在新时代背景下，青少年身心健康与全面发展被置于前所未有的战略高度。相关政策不仅旨在减轻学生的课业负担，更意在重塑教育生态。其中，体育锻炼的作用从传统的体质增强手段，正在转变为提高青少年综合素质，特别是坚韧品格与学习毅力的重要方式[1-2]。然而，实际情况是，“双减”政策释放的时间红利并未完全转化为学生自主的体育参与，一部分学生反而陷入对课外辅导或对电子产品的过度依赖的困境。学习毅力作为非认知能力的一个关键构成要素，被定义为学生为达成长期学业目标所体现出的持续热情与不懈努力，其直接关系到学生面对学习挑战时的韧性与最终的学业成就[3]。在此背景下，揭示体育锻炼对学习毅力的影响，具有重要的现实意义。
尽管现有研究证实了体育锻炼对非认知能力具有积极效应[4-5]，但仍存在亟待厘清的学术问题。一是作用机制尚不明确。体育锻炼的身体活动属性是如何转化为学习毅力的?本研究认为，体育锻炼可能是首先通过增强个体的积极心理特质（如自信心、情绪稳定性），进而迁移到学习毅力。这一中介机制亟待实证检验。二是情境边界尚不明确。体育锻炼的效果是否在所有情境下都相同?例如，在“双减”政策下备受关注的课外辅导情境中，参加课外辅导是会挤占体育锻炼的时间，还是会强化体育锻炼的效果?
因此，本研究旨在解决上述问题，主要通过构建包含自信心与情绪稳定性的多重中介模型，深入探讨体育锻炼对青少年学习毅力的影响机制及其内在传导机制，以期为深化体教融合、优化学校教育实践提供实证依据。
1 文献综述与研究假设（见图1）
1.1 体育锻炼对青少年非认知能力的影响
近年来，非认知能力在学生全面发展方面的重要性日益凸显。雷万鹏等学者基于中国教育追踪调查(CEPS)数据的研究，首次系统地验证了非认知能力对学业成绩的影响[6]。在此基础上，张要要[7]和黄翔等[8]学者进一步探讨体育锻炼对青少年非认知能力的具体影响，从对中国教育追踪调查数据进行的实证分析中发现，体育锻炼可以显著提高青少年的非认知能力。更具体的是，多项研究聚焦于体育锻炼对毅力的培养。例如：黄梓维[9]使用视频资源激发学生的体育兴趣，并通过设计运动竞赛提高了学生的运动参与度，证实了体育运动对学生的毅力形成具有促进作用；张华文等学者[10]基于体育学习力理论提出，体育教育的核心在于培养学生的体育学习力，而体育俱乐部模式通过团队协作、竞赛规则等课程设计，能系统地培养学生的毅力、规则意识及协作能力。这2项研究从不同角度证实了体育锻炼在培养毅力方面的积极作用。此外，彭根岭[11]和吴德[12]有关小学体育教学的研究则论证了系统的体育教学活动在培养学生的意志力和意志品质方面的有效性。综上所述，提出假设1（H1）：体育锻炼对青少年的学习毅力具有显著的正向直接影响，即有规律地进行体育锻炼的青少年在面对学业挑战时表现出更显著的坚持性和努力程度。
1.2 体育锻炼对青少年心理健康和社会情感能力的影响
在探讨体育锻炼对非认知能力的影响时，研究者们也关注到体育锻炼对学习毅力的影响，且这种影响并不直接，而是通过心理机制转化形成的。例如：李昌俊等[13]学者系统分析了体育锻炼促进心理健康的效果和机制，认为体育锻炼能通过增强社会支持、自我效能感等路径改善心理健康；王树明等[14]学者的研究则聚焦于体育锻炼对青少年社会情感能力的影响，并发现体育锻炼通过增强心理韧性，能显著增强青少年的社会情感能力。上述研究共同指向自信心（自我效能）和情绪调节（心理韧性）的关键作用。在探讨体育锻炼的影响时，一些研究者注意到同伴关系的重要性。例如：王春超等[15]学者基于社会学习理论框架的实验得出，在同伴的正面影响下，儿童的合作能力和自控力可有效提高；马明兵等[16]学者发现，同伴间通过体育运动建立的友谊能提高各自的自我效能，体育运动承诺还可以显著改善青少年的体育锻炼效果；李鹏程等[17]学者则关注初中生的体育教师和同伴对其体育运动参与及体质健康的影响，并发现体育教师的指导和同伴的支持对其体育运动参与和体质健康有显著正向影响。综合分析现有的研究证据，体育锻炼对非认知能力的影响存在多层级作用模式。具体包括：在个体层面，通过神经可塑性改变和积极心理特质积累产生直接影响；在人际关系层面，通过社会关系网络产生调节效应；在环境层面，依托教育生态形成支持。基于以上，进一步提出以下2个假设。 H2a：自信心在体育锻炼影响青少年的学习毅力时产生了中介作用，即体育锻炼通过增强青少年自信，进而增强其学习毅力。 H2b：情绪稳定性在体育锻炼影响青少年的学习毅力时产生了中介作用，即体育锻炼通过提高青少年的情绪调节能力，进而增强其学习毅力。
