercise on teenagers academic achievement was nonlinear， and there was a significant threshold effect， showing an inverted U-shaped tendency; （3） the average 1.4 to 2 hours daily of extracurricular physical exercise can have the greatest effect on improving academic performance for teenagers; （4） the more academic stress the teenagers had， the more moderate extracurricular physical exercise they should keep every day.

Keywords： school physical education;extracurricular physical exercise;academic achievement;threshold regression model;teenagers

黨的十八大以來，國家高度重視兒童青少年體育工作的發(fā)展。2020年10月15日中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于全面加強(qiáng)和改進(jìn)新時代學(xué)校體育工作》的意見，提出以服務(wù)學(xué)生全面發(fā)展、增強(qiáng)綜合素質(zhì)為目標(biāo)，堅持健康第一的教育理念，推動青少年文化學(xué)習(xí)和體育鍛煉協(xié)調(diào)發(fā)展，幫助學(xué)生在體育鍛煉中享受樂趣、增強(qiáng)體質(zhì)、健全人格、錘煉意志;鼓勵基礎(chǔ)教育階段學(xué)校每天開設(shè)1節(jié)體育課;著力保障學(xué)生每天校內(nèi)、校外各1 h體育活動時間，促進(jìn)學(xué)生養(yǎng)成終身鍛煉的習(xí)慣。然而長期以來，受應(yīng)試教育的影響，課外體育鍛煉被帖上“貪玩”“浪費(fèi)時間”等標(biāo)簽，很多人認(rèn)為課外體育鍛煉占用了“主科”學(xué)習(xí)時間而耽誤學(xué)業(yè)。研究表明父母對青少年的體育參與具有顯著影響，父母的受教育水平、體育意識等均對青少年參與體育鍛煉產(chǎn)生影響[1]，隨著青少年年級增加，課外體育活動水平呈不同程度的下降[2]?？梢姰?dāng)前社會各界對體育鍛煉的片面認(rèn)識極大阻礙了青少年課外體育鍛煉的有序開展。推進(jìn)青少年文化學(xué)習(xí)和體育鍛煉協(xié)調(diào)發(fā)展不僅是新時代體育工作健康發(fā)展的基本要求，更是青少年課外體育鍛煉得以有序開展的基本保障，因此課外體育鍛煉與學(xué)業(yè)成績的量效關(guān)系亟需進(jìn)一步深入研究。

研究表明學(xué)業(yè)成績與大腦結(jié)構(gòu)、功能以及認(rèn)知能力高度相關(guān)，而運(yùn)動對大腦的可塑性有著積極效益，運(yùn)動可以改變大腦結(jié)構(gòu)、改善神經(jīng)功能、提高與學(xué)習(xí)相關(guān)腦區(qū)的激活水平[3-5];體育鍛煉可提高大腦記錄和處理新信息的潛能，進(jìn)而提高學(xué)生的學(xué)習(xí)能力[6]。研究也證實體育鍛煉可顯著提高認(rèn)知能力，體育活動水平越高，認(rèn)知能力水平也越高[7];合理的體育鍛煉方式，養(yǎng)成長期進(jìn)行體育鍛煉的習(xí)慣對認(rèn)知能力具有長期持久的積極影響[8-9]。體育鍛煉除了通過改善腦功能和認(rèn)知能力進(jìn)而有益于學(xué)業(yè)成績外，也能通過提高學(xué)生自我效能感、學(xué)業(yè)情緒進(jìn)而提高學(xué)業(yè)成績[10]。由于體育活動不足造成的體質(zhì)健康問題對學(xué)業(yè)成績有顯著負(fù)面影響，體重偏瘦或者偏胖都可能對學(xué)業(yè)成績產(chǎn)生消極影響，特別是超重與心肺功能差的學(xué)生的學(xué)業(yè)成績表現(xiàn)更差[11-12];在所有體質(zhì)指標(biāo)中，有氧耐力對學(xué)業(yè)成績的影響最為顯著[13];良好的體質(zhì)健康與優(yōu)異的學(xué)業(yè)表現(xiàn)正向相關(guān)，并隨著時間推移持續(xù)產(chǎn)生積極效應(yīng)[14]。研究指出合理的運(yùn)動量是促進(jìn)學(xué)業(yè)成績的有效手段，大約27 min中等及以上強(qiáng)度的體育活動對學(xué)業(yè)成績的促進(jìn)作用最為明顯[15];體育鍛煉對學(xué)業(yè)成績的影響還具有長效性，一項以Avon親子縱向隊列為對象的研究結(jié)果顯示：學(xué)生在11歲的中大強(qiáng)度體育活動不僅與11歲時的學(xué)業(yè)成績顯著相關(guān)，而且能夠很好地預(yù)測學(xué)生在13歲以及16歲時的學(xué)業(yè)成績[16]。

