家校合作對(duì)初中生體育鍛煉的影響
——基于CEPS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

吳 進(jìn) 李利強(qiáng),2 楊宇航

(1.華東師范大學(xué) 體育與健康學(xué)院,上海 200241;2西藏民族大學(xué) 體育學(xué)院,陜西 咸陽(yáng) 712082)

青少年體育工作在實(shí)現(xiàn)中華民族偉大復(fù)興和永續(xù)發(fā)展中具有基礎(chǔ)性地位和戰(zhàn)略性意義。2013年4月2日,習(xí)近平總書記在參加首都義務(wù)植樹活動(dòng)時(shí)提出了家庭、學(xué)校、社會(huì)三位一體培育青少年強(qiáng)健體魄的教育大格局,對(duì)新時(shí)代青少年體育工作具有重要的指導(dǎo)意義[1]。近年頻繁出臺(tái)的青少年和學(xué)校體育相關(guān)文件均提到“逐步形成學(xué)校、家庭、社區(qū)聯(lián)動(dòng),共同指導(dǎo)學(xué)生體育鍛煉的機(jī)制”[2]“家庭、學(xué)校、社區(qū)的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)持續(xù)增強(qiáng)”[3]“家校協(xié)同營(yíng)造良好體育學(xué)習(xí)環(huán)境”[4]。家校合作共育日益成為青少年體質(zhì)健康促進(jìn)的新動(dòng)能。

家校合作可以分為形式上的參與和實(shí)際上的參與[5]。形式上的參與是指家長(zhǎng)參與家長(zhǎng)會(huì)等公開性的家?；顒?dòng)(以下簡(jiǎn)稱“家長(zhǎng)活動(dòng)參與”),實(shí)際上的參與是指非公開性的家長(zhǎng)與教師的一對(duì)一溝通,又可以分為教師聯(lián)系家長(zhǎng)(以下簡(jiǎn)稱“教師主動(dòng)聯(lián)系”)和家長(zhǎng)聯(lián)系教師(以下簡(jiǎn)稱“家長(zhǎng)主動(dòng)聯(lián)系”)兩個(gè)方面。家長(zhǎng)通過(guò)參與公開性家校活動(dòng)能夠與教師和其他家長(zhǎng)分析和交流養(yǎng)育經(jīng)驗(yàn),但缺乏對(duì)個(gè)體學(xué)生針對(duì)性的指導(dǎo)[6]。教師主動(dòng)聯(lián)系家長(zhǎng)往往是在問(wèn)題出現(xiàn)之后,可能成為一種壓力來(lái)源。家長(zhǎng)主動(dòng)聯(lián)系老師對(duì)青少年行為發(fā)展沒(méi)有穩(wěn)定的正向或負(fù)向關(guān)聯(lián)[7]。青少年和學(xué)校體育領(lǐng)域,國(guó)內(nèi)學(xué)者多采用定性研究探討家校合作提升青少年體質(zhì)健康的價(jià)值闡釋[8]、實(shí)施策略[9]和行動(dòng)指標(biāo)構(gòu)建[10],對(duì)建立我國(guó)青少年和學(xué)校體育家校共育模式提供了理論支持。國(guó)外研究表明,定期邀請(qǐng)家長(zhǎng)參加學(xué)校體育課程能夠提升兒童身體活動(dòng)水平[11]。此外,父母或教師支持對(duì)青春期初中生體育鍛煉的影響存在個(gè)體差異[12]。這不禁令人產(chǎn)生疑問(wèn):在我國(guó)教育文化背景下,家校合作究竟能否促進(jìn)青少年體育鍛煉?不同青少年群體中其異質(zhì)性如何?尚未有學(xué)者就上述問(wèn)題進(jìn)行深入細(xì)致地討論。

