周 赞

(绍兴文理学院 体育学院,浙江 绍兴 312000)

0 前 言

由于体育锻炼与学业成就关系的复杂性，它们之间受到诸多因素的影响。目前，关于两者的中介研究有：注意力、认知力、自我效能、自我价值和自尊等[1-3]。同时，Tomporowski[4]和Cornejoa I E[5]认为运动种类、运动强度、性别、年龄、家庭社会经济地位、文化还可以作为调节变量影响两者的关系。

被试和研究方法的不同，两者研究的结果出现了不一致的结论。Jacobs J P等[6]对美国大学生通过实验研究得出结论：通过建立运动量和学业成绩目标可以提升学生学业成就。但是，另一些研究得出相反的结论，经常参加体育锻炼的运动员学业成绩不如普通学生。例如，Maloney M T[7]通过对美国大学生的调查，得出体育锻炼与学业成绩存在负相关关系。相同结论的研究，Amos C[8]通过对中学生与大学生的比较研究，最终得出大学生非运动员学业成就比运动员成绩优异，中学生与其相反。这些研究表明，以大学生为研究对象，在不同的条件下，体育锻炼与学业成就表现出不同的关系。

近期研究，从神经科学和元分析的方法证实了体育锻炼与学业成就的关系。如温煦[1]从认知神经科学的理论和研究方法论证体育锻炼和学业成就的关系，虽然只是通过文献综述方式推断结果，缺乏实证研究，但为两者的研究开启了新的视角。研究结果显示：适量的体育锻炼有助于改善青少年认知能力，提高学业成绩。Busch V[9]收集1992年以来的相关文献，研究认为体育锻炼对能够提升认知力、自尊、自信进而提升学业成就。因此，体育锻炼与学业成就的关系研究，可以考虑不同的视角和方法。

在体育锻炼中，自尊是影响的重要变量之一。黄志剑[10]研究认为体育锻炼对身体自尊和相关心理内容有影响。Marsh H[11]研究认为学业自尊与学业成就存在关系。由此可见，自尊与学业成就关系非常的密切，自尊可能在体育锻炼对学业成就的影响中起着一定作用。

研究理论的发展和先进科学技术的进步，体育锻炼与学业成就的相关研究取得了巨大的突破，引起了学术界的广泛关注。然而，研究多集中于理论的猜想和假设，缺少实证性研究；研究较为单一，缺少多因素的中介效应研究；国内的研究被试多以中小学为主。基于对上述的分析，本研究以普通大学生为研究被试，验证2个假设：1.体育锻炼与学业成就存在正相关。2.自尊在体育锻炼与学业成就之间存在中介效应。本研究的目的是通过构建中介模型，采用Bootstrap的统计方法，探究体育锻炼、学业成就和自尊的关系，为高校体育、专业学科学习和人的发展建立辩证关系。

1 假设模型的提出

本研究以“体育锻炼影响青少年学业表现理论”为依据[12]。根据该理论，体育锻炼可以直接影响学业成就，也可以通过心理社会因素(自尊、自我价值、自我效能)、体质因素(心肺功能、力量、柔韧性)、健康因素(肥胖程度、睡眠程度、疲劳程度)等中介变量施以影响。同时，性别、年龄、家庭社会经济地位、文化等因素还可以作为调节变量影响两者的关系。

为研究高校大学生自尊在体育锻炼和学业成就之间的中介关系，本文构建了单因子中介模型(图1)。中介变量(M)是自变量(X)对因变量(Y)产生影响的中介，也就是说，自变量通过中介变量对因变量产生作用。其中c是X对Y的总效应，a、b是中介变量M的中介效应(Mediating effect)，c′是直接效应。当只有一个中介变量时，效应之间的关系为：c=c′+ab。中介效应的大小用c-c′=ab来衡量。假设Y与X的相关显著，即意味着回归系数c显著(即 H0：c=0 的假设被拒绝)，在这个前提下考虑中介变量M。最后采用信赖区间法(Bootstrap Distribution of Effects)检验中介效应。

图1 单因子中介模型示意图

2 研究方法

2.1研究对象

本研究从浙江省某高校随机抽取1 800名大学生进行问卷调查，回收1 765份，剔除信息不全问卷，有效问卷1 732份，问卷有效率为98.1%。男生836人，女生896人，平均年龄为20.36±1.325岁。

2.2研究测量工具

研究采用大学生体育锻炼、自尊和学业成就问卷。主要由问卷说明、基本信息、主体部分(体育锻炼的测量、自尊的测量和学业成就的测量)组成，下面是主体部分的测试问卷及其信效度的检测。

2.2.1 体育活动测量。体育锻炼采用梁德清[13]的体育锻炼等级量表(PARS-3)为模板进行修订，增加了体育锻炼兴趣和动机的问题。从心理层面，体育活动指运用体育运动内容、手段和方法,以发展身体、增强体质、调节精神、丰富文化生活为目的的身体活动过程。包括体育活动量、兴趣和动机。问卷对被试前6个月参加体育锻炼的运动量进行评定，从强度、时间、频率3个方面来考察，运动量=强度×时间×频率。每个方面各分为5个等级，强度与频率从1～5等级分别记1～5分，时间从1～5等级分别计0～4分，故运动量最高分为100分，最低分为0分。对兴趣和动机两题为：体育锻炼感兴趣的强度？体育锻炼的动力强度？记分采用Likert的5点量表法，“1”是不强，“5”是很强。PARS-3量表的信效度已经过多次检验，符合心理量表的统计使用要求。