1.3 学习毅力对学业成绩的影响
在现代教育心理学研究范畴，对青少年学业成就的分析已从单一的认知能力（如智商）扩展到对非认知能力的系统研究。学习毅力作为一种非认知能力，被界定为对长期学习目标持之以恒的热情和坚持不懈的努力，已成为预测学业成就和心理健康的关键指标。例如：胡德刚等[18]学者发现，课外体育锻炼对初中生学业成绩有显著的正向影响，适度的体育锻炼频率和强度能提高初中生的学习效率和学业成绩，这种效率的提高要求学生保持高度的专注和持续的认知投入，这正是学习毅力的坚持和努力维度的核心内涵；武启萌等[19]学者经研究发现，体育锻炼能通过改善同伴关系、增强自信来减少问题行为，而学习毅力可以直接驱动青少年在学业挑战中保持专注；沈过[20]的研究进一步揭示，体育锻炼能显著影响中学生的学习投入水平和心理健康程度，适度的体育活动有助于缓解学业压力、增强心理韧性，这些结论与学习毅力所依托的坚持性和自我调节能力高度相关；钟秉枢[21]则从更宏观的视角提出，体育运动对青少年人格的塑造具有积极作用，其中也包括毅力等品质的培养。
综上所述，学习毅力作为重要的非认知能力，既可能对学业成绩产生直接的积极影响，也可能通过改善心理状态和学习行为间接影响学业成绩。因此，基于已有研究成果，提出假设3（H3）：学习毅力对青少年学业成绩有显著正向影响。
2 研究设计
2.1 数据来源
本研究的数据来自中国教育追踪调查（CEPS）（2014—2015学年），该数据在研究体育锻炼与学习毅力的相关性方面具有重要价值。首先，中国教育追踪调查是目前国内最典型的大规模教育追踪调查，包括本研究涉及的所有变量（体育锻炼、心理特质、标准化处理的学业成绩等）。其次，青少年体育锻炼与心理发展的作用机制不会因时间推移而发生根本变化。再其次，中国教育追踪调查（2014—2015学年）的数据是“双减”等重大教育政策发布前的基线数据，其在揭示机制性变量关系方面具有独特的研究价值。本研究从中国教育追踪调查数据库中选取初中阶段学生样本，剔除关键变量缺失的观测值后，最终获得有效样本8448人。样本覆盖全国28个区（县）的112所学校，其中：男生占比为51.2%，女生占比为48.8%；农业户口学生占比为67.2%，非农业户口学生占比为32.8%；进行体育锻炼的学生占比为97.1%。
2.2 变量界定
1）学习毅力（因变量）。在教育心理学范畴，学习毅力通常被定义为学习者在面对学业挑战时所表现出的坚持不懈和热情[3]，反映的是学习者在学习过程中遇到困难时的自我调节能力，包括学习行为坚持、对学习的情感不消极以及积极提高自身认知能力，目的是实现学习目标。本研究据此使用中国教育追踪调查的标准化量表对学习毅力进行评估。该量表是基于其他研究者[6-22]开发的毅力量表改编而成，具有良好的信效度（克龙巴赫α系数为0.78）。其中包含3个题项：“就算身体不舒服或有理由留在家也会尽力去上学”（体现学习坚持性）、“就算不喜欢的功课也会努力完成”（体现学习努力程度）、“就算功课要用很长时间也会不断努力”（体现学习目标导向）。该量表使用利克特量表4点计分法，将上述3个题项得分相加后标准化处理为2~8分区间值。
表4 稳健性检验结果 |
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注：3）表示p < 0.001。 |
2）体育锻炼（自变量）。本研究中的体育锻炼数据提取自调查问卷中关于受访者体育活动频率与时长的相关题项。在进行数据处理时，参考国家国民体质监测中心发布的《2020年全民健身活动状况调查公报》中关于“经常参加体育锻炼”的相关界定，这里的“经常”定义为每周至少3次、每次30 min及以上的中等强度体育活动[23]，编码为二分形式的离散型变量（是否经常参与体育锻炼：是赋值为1，否赋值为0）。