基于此,本文使用中國(guó)教育追蹤調(diào)查(CEPS)數(shù)據(jù),采用“普通最小二乘法(OLS)+穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤”模型,探索家校合作會(huì)對(duì)初中生體育鍛煉時(shí)間的影響。在此基礎(chǔ)上,采用分位數(shù)和分樣本回歸進(jìn)一步分析這種影響在不同鍛煉時(shí)長(zhǎng)水平、不同性別以及不同家庭背景學(xué)生群體間的異質(zhì)性。本研究有助于更加清晰全面了解家校合作如何促進(jìn)青少年體育鍛煉,從而為構(gòu)建青少年和學(xué)校體育家校合作模式提供更加明確的科學(xué)循證。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究使用具有全國(guó)代表性的權(quán)威大型追蹤調(diào)查數(shù)據(jù) “中國(guó)教育追蹤調(diào)查(CEPS)”。CEPS 2013-2014學(xué)年開展的首輪基線調(diào)查抽取全國(guó)28個(gè)區(qū)(縣)112所學(xué)校的438個(gè)班級(jí),其中七年級(jí)221個(gè)班級(jí)10279人、九年級(jí)217個(gè)班級(jí)9207人。該數(shù)據(jù)采集團(tuán)隊(duì)于2014-2015學(xué)年開展實(shí)施了第二輪調(diào)查,追訪了首輪調(diào)查的七年級(jí)學(xué)生9449人,樣本追蹤率為91.93%(首輪調(diào)查九年級(jí)學(xué)生為測(cè)試樣本,未納入第二輪追蹤調(diào)查)。布朗芬布倫納(Bronfenbrenner,U.)提出的人類發(fā)展生物生態(tài)學(xué)理論模型作為家校合作和青少年發(fā)展關(guān)系研究常用的概念框架認(rèn)為青少年發(fā)展在一段微觀時(shí)間內(nèi)會(huì)表現(xiàn)出不同程度的連續(xù)性或非連續(xù)性特征,需要追蹤個(gè)體發(fā)展結(jié)果的變化過(guò)程[13]。因此,本文自變量、控制變量使用2013-2014學(xué)年的基線數(shù)據(jù)(T1),因變量使用2014-2015學(xué)年追訪數(shù)據(jù)(T2),以凸顯家校合作對(duì)青少年體育鍛煉時(shí)間影響的過(guò)程性。通過(guò)學(xué)生ID、學(xué)校ID對(duì)兩期數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配,獲得樣本10279個(gè)。根據(jù)研究需要,對(duì)問(wèn)卷中的存在異常值以及缺失核心變量的個(gè)案進(jìn)行剔除。最終剩余有效樣本8766個(gè)。由于主要研究家校合作對(duì)體育鍛煉的影響,為降低其他非核心變量缺失值對(duì)結(jié)果的影響,所采用其他變量的有效樣本數(shù)可能略小于8766個(gè)。

1.2 變量選取

1.2.1 因變量

本研究選取每周鍛煉時(shí)間(T2)為因變量。“中國(guó)教育追蹤調(diào)查”追訪數(shù)據(jù)提供了每周鍛煉的天數(shù)和每次鍛煉的時(shí)間兩項(xiàng)具體信息,將兩者相乘,以小時(shí)為計(jì)量單位。由于鍛煉時(shí)間分布較為離散且存在數(shù)值為0的樣本,故在原始數(shù)值的基礎(chǔ)上加1后取對(duì)數(shù)作為每周鍛煉時(shí)間的測(cè)量變量。

1.2.2 自變量

家校合作(T1)采用CEPS基線數(shù)據(jù)家長(zhǎng)問(wèn)卷中關(guān)于家長(zhǎng)與學(xué)校關(guān)系部分的題項(xiàng)。家校合作的活動(dòng)參與意愿、家長(zhǎng)主動(dòng)聯(lián)系、教師主動(dòng)聯(lián)系三個(gè)維度分別通過(guò)“這學(xué)期以來(lái),關(guān)于孩子的家長(zhǎng)參與家長(zhǎng)會(huì)的情況請(qǐng)回答”“這學(xué)期以來(lái),孩子的家長(zhǎng)是否主動(dòng)聯(lián)系過(guò)學(xué)校教師”“這學(xué)期以來(lái),孩子的教師是否主動(dòng)聯(lián)系過(guò)家長(zhǎng)”三項(xiàng)題目來(lái)測(cè)量。家校合作活動(dòng)參與意愿賦值方法:1=有參加意愿(包括“學(xué)校組織過(guò),參加了”和“學(xué)校尚未組織,準(zhǔn)備參加”兩類情況);0=沒(méi)有參加意愿(包括“學(xué)校組織過(guò),沒(méi)有參加”和“學(xué)校尚未組織,不準(zhǔn)備參加”兩類情況)。家長(zhǎng)主動(dòng)聯(lián)系和教師主動(dòng)聯(lián)系賦值:1=從未,2=一次,3=二到四次,4=五次及以上。

