□ 周 威 劉 杰

一、引 言

體育這一概念古已有之，是指人類經(jīng)由專門設(shè)計(jì)的身體運(yùn)動(dòng)及游戲，以增強(qiáng)體質(zhì)、提高競(jìng)技水平和豐富社會(huì)生活為目標(biāo)的獨(dú)特社會(huì)文化現(xiàn)象［1］。體育鍛煉具備“健體”及“健心”兩項(xiàng)基本功能，能夠增強(qiáng)體質(zhì)水平、錘煉個(gè)體意志、培養(yǎng)社會(huì)精神以及構(gòu)建價(jià)值標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)于個(gè)體發(fā)展及社會(huì)進(jìn)步意義非凡。青少年作為國(guó)家之希望、民族之未來(lái)，其健康水平是國(guó)家人力資本總量的關(guān)鍵基礎(chǔ)及重要組成，但長(zhǎng)期以來(lái)，由于學(xué)校教育的工具性異化及主客分離的體育教育認(rèn)知方式，我國(guó)青少年體質(zhì)健康狀況堪憂［2］。第八次全國(guó)學(xué)生體質(zhì)與健康調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，近年來(lái)我國(guó)青少年體質(zhì)達(dá)標(biāo)優(yōu)良率逐漸提升，但仍舊處于較低水平，且學(xué)生近視率和肥胖率呈上升趨勢(shì)［3］?！督】抵袊?guó)行動(dòng)（2019—2030年）》對(duì)個(gè)人、家庭、學(xué)校及政府提出不同層次的期許，鼓勵(lì)開(kāi)展健康促進(jìn)運(yùn)動(dòng)，實(shí)現(xiàn)以體育智和以體育心［4］。非認(rèn)知能力是人力資本的重要組成部分，其形成發(fā)展一定程度上可能受到體育鍛煉的影響，分析體育鍛煉之于青少年非認(rèn)知能力的作用，是明晰體育“健心”功能的必要之舉，亦是響應(yīng)國(guó)家政策方針、促進(jìn)青少年開(kāi)展體育鍛煉的價(jià)值應(yīng)然，具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

當(dāng)前社會(huì)大眾對(duì)于體育鍛煉的多維回報(bào)已有一定認(rèn)知，尤其是對(duì)于正值生長(zhǎng)發(fā)育的青少年而言，體育鍛煉對(duì)其身心健康具有頗多益處。針對(duì)青少年體育鍛煉及認(rèn)知能力間的研究較為豐富，但結(jié)論尚未統(tǒng)一。早期研究認(rèn)為體育鍛煉無(wú)法提升學(xué)生的認(rèn)知能力，該觀點(diǎn)的持有者認(rèn)為體育鍛煉會(huì)導(dǎo)致學(xué)生過(guò)度興奮，鍛煉后的心理狀態(tài)不利于其開(kāi)展學(xué)習(xí)，長(zhǎng)此以往可能會(huì)抑制學(xué)生的認(rèn)知能力發(fā)展［5］；部分研究則認(rèn)為二者不存在顯著關(guān)系［6］。而隨著時(shí)間的推移，有研究表明學(xué)生參與體育鍛煉能顯著提高其學(xué)業(yè)成就，根據(jù)“喚醒理論”和“具身認(rèn)知理論”，體育鍛煉可以通過(guò)“神經(jīng)生理”與“認(rèn)知表達(dá)”兩種機(jī)制影響青少年的認(rèn)知能力，增強(qiáng)與認(rèn)知和記憶功能相關(guān)的腦區(qū)神經(jīng)發(fā)育，增進(jìn)腦部協(xié)調(diào)性。美國(guó)“零點(diǎn)體育課程”計(jì)劃表明，針對(duì)學(xué)生的專項(xiàng)體育鍛煉能夠提升其閱讀及計(jì)算能力［7］，而長(zhǎng)期參與SPARK（Sport，Play and Active Recreation for Kids）項(xiàng)目的學(xué)生，成績(jī)降低概率顯著低于未參與的學(xué)生；不同的運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目及強(qiáng)度對(duì)于學(xué)生認(rèn)知能力發(fā)展的影響不盡相同，且其中存在一定的性別及年級(jí)差異［8］。