4）学业成绩（因变量）。该变量使用语文、数学、英语三门主课的标准化平均分表示。该分数由中国教育追踪调查数据团队提供，已通过标准化处理控制了不同学校的考试难度差异，具有跨校可比性。
表1 变量的描述性统计结果 |
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2.3 模型构建
体育锻炼作为一种结构化的身体活动，其对积极心理特质的塑造作用在发展心理学中已得到广泛验证[28]，并且本研究关于体育锻炼 →学习毅力的路径设定也得到支持。在实证检验时，本研究使用普通最小二乘法（OLS）、分层回归模型和工具变量法尝试处理潜在的内生性问题。此外，通过控制可能同时影响体育锻炼和学习毅力的混淆变量（如家庭社会经济地位、父母期望等），减少遗漏变量偏差。需要强调的是，基于横截面数据的因果推断存在固有局限，本研究的发现应被理解为在当前数据和方法约束下的最佳结果，未来研究可通过面板数据或实验进一步验证。
1）回归模型。该模型用于评估体育锻炼对学习毅力的直接影响，主要运用普通最小二乘法（OLS）进行回归分析。
Y1= β0+ β1 X + β2 C1+ β3 C2+ β4 C3+ β5 C4+ β6 M1+ β7 M2+ ε
式中：Y1表示因变量——学习毅力的得分；X表示自变量——体育锻炼；C1、C2、C3、C4分别表示性别、户籍性质、课后辅导、寄宿情况等需要控制的额外变量；M1表示中介变量——自信心；M2表示中介变量——情绪稳定性；β0、β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7为回归系数；ε为随机误差项。
2）分层回归模型。首先，使用基于普通最小二乘法（OLS）的分层多元线性回归分析探究变量之间的相关性，通过5个逐步递进的分层回归模型分析体育锻炼与学习毅力之间的关系（见表2）。其中：模型一（基础模型）是分析的起点，基于该模型列入性别、户籍性质、是否进行体育锻炼、是否参与课后辅导班等额外变量，同时还控制班级固定效应，以减少班级层面可能存在的异质性，确保运算结果的稳健性；模型二（体育锻炼模型）是在模型一的基础上将体育锻炼作为主要自变量，单独评估其对学习毅力的影响；模型三（中介变量模型）是在模型二的基础上增加自信和情绪稳定性，并将其作为潜在中介变量，旨在探讨体育锻炼如何通过这些内在心理机制影响学习毅力；模型四(完整模型）则是代入了所有额外变量、自变量以及中介变量，全面评估体育锻炼对学习毅力的影响；模型五是将学业成绩作为因变量，旨在验证研究假设H3。其次，通过同时控制模型中的体育锻炼及主要心理变量，进一步单独检验学习毅力对学业成绩的预测作用，从而为本研究理论框架的末端路径（学习毅力→学业成绩）提供实证支撑。
表2 体育锻炼影响学习毅力的分层回归模型分析结果（n=8448） |
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注:括号内为聚类稳健标准误差；1)、2)和3)分别表示在 1% 、5% 和 10% 的水平显著。 |
3）工具变量模型。在工具变量的选取上，本研究借鉴相关研究者[29-30]的研究思路，将班级与性别作为体育锻炼的工具变量。原因有如下3个。①满足相关性假设。班级的性别比例会影响班级文化和学生间的社交。一般情况下，男生人数占比较大的班级，通过同伴效应可能会增加个体（无论男生还是女生）进行体育锻炼的概率。因此，一个班的学生性别比例与该班个人体育锻炼之间存在正相关关系。②基本满足排他性（外生性）假设。学生的班级分配在我国通常是随机的或基于入学成绩，个体无法自主选择班级的性别比例构成。从行为传导机制而言，会影响个体学习毅力的其他直接因素如同伴效应、社交氛围等，在很大程度上正是通过影响学生体育课外活动参与、课堂互动模式等行为而发挥作用，而这些因素影响学习毅力的路径与本研究的假设（体育锻炼增强学习毅力）具有内在一致性，并非完全脱离体育锻炼路径。因此，在控制班级相关特征并聚焦于体育行为作为主要中介变量的前提下，工具变量对排他性假设的违背程度可被限制在相对有限范围内。因此，该变量具有较好的外生性。③通过统计检验验证工具变量的有效性，包括弱工具变量检验（F统计量>10）和过度识别检验。需要说明的是，任何工具变量都难以完全满足排他性假设，本研究通过多重检验和敏感性分析尽可能验证其合理性。