盡管現(xiàn)有研究已普遍表明體育鍛煉對學(xué)業(yè)成績具有顯著的促進(jìn)作用，但現(xiàn)有研究并未有效關(guān)注到我國社會情境下，大眾擔(dān)憂體育鍛煉耽誤學(xué)業(yè)的核心是時間成本問題。當(dāng)前采用大樣本調(diào)查數(shù)據(jù)對青少年每天體育鍛煉時間量與學(xué)業(yè)成績關(guān)系的實證研究均證明了花時間進(jìn)行課外體育鍛煉對學(xué)業(yè)成績有顯著的正效應(yīng)[17-18]。但相關(guān)經(jīng)驗數(shù)據(jù)的實證研究，大都采用是否達(dá)到某特定體育鍛煉時間投入量劃分的二分變量，或者更簡單地使用是否參與體育鍛煉的二分變量，應(yīng)用Logit回歸模型進(jìn)行分析[18]，其研究結(jié)果難免因數(shù)據(jù)信息丟失大，無法準(zhǔn)確把握體育鍛煉對學(xué)業(yè)成績影響的量效關(guān)系;或者是采用體育鍛煉時間連續(xù)變量的線性回歸，其得到的結(jié)果是隨體育鍛煉時間的不斷增加，學(xué)業(yè)成績呈顯著線性增長的規(guī)律[17]，然而青少年花在體育鍛煉上的時間與學(xué)業(yè)成績的真實關(guān)系可能是非線性的，可能存在某個特定的有效時間量度，或最佳時間量度，而普通線性回歸無法準(zhǔn)確勾繪出這一重要的量效關(guān)系。因此不斷探索應(yīng)用新方法進(jìn)一步探討體育鍛煉與學(xué)業(yè)成績的量效關(guān)系顯得至關(guān)重要。Hansen[19]提出的門檻回歸模型可以根據(jù)數(shù)據(jù)本身的特點來內(nèi)生地劃分區(qū)間，進(jìn)而分析當(dāng)一個變量達(dá)到特定的數(shù)值后，是否會引起另一個變量發(fā)生突然轉(zhuǎn)向其他發(fā)展形式的結(jié)構(gòu)突變現(xiàn)象，即門檻效應(yīng)。該模型已廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)學(xué)、社會學(xué)、管理學(xué)等社會科學(xué)實證研究中。本研究將采用大樣本經(jīng)驗數(shù)據(jù)，從時間成本角度出發(fā)，應(yīng)用門檻回歸模型實證分析青少年平均每天課外體育鍛煉時間與學(xué)業(yè)成績間是否存在顯著的門檻效應(yīng)，以及這一效應(yīng)關(guān)系的變化規(guī)律，以期為推動青少年文化學(xué)習(xí)和體育鍛煉協(xié)調(diào)發(fā)展提供理論與實踐參考。

1? 數(shù)據(jù)、變量與方法

1.1? 數(shù)據(jù)

研究數(shù)據(jù)來源于中國教育追蹤調(diào)查（China Education Panel Survey，CEPS）2013—2014年基線調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查是中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心設(shè)計與實施的，具有全國代表性的大型追蹤調(diào)查項目。該調(diào)查以初中一年級（7年級）和初中三年級（9年級）兩個同期群為調(diào)查起點，以人口平均受教育水平和流動人口比例為分層變量，從全國隨機(jī)抽取28個縣級單位（縣、區(qū)、市）作為調(diào)查點，涉及全國范圍內(nèi)的112所學(xué)校、438個班級，被抽中班級的學(xué)生全體入樣，基線調(diào)查共調(diào)查了約2萬個樣本。CEPS數(shù)據(jù)庫中涉及學(xué)生的語文、數(shù)學(xué)、英語3科學(xué)業(yè)成績，認(rèn)知能力，課外時間分配（包括用于體育鍛煉、完成學(xué)校布置的家庭作業(yè)、完成家長布置的額外作業(yè)、參加學(xué)業(yè)相關(guān)輔導(dǎo)班、看課外書、上網(wǎng)打游戲、做家務(wù)、看電視的時間）情況，能夠有效回答本研究的核心問題。根據(jù)研究需要，本研究在剔除上述核心變量為缺失值的樣本后，獲得有效樣本16 928份。

1.2? 變量

1）因變量：學(xué)業(yè)成績。CEPS數(shù)據(jù)中收集了樣本學(xué)生的語文、數(shù)學(xué)、英語期中考試成績，并進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。本研究將語文、數(shù)學(xué)、英語3科標(biāo)準(zhǔn)化成績的平均成績作為因變量，學(xué)業(yè)成績變量為連續(xù)變量。