除對(duì)學(xué)生認(rèn)知能力產(chǎn)生影響外，也有較多研究表明參與體育運(yùn)動(dòng)還能夠?qū)η嗌倌晷睦斫】导皞€(gè)體情緒產(chǎn)生影響，即提示了體育鍛煉的“健心”功能。Knapen等基于臨床試驗(yàn)發(fā)現(xiàn)體育鍛煉能夠顯著壓制個(gè)體的抑郁情緒［9］，其作用甚至優(yōu)于藥物治療［10］。對(duì)于青少年而言，體育鍛煉能健全其人格，合理的體育鍛煉能夠幫助學(xué)生增進(jìn)同伴關(guān)系［11］，經(jīng)常參加體育鍛煉的學(xué)生會(huì)發(fā)展出更高的社會(huì)信任水平以及社會(huì)參與熱情，增進(jìn)其社會(huì)融入能力并加速其社會(huì)化進(jìn)程［12］。一定周期的規(guī)律運(yùn)動(dòng)還能夠增強(qiáng)學(xué)生的專注力及抗干擾能力［13］。優(yōu)質(zhì)的體育教學(xué)甚至能夠潛移默化地影響學(xué)生的畢生品格，引導(dǎo)其形成積極向上的價(jià)值觀，塑造其剛毅、自強(qiáng)、樂(lè)觀和開(kāi)放的個(gè)人品質(zhì)，在調(diào)節(jié)學(xué)生情緒、培養(yǎng)堅(jiān)強(qiáng)的意志及社會(huì)責(zé)任感等方面具有不可替代的重要作用［14］。

非認(rèn)知能力作為21世紀(jì)的核心勝任力，被視為隱性的人力資本，是對(duì)個(gè)體性格、情感和品質(zhì)等人格特征的衡量指標(biāo)之一［15］，但其具體內(nèi)涵尚未得以明晰?，F(xiàn)有研究多基于“大五人格量表”進(jìn)行相關(guān)測(cè)量，在此框架下，針對(duì)青少年情緒穩(wěn)定性、開(kāi)放性、盡責(zé)性等特質(zhì)的探究均屬于非認(rèn)知能力的研究范疇［16］。青少年在校期間的非認(rèn)知能力發(fā)展水平直接決定了其未來(lái)的人力資本存量，也間接影響著我國(guó)的人力資源質(zhì)量［17］。當(dāng)前國(guó)內(nèi)缺乏基于全國(guó)大樣本數(shù)據(jù)專門針對(duì)青少年體育鍛煉及非認(rèn)知能力間關(guān)系的深入研究，較為分散的研究結(jié)論也多未考慮可能的內(nèi)生性問(wèn)題。因此結(jié)合既有研究，文章認(rèn)為青少年體育鍛煉對(duì)于其非認(rèn)知能力存在正向影響，因而提出假設(shè)1：

H1：青少年參與體育鍛煉能夠促進(jìn)其非認(rèn)知能力發(fā)展

此外，值得探討的是，體育運(yùn)動(dòng)對(duì)青少年非認(rèn)知能力的影響是通過(guò)何種路徑實(shí)現(xiàn)。當(dāng)前少部分針對(duì)體育鍛煉及非認(rèn)知能力的研究多直接將二者聯(lián)系起來(lái)，并未對(duì)其作用路徑進(jìn)行深入分析，對(duì)該部分的探究可為理解體育運(yùn)動(dòng)如何影響青少年非認(rèn)知能力以及干預(yù)和強(qiáng)化其作用提供一定參考。

一方面，個(gè)體非認(rèn)知能力往往是在復(fù)雜多變的社會(huì)交往及信息互動(dòng)中形成，不同的社會(huì)經(jīng)歷造成個(gè)體非認(rèn)知能力的差異化發(fā)展：另一方面，體育運(yùn)動(dòng)本就是一項(xiàng)飽含社交屬性的社會(huì)活動(dòng)，其對(duì)于青少年非認(rèn)知能力的影響可能是通過(guò)提升青少年與交往者的溝通頻率而引致，玩伴和父母正是其主要的交往者。已有部分研究成果提示了體育鍛煉可能經(jīng)由影響青少年與同伴和父母的交往而發(fā)揮其多維作用。如柳建坤等的研究發(fā)現(xiàn)親子關(guān)系在體育鍛煉對(duì)青少年心理健康的影響中起到了顯著的中介作用［18］，即青少年在對(duì)某項(xiàng)體育運(yùn)動(dòng)產(chǎn)生興趣之后，其父母極有可能參與其中，向其提供一定的指導(dǎo)或是一同參與體育鍛煉，可以通過(guò)改善親子關(guān)系進(jìn)而影響子代各項(xiàng)能力的發(fā)展。而同伴群體間的能力發(fā)展可能存在“傳染效應(yīng)”，體育鍛煉過(guò)程中頻繁的同伴交往亦能夠?qū)€(gè)體各項(xiàng)能力產(chǎn)生影響［19］。此外，體育鍛煉能夠顯著提升青少年自我效能感、未來(lái)自信心及自我成就感［20］，鼓勵(lì)青少年進(jìn)行體育鍛煉能夠促進(jìn)其身心健康［21］，最終通過(guò)增進(jìn)學(xué)生對(duì)其未來(lái)的信心這一路徑促進(jìn)青少年非認(rèn)知能力的發(fā)展。