3 研究结果
3.1 体育锻炼对学习毅力的影响
体育锻炼对学习毅力具有显著且稳健的正向影响，这一结论在不同模型中均得到验证。模型二的直接效应分析结果显示，有规律地进行体育锻炼的学生，其学习毅力的影响系数为 0.716（p<0.01），说明体育锻炼对学习毅力有显著促进作用。而以自信心与情绪稳定性为中介变量的完整模型（模型四）分析结果显示，体育锻炼对学习毅力的影响仍非常显著，说明其对学习毅力的促进既存在直接路径，也通过中介变量发挥部分作用。其中，自信心（β=0.246，p<0.01）和情绪稳定性（β=0.018，p<0.01）均对学习毅力有显著正向影响。在控制额外变量时，课后辅导（模型一β=0.153，p<0.01）与寄宿情况（模型一β=0.136，p<0.01）对学习毅力也有正向影响。此外，性别与户籍性质对学习毅力的影响呈现出随模型深化的动态变化：从模型一至模型三的分析结果中发现，两者的影响未达到显著水平；但从代入全部变量的完整模型（模型四）的分析结果中发现，户籍性质呈显著负向影响（β=-0.116，p<0.05）；而从以学业成绩为因变量的模型五的分析结果中发现，性别与户籍性质也均产生了显著影响。
本研究的模型稳健性与拟合度良好，可以进一步支撑结论的可靠性。体育锻炼对学习毅力的正向影响在分层回归模型（模型二至模型四）的逐步检验中均显著。从模型的拟合优度来看，随着额外变量、自变量及中介变量的逐步代入，模型的决定系数（R2）从仅包含额外变量时的0.005（模型一）逐步增大至中介效应模型的0.106（模型四）。这一指标的增大趋势表明，分层回归模型增加了体育锻炼及其内在心理机制后，显著增强了该模型对因变量（学习毅力）变异的解释力度。
3.2 稳健性检验
本研究的基准回归分析结果已证实，体育锻炼对学习毅力有显著正向影响，但是2个变量间可能存在双向因果关系与遗漏变量引发的内生性问题。一方面，学习毅力较强的受访者可能更倾向于进行体育锻炼，形成反向因果关系；另一方面，尽管基准回归分析时已控制个体与家庭层面的关键变量，但实际调查情况的复杂性仍可能导致不可观测变量的遗漏[7]，进而造成估计偏差，影响因果关系推断的严谨性。为了解决这一问题，本研究使用工具变量法，在两阶段最小二乘法（2SLS）框架下进行稳健性检验（结果见表3）。参考相关文献[31]，本研究选取 “同班异性人数” 作为工具变量，其合理性基于工具变量的选取依据：在相关性方面，同班异性人数作为教育环境的重要特征，会显著改变青少年的社交网络与互动模式。进一步来说，在青春期同伴效应的作用下，班级性别构成的差异易激发个体不同的自我表现意愿，从而会直接影响其包括体育锻炼在内的课外行为决策；在外生性方面，目前还没有经验证据表明同班异性人数会直接影响学生的学习毅力或自信心[32]，而仅会通过体育锻炼间接产生影响，满足排他性假设。
表3 两阶段最小二乘法估计结果 |
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注：括号内为聚类稳健标准误差； 1) 、2)和3)分别表示在 1% 、5% 和 10% 的水平显著。 |