1.2.3 控制變量

參考方黎明[14]、張?jiān)屏恋萚15]就青少年體育鍛煉對(duì)學(xué)業(yè)表現(xiàn)影響研究中控制變量的選擇方式,本研究中控制變量涉及學(xué)生個(gè)體與家庭特征以及學(xué)校體育基礎(chǔ)設(shè)施兩方面。個(gè)體和家庭特征維度包括:性別(0=女,1=男)、獨(dú)生子女(0=否,1=是)、周一到周四是否寄宿(0=否,1=是)、學(xué)業(yè)壓力以及家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。其中學(xué)業(yè)壓力參照白勝超等[16]的處理方式,選取周一到周五課外活動(dòng)花在與學(xué)習(xí)相關(guān)事情上的總時(shí)間作為衡量學(xué)業(yè)壓力的指標(biāo),予以賦值(0=0h,1=0

表1 樣本描述性統(tǒng)計(jì)

1.3 思路方法

以Stata 16.0為數(shù)據(jù)處理工具進(jìn)行實(shí)證研究,具體步驟和方法為:1)根據(jù)因變量特征,使用“OLS+穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤”回歸模型,探討活動(dòng)參與意愿、家長(zhǎng)主動(dòng)聯(lián)系、老師主動(dòng)聯(lián)系對(duì)初中生每周體育鍛煉時(shí)間的影響。2)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷膬?nèi)生性問(wèn)題[17],提高模型解釋力度。3)基于前兩步結(jié)果,采用分位數(shù)和分樣本回歸,繼續(xù)深入探究家校合作對(duì)不同鍛煉時(shí)間水平、不同性別以及不同家庭背景初中的異質(zhì)性影響。

2 結(jié)果與分析

2.1 家校合作對(duì)體育鍛煉時(shí)間影響的回歸結(jié)果

為探究家校合作是否會(huì)對(duì)初中生每周體育鍛煉時(shí)間產(chǎn)生影響,使用不同家校合作形式作為解釋變量,每周鍛煉時(shí)間(h)加1后的對(duì)數(shù)作為因變量進(jìn)行回歸分析,由于因變量為連續(xù)變量,故使用常規(guī)OLS模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。CEPS屬于大樣本追蹤調(diào)查,且可能存在測(cè)量誤差或其他原因引起的異方差問(wèn)題。直接進(jìn)行OLS回歸會(huì)導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)值偏離真實(shí)值。故首先進(jìn)行異方差懷特檢驗(yàn)(White test),結(jié)果顯示P<0.01,拒絕同方差原假設(shè),存在異方差。因此采用“OLS+穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤”進(jìn)行回歸分析。控制變量性別、是否為獨(dú)生子女、是否寄宿、學(xué)業(yè)壓力、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、學(xué)校設(shè)施均具有顯著影響,說(shuō)明控制變量選取合理(見(jiàn)表2)。其中性別、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)體育鍛煉時(shí)間的影響較大?？刂粕鲜鲎兞亢蟀l(fā)現(xiàn),家校合作能夠顯著影響體育鍛煉時(shí)間,且為正向效應(yīng),但回歸系數(shù)數(shù)值較小。表明家校合作在一定程度上有助于促進(jìn)初中生體育鍛煉水平,但這種效益有待進(jìn)一步加強(qiáng)。

表2 家校合作影響體育鍛煉時(shí)間的回歸結(jié)果

2.2 內(nèi)生性檢驗(yàn)