因此，基于現(xiàn)有研究成果和理論基礎(chǔ)，體育鍛煉對(duì)于學(xué)生非認(rèn)知能力的影響，可能是以親友交往和自我效能為作用路徑，繼而提出假設(shè)2：

H2：體育鍛煉對(duì)青少年非認(rèn)知能力的影響以親友交往和自我效能為作用路徑

綜上所述，現(xiàn)有相關(guān)研究多探究體育鍛煉對(duì)學(xué)生認(rèn)知能力的影響，雖有部分研究針對(duì)非認(rèn)知能力進(jìn)行探索，但其成果較為分散，并未系統(tǒng)探討體育鍛煉對(duì)青少年多項(xiàng)非認(rèn)知能力的影響及其作用差異，且鮮有研究對(duì)其可能的作用路徑進(jìn)行探究。因此文章的邊際貢獻(xiàn)主要有三，一是系統(tǒng)探究了體育鍛煉與青少年各類非認(rèn)知能力之間的具體關(guān)系，對(duì)當(dāng)前較為零碎的體育運(yùn)動(dòng)“健心”功能探究具備一定的補(bǔ)充作用。二是以青少年的親友交往和自我效能為路徑，探究學(xué)生體育鍛煉對(duì)其非認(rèn)知能力影響的可能實(shí)現(xiàn)路徑，為青少年的體育鍛煉抉擇及強(qiáng)化體育鍛煉的非認(rèn)知能力提升效應(yīng)提供參考。三是文章基于具有一定全國(guó)代表性的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，并控制了部分內(nèi)生性問(wèn)題，使得研究所得結(jié)論更具可靠性，同實(shí)際情況更為貼近，能夠服務(wù)于國(guó)家相關(guān)政策的制定及完善。

三、數(shù)據(jù)與方法

1.數(shù)據(jù)來(lái)源

文章基于中國(guó)教育追蹤調(diào)查（China Education Panel Survey，CEPS）最新公布的2014/2015調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。CEPS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)并實(shí)施，采用多階段概率與規(guī)模成比例（PSS）抽樣，樣本覆蓋28個(gè)縣級(jí)單位的112所學(xué)校438個(gè)班級(jí)，具有較高的全國(guó)代表性。在剔除失訪、關(guān)鍵變量缺失及奇異值后，共納入6566名青少年作為研究對(duì)象進(jìn)行分析。

2.變量測(cè)量

（1）因變量

參考同類研究［22］，文章從學(xué)習(xí)毅力、積極情緒、學(xué)校適應(yīng)及開(kāi)放能力這四個(gè)維度對(duì)青少年的非認(rèn)知能力進(jìn)行測(cè)量。每個(gè)維度都包括若干問(wèn)題，原問(wèn)卷采用里克特4級(jí)或5級(jí)量表進(jìn)行測(cè)量，每個(gè)維度均通過(guò)主成分分析法提取出一個(gè)公因子，參考胡榮的做法將其分別轉(zhuǎn)換為取值范圍在0～100的連續(xù)變量［23］。每個(gè)維度包括的問(wèn)題及KMO值詳見(jiàn)表1。

表1 非認(rèn)知能力測(cè)量方式及其基本情況

（2）自變量

參照同類研究［24］，通過(guò)將周鍛煉天數(shù)乘以日鍛煉時(shí)間計(jì)算周總鍛煉時(shí)長(zhǎng)，再將其除以7計(jì)算平均每日鍛煉時(shí)間，最后將其作對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換以進(jìn)行平滑處理，得到研究自變量體育鍛煉時(shí)長(zhǎng)。

