中学生体育锻炼影响因素研究——基于CEPS（2014-2015）数据的多层模型

胡鹏辉，余富强



中学生体育锻炼影响因素研究——基于CEPS（2014-2015）数据的多层模型

胡鹏辉，余富强

（南京大学 社会学院，江苏 南京 210046）

以CEPS（2014—2015）数据为基础，采用多层线性模型（HLM），从个体特征、家庭和学校层面来探讨中学生体育锻炼的影响因素。研究发现：体育兴趣、身体健康意识、健康教育课程、独生子女身份、学业压力、父母的受教育水平、家庭经济条件、学校区位和学校体育设施对中学生的体育锻炼参与时间有积极而显著的影响，媒介使用则发挥显著的消极作用，但性别、身体肥胖感知和学校课程时间并无显著影响。因此，对于学校和家庭而言，一方面要多开展体育健康教育，培育学生的体育锻炼意识、兴趣和自律性，并有效控制其媒介使用时间；另一方面，要重视体育活动的开展，创造良好的体育锻炼环境，并支持和督促学生多进行体育锻炼。

中学生；体育锻炼；兴趣；意识；体育设施

1 问题的提出

著名文学家列夫·托尔斯泰曾有一句名言：生命就是运动，人的生命就是运动。体育运动的重要性不言而喻。对作为国家未来的青少年而言，尤其需要积极加强体育锻炼。国务院颁发的《全民健身计划（2016—2020）》中再次明确强调：“将青少年作为实施全民健身计划的重点人群，大力普及青少年体育活动，提高青少年身体素质。”除了提高身体素质之外，体育锻炼还具有溢出性效应。诸多研究表明，适量的体育锻炼有助于提高青少年的学业表现（李凌姝等,2016;温煦,2015）、改善其认知能力（温煦,2015）、提高其人际关系适应能力（张晓虹等,2002）、培养其自尊和人格（于拓,等,2013）以及促成更好的亲社会行为（Moeijes et al.,2017）。

然而，中学生参与体育运动的现实状况却不容乐观。2010年之前的20年间，尽管学生的营养水平和发育状态得到逐步改善，但身体素质却呈现逐步下降的状态（中华人民共和国教育部,2018）。《中共中央国务院关于加强青少年体育增强青少年体质的意见》（2007）指出，要确保学生每天锻炼1 h。但宋逸等（2010）通过分析30个省(区、市)参加全国学生体质健康调研的数据发现，全国仅有22.7%的汉族中小学生平均每天体育锻炼1 h以上，而16～19岁年龄段学生平均每天体育锻炼1 h以上的报告率仅为12.5%。章建成等（2012）对中国8个城市2万多名青少年课外体育锻炼状况的抽样调查也得出了类似的结论，该调查显示，只有21.8%的青少年每天体育锻炼时间≥1 h。体育锻炼不足、身体素质较差的现状在近些年来并没有得到显著好转。《2014年国民体质监测公报》显示，各年龄段学生肥胖检出率持续上升（人民网,2015）；直到2015年，在连续25年下滑之后，中小学生体质健康才开始触底反弹（中国青年报,2018）。

为什么会呈现出这一状况，这需要分析到底是什么因素在影响青少年参与体育锻炼。研究者对此问题做出了一定的探讨。概括而言，这些研究主要从个体、家庭和学校等层面进行了探讨。在个体层面，首先是锻炼兴趣和动机。锻炼兴趣和锻炼动机是影响学生体育锻炼参与的前两位因素（章建成等,2012），而兴趣爱好更是学生进行体育锻炼的主要动机（蹇晓彬等,2008），激发锻炼动机对于学生的体育锻炼具有显著的正向作用（项明强,2013,2014）。就锻炼意识而言，冯维胜等（2008）指出，价值观是影响个体能否积极参加体育锻炼的主观因素。宋逸等（2010）则通过实证数据指出，肥胖学生平均每天体育锻炼1 h报告率明显高于体重正常或消瘦学生，一定程度上也说明在经过多年的预防肥胖健康教育后，肥胖学生已有初步的体育锻炼意识，能够主动进行体育锻炼。如果对于体育锻炼作用的认识不到位或存在误区，也会制约其参与积极性。性别也是重要的因素，不同性别的学生对于体育的认知、情感存在差异，继而影响其体育锻炼参与（吕树庭等,1995）。

作为个体社会化的重要环境之一，家庭对于学生的体育锻炼参与也产生着重要影响。吕树庭等（1995）研究指出，家庭影响的诸因素中，对中学生参与体育影响最大的是父母对子女参与体育的态度和父母支持子女将来当专业竞技选手的态度；此外，父母现在参与体育的态度、运动竞技水平、体育价值观和家庭经济状况影响着子女的体育参与。王梅等（2012）则从家庭结构的角度出发，通过对北京地区抽样调查数据的比较分析指出，不同的家庭结构导致的对青少年管理方式上的差异会影响到青少年的体育锻炼习惯。比如，在单亲家庭中，子女与父母的交流相对较少，父母对子女的管理会相对松散，家庭的集体活动会较少；祖辈参与青少年的抚养，尽管未对青少年的饮食行为产生明显影响，但祖辈家长对于青少年的体育锻炼习惯和静坐少动行为的教育及管理上相对有所欠缺。因此，可以发现，双亲抚养的青少年的健康行为总体状况略优于单亲抚养和双亲祖辈共同抚养的青少年。单亲抚养和祖辈参与抚养的青少年比双亲抚养的青少年更容易出现不健康饮食、体育锻炼不足等不健康行为。

