惠珍，姚淑君

（1.肇庆学院马克思主义学院；2.广东理工学院体育学院，广东 肇庆 526100）

一、前言

在教育改革浪潮的驱动下，关于核心素养的研究已然成为当前我国教育领域的焦点和热点。核心素养是指学生应具备的能够适应终身发展、适应社会发展需要的必备品格和关键能力[1]。运动能力、健康行为和体育品德是《高中体育与健康课程标准（2017版）》学科核心素养体系中的三大关键点。高中生的健康行为素养，是增进身心健康、适应外部环境的综合表现，其重点是养成良好的锻炼习惯、适应自然和社会环境的能力[4]，在体育核心素养培育过程中是立德树人任务目标的维度构成。社会适应（social adaptation）作为体育与健康学科核心素养中健康行为素养的重点内容之一，指个体通过不断调整自身心理状态和行为表现，最终使其与社会生存环境保持动态平衡的过程[3]，包括社会交往能力、人际关系能力、处事能力等[4]。高中阶段的青少年学生，是个体思维逐渐独立、适应社会的敏感时期[5]。社会适应能力不足[6]，会使人产生社交敏感性障碍[7]，引发网络成瘾症[8]等问题行为，严重影响青少年学生的身心健康发展。因此，探究影响高中生社会适应的因素及其作用机制，提升社会适应能力，是体育与健康学科核心素养的重要内容，亦是现阶段学校体育亟待攻关的重要议题。根据体育与健康学科核心素养5级水平划分，认识体育锻炼的重要性，参加课外体育锻炼；理解体育锻炼的重要性，积极参加课外体育锻炼，分别是体育与健康学科核心素养中健康行为的1、2 级水平。那么，积极参加余暇体育锻炼能否促进学生健康行为素养中社会适应的发展，值得进一步探讨。

（一）余暇体育锻炼与社会适应

在核心素养育人导向下，余暇体育锻炼可能是提升高中生社会适应能力的重要影响因素。余暇体育锻炼是学校体育课程的拓展与延伸，是学生利用业余时间实现的各种积极目标，如健康、休闲和娱乐等。积极从事余暇体育锻炼的个体，更善于同他人交际，拥有良好的人际关系[10]。有学者通过实验研究，证实了余暇体育锻炼有助于加强同伴互动、改善社会人际关系[11]，是提高个体社会适应能力，培养良好的体育核心素养的重要方式。反观之，排斥或抵触参与余暇体育锻炼的学生，容易出现焦虑[12]、自我孤立[13]、社会退缩[14]等。青少年学生正处于社会认知的发展时期，易受不良事件干扰，甚至形成社会排斥，忽视人际关系交往，逐渐产生人际关系困扰[15]，阻滞社会适应能力的发展，影响学生体育核心素养的形成。据此推测，余暇体育锻炼是高中生社会适应能力发展的重要前因。鉴于此，提出假设1：余暇体育锻炼正向预测社会适应。

（二）一般自我效能感的中介作用

积极主动参与校内外体育活动，自觉坚持有规律的体育锻炼，是体育核心素养中健康行为的重要内容，因此，通过激发自我效能，以内驱力作为推动力，有利于学生体育核心素养的发展。自我效能感（self-efficacy）是Bandura 的社会认知理论的核心内容之一[16]，一般自我效能感指个体对顺利完成某项任务或获得某种结果时所需的能力信念[17]，体现了个体对自我行为和应对能力的自信，属于积极心理特质[18]。近年来，学者在社会适应的归因研究中发现，一般自我效能感和社会适应存在联系。高水平一般自我效能感的个体，往往对新事物感兴趣并能够参与其中[19]，有较好的人际关系和社会适应能力[20]。而低水平一般自我效能感的个体，能够预测青少年学生的消极情绪和不良行为，如焦虑、孤独感等消极情绪，以及网络成瘾等不良行为[21]。余暇体育是个体自主化的行为范畴[18]，近年来，学者亦通过多项研究，证实了个体的一般自我效能感越强，其参与到锻炼中的主动性和积极性越高[22-23]。综上，推测余暇体育锻炼能够通过一般自我效能感影响高中生的社会适应，并提出假设2：一般自我效能感在余暇体育锻炼和社会适应之间发挥中介作用。

二、对象与方法

（一）对象

本研究采用方便抽样的方法，以班级为单位对广东省广州市、肇庆市和韶关市的3所学校1 500名高中生的余暇体育锻炼、一般自我效能感和社会适应能力进行团体施测。在2022年5—6月，共发放调查问卷1 200 份，数据回收整理后，获得有效问卷1 013 份，有效率为84.41%。其中男生515 人、女生498人；高一学生360人，高二学生351人，高三学生302人。