两阶段最小二乘法的核心逻辑是两阶段回归分析：第一阶段以体育锻炼为因变量，将同班异性数（工具变量）与其他额外变量进行回归分析，目的是获取体育锻炼的拟合值；第二阶段将该拟合值代入回归模型，评估其对学习毅力产生的净效应。表3的分析结果显示，第二阶段的体育锻炼对学习毅力的影响相较基准回归模型分析结果显著（p<0.001），说明基准回归模型因内生性问题使体育锻炼对学习毅力的促进效应变小了。从额外变量来看：1）两阶段回归分析结果显示，寄宿情况对学习毅力的影响在1%水平显著，说明受访学生寄宿对其学习毅力产生的正向作用稳健；2）第二阶段回归分析结果显示，户籍性质对学习毅力的影响在5%水平显著（β=-0.293，p<0.05），说明控制内生性问题后，在体育锻炼影响学习毅力时，居住在农村的受访学生与居住在城镇的受访学生的差异显著；3）第二阶段回归分析结果显示，自信心（β=-0.094）与情绪稳定性（β=-0.002）对学习毅力的影响差异不显著，说明其在初始模型中的显著结果主要是由未观测因素引起的虚假相关。通过工具变量法有效控制内生性偏误后，排除混淆因素的干扰，从而反映出自信心与情绪稳定性实际上并未对学习毅力产生直接影响。从模型拟合度来看，第二阶段回归分析时的R2从第一阶段回归分析时的0.069增加至0.284，表明修正内生性问题后模型对学习毅力的解释力显著增强。
内生性检验旨在验证模型是否存在自变量与误差项相关的问题。由表4可知：1）德宾检验的卡方统计量值为 63.236（p<0.001），吴-豪斯曼检验F值为63.638（p<0.001），均在 1% 水平显著证伪了“所有变量均为外生” 的假设，说明本研究构建的模型存在显著内生自变量，应通过工具变量法调整；2）弱工具变量检验的F值为 14.88（p<0.001），大于学界普遍认可的F值> 10的标准[5]，说明工具变量与内生自变量（体育锻炼）显著相关，不存在弱工具变量问题；3）过度识别检验（萨甘检验）结果为0.155（p=0.693），表明无法证伪“工具变量满足外生性条件” 的原假设，进一步证明了工具变量的合理性。综上所述，内生性检验、弱工具变量检验与过度识别检验均说明本研究的工具变量选择恰当、模型构建合理，由调整内生自变量后的估计结果推断因果关系更可靠。
3.3 中介效应分析
如图2所示：1）路径a1和路径a2揭示了体育锻炼对自信心和情绪稳定性的影响，其影响在1%的水平上显著为正（路径a1的β值为0.115,路径a2的β值为0.047）,该结果说明，体育锻炼作为增强个体自信心和情绪稳定性的路径的假设成立，同时也说明，自我效能感的提升是学习动力的关键驱动力；2）路径b1和路径b2的分析结果显示，自信心和情绪稳定性对学习毅力有显著正向影响(路径b1的β值为0.244, 路径b2的β值为0.013)，这表明心理因素——特别是通过体育锻炼增强的自信心和情绪稳定性对学习毅力产生了正向作用；3）体育锻炼对学习毅力的直接效应系数分别为0.049和0.072，并且都在1%的水平上显著为正，表明体育锻炼与学习毅力显著相关。
为了检验假设H2a和H2b，本研究使用了逐步回归分析，同时结合自助法检验中介效应。中介效应检验满足了以下4个条件：1）自变量（体育锻炼）对因变量（学习毅力）的总效应显著；2）自变量对中介变量（自信心、情绪稳定性）的效应显著；3）控制自变量后，中介变量对因变量的效应显著；4）控制中介变量后，自变量对因变量的直接效应不显著。检验结果显示（见表5），自信心和情绪稳定性的中介效应均达到显著水平，支持假设H2a和H2b。值得注意的是，控制中介变量后，体育锻炼的直接效应仍然显著（β=0.379, p<0.001）（见表2），说明存在部分中介效应，并且可能还有其他未被识别的中介机制。为了更准确地评估中介效应，又使用自助法（重复抽样5000次）进行了检验（见表5）。检验结果显示：1）体育锻炼通过自信心影响学习毅力的间接效应为0.028，95%置信区间为[0.016,0.040]，不包含0；2）通过情绪稳定性影响学习毅力的间接效应为0.005，95%置信区间为[0.003,0.008]，同样不包含0；3）自信心的中介效应占总效应的12.34%，情绪稳定性的中介效应占总效应的7.02%。以上结果证实了自信心和情绪稳定性在体育锻炼影响学习毅力时产生了显著的部分中介作用，说明研究假设H2a和H2b成立。
表5 体育锻炼影响学习毅力的中介效应检验结果 |