當(dāng)模型存在遺漏變量時(shí),會(huì)出現(xiàn)解釋變量與擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)的內(nèi)生性問(wèn)題,造成OLS估計(jì)系數(shù)偏頗。結(jié)合梁麗嬋等[18]研究結(jié)論,認(rèn)為家長(zhǎng)參與行為更有可能受到其他因素影響而存在內(nèi)生性問(wèn)題。為進(jìn)一步明確因果關(guān)系,使用杜賓-吳-豪斯曼檢驗(yàn)(Durbin-Wu-Hausman Test, DWH)驗(yàn)證家長(zhǎng)主動(dòng)參與的內(nèi)生性,以判斷是否有必要使用工具變量。依據(jù)DWH檢驗(yàn)步驟選取合適的工具變量,該變量應(yīng)滿足與自變量相關(guān)(相關(guān)性)且與擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)(外生性)兩個(gè)條件[19]。鑒于此,擬選取家長(zhǎng)與教師溝通的害怕程度作為工具變量,通過(guò)題項(xiàng)“您害怕和孩子的老師交流嗎?”予以計(jì)算。理由如下:1)相關(guān)性。兩階段回歸結(jié)果顯示,家長(zhǎng)與教師溝通的害怕程度和家長(zhǎng)主動(dòng)聯(lián)系老師的頻次之間回歸系數(shù)顯著(P<0.01)。2)外生性。研究屬于恰好識(shí)別的情況,通過(guò)定性討論來(lái)判斷工具變量選取的外生性。研究認(rèn)為,家長(zhǎng)與教師溝通的害怕程度除了通過(guò)家校合作影響初中生體育鍛煉時(shí)間,很難想象還有其他途徑會(huì)影響體育鍛煉。由此該變量具有排他性特質(zhì),符合外生性要求。綜合上述兩點(diǎn),將家長(zhǎng)與教師溝通的害怕程度作為家長(zhǎng)主動(dòng)聯(lián)系的工具變量進(jìn)行檢驗(yàn)。弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果現(xiàn)實(shí),F統(tǒng)計(jì)量為96.731,超過(guò)臨界值10,表明不存在弱工具變量問(wèn)題。最終,DWH檢驗(yàn)結(jié)果顯示P>0.05,接受了“解釋變量為外生”的原假設(shè),在這種情況下OLS估計(jì)更為有效。

2.3 鍛煉時(shí)長(zhǎng)的分位數(shù)回歸結(jié)果

為深入探討家校合作對(duì)不同體育鍛煉參與時(shí)長(zhǎng)學(xué)生的影響是否存在差異及其具體表現(xiàn),表3第(2)～(6)分別呈現(xiàn)了第10、25、50、75、90分位點(diǎn)處的回歸結(jié)果。顯然,不同形式的家校合作對(duì)初中體育鍛煉時(shí)間的影響是存在差異。家長(zhǎng)參與公開性家校活動(dòng)對(duì)鍛煉時(shí)間處于中下等學(xué)生具有顯著正向影響;家長(zhǎng)主動(dòng)聯(lián)系老師的頻次能夠顯著影響低水平學(xué)生的體育鍛煉時(shí)間;老師主動(dòng)聯(lián)系家長(zhǎng)頻次對(duì)中等及以上學(xué)生的正向影響效果逐漸遞增。從回歸系數(shù)數(shù)值大小來(lái)看,家校合作對(duì)體育鍛煉時(shí)間不足學(xué)生(0.029～0.050)的影響效應(yīng)大于鍛煉時(shí)間相對(duì)充足的學(xué)生(0.018～0.035)。

表3 家校合作對(duì)學(xué)生體育鍛煉時(shí)間影響的分位數(shù)回歸結(jié)果

2.4 性別的分樣本回歸結(jié)果

表4與圖1、圖2、圖3呈現(xiàn)了不同家校合作形式對(duì)不同性別學(xué)生的異質(zhì)性影響?？傮w上來(lái)看,家校合作對(duì)男生體育鍛煉參與時(shí)間的影響程度大于女生,尤其在家長(zhǎng)活動(dòng)參與意愿方面最為明顯:無(wú)論處于何種體育鍛煉參與時(shí)長(zhǎng)的女生均難以從中獲得提升。相較而言,中等偏下水平男女生分樣本均顯著受益于家長(zhǎng)主動(dòng)聯(lián)系老師的頻次,第25分位點(diǎn)處的男生和第10分位點(diǎn)處的女生受到的正向影響最大。老師主動(dòng)聯(lián)系家長(zhǎng)對(duì)中上等水平男生影響顯著,在第90分位處最為明顯。位于第10分位處的女生反而會(huì)受到負(fù)向影響。上述異質(zhì)性可能與男、女青少年自然性別、心理特征、行為習(xí)慣和性格特質(zhì)的性別差異有關(guān)。因此,探討如何通過(guò)家校合作促進(jìn)女性青少年體育鍛煉尤為重要。