2）自變量：由于本研究基于學(xué)生的時間成本與精力角度分析體育鍛煉對學(xué)業(yè)成績的影響，因此分析中必須同時關(guān)注其他各項課外時間分配與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系，尤其是那些花在與學(xué)業(yè)內(nèi)容相關(guān)的課外學(xué)習(xí)時間對學(xué)業(yè)成績的影響，本研究也正是從不同課外時間分配與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系中，探討體育鍛煉對學(xué)業(yè)成績的影響。CEPS數(shù)據(jù)庫中記錄了學(xué)生周一到周五平均每天的課外活動時間安排和周末平均每天的課外活動時間安排，其中課外活動時間安排數(shù)據(jù)分別包含了體育鍛煉時間、家庭作業(yè)時間、額外作業(yè)時間、參加學(xué)業(yè)相關(guān)輔導(dǎo)班時間、看課外書時間、上網(wǎng)游戲時間、做家務(wù)時間、看電視時間。本研究據(jù)此分別獲取了以上相應(yīng)課外活動的時間變量，數(shù)據(jù)為學(xué)生平均每天相應(yīng)課外活動的時間量，其計算公式為：相應(yīng)課外活動時間=（周一到周五平均每天相應(yīng)課外活動時間×5+周末平均每天相應(yīng)課外活動時間×2）÷7。所有時間變量均為連續(xù)變量，考慮到樣本數(shù)據(jù)中時間變量均存在少量過大極值，為了避免極值影響，本研究對所有時間變量99%分位數(shù)以上的觀測值進(jìn)行了縮尾處理。

認(rèn)知能力與學(xué)業(yè)成績高度相關(guān)，研究體育鍛煉是否影響學(xué)業(yè)成績必須同時考慮認(rèn)知能力的作用。CEPS數(shù)據(jù)中提供了經(jīng)處理并可直接使用的認(rèn)知能力變量，其數(shù)據(jù)為認(rèn)知能力測試標(biāo)準(zhǔn)化得分（使用3PL模型獲得），認(rèn)知能力變量為連續(xù)變量。

3）門檻變量：本研究將體育鍛煉時間變量作為門檻變量，分析體育鍛煉時間對學(xué)業(yè)成績影響的門檻效應(yīng)，體育鍛煉時間同時也作為自變量納入模型分析。

表1為本研究所涉變量的描述性統(tǒng)計。

1）學(xué)業(yè)成績和認(rèn)知能力為分?jǐn)?shù)值

1.3? 方法

根據(jù)前面的理論分析，課外體育鍛煉時間與學(xué)業(yè)成績間可能呈現(xiàn)出非線性關(guān)系，表現(xiàn)出區(qū)間效應(yīng)，并存在效應(yīng)變化的門檻值。為了避免人為劃分區(qū)間帶來的偏誤，本研究采用Hansen[19]提出的門檻模型，根據(jù)數(shù)據(jù)本身的特點內(nèi)生地劃分區(qū)間，進(jìn)而研究不同課外體育鍛煉時間與學(xué)業(yè)成績之間的關(guān)系。具體模型設(shè)定如下。

1）單一門檻回歸模型：

學(xué)業(yè)成績

2）雙重門檻回歸模型：

學(xué)業(yè)成績

3）三重門檻回歸模型：

學(xué)業(yè)成績

其中，Z表示門檻變量，本研究以體育鍛煉時間為門檻變量;元素 ， ， 是門檻變量對應(yīng)的門檻值，樣本根據(jù)門檻變量及門檻值的大小關(guān)系分別分為2個區(qū)制、3個區(qū)制和4個區(qū)制; （?=2，3，4，5）是區(qū)分不同區(qū)制的標(biāo)志，用來衡量不同門檻值對學(xué)業(yè)成績的影響;X是包含門檻變量在內(nèi)的所有自變量，I（?）是示性函數(shù)，當(dāng)滿足條件時，I（?）=1，否則I（?）=0。u是隨機(jī)擾動項。

2? 結(jié)果與分析

2.1? 門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果

采用門檻回歸模型來深入分析課外體育鍛煉對學(xué)業(yè)成績作用的量效關(guān)系，必須首先進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗，檢驗平均每天課外體育鍛煉時間與學(xué)業(yè)成績間是否存在門檻和門檻的個數(shù)，并由此確定模型的形式。本研究分別采用全樣本、七年級樣本，九年級樣本，依次對不存在門檻、1個門檻、2個門檻和3個門檻進(jìn)行門檻模型假設(shè)檢驗，假設(shè)檢驗中采用“自抽樣法”（Bootstrap）反復(fù)抽樣2 000次，得到門檻效應(yīng)自抽樣檢驗結(jié)果見表2。