作为学生接受教育的重要组织，学校也对个体的体育锻炼参与发挥着重要的影响作用：1）学校的体育设施环境直接制约着学生的体育锻炼的参与可能性（蹇晓彬等,2008;李骁天等,2014）；2）学校的管理制度，如课程安排、课业压力等也影响着学生的体育参与（于秀等,2013;章建成等,2012）。

如果上升到更高层次，则发现不同地域通过经济基础、基础设施和文化竞争力的差异来影响学生的体育素养（于秀等，2013）。此外，还有学者指出整个社会环境的变化，尤其是“日常生活媒介化”的背景下，网络、手机等新媒介的使用也正在“挤占”其体育活动时间（张业安等，2018；张业安，2018）。

从上述可知，针对青少年体育锻炼参与的影响因素这一问题，学者已经开展了一定的富有启发的研究。但现有研究还存在一定的不足。首先，从研究方法来讲，多数研究采用均值比较、相关系数等技术对青少年体育锻炼参与和其他因素之关系进行了描述性分析。这种研究方式因为未控制其他变量，因此，得出的结论可能存在偏差。而且，这种方式不能够有效探究其因果关系。其次，从数据层面来讲，目前的多数实证研究是以某一地区或几个地区的抽样数据为基础，忽视了不同地区的经济条件、教育环境等方面的差异，缺乏权威性和对比性。进而，基于此得出的结论是否具有推广性也值得商榷。此外，影响青少年体育锻炼参与的机制非常复杂，既有宏观社会经济结构因素，也有微观层面的个体和家庭因素，还有来自中观层面的学校因素。目前的研究主要是受到心理学等研究范式的影响，较多关注个体层面的兴趣、动机等，未能较好地整合多层次的影响因素。最后，既有研究对时代背景的影响关注不足。比如，目前独生子女背景下，家长和学校基于对青少年安全的担忧而限制其体育锻炼参与等。基于此，本研究尝试采用基于严谨科学的全国抽样调查、涵盖多层次变量的CEPS（2014—2015）数据，采用多层线性回归模型（HLM）来探讨青少年体育锻炼参与的复杂影响机制，即到底有哪些因素、哪些维度在真正影响青少年的体育锻炼参与？进一步而言，本研究尝试通过改进现有不足并进行更加细致的分析，从而形成对青少年体育锻炼参与机制更清晰、深入、全面的理解，并为体育主管部门在推进青少年体育锻炼参与这一议题上提供参考。

2 数据、变量与方法

2.1 数据

中国教育追踪调查（China Education Panel Survey，CEPS）是中国人民大学中国调查与数据中心（National Survey Research Center，NSRC）设立的常规调查项目之一，自2013年7月正式开展第一期的调查工作，是我国第一个从初中阶段开始，严格按照概率抽样原则，代表在校学生群体的全国性、持续性的大规模追踪调查项目。2013年度的中国教育追踪调查（初中阶段）采用分层次、多阶段、概率与规模成比例（PPS）的抽样方法，以学校为基础，在全国范围内抽取112所学校、438个班级进行调查，被抽中班级的学生全体入样。2014—2015年的追访数据是对2013年基线调查时的七年级学生（调查时为八年级学生）的跟踪调查数据。在排除未成功追访学生数据，并加入新增学生数据之后，得到9 921个有效样本。问卷中涉及青少年体育锻炼时间、个体意识、家庭背景，已经对应的学校情况等，能够有效用来回答本研究的问题。根据本研究需求，在删除上述核心变量为缺失值的个案之后，共得到有效个案9 559个。

2.2 变量

因变量：体育锻炼时间。在CEPS中，直接调查了中学生每周参加体育锻炼的天数以及每天锻炼的时间。本文将每次锻炼超过360 min（6 h）的极值排除，然后通过计算得出平均每天的体育锻炼时间①。为了让因变量更加符合正态分布，本研究对平均每天锻炼时间取自然对数②，从而构造出一个正态分布化的连续变量。

自变量：自变量包括个体（个体特征和家庭背景）和学校两个层次的变量。个体层次的变量包括体育锻炼兴趣、身体肥胖感知、身体健康意识、健康教育课、学业压力、媒介使用、独生子女身份、父母受教育水平、家庭经济状况。

1. 体育运动兴趣。前文已指出，兴趣爱好是影响青少年体育锻炼参与的非常重要的因素（蹇晓彬等,2008）。在CEPS中，直接问及了中学生对体育运动的兴趣。该变量为0-1取值的二分变量。

2. 身体肥胖感知。身体肥胖的学生在具有健康意识之后，更可能参加体育锻炼（宋逸等,2012），这说明健康意识而非客观的身体状况发挥着重要的影响。因此，本研究直接采用“你觉得自己身材胖瘦如何”来测量其身体肥胖感知。在这一问题中，被访者可以根据自己实际情况选择：1）很瘦；2）有点瘦；3）不胖不瘦；4）有点胖；5）很胖。本研究对被访者的回答进行重新分类，将“很瘦、有点瘦、不胖不瘦”三类分为“0=不胖”，“有点胖、很胖”两类划分为“1=胖”，从而构造一个肥胖感知的0-1取值的二分变量。

