初中生参加学校体育锻炼对负性情绪的影响——基于CEPS数据的实证分析

李王杰，芦金峰

(1.南阳师范学院 体育学院，河南 南阳 473061；2.郑州大学 体育学院，河南 郑州 450044)

负性情绪(negative emotion)是对个体主观上的悲痛和不愉悦体验的总概括，包括愤怒、蔑视、厌恶、内疚、恐惧、悲伤和紧张等各种令人感到厌恶的情绪状态[1]。 在病理方面，负性情绪会诱发健康人群心脏疾病、自伤、自杀倾向、焦虑抑郁等[1－3]；行为方面，会导致青少年多种不良行为上瘾、睡眠和进食障碍，还会造成记忆力下降[4－5]，严重危害青少年的学习和生活。 一项中国流行病学研究显示，15%中国儿童存在精神健康问题，焦虑、抑郁等精神疾病患病率不断上升[6]，2020年青少年的抑郁检出率达到24.6%[7]。 为了遏制这种上升趋势，国家卫健委联合多部委制定了《健康中国行动——儿童青少年心理健康行动方案(2019—2022年)》(以下简称《行动方案》)，除了心理健康宣教、环境营造等行动外，还特别提出“引导学生每天至少参加1 小时体育运动”的心理健康促进行动。 因此，探讨学校体育环境下，参加锻炼对青少年的负性情绪影响以及不同特征群体的异质性，对有效落实学校体育促进心理健康发展有一定的参考价值。

当前国内对体育锻炼与负性情绪关系深入的实证研究还不太多，并且多是围绕特定锻炼手段对大学生或病患群体的小样本研究[8－9]，对学校体育环境下处于青春发育期的初中生的大样本研究还很少见，而该群体正是《行动方案》重点关注的对象。 初中阶段的心理和行为特征与大学生和病患群体差异很大，很多心理和行为问题就是由于这一阶段的心理危机没有得到很好地解决或疏导而导致的[10]。在此背景下，出于帮助学校、家长和学生正视体育锻炼促进心理健康的价值、以积极心态处理体育中考和日常锻炼关系的目的，考察初中生体育锻炼对负性情绪的影响具有一定的现实意义。

另外，在体育干预措施方面，当前研究多以设计训练内容作为处理变量[8－13]，与《行动方案》落实和学校体育执行的实际情境存在差异。 一方面，初中生锻炼行为主要发生在学校情境下，无法像在实验环境下安排统一、紧凑的锻炼内容；另一方面，在明确特定主题的测验环境下，受试对象容易受到实验环境影响，产生霍桑效应[14]，影响实验结果的可靠性。 因此，无论出于政策执行还是学校体育开展获得确切锻炼收益的目的，考察学校体育环境下的锻炼参与对负性情绪的影响，都具有实际意义。

基于以上讨论，为了探明在学校开放环境下初中生参加体育锻炼对其负性情绪的缓解效力，以及不同特征学生群体效应差异，本研究采用倾向得分匹配法(Propensity Score Matching，PSM)得到净效应。 由于负性情绪除受体育锻炼影响外，还受到个体、家庭、学校等混淆因素影响，通过倾向值匹配的方式可以控制和消除混淆因素引起的选择性误差，从而保证因果结论的可靠性[15]，使截面数据判断结果与随机性实验结果非常接近。

1 研究设计

1.1 数据来源及构成情况

中国教育追踪调查(CEPS)是中国人民大学调查与数据中心设计与实施的、具有代表性的全国大型追踪调查项目。 研究选取2014—2015年追访数据，主要原因是根据教育部《关于保证中小学体育课课时的通知》(2004年)和《体育与健康课程标准》(2011年)的规定，7 ～9年级体育与健康课程相当于每周3 课时，并要求确保开足体育课。 学生在学校情境下可获得大部分体育锻炼机会，追访数据中的锻炼时间能够反映学生在学校参加体育锻炼的总体情况。 追踪调查成功追访学生9 449 人，追访率为91.9%。 新入样471 人，总体入样9 920 人。 去除必要缺失值和异常值个案，共得到有效个案9 221 个。