（二）方法

1. 余暇体育锻炼量表

采用梁德清[24]修订的体育锻炼等级量表测量高中生的余暇体育锻炼情况，该量表共包括3个条目，分别为锻炼时间、锻炼强度和锻炼频率。体育锻炼量的总分=锻炼强度得分×锻炼时间得分×锻炼频率得分，体育锻炼量总分范围为0～100分。得分越高代表体育锻炼量越高。在以往研究中，重测信度为0.820，Cronbach’s α为0.750。在本研究中该量表的合成信度ρ=0.831。

2. 一般自我效能感量表

采用Schwarzer等人编制的《一般自我效能感量表》对高中生的一般自我效能感进行测量。该量表编制于1981年，王才康等人[25]2001年将此量表翻译为中文版并进行修订，用于测量高中生的一般自我效能感，结果表明信效度良好。该量表共有10道题目，采用四级评分法，总得分越高，表明高中生的一般自我效能水平越高。国内有研究者翁紫诺[26]、牛雅萍[27]将其运用到高中生群体，也取得了较高的信效度。本研究中该量表的Cronbach’s α为0.83。

3. 社会适应能力量表

采用郑日昌[28]编制的《社会适应能力量表》对高中生的社会适应能力进行测量。该量表共有20 道题目，其中包括自我管理技能、处理同伴关系技能、服从技能、学习技能和表达意愿技能5 个方面。该量表的选项分别为“是、无法肯定、不是”，依次计分为-2、0、2，偶数题号的题目为反向计分题，最后计算总得分代表高中生的社会适应能力。按照以往经验[29]，得分为35～40 则表明高中生社会适应能力很强；29～34 表明高中生社会适应能力良好；17～28分表明高中生社会适应能力一般；6～16 分表明高中生社会适应能力较差；5 分以下表明高中生社会适应能力很差。近几年，已有研究将此量表应用于高中生群体，有较高的信度和效度[7,30]。本研究中该量表的Cronbach’s α为0.91。

（三）统计处理

数据收集完成后，本研究采用统计软件SPSS 26.0 对数据进行处理。首先，为了检验本研究中是否存在严重的共同方法偏差问题，采用Harman单因素法对本研究中的共同方法偏差进行检验，结果表明有6个特征值大于1的公因子，其中第一个因子解释的变异量为23.33%，小于40%的临界标准，由此可见本研究不存在严重的共同方法偏差。其次，采用独立样本T检验的方法来检验本研究各变量在性别上的差异。再使用Person相关性分析对各变量的相关性进行检验。最后，使用Process插件中的Model 4对中介效应进行检验。

三、结果

（一）余暇体育锻炼、一般自我效能感和社会适应的相关分析

如表2所示，余暇体育锻炼、一般自我效能感与社会适应的相关系数均有统计学意义。相关分析显示，余暇体育锻炼、一般自我效能感与社会适应均呈显著正向相关；余暇体育锻炼与一般自我效能感之间呈显著正向相关；变量间的关系支持后续假设的检验。

表1 各变量的相关分析

表2 一般自我效能感的中介模型检验

（二）一般自我效能感在余暇体育锻炼与社会适应关系间的中介作用分析

为验证一般自我效能感是否在余暇体育锻炼和社会适应之间起中介作用。本研究采用的是Hayes 编制的Process 插件对一般自我效能感的中介作用进行检验，选择Process 插件中的Model 4 进行独立中介作用检验。结果如表3 所示，将性别作为控制变量放入回归方程，结果发现：未加入中介变量一般自我效能感前，余暇体育锻炼对社会适应具有显著的正向预测作用（β=0.238，p＜0.01），当放入中介变量后，余暇体育锻炼对社会适应依然有显著的正向预测作用（β=0.187，p＜0.01），且余暇体育锻炼对一般自我效能感有显著的正向预测作用（β=0.169，p＜0.01），一般自我效能感对社会适应也有显著的正向预测作用（β=0.304，p＜0.01），这表明一般自我效能感在余暇体育锻炼与社会适应之间起部分中介作用。

表3 总效应、直接效应及中介效应分解表

进一步使用偏差校正百分位Bootstrap 法（重复抽样5000次）进行检验。见表4，余暇体育锻炼对社会适应的直接效应以及一般自我效能感在余暇体育锻炼与社会适应间的间接效应的Bootstrap 95%置信区间的上下限均不包括数字0，表明余暇体育锻炼不仅能够直接预测社会适应，而且能够通过一般自我效能感的中介作用预测社会适应。直接效应为0.187，中介效应为0.051，分别占总效应0.238 的比例是78.57%和21.43%。中介效应模型图见图1。