3. 身体健康意识。除了身体肥胖感知之外，与健康价值观相关的另一个重要因素就是身体健康意识。一般而言，意识到自身健康状况不好的中学生，更可能参加体育锻炼。CEPS中也包含“你现在的整体健康情况如何？”一题，被访者可以根据自己实际情况选择：1）很不好；2）不太好；3）一般；4）比较好；5）很好，从而构成了一个5级次序得分。Ferrer-i-Carbonell等（2010）在研究主观幸福感的时候指出，“只要回归方程设定正确的话，那么无论是将主观幸福感视为连续变量用OLS方法回归，或者是将其视为有序变量用Ordered Probit或Ordered Logit模型回归，其参数估计的方向和显著性上都是一致的，两个方法之间并无优劣之分”。除了主观幸福感，这一说法也适用于其他变量。笔者其他研究的结果也证明了这一说法（杨奎臣等,2018）。因此，为了模型简洁，本研究将其视作取值为1～5分的定距变量来使用。

4. 健康教育课。健康教育课是给中学生传授健康知识的最直接的窗口，也是培养其健康价值观的重要方式。因此，中学生是否上过健康教育课就显得十分重要。CEPS中直接测量了中学生“上初中之后有没有上过健康教育课？”，取值为“0=没有，1=有”。因此，本文将其构造成一个0-1取值的二分变量。

5. 学业压力。诸多新闻报道显示，目前的考试给中学生带来极大压力，学生的时间都用来学习，少有时间运动（新华网,2015;中国青年报,2012）。中学生的学业压力不仅来自于学校，还来自于家长（家长给孩子安排的补习班、辅导班等）。因此，本文以中学生每天课外活动时间中用于与学业相关事宜的时间来衡量学生的学业压力。在CEPS中，专门调查了周一到周五期间③，学生每天用在完成学校老师布置的作业、家长或补习班布置的作业的时间，以及上课外辅导班（与课业有关）的时间。本文将次序级的答案按照取中间值的方式变成数量化的取值④，并将三者取值相加，构成一个反映中学生每天课外学习时间的连续变量。

6. 媒介使用。“日常生活媒介化”背景下，青少年的媒介使用（尤其是沉迷于网络游戏）已经成为妨碍学生参与体育锻炼的重要因素（张业安,2018;中国青年报,2012）。本文以中学生每天课外活动时间中用于“看电视”和“上网、玩游戏”的时间来衡量学生的媒介使用情况。同样，本文将次序级的答案按照取中间值的方式变成数量化的取值⑤，并将两者取值相加，构成一个反映中学生每天媒介使用时间的连续变量。

7. 独生子女身份。截止到2016年开始全面放开二胎，中国的计划生育政策已经执行了快40年。独生子女政策下的家长更加宠溺、担心子女，以至于为了安全而限制子女的诸多体育活动（新华网,2015）。因此，本文将中学生是否是独生子女作为一个重要自变量。

8. 父母受教育水平。父母的受教育水平将直接影响其对于体育运动的认知，继而影响其对于子女参与体育锻炼的态度。本文按照惯常方式，将父母的受教育程度转化成受教育年限，并取父母中受教育年限更长的一方的数据来代表父母的受教育年限，从而形成一个连续变量。

9. 家庭经济状况。有关成年人体育锻炼参与因素的研究发现，经济因素的制约是影响其进行体育参与的重要维度（彭大松,2012a;熊欢,2012）。同样可以推论出，家庭经济水平将制约其能够提供给青少年体育锻炼资源的水平。本文用CEPS家长问卷中“您家里现在的经济条件如何？”一题来测量家庭经济水平，从而构成了一个取值为1～5的连续变量。

10. 学校性质。一般而言，不同性质的学校受到家长、社会的期待是不一样的，教育管理部门针对不同性质学校的管理方式和要求也存在差异，而且，不同性质学校的师资队伍水平等方面也存在差异。具体到学生体育课程方面，可能出现在体育课程设计的规范性、执行的严格性以及对体育活动的态度等方面存在差异，进而影响到学生的体育锻炼参与。本文将学校类型划分为3种“1=公立学校，2=民办公助/普通民办学校，3=民办打工子弟学校”，构造成一个类别变量。

11. 学校区位。一般而言，越是城区中心的学校，因为其相对较好的师资力量，越受到教育主管部门的重视，在体育课程时间、课程创新等方面做得越规范，也越能够吸引中学生参与体育锻炼的兴趣。相反，越是偏远农村的学校，可能学校通过体育课程来影响学生参与体育锻炼兴趣的力度越小。因此，在CEPS中专门调查了学校所在的地区类型。本文对其进行重新编码为“1=农村，2=市/县城区以外的镇，3=市/县区的城乡结合部，4=市/县城的边缘城区，5=市/县城的中心城区”，进而构造成一个取值为1～5的连续变量。