（3）協(xié)變量

參考已有研究［25］［26］，文章納入青少年個(gè)體因素及家長(zhǎng)因素作為研究的協(xié)變量，具體包括：①初中生個(gè)體因素：性別（女性為0，男性為1）、年齡（取值范圍：11～16）、戶口類型（非農(nóng)戶口為0，農(nóng)村戶口為1）、獨(dú)生子女與否（否為0，是為1）、寄宿與否（否為0，是為1）、標(biāo)準(zhǔn)化認(rèn)知能力得分（取值范圍：-3.13 ～2.06）、對(duì)身材肥胖的感知（較胖為1，中等為2，較瘦為3）、健康狀況（較差為0，較好為1）；②家長(zhǎng)因素：父母精英職業(yè)與否［27］（否為0，是為1）、父母最高受教育年限（取值范圍：0～19）、家庭經(jīng)濟(jì)情況（較差為1，中等為2，較好為3）。

（4）工具變量

班級(jí)層面其他同學(xué)的平均體育鍛煉時(shí)長(zhǎng)（同樣取對(duì)數(shù)作平滑處理）。通過(guò)CEPS調(diào)查中提供的班級(jí)代碼計(jì)算班級(jí)層面除受訪者本人其他同學(xué)的體育鍛煉時(shí)長(zhǎng)。使用這一變量作為本次研究的工具變量之合理性在于：首先，參與體育鍛煉會(huì)形成一種習(xí)慣與氛圍，班級(jí)內(nèi)參與體育鍛煉的人越多，青少年也越容易跟隨朋友和班集體參與到體育鍛煉中，并且受訪者的班級(jí)同學(xué)們參與體育鍛煉的時(shí)間越長(zhǎng)，自己也會(huì)參與更長(zhǎng)時(shí)間的體育鍛煉［28］，因而滿足相關(guān)性假設(shè)。其次，班級(jí)層面的平均體育鍛煉時(shí)長(zhǎng)不會(huì)直接影響受訪者的各維度非認(rèn)知能力，此工具變量既滿足相關(guān)性假設(shè)又滿足外生性假設(shè)，是此次研究可行的工具變量。其他學(xué)者也曾循著這一思路，通過(guò)計(jì)算同一群體內(nèi)其他人的相關(guān)情況來(lái)尋找工具變量［29］。

（5）中介變量

依據(jù)前文對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的梳理以及參考既有研究結(jié)論，文章考慮以下五項(xiàng)中介變量：親情質(zhì)量（取值范圍：1～6）、父母體育交往（取值范圍：1～5）、友誼數(shù)量（取值范圍：1～5）、朋友體育交往（取值范圍：1～5）以及未來(lái)信心（取值范圍：1～4），以上變量均為得分越高則具體情況或交往頻率越高。

如表2所示，青少年群體各維度非認(rèn)知能力均處于中上水平，開(kāi)放能力平均得分最高，積極情緒能力次之，學(xué)習(xí)毅力能力再次，相比之下學(xué)校融入能力較弱；在自變量上，青少年的體育鍛煉時(shí)長(zhǎng)的對(duì)數(shù)均值為2.77，班級(jí)層面同學(xué)平均體育鍛煉時(shí)長(zhǎng)的對(duì)數(shù)均值為3.10。研究對(duì)象的基本特征中男女青少年比例大致相當(dāng)，其中女性稍多；平均年齡為13.89歲；50.30%的研究對(duì)象為農(nóng)村戶口，49.70%的研究對(duì)象為非農(nóng)村戶口，農(nóng)村青少年樣本略多，其他情況詳見(jiàn)表2。而在中介變量情況上，樣本親情質(zhì)量較高，親子關(guān)系較好；青少年擁有的好朋友數(shù)量也處于較高水平（原始數(shù)據(jù)顯示人均好友數(shù)量為10.85人）；青少年的體育活動(dòng)參與頻率適中，但相較于父母而言，青少年與朋友一同參與體育活動(dòng)更多；此外，青少年對(duì)自己未來(lái)的信心也較為充足。

表2 各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

3.分析方法

為分析體育鍛煉時(shí)長(zhǎng)對(duì)青少年各維度非認(rèn)知能力的影響，依據(jù)因變量類型構(gòu)建如下線性回歸模型，經(jīng)檢驗(yàn)采用線性回歸模型有效。模型表達(dá)式為：