1）1%顯著水平下顯著，2）5%顯著水平下顯著

由表2可見，全樣本、七年級樣本，九年級樣本的單一門檻、雙重門檻和三重門檻效應(yīng)都非常顯著，相應(yīng)的自抽樣P值均反映了模型具有顯著統(tǒng)計效應(yīng)。該檢驗結(jié)果證實了平均每天課外體育鍛煉時間與學(xué)業(yè)成績間的作用關(guān)系是非線性的，存在顯著的門檻效應(yīng)，且存在3個顯著的門檻值，即當(dāng)青少年平均每天體育鍛煉時間分別達(dá)到這3個門檻值時，課外體育鍛煉對學(xué)業(yè)成績的作用效應(yīng)將發(fā)生顯著變化。接下來本研究將基于三重門檻模型進(jìn)行深入分析。

2.2? 門檻值估計結(jié)果

表3是不同樣本群體的3個門檻估計值和相應(yīng)的95%置信區(qū)間。從全樣本數(shù)據(jù)來看，課外體育鍛煉時間量對學(xué)業(yè)成績影響存在的3個門檻值，分別是0.57 h（G1）、0.88 h（G2）、1.46 h（G3）。七年級樣本存在的3個門檻值，分別是0.95 h（G1）、2 h（G2）、3.71 h（G3）。九年級樣本存在的3個門檻值，分別是0.41 h（G1）、0.71 h（G2）、1.43 h（G3）。各樣本群體門檻值估計結(jié)果見表3。

門檻值是引起課外體育鍛煉對學(xué)業(yè)成績效應(yīng)變化的臨界值，根據(jù)表3的門檻值估計結(jié)果，可將平均每天課外體育鍛煉時間劃分為4個區(qū)間：體育鍛煉時間G3。

2.3? 門檻模型回歸結(jié)果與分析

為進(jìn)一步分析平均每天不同區(qū)間量度課外體育鍛煉時間與學(xué)業(yè)成績之間的效應(yīng)關(guān)系，本研究采用“門檻效應(yīng)”模型進(jìn)行回歸分析。

全樣本回歸結(jié)果顯示對學(xué)業(yè)成績產(chǎn)生顯著正向影響的變量有認(rèn)知能力、家庭作業(yè)時間、額外作業(yè)時間、看課外書時間、體育鍛煉時間;產(chǎn)生顯著負(fù)向影響的變量有參加學(xué)業(yè)相關(guān)輔導(dǎo)班時間、上網(wǎng)游戲時間、做家務(wù)時間;看電視時間對學(xué)業(yè)成績無顯著性影響。對七年級學(xué)生學(xué)業(yè)成績產(chǎn)生顯著正向影響的變量有認(rèn)知能力、家庭作業(yè)時間、看課外書時間、體育鍛煉時間;產(chǎn)生顯著負(fù)向影響的變量有參加學(xué)業(yè)相關(guān)輔導(dǎo)班時間、上網(wǎng)游戲時間、做家務(wù)時間;額外作業(yè)時間和看電視時間對學(xué)業(yè)成績無顯著性影響。對九年級學(xué)生學(xué)業(yè)成績產(chǎn)生顯著正向影響的變量有認(rèn)知能力、家庭作業(yè)時間、額外作業(yè)時間、體育鍛煉時間;產(chǎn)生顯著負(fù)向影響的變量有參加學(xué)業(yè)相關(guān)輔導(dǎo)班時間、上網(wǎng)游戲時間、做家務(wù)時間;看課外書時間和看電視時間對學(xué)業(yè)成績無顯著性影響（見表4）。

1）括弧內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤，2）1%顯著水平下顯著，3）5%顯著水平下顯著，4）10%顯著水平下顯著