12. 体育设施。诸多研究指出，学校体育设施水平是影响学生体育锻炼参与的重要因素（蹇晓彬等,2008;罗炯等,2012）。CEPS中调查了每个学校运动场、体育馆和游泳馆这3类体育设施的配置状态，其取值分别为“1=没有；2=有，但设备有待改善；3=有，且设备良好”。由于本文的目的在于测量学校的体育设施状态，并不试图分析体育设施的类别，所以分析没有采用因子分析的方式来进行，而是根据加权平均的方式，得到一个取值为1～3的连续变量来反映学校的体育设施配置状态。取值越高，表示该校的体育设施越完善。

13. 课程时间。一般而言，课程时间与参与体育锻炼的时间具有互斥性。课程时间越长，往往意味着中学生能够用来参与体育锻炼的时间越短。本文以各学校八年级学生每天课程节数×每节课的长度来衡量学生的课程时间，进而形成一个连续变量。

此外，本文将中学生的性别和居住地类型作为控制变量加以分析⑥。各变量基本特征描述见表1。

表1 中学生体育锻炼影响因素各变量基本特征描述

2.3 分析方法

本文的目的在于探究个体层次和学校层次的影响因素对中学生体育锻炼时间的共同作用机制，以为后续深入研究奠定基础，而无意于探讨个体层次因素和学校因素的交互效应⑦。因此，本研究假定因变量的截距随群体而异，但各群体的回归斜率是固定的（杨菊华,2012）347。本文以STATA 14.0为工具，运用多层线性中的随机截距模型，采用二层线性的嵌套结构分析中学生体育锻炼参与的组内和组间差异的深层影响因素，并对其进行建模。

我国是一个滑坡灾害较为严重的国家，而重庆作为典型的山地城市又尤为严重。传统滑坡灾害防治多采用工程措施，初期效果明显，但是随着时间的推移, 混凝土老化, 钢筋锈蚀加剧, 致使防护工程的强度降低、效果也就越来越差。在日益注重生态环境、人与自然和谐相处的今天，生态防护凭借其防护成本低、景观效果和环境效益明显等特点，越来越受到人们的欢迎。

具体步骤：1）建立零模型（The Null Model）验证学校差异变量对中学生体育锻炼参与的解释力度；2）加入一层变量构建基准模型；2）加入二层变量：学校类型、学校区位、体育设施和课程时间。

本文使用的二层线性回归模型（随机截距模型）的具体形式是：

第一层（个体层次）：

公式（1）中，Y和X分别表示第j所学校第i个学生的体育锻炼时间取值和个体层次n个解释变量（包括性别、居住地类型、体育运动兴趣、身体胖瘦感知、身体健康意识、健康教育课程、学习时间、媒介使用、独生子女身份、父母收教育水平、家庭经济状况）取值，为个体层次的随机误差项，是随机变量，表示第j所学校所有变量为0时学生体育锻炼时间的取值（即截距）。

第二层（学校层次）：

公式（2）中，W表示第j所学校的m个学校层次变量（包括学校性质、学校区位、体育设施和课程时间）的取值，u为学校层次的随机误差项，表示第j所学校学生体育锻炼时间均值与所有学生体育锻炼时间均值的离差，表示所有学校层次解释变0时学生体育锻炼时间的取值（即截距）。将公式（2）（3）代入公式（1），可得本文使用的模型，其中，随机误差项（和u）均假定服从正态分布且相互独立：

3 数据结果

3.1 零模型与基准模型

表2反映了中学生体育运动参与的多层模型分析结果。零模型（模型1）显示，校间的方差成分占总方差的比例（即组内相关系数ICC⑧）为0.0829（谢宇,2013）301。表明中学生体育锻炼参与的差异可能约有8.29%来自于学校层次的差异，说明微观个体的组内和学校组间结合能够解释中学生体育锻炼参与的差异。因此，采用分层线性分析具有必要性。

基准模型（模型1）反映了中学生个体层次的差异对于其体育锻炼参与的影响。从该模型可以得出：1）在控制其他变量的情况下，中学生的身体肥胖感知和家庭居住地类型对其体育锻炼的参与并无显著影响，而且在体育锻炼参与上并不存在性别差异；2）独生子女比非独生子女参与体育锻炼的时间更长，但差异的显著性较低（<0.1）。在控制其他变量的情况下，独生子女平均每天比非独生子女多锻炼1.057 min⑨；3）与现有研究一致，本文也发现父母受教育水平、家庭经济背景、体育锻炼兴趣积极而显著地影响中学生的体育锻炼参与，而媒介使用则对其体育锻炼产生显著的负面影响；4）但是与现有发现不同的是，本文发现学习压力同样对中学生体育锻炼参与产生积极影响，数据表明，中学生平均每天课外用于与学业相关事宜的时间每增加1 h，其体育锻炼时间将增加1.009 min（<0.05）；5）健康教育课程对中学生的体育锻炼产生积极影响，在初中期间参加过健康教育课程的中学生平均比没参加过的学生每天多锻炼1.193 min（<0.001）；6）中学生对自身身体健康状况的认识也积极影响到其体育锻炼参与。表2的数据结果显示，在控制其他变量的情况下，对自身健康状况的评价等级每增加1，其平均每天的体育锻炼将多增加1.113 min（<0.001）。换言之，认为自身身体健康状况越好的学生，参加体育锻炼越积极，并且，其进行体育锻炼的时间也越长。