图1 中介效应模型

四、讨论

（一）高中生社会适应有待提高

社会适应是体育核心素养中健康行为的重要组成部分, 发展核心素养是落实“立德树人”根本任务的重要举措，提升学生社会适应有利于促进高中生体育核心素养全面发展。本研究中，高中阶段的青少年学生社会适应能力总体较差，与多数调查研究的结果一致[29，31]。这可能是由于社会适应发展所需的认知等因素，在儿童青少年时期已得到了充分发展，使其在高中阶段很难再提升[3]。另外，高中阶段依旧不可避免的受到了“应试教育”的负面影响，学业压力相对较大[32]，教师、家长忽略了对社会适应的重视，使学生缺乏融入社会的机会[33]。因此，学生应多进行余暇体育锻炼，积极参与社会实践活动。同时，学校也应秉持“健康第一”教育理念，遵循“强化体育课和课外锻炼”的要求，提供让学生参与余暇体育锻炼和实践活动的机会，在实践中增强社会交际，提升社会适应能力。此外，广大体育教师也要自觉肩负起“立德树人”时代重任，帮助高中生获取更多的支持路径，促使其核心素养的养成。

（二）余暇体育锻炼正向预测社会适应

本研究表明，余暇体育锻炼与社会适应的直接效应为78.57%，表明余暇体育锻炼可以显著正向预测社会适应，验证了假设1，这与以往的研究一致[34-35]。由此，通过积极参加余暇体育锻炼提升高中生社会适应，契合《高中体育与健康课程标准（2017版）》的学科素养目标要求。余暇体育锻炼之所以能够对个体的社会适应能力产生影响，这可能是因为余暇体育锻炼的社会性特征为个体提供了更多地社会性互动机会[36]。余暇体育锻炼可以为高中生营造人际交往平台，使其在锻炼中建立更为广泛的人际关系，使个体在实践中锻炼沟通能力，发展人际沟通能力，减少问题行为[37]。且当个体参与余暇体育锻炼时，其交流对象不仅仅局限于学校系统，还包括社会系统中的不同层次的个体。因此，余暇体育锻炼能促进高中阶段的青少年学生趋向社会化的形成。此外，社会适应是在特定的社会情境（余暇体育锻炼）中，个体通过实践而获得新线索[38]。余暇体育锻炼作为一种具有挑战性的社会实践活动，往往伴随着攻坚克难等目标的实现，能够使之提高处事能力和适应性[39]，促进社会适应能力的提升，从而形成良好体育核心素养的过程。

（三）一般自我效能感在余暇体育锻炼和社会适应之间起中介作用

本文发现，一般自我效能感在余暇体育锻炼和社会适应之间起中介作用，中介效应占比为21.43%，验证了假设2。换言之，高中阶段的青少年学生参加余暇体育锻炼的积极性越高，其一般自我效能感水平就越高，从而能够提升社会适应能力。自我效能理论认为，行为是由自我效能和结果期望决定的，无论是单次剧烈的体育锻炼后，亦或是长期的锻炼干预，都会提升高中生的一般自我效能感[40]。一般自我效能感高的个体，在完成困难和挑战的过程中，其控制感、能力感增强，不仅有能力通过同化和顺应实现自身与环境的平衡，还有信心应付不同环境的挑战并积极完成任务，具有较高的适应性。当个体主动地利用课外余暇时间进行锻炼时，能够增强一般自我效能感，在同他人的交流互动中结实新朋友，促进积极的社会互动，有益于社会适应能力的发展[41]。这一结果显示：参加余暇体育锻炼不仅可以有效地提升高中生的社会适应，还能通过提高其一般自我效能感，提升高中生的社会适应能力。由此可见，一般自我效能感是连接余暇体育锻炼和高中生社会适应的桥梁之一，是实现培养学生核心素养教学目标的重要尝试。

（四）研究不足与展望

核心素养在我国教育领域改革的持续和深化，是践行“健康第一”的指导思想，促进青少年学生身心健康发展的内在需求[42]。本文考察了核心素养下余暇体育锻炼提升社会适应的机制，也验证了一般自我效能感在余暇体育锻炼与社会适应之间的中介作用，对于了解余暇体育锻炼和社会适应的作用机制，提升青少年学生的社会适应能力，及高中生体育核心素养的培育具有积极意义。然而，本研究还存在不足，一是本文采用的是横断研究，不能由此推断变量间的因果关系，后续可以进行实验研究进一步检验；二是本文探讨了余暇体育锻炼和社会适应的作用机制，除一般自我效能感外，是否还存在诸如：自尊、同伴关系等中介变量或调节变量，还需进一步探讨；三是本研究验证了一般自我效能感在余暇体育锻炼与社会适应之间的中介作用，后续研究可通过鼓励青少年学生提升一般自我效能感，认识自我价值，进而促进社会适应的提升，有助于核心素养的发展。

五、结论

余暇体育锻炼、一般自我效能感和社会适应之间呈两两显著相关，且余暇体育锻炼能显著正向预测社会适应。一般自我效能感在余暇体育锻炼与社会适应之间起显著的中介效应。在余暇体育锻炼、一般自我效能感和社会适应方面考虑学生必备品格和关键能力的培养，有利于学生核心素养的发展。