1.2 倾向得分匹配法(PSM)

倾向得分匹配法是由Rosenbaum 等[16]提出的基于“反事实推断模型”的分析方法。 PSM 基本思路是在未参与锻炼的控制组中找到某个个案j，使得j与实际可观测到的参与锻炼的个案i尽可能地相似(匹配)，即xi≈xj，当个案的个体特征对是否参与锻炼的作用完全取决于可观测的控制变量时，个案j和i参与体育锻炼的概率相近，类似于找到了可观测个案i的反事实对象，能够进行相互比较。

1.3 变量选择与说明

1.3.1 因变量 因变量是反映初中生负性情绪的指标。 参考《情绪自评量表(DASS－21)》设计思路，选择CEPS 学生问卷身心健康部分的沮丧、消沉得不能集中精力做事、不快乐、生活没有意思、提不起劲儿来做事、悲伤难过、紧张、担心过度、预感到有不好的事会发生9 个问题作为学生负性情绪水平指标，指标采用5 级评分，1 ～5 分表示“从不、偶尔、有时、经常、总是”5 个程度。 得分越高表示感受到负性情绪水平越高。 为了让因变量更符合正态分布，本研究对负性情绪总得分取自然对数，指标记作“ln负性情绪”。

1.3.2 自变量 把“你进行体育锻炼的时间通常是每周多天、每天多少分钟”作为是否参加学校体育锻炼的分类变量，参考相关研究结论制定了是否参加锻炼的评判标准，如Hansen 等[11]提出有氧运动10 min 就足以增加活力，减少总的负面情绪状态。Crush 等[12]研究显示，运动10 min 及以上能够显著改善负性情绪。 Randall 等[13]提出，即便是参加一次45 min 的体育锻炼也足以显著减少被试的情绪障碍。 10 min 的体育锻炼就有缓解负性情绪的效果，因此，本研究把每次至少锻炼10 min、每周总锻炼时长(持续时长×次数)30 min 作为基本锻炼评判标准。 处理方式:每次锻炼少于10 min、每周锻炼总时长30 min 以下代表未参与锻炼，用0 表示；其他锻炼次数和持续时长用1 表示。

1.3.3 控制变量 研究从学生个人、家庭、学校、所在城市4 个方面进行控制变量的整理。 个人特征:性别、独生子女、户口类型、与父母关系；家庭特征:经济情况、父母教育程度、父母关系、父亲饮酒；学校特征:地区排名、学校性质、社区类型；城市特征:行政级别、地区。 变量定义及描述性统计见表1。

表1 变量定义及描述性统计Table 1 Variable definition and descriptive statistics

2 结果与分析

2.1 描述性统计结果分析

表1 的描述性统计结果展示了变量的定义，并比较了锻炼组与不锻炼组的均值差异。 结果显示，根据参与锻炼的划分标准，91.7%的学生划入锻炼组，8.3%学生划入不锻炼组。 锻炼组的负性情绪得分明显低于不锻炼组(P＜0.01)。 中学生锻炼群体中独生子女更多，户口类型偏向非农业户口，与父母关系更好；性别差值为负，且在5%水平上差异显著，说明锻炼组中女生更多；在锻炼时长方面，男生明显优于女生(F＝234.76，P＝0.00)。 家庭特征变量上，经济情况越好、父母受教育程度越高、父母关系越好、父亲越少饮酒参与锻炼越多(P＜0.01)。学校特征变量方面，表现出学校地区排名越高、所在社区类型越偏向市中心，参与锻炼学生越多(P＜0.01)。 公立学校和民办学校学生参加锻炼情况无差异。 学校所在城市行政级别越高，参加锻炼学生越多，城市所处地区间差异不显著。 可以看出在教育公平和健康第一的理念下，我国不同性质、不同地区学校之间，学生体育锻炼的参与度比较一致。