3.2 学校模型

学校模型反映了在加入学校层面相关变量之后，各因素对于中学生体育锻炼参与的影响状况。模型3在模型2的基础上增加了“学校性质”。该模型表明，学校性质对学生的体育锻炼参与影响显著，不同类型学校的中学生的体育锻炼时间呈现明显差异。具体而言，其他因素保持不变，公办学校的学生比非公办学校（包括民办公助/普通民办学校和民办打工子弟学校）学生平均每天多锻炼1.81 min（<0.05），民办公助/普通民办学校的学生比非民办公助/普通民办学校学生平均每天多锻炼1.845 min（<0.05），而民办打工子弟学校的学生平均每天锻炼时间最少。模型4估计了学校区位变量的效应。学校区位积极而显著地影响学生的体育锻炼（=0.066，<0.001）。越靠近市/县城区中心的学校，其学生平均每天体育锻炼参与时间越长。模型5估计了学校体育设施变量对中学生体育锻炼的影响。与模型4高度一致，学校体育设施积极而显著地影响学生的体育锻炼（=0.232，<0.05）。控制其他因素，学校体育设施的完备度每增加1，其学生平均每天体育锻炼参与时间将增加1.251 min。模型6则估计了学校课程时间对学生的体育锻炼参与的影响。结果显示，学校课程时间对学生体育锻炼具有微弱的负向影响（=-0.001，<0.01）。

模型7纳入了所有个体层面和学校层面变量。由该模型可以看出：1）独生子女身份和媒介使用对于中学生体育锻炼参与的影响力度减弱，此时，独生子女与非独生子女在体育锻炼参与时间上没有显著性差异，而媒介使用的影响力度也在降低；2）个体层面的身体健康意识、健康教育课程、学业压力、父母受教育水平和家庭经济状况依然发挥着显著的影响；3）在学校层面，学校性质、学校区位、学校体育设施3个因素依然发挥着显著的影响；4）学校性质、学校区位和体育设施因素降低了学校课程时间的影响力度，在控制这3个因素之后，每天的课程时间长短对于学生的体育锻炼参与并无显著的影响。

表2 中学生体育锻炼参与影响因素的多层回归模型

注：括号内为标准误；参照组：a.女性， b.不胖，c.未参加，d.没兴趣，e.非独生子女，f. 民办打工子弟学校；+<0.1，*<0.05，**<0.01，***<0.001（双尾检验）。

4 讨论

“兴趣是最好的老师”，同时也是个体行动的重要动力。赫斯特洛姆（2010）47在其DBO机制分析模型中就指出，个体的愿望（Desire）是影响其采取行动的直接因素。本文的发现再次证明了，中学生对于体育运动的兴趣将直接影响其体育锻炼。而且，性别差异的视角也提供了一定的佐证。如果在不控制其他变量的情况下，会呈现出男性体育锻炼参与时间显著高于女性的状况，这一结果与宋逸等（2010）的研究结论相同。但是本文发现，在控制其他变量的情况下，并不存在显著的性别差异。这说明，性别差异化的体育锻炼参与时间是由其他因素造成的。进一步探讨发现，这一因素即为体育锻炼兴趣。具体而言，在将中学生群体划分为对体育运动“感兴趣”和“不感兴趣”两个子群体后，其体育锻炼参与时间呈现出全新的样态。此时，在对体育运动不感兴趣的中学生群体中，性别的差异不再显著，男生和女生的体育锻炼参与时间都相对较短⑩。但是在对于体育运动感兴趣的群体中，一方面表现为总体上体育锻炼时间较长；另一方面，也呈现出性别差异⑪。这也表明，体育锻炼行为的性别差异，主要发生在对体育运动感兴趣的群体内部，而对体育运动的兴趣则是更加基础的影响因素。因此，在推动中学生参与体育锻炼的实践中，应该将培养学生对于体育运动的兴趣作为重要突破口。

对体育锻炼的认知和意识也是影响个体参与体育锻炼的重要因素。如果中学生在其社会化过程中，接受到更多有关体育和健康的知识，从而形成有关体育运动的正确认识，那么其参与体育锻炼的时间也可能更多。本文数据就表明，接受过健康教育课程的学生更加积极而主动地参与锻炼。但是，不同于宋逸等（2010）的是，本文发现，自我评价为“胖”与“不胖”的两组学生，其体育锻炼时间并无明显差异⑫。可能的原因，一方面，随着青少年群体整体肥胖比例的提高，整个社会对于“胖子”的污名化和歧视程度逐渐降低，对于“肥胖”也更加宽容（广州日报,2006）；另一方面，我国的体育教学中，对肥胖中学生体育锻炼意识行为的培养重视不够，使得中学生对肥胖的有关知识不了解或了解不多，对肥胖的危害认识不足（黄晓丽等,2009）。此外，即使肥胖学生意识到体育锻炼的重要性（王跃,2003），但肥胖学生可能由于身体素质差、运动能力低以及自制力差等原因，最终也很难将意识转化为有效的行动。而且，有趣的是，前文已经指出，身体健康程度积极影响中学生的体育锻炼参与。换言之，越觉得身体状况不好的学生，反而越少参与体育锻炼。这也表明，目前有关中学生身体健康与体育锻炼的教育还不够，部分中学生群体还没有形成有关体育锻炼的正确认识。因此，家庭和学校应该加强对中学生的体育健康教育。