結(jié)果表明，課外時間里通過完成學(xué)校布置的家庭作業(yè)，以及家長額外增加作業(yè)進(jìn)行適度的學(xué)業(yè)訓(xùn)練，對學(xué)業(yè)成績提高至關(guān)重要。同時書籍是知識的載體，多看課外書可以豐富學(xué)生知識面，對學(xué)業(yè)成績提高具有顯著效果。體育鍛煉緩解學(xué)習(xí)壓力、調(diào)節(jié)身心健康、改善神經(jīng)功能、提高學(xué)習(xí)能力，進(jìn)而對學(xué)生學(xué)業(yè)成績的提高具有顯著促進(jìn)效應(yīng)。而參與課外學(xué)業(yè)輔導(dǎo)班加重了學(xué)生學(xué)業(yè)壓力，阻礙學(xué)生學(xué)習(xí)能力的發(fā)展，反而對學(xué)業(yè)成績具有顯著的負(fù)效應(yīng)。上網(wǎng)游戲會成癮，使學(xué)生情緒低落，對學(xué)習(xí)失去興趣，進(jìn)而對學(xué)業(yè)成績提高起顯著負(fù)向作用。家務(wù)勞動時間越多學(xué)生學(xué)業(yè)成績越低，可見過多的家務(wù)勞動占用了學(xué)生提高學(xué)業(yè)成績應(yīng)該付諸的有效活動時間，進(jìn)而對學(xué)業(yè)成績提高起負(fù)面影響?？措娨曈绊憣W(xué)生視力，且看電視對學(xué)業(yè)成績提高既沒有顯著正效應(yīng)也沒有顯著負(fù)效應(yīng)，因此有必要適度限制看電視時間?？梢姳M可能地把課外活動時間合理分配到完成學(xué)校布置的家庭作業(yè)、根據(jù)孩子實際情況適度布置額外作業(yè)、看課外書、積極參與體育鍛煉是提高學(xué)業(yè)成績的有效手段，其中家庭作業(yè)和體育鍛煉對學(xué)業(yè)成績的促進(jìn)作用均獨(dú)立顯著，因此家長在安排孩子課外活動時間時，如能合理安排并重點抓好家庭作業(yè)和體育鍛煉兩項活動，將對青少年的學(xué)業(yè)成績提高產(chǎn)生最佳效益。

1）課外體育鍛煉與課外學(xué)業(yè)訓(xùn)練之間并不沖突。

對比七年級學(xué)生和九年級學(xué)生可見，額外作業(yè)對七年級學(xué)生學(xué)業(yè)成績提高沒有顯著效果，而對九年級學(xué)生學(xué)業(yè)成績提高效果顯著;看課外書的效應(yīng)正好相反，看課外書對九年級學(xué)生學(xué)業(yè)成績提高沒有顯著效果，而對七年級學(xué)生學(xué)業(yè)成績提高效果顯著?？紤]到我國教育體制原因，九年級學(xué)生面臨升學(xué)考試，更需要加強(qiáng)學(xué)業(yè)訓(xùn)練，因此，該結(jié)果反射出高強(qiáng)度的課外學(xué)業(yè)訓(xùn)練，對學(xué)業(yè)成績提高的效果比看課外書更佳明顯。但無論對哪一年級學(xué)生而言，體育鍛煉對學(xué)業(yè)成績的促進(jìn)作用均顯著。無論全樣本、七年級樣本還是九年級樣本，體育鍛煉和家庭作業(yè)均同時顯著提高學(xué)業(yè)成績，可見家長、老師、教育管理人員所擔(dān)心的體育鍛煉擠占學(xué)業(yè)練習(xí)時間，進(jìn)而耽誤學(xué)業(yè)的思想需要重新審視。課外體育鍛煉和課外學(xué)業(yè)訓(xùn)練之間并不沖突，它們對學(xué)業(yè)成績提高的效應(yīng)是分別獨(dú)立顯著的，既不能忽略課外學(xué)業(yè)訓(xùn)練的作用，也不能忽略課外體育鍛煉的作用。

2）體育鍛煉對學(xué)業(yè)成績影響的倒U型趨勢。

圖1是平均每天課外體育鍛煉時間對學(xué)業(yè)成績影響的趨勢。結(jié)合表4和圖1，可見體育鍛煉具有促進(jìn)學(xué)業(yè)成績提高的作用，但這一作用關(guān)系并不是線性的，存在顯著門檻效應(yīng)。課外體育鍛煉時間與學(xué)業(yè)成績的非線性關(guān)系表現(xiàn)出倒U型趨勢，即平均每天課外體育鍛煉時間對學(xué)業(yè)成績的影響關(guān)系，表現(xiàn)出隨體育鍛煉時間增加學(xué)業(yè)成績先是顯著提高，超過某一門檻值的時間量后，隨體育鍛煉時間增加學(xué)業(yè)成績開始顯著降低。

3）促進(jìn)學(xué)業(yè)成績的最佳課外體育鍛煉時間量。

根據(jù)表4和圖1，全樣本數(shù)據(jù)回歸結(jié)果顯示平均每天課外體育鍛煉時間與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系：在門檻值G1（0.57 h）以內(nèi)，隨體育鍛煉時間的增加學(xué)業(yè)成績快速提高;在門檻值G1（0.57 h）到G2（0.88 h）之間，隨體育鍛煉時間的增加學(xué)業(yè)成績繼續(xù)提高，但提高幅度降低;在門檻值G2（0.88 h）到G3（1.46 h）之間，隨體育鍛煉時間的增加學(xué)業(yè)成績繼續(xù)提高，但提高幅度進(jìn)一步降低;在門檻值G3（1.46 h）左右，學(xué)業(yè)成績達(dá)到最大值;超過門檻值G3（1.43 h）后，隨體育鍛煉時間增加，學(xué)業(yè)成績開始緩慢降低。