Yi表示反映第i個(gè)青少年某維度非認(rèn)知能力的因變量，Exercise表示其體育鍛煉時(shí)長(zhǎng)，α1為自變量系數(shù)，Ci表示控制變量，γ為控制變量的系數(shù)矩陣，α0為截距項(xiàng)，εi為殘差項(xiàng)。

然而上述模型可能存在一定內(nèi)生性問(wèn)題。其一是可能遺漏部分影響青少年非認(rèn)知能力的因素未納入模型；其二是縱然從理論分析和實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)出發(fā)，體育鍛煉時(shí)長(zhǎng)有可能會(huì)提升青少年的各維度非認(rèn)知能力，但也可能是非認(rèn)知能力較高的青少年才可能更多進(jìn)行體育鍛煉，即可能存在反向因果問(wèn)題。因此，文章使用青少年班級(jí)層面其他同學(xué)的平均體育鍛煉時(shí)長(zhǎng)作為工具變量，擬合兩階段最小二乘法處理這一問(wèn)題，第一階段模型設(shè)定為：

式中，IVi表示青少年班級(jí)層面其他同學(xué)的體育鍛煉時(shí)長(zhǎng)對(duì)數(shù)，β1為所引入控制變量的系數(shù)，Ci表示控制變量，γ為控制變量的系數(shù)矩陣，β0為截距項(xiàng)，εi為殘差項(xiàng)。

此外，線性回歸模型本質(zhì)上是一種均值回歸，事先假定了體育鍛煉對(duì)各維度非認(rèn)知能力不同青少年的邊際效應(yīng)具有一致性。但實(shí)際上，這種影響在不同分位點(diǎn)處可能存在差異。為放開(kāi)這一假定，進(jìn)一步探究體育鍛煉時(shí)長(zhǎng)對(duì)不同非認(rèn)知能力水平青少年的異質(zhì)性影響。在線性回歸模型的基礎(chǔ)上，文章構(gòu)建了條件分位數(shù)回歸模型，重點(diǎn)考察青少年某一維度非認(rèn)知能力在0.25、0.50以及0.75分位點(diǎn)上，其體育鍛煉時(shí)長(zhǎng)的影響作用與差異，模型設(shè)定如下：

其中q表示分位點(diǎn)，式（3）中其他變量含義與式（1）所示線性回歸模型一致，主要對(duì)0.25、0.50以及0.75分位點(diǎn)處某維度的非認(rèn)知能力進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

而對(duì)具體作用路徑（中介效應(yīng)）的檢驗(yàn)，本文則采用克里斯蒂安·卡爾森等開(kāi)發(fā)的“混雜效應(yīng)”和“標(biāo)尺改變效應(yīng)”（KHB）方法進(jìn)行相應(yīng)估計(jì)［30］。KHB方法可以直接分解自變量對(duì)因變量的總效應(yīng)和直接效應(yīng)以及中介變量的間接效應(yīng)大小，以間接效應(yīng)除以總效應(yīng)可以得到中介作用占比。

四、數(shù)據(jù)分析與研究發(fā)現(xiàn)

1.基準(zhǔn)模型

在進(jìn)行正式的多元線性回歸前，文章首先檢驗(yàn)了各模型中變量之間的共線性，檢驗(yàn)結(jié)果顯示各模型方差膨脹因子在1～2之間，遠(yuǎn)低于10，即不存在多重共線性問(wèn)題。線性回歸分析結(jié)果展示在表3中。

可以從表3 Panel A中看到，擬合的四個(gè)多元線性回歸模型結(jié)果均顯示進(jìn)行體育鍛煉能顯著提升青少年包括學(xué)習(xí)毅力、積極情緒、學(xué)校融入和開(kāi)放能力在內(nèi)四個(gè)維度的非認(rèn)知能力。在控制了青少年的個(gè)體因素及家長(zhǎng)因素后，體育鍛煉時(shí)長(zhǎng)每提升一個(gè)單位，青少年的學(xué)習(xí)毅力得分提升2.311個(gè)單位，積極情緒上升0.734個(gè)單位，學(xué)校融入能力得分提高3.579個(gè)單位，開(kāi)放能力則顯著提升1.789個(gè)單位。從生理角度分析，體育運(yùn)動(dòng)不僅能夠增強(qiáng)青少年的體質(zhì)，在參與體育鍛煉的過(guò)程中還能夠促進(jìn)其體內(nèi)β-內(nèi)啡肽的產(chǎn)生和釋放，進(jìn)而抑制負(fù)面情緒的產(chǎn)生，增強(qiáng)個(gè)體積極情緒［31］。并且體育鍛煉過(guò)程中的“堅(jiān)持與釋放”能夠幫助青少年緩解學(xué)業(yè)及生活中的壓力，養(yǎng)成良好的學(xué)習(xí)習(xí)慣及生活心態(tài)，增進(jìn)其學(xué)習(xí)毅力。而通過(guò)運(yùn)動(dòng)提高的社交頻率和社會(huì)接觸，則可能促使青少年形成開(kāi)放的社會(huì)心態(tài)，增強(qiáng)其開(kāi)放能力及學(xué)校適應(yīng)性。