不同于已有发现，本文发现，将课外时间用在与学业相关事宜上越长的中学生，反而其参与体育锻炼的时间越长（=0.021，<0.01）。理论而言，体育锻炼时间与学习时间具有竞争性。如果花在学习上的时间越长，相应地，花在体育锻炼上的时间也就越短，这也是许多报道指出学业压力对中学生体育锻炼参与具有妨碍作用的原因。但是，由于初中生每周只上5天课，学生在一周之内还有空余时间参加体育锻炼，即花在学习上的时间不会必然排挤体育运动的时间。而且，本文发现，尽管学校每天的课程时间对学生体育锻炼参与的时间有负向影响，但是并不显著，这也证明了初中生课程时间的长度还不至于达到直接排斥其参与体育锻炼时间的程度。在此意义上，本文的发现尚无法推翻学业压力妨碍中学生体育锻炼这一结论。但是，本文认为，学业压力与体育锻炼时间之间正向关系背后更深层次的原因是学生的自律性。自律性能对学生的学习成绩发挥重要影响（屈丽娜,2017），主要是因为自律性强的学生对于学习有正确认识，能够按照既定计划坚持完成任务。那么，自律性强的学生同样能够坚持体育锻炼。本文发现，学生的学业压力与学业成就、体育锻炼时间均存在显著正相关。换言之，有自律性的学生，其能够有效安排时间来进行学习和参加体育锻炼。这样的学生，能够花很多的时间来完成学业要求，也能够在完成学业的同时坚持体育锻炼，二者之间为共变关系，进而在数据上表现为学业压力对于体育锻炼时间的积极影响。而媒介使用则是负面的例证。前文已述，中学生的媒介使用时间对于其体育锻炼产生显著的负向影响。但本文发现，媒介使用与学业成绩也同样呈现显著负相关。这是因为，如果学生难以自律，才会将更多时间花在媒介使用上（有报道指出沉溺于网络对于体育锻炼的负向影响），而非学业和体育锻炼上面。

就家庭背景而言，本文发现，父母的受教育水平和家庭经济背景都积极而显著地影响中学生的体育锻炼参与。父母的受教育水平和家庭经济状况二者既交互而又单独地作用于子女的体育锻炼。一方面，学界已经证明，个体受教育水平越高，其收入则也越高，而收入直接影响着对于体育锻炼的支付能力（李骁天等,2014），这也是形成体育锻炼分层的重要原因（彭大松,2012b;项明强,2014）。同样，家庭的经济水平直接影响了对青少年体育锻炼的支付能力。另一方面，父母的受教育水平还通过影响父母对于体育锻炼的认知、态度，进而影响到其对于子女参与体育运动的态度。王富百慧等（2015）通过研究指出，受教育程度的提升使锻炼观念逐渐内化为自我认同，而且，受教育程度对锻炼行为的影响还日益加强。同样，受教育水平越高的父母，其对于子女的体育锻炼的要求和支持意愿也越强。

此外，本文发现，来自不同性质的学校的学生，其体育锻炼参与的时间呈现明显差异。总体而言，民办公助/普通民办、公立学校、民办打工子弟学校这3种类型学校的学生体育锻炼时间递减⑬，尤其是民办打工子弟学校的学生体育锻炼的时间明显少于其他性质学校学生的体育锻炼时间。在根本上而言，则是学校的管理方式、体育设施和课程创新等方面的差异。一般来讲，大多数民办公助/普通民办的学校均是以高质量、高投入、高成本的方式来运行，它们主要是为了满足经济条件较为优越且希望下一代获得更加优质教育的家庭而设立（马敏等,2017）。这样的学校为了更好地回应家长和社会的期待，往往管理更加严格、体育设施较为完备、课程形式更加创新，从而能够吸引更多学生参与到体育锻炼之中。同样，公办学校也因为更加严格地按照课程设置标准和考核要求来规范学生，从而学生可能参与体育锻炼的时间更多。但相对而言，民办打工子弟学校因为办学条件艰难，大多呈现出环境较差、必要基础设施不足、管理秩序混乱的样态（马敏等,2017），难以满足标准化的教学要求（姚薇薇,2010）。在体育方面，也呈现出教学内容单一、课外体育活动开展差、严重缺乏硬件设施等问题（祝磊,2013），这些都严重影响着学生的体育锻炼参与。此外，本文发现，学校的区位和体育设施二者相互关联（r=0.24），又同时对中学生的体育锻炼参与产生积极而显著影响。这表明越靠近城区中心的学校，其管理越严格，体育设施条件也越好，越能推动中学生的体育锻炼的参与。

5 结论

1. 在个体属性层面，在控制其他因素之后，体育兴趣、身体健康意识、健康教育课程、独生子女身份和学业压力对中学生的体育锻炼参与时间有积极而显著的影响，媒介使用发挥显著的消极作用，身体肥胖感知和性别并无显著影响。因此，学校和家庭应该摒除体育锻炼影响学习的错误观念，多开展体育健康教育，培育学生的体育锻炼意识、兴趣和自律性，并有效控制其媒介使用时间。