對于七年級學(xué)生，平均每天課外體育鍛煉時間與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系：在門檻值G1（0.41 h）以內(nèi)，隨體育鍛煉時間的增加學(xué)業(yè)成績快速提高;在門檻值G1（0.41 h）到G2（0.71 h）之間，隨體育鍛煉時間的增加學(xué)業(yè)成績繼續(xù)提高，但提高幅度降低;在門檻值G2（0.71 h）到G3（1.43 h）之間，隨體育鍛煉時間的增加學(xué)業(yè)成績繼續(xù)提高，但提高幅度進(jìn)一步降低;在門檻值G3（1.43 h）左右，學(xué)業(yè)成績達(dá)到最大值;超過門檻值G3（1.43 h）后，隨體育鍛煉時間增加，學(xué)業(yè)成績開始緩慢降低。

對于九年級學(xué)生，平均每天課外體育鍛煉時間與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系：在門檻值G1（0.41 h）以內(nèi)，隨體育鍛煉時間的增加學(xué)業(yè)成績快速提高;在門檻值G1（0.41 h）到G2（0.71 h）之間，隨體育鍛煉時間的增加學(xué)業(yè)成績繼續(xù)提高，但提高幅度降低;在門檻值G2（0.71 h）到G3（1.43 h）之間，隨體育鍛煉時間的增加學(xué)業(yè)成績繼續(xù)提高，但提高幅度進(jìn)一步降低;在門檻值G3（1.43 h）左右，學(xué)業(yè)成績達(dá)到最大值;超過門檻值G3（1.43 h）后，隨體育鍛煉時間增加，學(xué)業(yè)成績開始緩慢降低。

綜上所述，促進(jìn)學(xué)業(yè)成績的最佳課外體育鍛煉時間量大致為1.4～2.0 h，其中七年級學(xué)生保持平均每天2 h左右課外體育鍛煉收益最高，九年級學(xué)生保持平均每天1.4 h左右課外體育鍛煉收益最高，而過多的課外體育鍛煉對學(xué)業(yè)成績起負(fù)向作用。

4）學(xué)習(xí)負(fù)擔(dān)越重越需要適宜的課外體育鍛煉。

結(jié)合表4和圖1的結(jié)果，體育鍛煉對學(xué)業(yè)成績的影響上，七年級學(xué)生和九年級學(xué)生具有顯著差異，在作用的強(qiáng)度上，體育鍛煉對九年級學(xué)生學(xué)業(yè)成績的正向促進(jìn)作用更強(qiáng)，提升幅度更大;而在作用的時間上，七年級學(xué)生正向作用的體育鍛煉時間（2 h）比九年級學(xué)生正向作用的體育鍛煉時間（1.43 h）更長，說明體育鍛煉對促進(jìn)九年級學(xué)生學(xué)業(yè)成績提高的效率更高，但作用的時間量度相對較小。這更加證實學(xué)業(yè)壓力越大，學(xué)習(xí)負(fù)擔(dān)越重，越需要進(jìn)行適度的體育鍛煉，適度課外體育鍛煉對學(xué)業(yè)壓力大的青少年學(xué)業(yè)成績具有顯著大幅度提高效應(yīng)。

3? 討論

在體育鍛煉與學(xué)業(yè)成績關(guān)系的研究中，大量集中在證實體育鍛煉具有促進(jìn)學(xué)業(yè)成績的作用，相關(guān)研究也肯定了體育鍛煉能有效促進(jìn)學(xué)業(yè)成績，但這似乎并未能有效促進(jìn)青少年釋放更多學(xué)業(yè)訓(xùn)練時間來進(jìn)行體育鍛煉。畢竟體育鍛煉促進(jìn)學(xué)業(yè)成績的作用是間接的，相較于學(xué)業(yè)訓(xùn)練，體育鍛煉對學(xué)業(yè)成績提高的作用很容易被大眾忽略，大眾支持青少年參與體育鍛煉更多的目的可能不是提高學(xué)業(yè)，而是為了身心健康或是其他方面的收益。因此，研究需要換一個視角看待問題，青少年將有限的時間和精力花在體育鍛煉上是否“耽誤”學(xué)業(yè)，可能才是大眾關(guān)心的核心問題。對這一問題的回答將有利于理清體育鍛煉與學(xué)業(yè)成績的辨證關(guān)系，能更有效為推動文化學(xué)習(xí)與體育鍛煉的協(xié)調(diào)發(fā)展提供理論與政策建議。