表3 體育鍛煉對(duì)青少年非認(rèn)知能力的影響

但上述結(jié)論還面臨著一定內(nèi)生性問(wèn)題的干擾，因此文章采用工具變量法策略，引入青少年班級(jí)層面其他同學(xué)的體育鍛煉時(shí)長(zhǎng)作為工具變量，以檢驗(yàn)研究結(jié)論的因果效力，分析結(jié)果展示在表3 Panel B中。結(jié)果顯示在考慮了模型中潛在的內(nèi)生性問(wèn)題后，參與體育鍛煉同樣會(huì)顯著提升青少年四個(gè)維度的非認(rèn)知能力，并且提升效應(yīng)更大，均在原有的顯著性水平上顯著。假設(shè)1得以證實(shí)，青少年參與體育鍛煉確能促進(jìn)其自身非認(rèn)知能力發(fā)展。

2.分位數(shù)回歸

為深入探究體育鍛煉時(shí)長(zhǎng)對(duì)不同水平非認(rèn)知能力青少年的影響是否存在一定的群體差異及其具體表現(xiàn)，文章隨即進(jìn)行條件分位數(shù)回歸分析。表4展示了三個(gè)常用、具有代表性分位點(diǎn)處的回歸結(jié)果。可以看到，從25%分位點(diǎn)到75%分位點(diǎn)，體育鍛煉時(shí)長(zhǎng)對(duì)青少年對(duì)開(kāi)放能力的影響系數(shù)從2.053降至1.857及1.333；對(duì)學(xué)習(xí)毅力水平的影響系數(shù)從3.426降至3.039及2.061；對(duì)積極情緒能力水平和學(xué)校融入能力水平的影響系數(shù)從25%分位的1.115和4.430降至50%分位的0.672和3.701，再提升至75%分位的至0.894和3.994，呈現(xiàn)一定的U形特征。

表4 分位數(shù)回歸

為進(jìn)一步明晰各類非認(rèn)知能力在不同水平分位數(shù)上的具體影響，文章繪制出不同分位數(shù)的影響示意圖。如圖1-1至圖1-4所示，體育鍛煉對(duì)青少年開(kāi)放能力維度非認(rèn)知能力較低的青少年影響更大，即開(kāi)放能力維度得分較低的青少年能夠更多地從體育鍛煉中受益，且體育鍛煉時(shí)間越長(zhǎng)，對(duì)他們非認(rèn)知能力的提升效應(yīng)更大。開(kāi)放能力較強(qiáng)的青少年則可能從體育鍛煉中獲取的收益稍低，但也具有一定積極影響，即體育鍛煉在提升青少年開(kāi)放能力方面存在一定的“天花板效應(yīng)”。而學(xué)習(xí)毅力、積極情緒和學(xué)校融入的分位數(shù)示意圖大致呈“雙峰分布”，在上述三個(gè)能力維度得分較高和較低的青少年更能從體育鍛煉中獲得非認(rèn)知能力上的提升，即存在“培優(yōu)補(bǔ)差效應(yīng)”。并且各維度非認(rèn)知能力較低的青少年從體育鍛煉中受益最大，“補(bǔ)差”效應(yīng)最為明顯。