2. 在家庭层面，父母的受教育水平和家庭经济条件显著影响中学生的体育锻炼参与，独生子女身份有一定的积极影响，但是居住地类型并无显著影响。父母的受教育水平在一定程度上是通过体育锻炼意识这一中介变量对青少年的体育锻炼参与产生影响。因此，即使在提高受教育水平和改善家庭经济条件方面难以实现，但父母应该改变体育锻炼意识，并充分认识到体育锻炼的作用，进而支持并督促学生多进行体育锻炼。

3. 在学校层面，学校的性质、学校区位和体育设施配置都对中学生的体育锻炼参与有显著影响，而课程时间并无显著影响。因此，学校应该高度重视体育活动的开展，尽量完善体育设施、强化体育教育，给学生创造一个良好的体育锻炼环境。

[瑞典]彼得·赫斯特洛姆,2010.解析社会:分析社会学原理[M].陈云松,范晓光,朱彦,等译.南京:南京大学出版社,2010.

冯维胜,丁树哲, 2008.体育价值观对体育锻炼影响的探讨[J].南京体育学院学报,17(4):18-21.

广州日报, 2006.美国人对肥胖越来越宽容[EB/OL].[2019-01-02].http://news.sohu.com/20060113/n241420106.shtml.

黄晓丽,李可兴,2009.湖南省肥胖中学生体育锻炼意识及行为价值取向研究[J].广州体育学院学报,29(2):98-101.

蹇晓彬,郭赤环,2008.高校学生体育锻炼动机及其影响因素的相关性分析[J].体育学刊,15(7):58-62.

李凌姝,季浏,2016.体育锻炼对于学生学业成绩影响的研究进展[J].北京体育大学学报,39(9):82-90.

李骁天,潘金峰,李博,2014.家庭效应对中国城市社区居民体育锻炼影响的研究——基于分层线性模型的分析[J]. 西安体育学院学报,31(4):419-424.

罗炯,唐炎,公立政,2012.西南地区青少年课外体育锻炼行为现状及妨碍因素研究报告[J].北京体育大学学报,35(1):80-86.

吕树庭,王源,刘一隆,等,1995.家庭对中学生参与体育的影响[J].上海体育学院学报,19(3):9-14.

马敏,冯跃,2017.北京市民办打工子弟学校的发展状况研究[M]//殷星辰.北京社会治理发展报告(2016-2017）.北京:社会科学文献出版社:91-102.

彭大松,2012a.中国成年人体育锻炼的影响因素[J].上海体育学院学报,36(5):25-30.

彭大松,2012b.体育锻炼中的社会分层:现象、机制与思考[J].体育科学,32(5):24-33.

屈丽娜,2017.自律性对学生学习的影响分析[J].东华理工大学学报（社会科学版）,36(3):194-196.

人民网,2015.国家体育总局公布《2014年国民体质监测公报》[EB/OL].[2019-01-02].http://www.chinanews.com/m/ty/2015/11-25/ 7641445.shtml.

宋逸,张蕊,杨土保,等,2012.2010年全国中小学生体育锻炼行为现状及原因分析[J].北京大学学报(医学版),44(3):347-354.

王富百慧,江崇民,王梅,等,2015.中国成年女性体育锻炼行为代际变化特征及影响因素研究[J].体育科学,35(9):24-34.

王梅,温煦,吕燕,等,2012.家庭结构对于青少年健康行为的影响[J].体育科学,32(5):34-41.

王跃,2003.肥胖大学生体育意识与行为干预对策的研究[J].北京体育大学学报,26(1):33-34,50.

温煦,2015.体育锻炼对青少年认知能力和学业表现的影响:研究的历史、现状与未来[J].体育科学,35(3):73-82.

项明强,2013.促进青少年体育锻炼和健康幸福的路径:基于自我决定理论模型构建[J].体育科学,32(8):21-28.

项明强,2014.锻炼目标内容对青少年体育锻炼和主观活力的影响及其心理机制[J]. 中国运动医学杂志,33(6):552-559.

新华网,2015.中小学生不运动“宅童”普遍,71.7%受访者归因课业负担重[EB/OL].[2019-01-02].http://henan.china.com.cn/edu/2015/1211/1100507_2.shtml.

谢宇,2013.回归分析[M].北京:社会科学文献出版社.

熊欢,2012.中国城市女性体育参与分层现象的质性研究[J].体育科学,32(2):28-38.

杨菊华,2012.数据管理与模型分析:STATA软件应用[M].北京:中国人民大学出版社.

杨奎臣,胡鹏辉,2018.社会公平感、主观幸福感与亲环境行为——基于 CGSS2013的机制分析[J].干旱区资源与环境,(2):15-22.

姚薇薇,2010.北京城市打工子弟学校的现状和问题[J].北京社会科学,(3):78-81.

于拓,毛志雄,2013.北京市青少年身体锻炼与自尊、人格的关系[J].体育科学,33(3):49-55.