就體育鍛煉是否耽誤學(xué)業(yè)成績而言，本研究證實合理時間量度的體育鍛煉促進(jìn)學(xué)業(yè)成績，過多花費(fèi)時間在體育鍛煉上的確會耽誤學(xué)業(yè)。眾多家長、“主科”老師，甚至教育管理工作人員關(guān)于體育鍛煉占用了“主科”學(xué)習(xí)時間進(jìn)而耽誤學(xué)業(yè)的認(rèn)識也并非完全沒有道理。因此，必須辯證地看待體育鍛煉對學(xué)業(yè)成績的作用，在肯定體育鍛煉有利于學(xué)業(yè)成績提高的同時，還必須承認(rèn)過多的體育鍛煉的確耽誤了學(xué)業(yè)的客觀事實。承認(rèn)過多的體育鍛煉耽誤學(xué)業(yè)并不是否認(rèn)體育鍛煉對促進(jìn)學(xué)業(yè)成績的重要作用，而是要更加準(zhǔn)確把握體育鍛煉的這一作用，尤其是把握適度體育鍛煉的量度問題。

大眾對體育鍛煉耽誤學(xué)業(yè)的擔(dān)憂無外乎是擔(dān)心體育鍛煉會擠占學(xué)業(yè)訓(xùn)練時間，進(jìn)而耽誤學(xué)業(yè)。對這一擔(dān)憂的回答實際上涉及兩方面問題的討論，一方面，參與體育鍛煉一定擠占學(xué)業(yè)訓(xùn)練時間嗎？本研究結(jié)果顯示青少年課外活動時間的利用差異相對較大，除了用在正常家庭作業(yè)性質(zhì)的學(xué)業(yè)訓(xùn)練、體育鍛煉、看課外書等顯著促進(jìn)學(xué)業(yè)成績的活動中，還有大量的時間用在看電視、上網(wǎng)游戲等其他對學(xué)業(yè)成績沒有促進(jìn)作用甚至起負(fù)作用的活動中。因此安排體育鍛煉不一定非要擠占正常的學(xué)業(yè)訓(xùn)練時間，大眾關(guān)心的焦點應(yīng)該是如何合理分配課外時間，而不是課外體育鍛煉是否耽誤了學(xué)業(yè)。二是過度控制體育鍛煉進(jìn)行高強(qiáng)度學(xué)業(yè)訓(xùn)練就一定提高學(xué)業(yè)成績嗎？本研究結(jié)果顯示參加課外學(xué)業(yè)輔導(dǎo)班這樣過度高強(qiáng)度的額外學(xué)業(yè)訓(xùn)練并不利于學(xué)業(yè)成績提高，反而對學(xué)業(yè)成績具有顯著的負(fù)效應(yīng)，而適度的體育鍛煉對學(xué)生學(xué)業(yè)成績的提高具有顯著促進(jìn)效應(yīng)。顯然，過度體育鍛煉和過度學(xué)業(yè)訓(xùn)練對學(xué)業(yè)成績都是不利的，體育鍛煉時間與學(xué)業(yè)訓(xùn)練時間的合理安排均至關(guān)重要。

本研究采用的門檻回歸模型相較于以往基于大樣本數(shù)據(jù)的相關(guān)研究中采用的二分變量Logit回歸和普通線性回歸模型，能更準(zhǔn)確把握體育鍛煉與學(xué)業(yè)成績的量效關(guān)系。例如，線性回歸模型分析獲得的結(jié)果是隨體育鍛煉時間增加學(xué)業(yè)成績線性提高，而本研究證實了體育鍛煉與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系是非線性的，呈現(xiàn)出倒U型趨勢。但本研究未對不同群體進(jìn)行異質(zhì)性分析，未能提出針對不同群體的差異化建議，這是本研究的不足之處，也是今后研究需要進(jìn)步探討的方向。另外，值得注意的是本研究中平均每天課外體育鍛煉時間=（周一到周五平均每天相應(yīng)課外活動時間×5+周末平均每天相應(yīng)課外活動時間×2）÷7，即青少年一周總的課外體育鍛煉時間的平均值。因此研究提出的提高學(xué)業(yè)成績所需平均每天課外體育鍛煉時間的最佳量度建議值，也相應(yīng)不是必須平均分布到每天，也可能是一周鍛煉了2次、3次或其他次數(shù)。也就是說受數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)限制，本研究只考慮了周鍛煉時間的日平均值，未考慮鍛煉頻率，這也是本研究的不足之處。鑒于體育鍛煉與學(xué)業(yè)成績間非線性關(guān)系的客觀性，建議今后相關(guān)研究廣泛采用門檻回歸模型或探討使用其他非線性回歸模型對二者的關(guān)系問題進(jìn)行更科學(xué)的系統(tǒng)分析，以充分討論體育鍛煉與學(xué)業(yè)成績的辯證關(guān)系。

參考文獻(xiàn)：

[1] 胡鵬輝，余富強(qiáng). 中學(xué)生體育鍛煉影響因素研究——基于CEPS（2014—2015）數(shù)據(jù)的多層模型[J]. 體育科學(xué)，2019，39（1）：76-84.