圖1 家長(zhǎng)參與意愿的分位數(shù)回歸系數(shù)變化趨勢(shì)圖(不同性別分樣本)

圖2 家長(zhǎng)主動(dòng)聯(lián)系的分位數(shù)回歸系數(shù)變化趨勢(shì)圖(不同性別分樣本)

圖3 老師主動(dòng)聯(lián)系的分位數(shù)回歸系數(shù)變化趨勢(shì)圖(不同性別分樣本)

表4 家校合作對(duì)不同性別學(xué)生分樣本回歸結(jié)果

2.5 家庭背景的分樣本回歸結(jié)果

依據(jù)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)正負(fù)將學(xué)生家庭分為優(yōu)勢(shì)家庭(正值)和劣勢(shì)家庭(負(fù)值)。表5和圖4、圖5、圖6表示不同家校合作形式對(duì)不同家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位學(xué)生的異質(zhì)性影響。與不同性別分樣本回歸結(jié)果類似,家校合作對(duì)兩類家庭背景中學(xué)生體育鍛煉的影響也出現(xiàn)了較大的異質(zhì)性,各分位點(diǎn)處的優(yōu)勢(shì)家庭學(xué)生受到家校合作的積極影響均大于劣勢(shì)家庭學(xué)生,家校合作更加有利于提高優(yōu)勢(shì)家庭學(xué)生體育鍛煉時(shí)間。家長(zhǎng)主動(dòng)聯(lián)系老師對(duì)處于較低體育鍛煉水平的兩類家庭學(xué)生均具有正向影響。對(duì)于劣勢(shì)家庭而言,家校合作僅在一定程度上可以提高第10和第25分位學(xué)生的鍛煉時(shí)間。上述異質(zhì)性可能與優(yōu)勢(shì)家庭具有更好的體育教育家庭支持有關(guān)。研究結(jié)果提示,目前家校合作會(huì)擴(kuò)大學(xué)校體育教育的不公平性,造成不同家庭背景初中生體育鍛煉的馬太效應(yīng)。

圖4 家長(zhǎng)參與意愿的分位數(shù)回歸系數(shù)變化趨勢(shì)圖(不同家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位分樣本)

圖5 家長(zhǎng)主動(dòng)聯(lián)系的分位數(shù)回歸系數(shù)變化趨勢(shì)圖(不同家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位分樣本)

圖6 老師主動(dòng)聯(lián)系的分位數(shù)回歸系數(shù)變化趨勢(shì)圖(不同家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位分樣本)

表5 家校合作對(duì)不同家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位學(xué)生分樣本回歸結(jié)果

3 討論

3.1 家校合作促進(jìn)初中生體育鍛煉

家校合作對(duì)初中生體育鍛煉時(shí)長(zhǎng)具有正向影響,與楊燕國(guó)博士學(xué)位論文中體育“家校社”多元聯(lián)動(dòng)提高學(xué)生身體活動(dòng)水平的干預(yù)研究結(jié)果基本一致[20]。不同之處在于,本研究進(jìn)一步細(xì)化了不同家校合作形式的影響。數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示,公開性與非公開性的家校合作均有助于提升初中體育鍛煉時(shí)長(zhǎng)。然而,回歸系數(shù)的數(shù)值提示,現(xiàn)行家校合作模式體育鍛煉促進(jìn)效果仍有較大的提升空間,亟需高系統(tǒng)性和融合性的共育理論與實(shí)踐的前瞻性指引[21]。從時(shí)空社會(huì)學(xué)視角來(lái)看,當(dāng)前學(xué)校、家庭、學(xué)生以學(xué)業(yè)成績(jī)?yōu)槟繕?biāo)導(dǎo)向,認(rèn)為體育鍛煉存在占用學(xué)習(xí)時(shí)間、拖分?jǐn)?shù)“后退”的弊端,體育活動(dòng)的社會(huì)時(shí)間被急劇壓縮,致使體育家校共育被排斥在學(xué)校教育家校合作規(guī)劃之外。此外,青少年體育鍛煉的空間需求尚未得到滿足,城市體育空間可供性[22]、鄉(xiāng)村體育設(shè)施完善性[23]等問(wèn)題亟待解決。因此,在體教融合以及“雙減”背景下,積極研究體育家校合作的阻礙機(jī)制與實(shí)現(xiàn)路徑,探索多樣化的共育形式具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