2.2.2 自尊的测量。研究以张林[14]编制的青少年外显自尊测验问卷为基准，对大学生进行自尊调查。自尊是指个体对构成其自我价值各方面的主观的认知评价，倾向于认为外显自尊是多维度的。由整体自尊、学业自尊、人际自尊、家庭自尊、身体自尊和品德自尊等6个维度组成，共有35个题目。根据调查对象的特点和所调查项目的特征，对问卷进行了修订。量表的记分采用Likert的5点量，“1”是完全不符合，“5”是完全符合。

为确保研究的信效度，对问卷进行探索性因素分析和信度检验。在发放问卷前，先做了60个小样本的测试，目的在于确认被试是否理解问题含义。在尝试做因素分析进行效度检验时，发现有个别题目归类不明确的现象，出现这种现象的原因可能是被试在阅读题目时，对题目了解不够或者出现误解。因此对题目进行剔除和修正(表1)。在信度检验中，家庭自尊维度T22和T23题需要进行反向计分。最后得出各维度的一致性信度。自尊信度克伦巴赫系数ɑ=0.921，各维度一致性信度详见(表3)。符合问卷的信效度标准。

表1 自尊探索性因素分析效度检验一览表(n=60)

2.2.3 学业成就的测量。学业成就的测量采用Lefcourt H M多维度-多归因因果量表[15](MMCS)的学业成就部分为测量工具。学业成就是指学业上的愿望与现实达到平衡时产生的一种心理感受。需要达到成就感，要有能力、自身努力、情境和运气等成分。问卷分4个维度，共计24题采用Likert的5点量表，“1”是完全不符合，“5”是完全符合。为确保研究的信效度，对问卷进行探索性因素分析和信度检验(表2)和(表3)。

表2 学业成就探索性因素分析效度检验一览表(n=60)

2.2.4 问卷的信度检验 。研究采用内部一致性信度检验，因素划分以探索性因素分析的结果为准。以克伦巴赫系数ɑ为信度指标，数值越高，表示信度越高。通常系数大于0.6就可以表明数据的可靠性。自尊和学业成就内部信度指标详见表3。

表3 问卷一致性信度分析一览表(n=1 732)

2.3数据分析方法

本研究采用相关分析和SEM等统计方法，利用SPSS17.0软件和AMOS 软件对数据进行统计分析。

3 研究结果

3.1体育锻炼、自尊和学业成就的相关关系

为了观察体育锻炼、自尊和学业成就之间的关系，将体育锻炼(体育活动、运动兴趣、运动动力)、自尊(整体自尊、学业自尊、人际自尊、身体自尊、品德自尊和家庭自尊)和学业成就(能力、努力、情境、运气)三个潜变量的各因子作为变量，进行相关性分析，结果详见表4。

表4 体育锻炼、自尊和学业成就各因子间的相关性一览表(n=1 732)

注:*P<0.05,**P<0.01

3.2体育锻炼与学业成就的相关性

为了验证假设1的表述，体育锻炼与学业成就关系存在正相关。我们构建了AMOS中介模型，通过计算，获得表5，根据假设与数据结果可知，体育锻炼与学业成就关系的c值=0.456，P<0.001。说明体育锻炼和学业成就存在相关。

表5 体育锻炼、自尊和学业成就的相关分析一览表

注:***P<0.001；表6同

3.3体育锻炼与学业成就的方程模型

根据假设的中介模型，构建了自尊与体育锻炼和学业成就的中介模型。 如图2所示，体育锻炼、自尊和学业成就都是作为模型的潜变量，由各潜变量的因子计算获得。建立AMOS方程模型后，验证了方程拟合情况以及计算了潜变量之间的关系。方程模型GFI、AGFI、IFI、TFI、CFI拟合指数均大于0.9，模型拟合较好，三者之间存在相关。

图2 体育锻炼与学业成就关系的中介模型路径系数图

3.4体育锻炼与学业成就的中介效应检验

为了验证假设2的表述，假设体育锻炼与学业成就关系可通过自尊为中介变量来间接实现，研究采用信赖区间法(Bootstrap Distribution of Effects)检验中介效应，结果表明，体育锻炼与学业成就之间自尊的中介效应存在，结果见表5。信赖区间法检验需要满足：①a*b的CI不包含0，间接效应成立。②Indirect effect/SEin≥1.96，那么间接效应成立。如表7中所示：间接效应a*b=2.1的95%置信区间(LLCI=.027,ULCI=.128),不包含0，p=0.000<0.05，说明中介效应存在。同样②方法检验：Z值即为Indirect effect/SEin=2.1>1.96.说明中介效应存在。自尊在体育锻炼与学业成就的关系中，起到了中介的作用。