2.2 体育锻炼对负性情绪的PSM 分析

2.2.1 样本匹配效果检验:平衡性检验与共同支撑假定检验 在进行各变量PSM 回归估计之前，需要进行平衡性检验，保证分析结果的可靠性。 本研究采用2 种检验方法:1)Rubin 平衡性检验法。 根据Rubin 检验标准，B＜25%，R在[0.5，2]范围内，可以认为匹配平衡性假定条件得到充分满足。 如表2所示，本次匹配完全符合检验要求，说明本次匹配平衡性很好。 2)1∶1 匹配检验。 匹配后所有协变量标准化偏差都小于10%，而且全部协变量t 检验结果接受处理组与控制组无系统差异的原假设，说明所有协变量符合平衡性检验。

表2 Rubin 匹配平衡性假定检验结果Table 2 Results of Rubin matching balance hypothesis test

倾向指数拟合值的分布图是对共同支撑假设的检验。 从图1 匹配前后的核密度函数图可以看到，相比于匹配前，匹配后控制组和处理组样本得分大幅度收敛，倾向得分区间有大范围的重叠，表明大多数观察值在共同的取值范围内，两组样本多方面特征已经非常接近，共同支撑条件得到满足。

2.2.2 参与体育锻炼对学生负性情绪的效应分析

ATT 是学生参加锻炼与否对应的负性情绪差值的平均处理效应。 倾向得分匹配中，通常报告多种匹配方法估算出来的ATT，方便对估算结果作稳定性评判。 表3 报告了体育锻炼对负性情绪多项估计结果， 其中邻近匹配、卡尺匹配、局部线性回归匹配和马氏匹配结果显示:学生参加学校体育锻炼的负性情绪得分显著低于不参加的学生(P＜0.05)；半径匹配、核匹配结果显示差异更显著，P值小于0.01。从匹配结果来看，匹配后的ATT 得分较匹配前都有下降，但是可以确定，体育锻炼缓解负性情绪的效应是显著的，至少在5%统计水平上非常稳健。

2.2.3 参与体育锻炼对青少年不同个体特征负性情绪的效应 表4 数据显示，女生总体负性情绪高于男生，二者均值相差0.657，差异显著(P＜0.01)。参加体育锻炼对缓解负性情绪的效应方面，男生平均得分减少了1.669 分，女生平均减少了1.795 分，差异都非常显著(P＜0.01)。 倾向得分的核匹配结果显示，参加体育锻炼对男生净效应有所下降(P＜0.1)，对女生的净效应仍然非常显著(P＜0.05)，说明体育锻炼对女生的影响力更大，意义更显著。

非独生子女相比于独生子女负性情绪平均得分更高，差值为0.898，进一步检验显示差异非常显著(P＜0.01)。 在锻炼效果上独生子女负性情绪平均得分下降2.323 分，非独生子女下降1.2 分。 倾向得分核匹配结果显示参加体育锻炼对非独生子女的净效应不再显著，对独生子女的净效应依然显著(P＜0.05)，说明体育锻炼对独生子女的影响力更大。

2.2.4 参与体育锻炼对青少年不同家庭特征负性情绪的效应 如表5 所示，根据样本量需要，把家庭经济状况分为3 个级别，其中“非常困难”“比较困难”纳入困难组，“比较富裕”“很富裕”纳入富裕组。结果显示，家庭经济状况对负性情绪的影响非常明显，从富裕到困难负性情绪依次递增，平均得分差异非常显著(P＜0.01)。 从参加体育锻炼对缓解负性情绪的效应来看，参加体育锻炼仅对中等家庭学生影响显著，对处于两端的家庭影响都未达到5%统计水平。 经过倾向得分的核匹配，参加体育锻炼对中等家庭学生的净效应有所下降，但依然显著(P＜0.05)。