圖1-1 因變量：學(xué)習(xí)毅力水平

圖1-2 因變量：積極情緒水平

圖1-3 因變量：學(xué)校融入水平

圖1-4 因變量：開(kāi)放能力水平

3.路徑分析

體育鍛煉可能直接提升青少年的各維度非認(rèn)知能力，也可能通過(guò)其他路徑提升青少年的學(xué)習(xí)毅力、積極情緒、學(xué)校融入和開(kāi)放能力，研究者應(yīng)當(dāng)關(guān)心其具體的作用渠道。依據(jù)前文對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的梳理與理論研究成果，文章引入親情質(zhì)量、父母體育交往、友誼數(shù)量、朋友體育交往和未來(lái)信心五個(gè)中介變量，通過(guò)KHB分析法檢驗(yàn)親友交往和自我效能在其中的中介作用，結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 路徑分析（中介效應(yīng)）

如表5結(jié)果所示，親友交往和自我效能的五個(gè)中介變量基本均能解釋部分青少年參與體育鍛煉對(duì)非認(rèn)知能力的提升效應(yīng)。在學(xué)習(xí)毅力維度，五個(gè)變量能解釋-4.15%到20.60%的中介效應(yīng)，值得注意的是“朋友體育交往”在其中起到了負(fù)效應(yīng)，提示了學(xué)生及同伴體育交往的適度性，未來(lái)信心在其中發(fā)揮了較大作用；在積極情緒維度，其能解釋10.31%到55.77%的中介效應(yīng)，其中未來(lái)信心能解釋50%以上的體育鍛煉之積極情緒提升效應(yīng)；在學(xué)校融入維度，三個(gè)維度的變量發(fā)揮了11.11%到17.32%的中介效應(yīng)；在開(kāi)放能力維度，則發(fā)揮了4.47%到23.14%的中介效應(yīng)，未來(lái)信心同樣在其中起到了最大的中介效應(yīng)。總的來(lái)說(shuō)，親友交往和自我效能均能解釋部分體育鍛煉如何提升青少年四個(gè)維度的非認(rèn)知能力，其中未來(lái)信心能解釋大部分提升效應(yīng)。即通過(guò)體育鍛煉，可以提升青少年與父母的關(guān)系，增加好友數(shù)量、提高與父母和好友一起外出看電影、演出、體育比賽等的頻率以及提升自己對(duì)未來(lái)的信心，進(jìn)而提升青少年各項(xiàng)非認(rèn)知能力，假設(shè)2得以證實(shí)。

圖2 路徑分析圖示

五、結(jié)論與討論

通過(guò)對(duì)既有文獻(xiàn)梳理可知，學(xué)界當(dāng)前針對(duì)體育鍛煉及青少年非認(rèn)知能力間關(guān)系的相關(guān)研究相對(duì)較少，亟待補(bǔ)充更為細(xì)致和深入的研究結(jié)論。文章基于CEPS 調(diào)查數(shù)據(jù)探究了體育鍛煉對(duì)青少年四項(xiàng)非認(rèn)知能力的具體影響、差異及其作用路徑。通過(guò)線性回歸模型和兩階段最小二乘法分析發(fā)現(xiàn)，青少年進(jìn)行體育鍛煉能夠顯著提升其學(xué)習(xí)毅力、積極情緒、學(xué)校融入及開(kāi)放能力?；诜治粩?shù)回歸進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，體育運(yùn)動(dòng)對(duì)于青少年開(kāi)放能力的影響存在“天花板效應(yīng)”，即非認(rèn)知能力較弱的青少年能從體育鍛煉中獲益更多；于青少年學(xué)習(xí)毅力、積極情緒、學(xué)校融入能力的影響呈現(xiàn)出“培優(yōu)補(bǔ)差效應(yīng)”，即非認(rèn)知能力較低和較高的青少年均能從中受益。中介效應(yīng)分析則表明，親友交往和自我效能存在顯著的中介效應(yīng)，青少年參與體育鍛煉能夠顯著提升其親情質(zhì)量、友情數(shù)量、父母及朋友體育交往以及未來(lái)信心，進(jìn)而對(duì)青少年非認(rèn)知能力產(chǎn)生影響。但值得注意的是，青少年與朋友的體育交往在一定程度上可能降低了其學(xué)習(xí)毅力。