表6 标准化中介变量数据一览表

4 讨 论

本文基于文献和实证数据，针对体育锻炼如何影响学业成就这一问题，通过构建自尊这个变量的中介模型，验证大学生自尊在体育锻炼和学业成就关系中是否存在显著的中介效应。结果验证了假设2的存在，自尊在体育锻炼和学业成就关系中存在中介效应。

研究结论与社会普遍的观念相反，合理的体育锻炼有助于显著提高大学生学业成就。在统计学意义上，体育锻炼和学业成就存在非常显著的相关(P<0.001)。这与Howie E K等表[16]质性研究的观点是一致的，他整理了2008-2012年间，关于体育锻炼与学业成就的相关研究，认为：体育锻炼对学业成就有显著影响，但也不能忽视体育锻炼带来的负面影响。负面原因可能有：①体育锻炼本身因素，如运动时间过长影响学业学习，运动量过小或过大，对学业成就的影响甚少或没有等；②学生对体育锻炼的兴趣也是影响的因素之一。长期以来，社会、家庭、学校对体育存在偏见，社会上普遍认为体育锻炼是浪费时间；家长望子成龙，希望孩子能够考上名校，课外会安排很多的培训班、兴趣班；学校会考虑提高学生升学率和学生体育活动安全问题，很多体育课被主课占用，即使有体育课，教学效果也大打折扣。同时，大学生群体承载了社会、家庭、学校很高的期望，自我成才的欲望非常的强烈，但心理发展尚未成熟，适应能力较差[17]。导致大学生缺乏对体育锻炼的认知，缺乏对体育锻炼的热情和兴趣，使得锻炼的效果并不理想。该研究认为，通过合理的体育锻炼，能够改善学生的智力水平，主要表现就是学业成就的提高。

体育锻炼、学业成就和自尊之间存在两两相关。表5结果显示，三者之间的P<0.001，从统计学意义上存在非常显著相关。这与Graham Z[18]和Harmon L[19]的研究一致的，他们分别以儿童为被试通过调查法和十周的跟踪实验法，揭示了三者之间的两两关系。Harmon L认为：久坐对身体健康和认知都有负面影响，久坐的孩子比身体活跃的同龄人学习成绩低，身体锻炼活跃的孩子自尊高，焦虑较低，直接地、积极地影响学业成就。也就是说，与体育锻炼活跃的孩子相比，没有或较少锻炼的孩子身体健康和学业成就较低。本研究以大学生为被试，合理的体育锻炼能够直接影响学业成就，同时也可以通过提升自尊的水平，作用于学业成就。

自尊在体育锻炼和学业成就关系的过程中起到中介作用，中介效应显著。这表明体育锻炼可以通过自尊对学业成就起到促进作用。体育锻炼与自尊成正相关性r=0.33，体育锻炼能够有效提高大学生的自尊水平，锻炼水平越高，自尊水平越高，学生对自我越认可，自我评价越肯定，提高了内部动机，它的存在有助于学习和交流，增加学习的创造力，使自己为了达到目标而更加努力地学习、成长和发展[20,21]。学业成就是学业上的期望与现实达到平衡时产生的一种心理感受。要达到成就感，需要更多的能力和自身努力，减少情境和运气等成分。体育锻炼提高学生自尊水平，也提高了学生的能力水平和努力程度，对自身的期望也不断的提高。

此外，体育锻炼通过自尊的中介作用对学业成就的评价具有一定的促进作用。Lazear D提出评价学生学业成就应采用最大表现评价，决定个人“能做”的最佳表现，即个人全力以赴时，能做到的最佳表现。而以往研究多以主干课程作为学业成就依据，研究采集的数据缺乏被试的本体感受。本研究采用最大表现评价的方法测量学业成就，好处是评价的动态性。然而，体育锻炼的好处是通过锻炼提高学生自尊水平，提高学生对自己学业的评价[22,23]。评价越高，期望越高，所需要付出的能力和努力越大，达到的学业成就的感受越强。通过体育锻炼提高认知水平[24]，提升学业成就，这样的研究设计更符合科学规律。

5 结 论

本研究的假设1和假设2都成立。合理的体育锻炼与学业成就存在正相关，适当运动量的锻炼和保持对锻炼的兴趣能够提升学生对学业的期望值，激发学习能力和提高自身努力，最终达到学习上的成就感。体育锻炼可以通过自尊对学业成就有促进作用，自尊在两者之间起到中介效应。

除了体育锻炼能够直接作用于学业成就以外，研究预示了另一种可能，体育锻炼可以用不同的研究方法和路径作用于学业成就。如温煦[1]通过文献整理，从认知神经科学研究认知能力影响学业成就。Howard T认为体育锻炼可以提升学生注意力，进而提升学生短期内的学业成就。Busch V等研究认为，体育锻炼可以提升学生自尊和自信进而提升学生的学业成就。基于以上分析，我们认为，体育锻炼对学业成就的影响，应该借助中介变量，构建多维方程模型，提高体育锻炼和学业成就研究的深度和广度。

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