[2] 范卉穎，唐炎，張加林. 城市初中生課外身體活動水平及影響因素探究[J]. 體育學(xué)刊，2020，27（5）：109-116.

[3] CHADDOCK-HEYMAN L，ERICKSON K I，Voss M W，et al. The effects of physical activity on functional MRI activation associated with cognitive control in children：A randomized controlled intervention[J]. Frontiers in Human Neuroscience，2013，7（72）：1-13.

[4] 黃濤，徐波. BDNF介導(dǎo)運(yùn)動對腦高級功能——學(xué)習(xí)記憶能力的促進(jìn)作用[J]. 體育科學(xué)，2006，26（9）：82-85.

[5] 陳愛國，顏軍，趙峰. 體育與國民素質(zhì)提升：來自腦科學(xué)的新證據(jù)[J]. 華東師范大學(xué)學(xué)報（教育科學(xué)版），2013，31（2）：63-68.

[6] 約翰·瑞迪. 運(yùn)動改造大腦[M]. 杭州：浙江人民出版社，2013.

[7] 全明輝，陳佩杰. 體力活動對認(rèn)知能力影響及其機(jī)制研究進(jìn)展[J]. 體育科學(xué)，2014，34（9）：56-65.

[8] 蔣長好，閻守扶，王守恒. 身體活動促進(jìn)腦的執(zhí)行功能：行為、腦電和核磁共振研究[J]. 中國運(yùn)動醫(yī)學(xué)雜志，2012，31（7）：636-641.

[9] CHADDOCK-HEYMAN L，HILLMAN C H，Cohen N J，et al. The importance of physical activity and aerobic fitness for cognitive control and memory in children[J]. Monographs of The Society for Research in Child Development，2014，79（4）：25-50.

[10] 趙格睿，鞠冬，馬力. 體育運(yùn)動量對高一學(xué)生自我效能、學(xué)業(yè)情緒及學(xué)習(xí)成績的影響研究[J]. 教育科學(xué)研究，2019（7）：61-65.

[11] 詹逸思，張羽，梁哲. 中小學(xué)學(xué)生體質(zhì)量與學(xué)業(yè)表現(xiàn)相關(guān)關(guān)系——基于陜西省某市中小學(xué)學(xué)生的數(shù)據(jù)[J]. 體育學(xué)刊，2015，22（6）：122-127.

[12] 梁哲，張羽. 中小學(xué)生身體形態(tài)、心肺功能與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系——基于新舊國家體質(zhì)健康標(biāo)準(zhǔn)的分析[J]. 體育與科學(xué)，2016，37（5）：89-97.

[13] 溫煦，張瑩，周魯，等. 體質(zhì)健康對青少年學(xué)業(yè)成績影響及其作用機(jī)制——來自縱向研究的證據(jù)[J]. 北京體育大學(xué)學(xué)報，2018，41（7）：70-76.

[14] 梁哲，李曼麗. 青少年兒童體質(zhì)健康促進(jìn)與學(xué)業(yè)表現(xiàn)研究進(jìn)展[J]. 體育學(xué)刊，2020，27（3）：96-102.

[15] 傅建，劉思良. 不同時間中-大強(qiáng)度體育鍛煉對初中生學(xué)習(xí)自控力及學(xué)業(yè)成績影響的實驗研究[J]. 體育與科學(xué)，2018，39（1）：114-120.

[16] BOOTH J N，LEARY S D，Ness A R，et al. Associations between objectively measured physical activity and academic attainment in adolescents from a UK cohort[J]. British Journal of Sports Medicine，2014，48（3）：265-270.

[17] 方黎明. 體育鍛煉對青少年認(rèn)知能力和學(xué)業(yè)成績的影響[J]. 體育科學(xué)，2020，40（4）：35-41.

[18] 姚琛. 南京市高中生體育鍛煉行為與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系[J]. 中國學(xué)校衛(wèi)生，2018，39（6）：851-853.

[19] HANSEN B E. Sample splitting and threshold estimation[J]. Econometrica，2000，68（3）：575-603.