基于當(dāng)前研究結(jié)論，文章提出以下政策建議：一是切實(shí)保障青少年的課內(nèi)外體育鍛煉時(shí)間。開(kāi)齊開(kāi)足開(kāi)好學(xué)校體育課，辦實(shí)辦強(qiáng)辦大社會(huì)體育館，引導(dǎo)青少年形成多維多樣多類的體育愛(ài)好，充分利用課余時(shí)間開(kāi)展體育鍛煉。二是貫徹落實(shí)“雙減”政策，將學(xué)業(yè)減負(fù)及體育增效緊密結(jié)合，以合理的加減促進(jìn)學(xué)生的高效成長(zhǎng)。將體育鍛煉融入課后服務(wù)，豐富學(xué)生課后服務(wù)內(nèi)容。加強(qiáng)對(duì)非認(rèn)知能力得分較低學(xué)生的補(bǔ)償式教育，文章數(shù)據(jù)分析表明，非認(rèn)知能力得分較低的學(xué)生更能夠從體育運(yùn)動(dòng)中獲益，學(xué)?？砂才艑ｉT人員觀察、記錄和追蹤學(xué)生的非認(rèn)知能力狀況，對(duì)于得分較低的學(xué)生，給予其更多的體育運(yùn)動(dòng)機(jī)會(huì)，將體育作為學(xué)生發(fā)展的重要增值點(diǎn)，貫徹以生為本的體育課程理念，促進(jìn)學(xué)生非認(rèn)知能力的均衡發(fā)展。三是重視親子及同伴關(guān)系的構(gòu)建。文章結(jié)論表明，體育鍛煉對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力的部分影響可能通過(guò)親友交往和自我效能達(dá)成。在家庭維度，父母作為學(xué)生的監(jiān)護(hù)者，應(yīng)當(dāng)以各種形式參與到子女的體育鍛煉之中，比如可與其一同觀看體育比賽，一同開(kāi)展體育鍛煉或向子女講解體育鍛煉知識(shí)等，通過(guò)體育這一主題增進(jìn)親子交流。在玩伴交往維度，通過(guò)體育鍛煉能夠擴(kuò)充青少年的好友數(shù)量和增進(jìn)其體育交往，進(jìn)而顯著正向影響學(xué)生非認(rèn)知能力發(fā)展。四是適當(dāng)提升學(xué)生的自我效能感，增強(qiáng)學(xué)生未來(lái)信心。文章路徑分析結(jié)果表明，青少年對(duì)未來(lái)的信心在體育鍛煉的非認(rèn)知能力提升效應(yīng)中起到了最大也最為重要的中介作用，增強(qiáng)青少年未來(lái)信心，是增強(qiáng)體育鍛煉對(duì)非認(rèn)知能力提升功能的重要舉措。政府可制定有關(guān)政策，獎(jiǎng)勵(lì)在運(yùn)動(dòng)上達(dá)到一定成就的青少年，如堅(jiān)持鍛煉打卡一學(xué)年的青少年可獲某項(xiàng)獎(jiǎng)勵(lì)，對(duì)其體育鍛煉行為進(jìn)行適時(shí)的正強(qiáng)化。在校期間的體育運(yùn)動(dòng)中，教師應(yīng)當(dāng)對(duì)學(xué)生的體育運(yùn)動(dòng)行為給予一定的認(rèn)可及鼓勵(lì)，引導(dǎo)青少年將某項(xiàng)體育鍛煉培育為個(gè)體技能，激發(fā)學(xué)生內(nèi)在的體育熱情。家長(zhǎng)則可積極參與到學(xué)生的體育鍛煉之中，鼓勵(lì)子女在體育鍛煉中發(fā)現(xiàn)自己的閃光點(diǎn)，合理規(guī)劃子女的發(fā)展，增強(qiáng)其未來(lái)信心。

綜上所述，文章深入探究了體育鍛煉對(duì)青少年非認(rèn)知能力的影響，并分析了其具體的作用路徑，具備一定的政策價(jià)值，為深入開(kāi)展體育鍛煉提供了證據(jù)支持，拓寬了非認(rèn)知能力的研究口徑與研究視角。但同時(shí)仍存在一些不足之處，如囿于數(shù)據(jù)的限制，研究樣本僅局限在特定年齡階段的青少年，因而其結(jié)論是否適用于其他年齡段的青少年尚不得而知，且文章路徑分析僅從親友交往和自我效能進(jìn)行。后續(xù)研究應(yīng)當(dāng)拓寬研究范圍，并依照有關(guān)理論進(jìn)一步細(xì)致探究體育鍛煉影響青少年非認(rèn)知能力的其他可能作用路徑。此外，研究何種體育鍛煉的非認(rèn)知能力提升效應(yīng)更佳也能為社會(huì)各界和有關(guān)部門的政策制定提供參考，有待進(jìn)一步研究?！?/p>