于秀,孙夕鹭,2013.深圳、武汉、包头三城市中学生体育素养的实证研究[J].沈阳体育学院学报,32(6):1-6.

章建成,张绍礼,罗炯,等,2012.中国青少年课外体育锻炼现状及影响因素研究报告[J].体育科学,32(11):3-18.

张晓虹,沈丽琴,李梅,2002.体育运动习惯与中学生心理健康的关系[J].成都体育学院学报,28(4):47-50.

张业安,王乐,2018.媒介传播对青少年体力活动与体质健康的影响[J].西安体育学院学报,35(2):164-172.

张业安,2018.青少年体质健康促进的媒介责任:概念、目标及机制[J].体育科学,38(6):14-26.

中国青年报,2012.仅17%小学生经常运动,人大代表呼吁问责校长[EB/OL].[2019-01-02]. http://zqb.cyol.com/html/2012-03/13/nw. D 110000 zgqnb_20120313_1-07.htm.

中国青年报,2018.艰难的反转[EB/OL].[2019-01-02]. http:// www. moe.gov.cn/jyb_xwfb/s5147/201803/t20180319_330540.html.

中华人民共和国国务院,2007.中共中央国务院关于加强青少年体育增强青少年体质的意见[EB/OL].[2019-01-02]. http://www. moe. gov.cn/jyb_xxgk/moe_1777/moe _1778/tnull_27692.html.

中华人民共和国国务院,2016.国务院关于印发全民健身计划(2016-2020年)的通知[J].中华人民共和国国务院公报,(19):9-15.

中华人民共和国教育部,2011.教育部关于2010年全国学生体质与健康调研结果公告[EB/OL].[2019-01-02]. http:// www. moe. gov.cn/ srcsite/A17/moe_943/moe_947/201108/t20110829124202.html.

祝磊,2013.北京市打工子弟学校体育的现状研究[D].北京:首都体育学院硕士学位论文.

FERRER-I-CARBONELL A, FRIJTERS P, 2010. How Important is Methodology for the estimates of the determinants of Happiness?[J].Economic Journal,114(497):641-659.

MOEIJES J, Van BUSSCHBACH J T, FORTUIN B, et al., 2017.Sports Participation and Psychosocial Health in Elementary School Children[J].Health Behavior & Policy Review,4(6):582-592.

① 计算方式为：平均每天锻炼时间=每周锻炼天数×每天锻炼时间/7。

②为了让平均每天锻炼时间为0（不锻炼）的个案不被排除在样本之外，本文在对“平均每天锻炼时间”取自然对数之前，分别对每个个案的取值加上0.01。

③由于初中一般每周上5天课，因此笔者认为，分析周一到周五之间学生在课外活动时间中花在与学业相关事宜上的时间更能体现学业压力。

④本文将问卷中的“1）没有；2）不到1 h；3）约1～2 h；4）约2～3 h；5）约3～4 h；6）约4 h以上”重新赋值为“1=0，2=0.5，3=1.5，4=2.5，5=3.5，6=4.5”。

⑤同②。

⑥因为CEPS（2014—2015）是调查的八年级学生，学生基本上属于同年龄段，并没有显著的差异性。因此，本文不将年龄作为控制变量。

⑦当然，其交互效应需要后续深入探讨。

⑧ICC=U0/(U0+R)。一般认为，实际研究中如果ICC＞0.059即有必要采用多层线性模型进行分析。

⑨该数据由独生子女偏回归系数的期望值减去0.01得出，即exp（0.065）-0.01，下同。

⑩对于体育运动不感兴趣的群体中，男、女生对数化的平均每天锻炼时间均值分别为2.238和2.377，>0.1。

⑪对于体育运动感兴趣的群体中，男、女生对数化的平均每天锻炼时间均值分别为2.960和2.732，0.001。

⑫自认为“胖”和“不胖”组的学生，其对数化的平均每天锻炼时间均值分别为2.508和2.526，＞0.1。

⑬三类学校学生的平均每天体育锻炼时间分别为12.722 min、12.551 min和6.013 min。

A Study about the Restrictive Factors on Physical Exercise of the Middle School Students—An HLM Model Based on CEPS(2014-2015)

HU Penghui,YU Fuqiang

Based on the data of CEPS(2014-2015), this paper takes the HLM Model to explore the restrictive factors on physical exercise of the middle school students from the dimensions of individual characteristics, family and school. The result shows: interest on physical exercise, awareness of health, health class, identity of one-child, academic pressure, parents’ levelof education, family economic status, location of school and sports facility have significant and positive effect on physical exercise time of the middle school students, but media use has a negative effect. Gender, the sense of obesity and course duration have no significant effect. Therefore, school and family, on one hand, should conduct more train of physical fitness to cultivate students’ physical exercise consciousness, interest and autorhythmicity，and effectively control students’media use; on the other hand, should pay attention to sports activities, create better circumstance of physical exercise, support and urge students to attend physical exercise.

G80-05

A

1000-677X(2019)01-0076-09

10.16469/j.css.201901010

2018-09-25；

2019-01-03

南京大学优秀博士研究生创新能力提升计划(201801B003)

胡鹏辉(1990-),男,在读博士研究生,主要研究方向为教育社会学和情感社会学,Email:hupenghuicau@126.com。