3.2 家校合作對(duì)初中生體育鍛煉的異質(zhì)性影響

3.2.1 體育鍛煉參與時(shí)長(zhǎng)的異質(zhì)性影響

家校合作對(duì)不同鍛煉時(shí)長(zhǎng)水平的初中生存在異質(zhì)性影響,家長(zhǎng)主動(dòng)發(fā)起的或公開性質(zhì)的家?；顒?dòng)有助于提高中等偏下學(xué)生體育鍛煉時(shí)間。目前,尚未有研究對(duì)此現(xiàn)象做出合理解釋。本研究猜測(cè)可能原因是不同家校合作形式對(duì)初中生體育鍛煉參與動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)效果存在差異。自我決定理論認(rèn)為動(dòng)機(jī)的自我調(diào)節(jié)程度是在一個(gè)連續(xù)體上變化的[24]。體育參與時(shí)間較少的學(xué)生自身鍛煉動(dòng)機(jī)較低,體育成績(jī)不夠理想。面對(duì)體育中考?jí)毫?家長(zhǎng)主動(dòng)聯(lián)系老師被子女視為父母對(duì)自身未來(lái)發(fā)展不確定性的擔(dān)憂與焦慮[25]。由此,取悅父母、應(yīng)付考試等內(nèi)攝調(diào)節(jié)加強(qiáng)了體育鍛煉的外部動(dòng)機(jī),推動(dòng)了體育鍛煉行為。對(duì)于已經(jīng)具備較好鍛煉習(xí)慣的學(xué)生而言,享受樂(lè)趣、能力提升、表現(xiàn)自我等內(nèi)在因素對(duì)其鍛煉行為的整合調(diào)節(jié)作用更大[26]。同時(shí)由于天花板效應(yīng),家校合作對(duì)這部分學(xué)生的影響相對(duì)較小。

3.2.2 性別的異質(zhì)性影響

家校合作對(duì)男性初中生體育鍛煉的影響大于女初中生,該結(jié)果與前人觀點(diǎn)基本一致[27]。一方面,受到運(yùn)動(dòng)偏好的性別差異影響,男初中生通常比女生鍛煉積極性更高,傾向于參加集體性、競(jìng)技性體育鍛煉活動(dòng),以實(shí)現(xiàn)展現(xiàn)自我能力的心理需要。而女初中生則更加內(nèi)斂含蓄,傾向于選擇相對(duì)靜止的余暇活動(dòng)。另一方面,受到體育鍛煉性別偏見(jiàn)的刻板思想和社會(huì)流行“以瘦為美”的審美文化影響,青少年女性往往會(huì)認(rèn)為女性美在于四肢纖細(xì),而對(duì)于肌肉曲線清晰明顯的“運(yùn)動(dòng)美”產(chǎn)生偏見(jiàn)[28],這種認(rèn)知沖突使女性初中生對(duì)體育鍛煉產(chǎn)生了誤解。另外,值得關(guān)注的是,本研究發(fā)現(xiàn)老師主動(dòng)聯(lián)系家長(zhǎng)頻次過(guò)多可能對(duì)女性初中生造成負(fù)面影響。多數(shù)情況下,人際支持對(duì)青少年體育參與被視為對(duì)其內(nèi)在興趣的鼓勵(lì),但是也可能形成外部壓力[29]。以往研究已證實(shí),青春期女性對(duì)于人際壓力感知存在易察覺(jué)且聚焦的特點(diǎn),抗壓能力普遍低于男性[30]。老師主動(dòng)聯(lián)系家長(zhǎng)更有可能是發(fā)生在青少年出現(xiàn)外化行為之后,此時(shí)家長(zhǎng)會(huì)加強(qiáng)對(duì)子女的監(jiān)管力度,產(chǎn)生過(guò)度的外部壓力,導(dǎo)致女生更有可能出現(xiàn)對(duì)體育鍛煉的厭倦、抵觸等不良情緒體驗(yàn)。綜上,家校合作對(duì)初中生體育鍛煉影響的性別差異可能與運(yùn)動(dòng)偏好的性別差異、傳統(tǒng)社會(huì)性別觀念引發(fā)的審美差異以及女性青少年的情緒易感性有關(guān)。