父母关系方面，有10%的学生反映父母关系不好。 父母关系不好严重影响学生的情绪，相比于父母关系融洽的学生，负性情绪平均得分高出3.867分，差异非常显著(P＜0.01)。 体育锻炼对负性情绪的影响方面，二者均值差都在1.5 分附近，父母关系不好的学生在10%统计水平上显著；父母关系好的学生体育锻炼效应非常显著(P＜0.01)，经过倾向得分的核匹配，净效应依然非常显著(P＜0.01)。

表4 区分个体特征的体育锻炼效应Table 4 Effects of physical exercise on distinguishing individual characteristics

表5 区分家庭特征的体育锻炼效应Table 5 Effects of physical exercise on distinguishing of family characteristics

父亲饮酒指标主要反映的是家庭主要成员不良行为对孩子的影响。 从统计结果来看，父亲饮酒的行为对学生负性情绪影响很大，负性情绪平均得分达到21.785，比父亲不饮酒的学生高出2.28 分。体育锻炼对父亲不饮酒的学生影响显著，经过倾向得分的核匹配，净效应依然非常显著(P＜0.01)。父亲饮酒的学生，体育锻炼参与率较低，尽管体育锻炼能够缓解部分负性情绪，但是相比于不参与体育锻炼的学生并不存在显著性统计意义。

2.2.5 参与体育锻炼对青少年不同城市特征负性情绪的效应 考虑到直辖市和省会城市与地级市和县、县级市的差异较大，将二者合一进行锻炼效应分析(表6)。 结果显示，县、县级市学校学生负性情绪最高，直辖市和省会城市第二，地级市学校学生负性情绪最低，三者之间差异显著(P＜0.01)。 锻炼效果而言，平均得分都明显下降(P＜0.05)，其中以地级市改善效果最为明显，平均得分下降了3.188 分。核匹配结果显示体育锻炼的净效应都有下降，直辖市、省会城市和县、县级市的净效应不再显著，地级市的净效应仍然保持在1%的统计水平上显著。

我国区域发展的不平衡在教育领域反映突出[17]，在学生负性情绪上也有所反映，如表6 所示，东部学生负性情绪最低，与中西部均值差异显著(P＜0.01)，中部和西部学生负性情绪没有显著性差异。 锻炼缓解负性情绪效果方面，平均得分都明显下降(P＜0.01)，其中以西部地区学生改善效果最为明显，平均得分下降了2.36 分。 核匹配结果显示参加体育锻炼对东部地区净效应不再显著，对中部的净效应在5%的统计水平上显著，对西部净效应最明显(P＜0.01)。

表6 区分城市特征的体育锻炼效应Table 6 Effects of physical exercise on distinguishing urban characteristics

3 讨论

3.1 学校体育锻炼具有实验结果一致的缓解效应

体育锻炼能够引起情绪变化被学界公认，研究者们从不同角度证实这种确切效应[18]。 相比于已有研究的人为控制环境，本研究重点考察学校自然状态下初中生锻炼的情绪影响效应。 结果显示，初中生参加学校情境下的体育活动，可以获得显著的缓解负性情绪的净效应(P＜0.05)，与已有实验研究结果一致，不过其显著性程度略低于实验效果的1%统计水平，其原因可能由于学校开放情境下，运动参与度、内容、运动量和强度无法像在实验环境下统一控制，出现效应下降。 这也提示我们，有必要对学校开放环境下的运动强度、时长及其交互作用对负性情绪的综合效应进行进一步的研究，以便更好地发挥学校体育促进心理健康的效应。

3.2 个体特征下的锻炼效应分析

就性别而言，一方面女学生负性情绪平均得分显著高于男生(P＜0.01)。 究其原因，青春期的女孩雌性激素分泌的周期波动容易引发情绪障碍[19]。女生对负性情绪的反应性显著高于男生[20]。 男性具有比女性更强的抑制情绪表达能力[21]。 无论是内部控制还是外在应激，女生相比于男生都更容易受到负性情绪干扰，在普遍关注中学生心理健康的大背景下，应当给予女生更多的重视。 另一方面，体育锻炼的缓解效应对女生更加显著(P＜0.05)，对男生相对要差一些(P＜0.10)，可能原因是女生负性情绪改善空间大，体育锻炼的边际效应突出，男生锻炼的边际效应不突出。 因此，在学校体育活动中，必须正视男生和女生体育锻炼在改善负性情绪方面的差异，加强对女生锻炼形式、内容、时长以及效应机制的研究，鼓励女生科学参加体育锻炼，对于平衡男女生情绪调节效应有积极的促进作用。

与性别特征不同，独生子女的负性情绪相对于非独生子女较低，而体育锻炼的效应非常明显；非独生子女相比于独生子女负性情绪高，体育锻炼效应却不明显。 在已有的研究报告中，独生子女在家庭中受到的重视更高，父母会付出更多的时间和精力关注孩子，对孩子的人际交往能力和心理调适能力更加重视[22]，可能导致独生子女的负性情绪显著低于非独生子女的情况。 由此可以认识到，家庭成员的关心和关注对初中生心理健康影响巨大，相比而言，体育锻炼的边际效应得不到凸显，如果事实如此的话，对非独生子女除了体育锻炼干预之外，还应当丰富和增加家庭、学校等社会支持手段。

3.3 家庭特征下的锻炼效应分析

经济状况会影响整个家庭的心理状态。 万懿等[23]的研究显示，经济窘迫堪称家庭的危险因素，其带来的生活压力会显著增加家庭成员的负性情绪。 本研究的结果也同样反映出负性情绪和家庭富裕程度呈负相关，且差异显著。 体育锻炼对中等收入家庭学生的负性情绪缓解的净效应显著(P＜0.05)，对困难家庭学生负性情绪均值差影响显著，但是净效应却无显著统计意义。

父母关系和父亲饮酒是从家庭主要成员内部关系和外显不良行为两个维度考察负性情绪特征和体育锻炼的影响。 体育锻炼对二者的影响在良性的一面发挥更突出的缓解效用；面对父母关系不好、父亲饮酒等不良状态，体育锻炼与否影响不显著，其可能原因是家庭支持和引导是初中学生无可替代的社会支持力量，其不良状态对学生的心理造成的危害不可估量，致使体育锻炼的缓解效应无法显现。

3.4 城市特征下的锻炼效应分析

无论学校所在城市行政级别还是所在地区，体育锻炼都表现出对相对弱势群体更高的边际回报。其原因可能是省会和东部地区学生的教育资源更加丰富，导致体育锻炼的边际回报减弱；而市级、县级与中西部地区的学生教育资源相对不足，使得体育锻炼对负性情绪的缓解效应更加凸显。 体育锻炼在以城市和地区为单位的宏观视野下，对于调节学生负性情绪的作用发挥着促进教育公平的积极效应。同时，相比于省会城市和东部地区，不发达城市的学校体育参与率较低。 既然体育锻炼对该群体有更高的边际回报，学校更应当重视把国家体育政策落到实处，贯彻落实“开足开齐上好体育课”，从数量和质量两方面保证学生参与体育锻炼的效果，对实现“健康第一”教育理念大有裨益。

4 结论

1)初中生参加学校情境下的体育锻炼可以获得显著的缓解负性情绪的净效应(P＜0.05)，与已有实验结果一致。

2)初中女生负性情绪显著高于男生，学校体育锻炼对女生的缓解作用更突出，鼓励女生参加体育锻炼有助于平衡男女生之间的负性情绪差异。

3)学校体育锻炼对独生子女、中等收入家庭、父母关系良好、父亲不饮酒等个体特征的学生减少负性情绪的效应更显著，对家庭氛围不良和父母关注度不高的学生边际效应不显著。

4)以城市和地区为单位的宏观视野下，学校体育锻炼对调节学生负性情绪的作用发挥了促进教育公平的积极效应。