3.2.3 家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的異質(zhì)性影響

家校合作對(duì)初中生體育鍛煉的影響存在家庭背景差異,優(yōu)勢(shì)家庭子女鍛煉促進(jìn)作用更大。該結(jié)果印證了家庭因素在青少年體育健身中的重要作用[31]。根據(jù)代際互動(dòng)理論和家庭影響模型,父母對(duì)體育鍛煉的價(jià)值觀及其社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與子女體育參與行為顯著相關(guān)[32]。在考高分、上名校以偏概全的指揮棒下,劣勢(shì)家庭父母更渴望子女通過(guò)刻苦學(xué)習(xí)改變命運(yùn),選擇以犧牲體育鍛煉時(shí)間換取學(xué)業(yè)成績(jī)提升[33]。相比之下,優(yōu)勢(shì)家庭擁有更多的社會(huì)文化資本,家庭教育理念更加關(guān)注子代全面發(fā)展,傾向于謀求優(yōu)質(zhì)的校外體育培訓(xùn),其子女有更多機(jī)會(huì)享受運(yùn)動(dòng)樂(lè)趣[34]、養(yǎng)成運(yùn)動(dòng)習(xí)慣[35]。最終,這種由社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位引起的教育理念上的本質(zhì)性差異導(dǎo)致精英階層家庭子女鍛煉時(shí)間明顯高于劣勢(shì)家庭[36]。因此,本研究認(rèn)為家校合作促進(jìn)青少年體育鍛煉可能伴隨著體育教育結(jié)果公平分化的問(wèn)題。

3.3 建議

結(jié)合研究結(jié)果,提出以下建議:1)打造多樣化的體育家校合作內(nèi)容譜系。圍繞體育家庭作業(yè)、親子運(yùn)動(dòng)會(huì)、家長(zhǎng)體育素養(yǎng)提升等主題創(chuàng)設(shè)形式多樣、內(nèi)涵豐富、教育意義突出的新時(shí)代體育家校合作基本樣態(tài)。2)家校共育培養(yǎng)初中生體育鍛煉興趣。以學(xué)生價(jià)值期望與目標(biāo)掌握為依據(jù),優(yōu)化體育課堂教學(xué)氛圍與家庭體育參與氛圍,促進(jìn)學(xué)生體育學(xué)習(xí)興趣產(chǎn)生與發(fā)展。3)著力通過(guò)家校合作提升女初中生體育參與率。加強(qiáng)“家-校-社”聯(lián)動(dòng),以學(xué)校為核心、家庭為主體、社區(qū)為輔助,積極營(yíng)造促進(jìn)女性青少年體育參與的良好社會(huì)風(fēng)氣。4)建立“學(xué)校-家庭”體育幫扶制度。定期為貧困家庭提供體育器材、健身指導(dǎo)等服務(wù),滿足弱勢(shì)家庭青少年體育需求。

3.4 研究局限

一是受到研究數(shù)據(jù)可獲得性的掣肘,研究無(wú)法對(duì)一些變量的研究設(shè)計(jì)做到嚴(yán)格實(shí)現(xiàn)。譬如,體育鍛煉的類型、強(qiáng)度的細(xì)化以及最佳工具變量的選取等。二是缺少對(duì)家校合作地域性差異的考察。三是未能檢驗(yàn)家校合作對(duì)體育鍛煉的作用機(jī)制,如能揭示兩者背后的中介或調(diào)節(jié)效應(yīng),就能夠更有針對(duì)性地提出家校合作促進(jìn)初中生體質(zhì)健康的實(shí)踐方案。