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注：1）括号内为标准误差或置信区间；3）表示p< 0.001。 2）使用自助法进行5000次重复抽样，确定了95%置信区间，如果置信区间不包含0，说明中介效应显著。 |
3.4 异质性检验
本研究从性别、是否寄宿以及是否参加课后辅导3个维度进行分组回归分析，分析结果显示（见表6），对于从不同维度划分的受访者，其体育锻炼对学习毅力的影响存在明显的分化：1）从是否参加课后辅导分组来看，体育锻炼对学习毅力的影响差异显著，表明参加体育课后辅导的受访者对其学习毅力产生了正向促进效应；2）从性别分组来看，体育锻炼对学习毅力的影响差异不显著，说明体育锻炼对学习毅力的影响未因性别差异出现明显分化；3）从是否寄宿分组来看，体育锻炼对学习毅力的影响差异同样不显著，意味着寄宿与非寄宿受访者通过体育锻炼影响学习毅力时没有实质性差异。3个组别的回归分析的样本量均为8 448人，可以确保分组分析的统计效力。
表6 体育锻炼的异质性检验结果（n=8448） |
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注：括号内为标准误差或置信区间；1）表示p< 0.05。 |
当前的异质性检验仍有局限性：其一，家庭收入水平会直接影响学生体育锻炼的条件（如器材获取、参加校外培训等），可能导致体育锻炼对学习毅力的影响效应出现社会阶层差异；其二，学校体育资源的丰裕度（如场地与设施、体育课程设置、师资力量等）会影响学生体育锻炼的可及性与效果，进而可能会对两者的关联强度产生调节作用；其三，研究样本如果集中于城市，而农村与城市在体育文化认知、资源支持等方面又存在显著差异[33]，就可能会导致现有结论未涵盖农村学生，从而使研究结果的普适性受限。
4 讨论与分析
4.1 中介机制：自信心与情绪稳定性对学习毅力产生的一部分中介作用
本研究证实，自信心与情绪稳定性在体育锻炼影响学习毅力时产生了一部分中介作用，且2个中介路径均通过自助法检验（5000次重复抽样）。结合表5的数据来看：1）体育锻炼通过自信心对学习毅力产生的中介效应为 0.028，自信心对学习毅力产生的影响占体育锻炼影响学习毅力的总效应的 12.34%；2）体育锻炼通过情绪稳定性对学习毅力产生的中介效应为 0.005，情绪稳定性对学习毅力产生的影响占体育锻炼影响学习毅力的总效应的 7.02%。这一机制还得到 Bandura[35]的自我效能理论的支撑，即个体自信心水平直接影响其面对挑战时的坚持程度[36]，由此也就可以认为，体育锻炼不仅能使青少年更自信，而且能使青少年将自信转变为克服学习困难的信心，从而促使其坚持学习。
4.2 内生性检验与方法论价值
在因果推断层面，本研究通过工具变量法（IV-2SLS）有效解决了双向因果与遗漏变量引发的内生自变量问题。选取“同班异性人数”作为工具变量，既满足相关性（反映同伴效应影响体育锻炼），又符合外生性（无直接影响学习毅力的经验证据）[32]。表4的检验结果显示，德宾检验（63.236）与 吴-豪斯曼检验（63.638）均证实模型存在显著内生自变量，而弱工具变量检验（F=14.88）与过度识别检验（萨甘检验值为0.155, p=0.693）证明了工具变量的合理性。调整内生自变量后，体育锻炼对学习毅力的影响显著（p<0.001），说明回归模型因内生自变量问题对体育锻炼影响学习毅力的真实效应估计不足[39]。
需要强调的是，青少年学习毅力的增强是基于包括班级、学校、家庭、社区等多因素的教育生态系统[33]，单一工具变量难以完全排除所有潜在混淆变量。未来的研究可使用面板数据或准实验设计（如随机分配体育课程），进一步增强因果关系推定的可靠性。
4.3 异质性特征：课后辅导的调节效应与群体差异
异质性检验结果揭示了影响体育锻炼的非心理因素（见表6）。其中：只有参加课后辅导对体育锻炼有影响（β=0.515, p<0.05），而体育锻炼不受性别（β=0.255, 不显著）、是否寄宿（β=-0.384, 不显著）的影响。这一结果可通过资源互补理论[40]做进一步解释。首先，从时间管理角度来说，参加课后辅导的受访者需要对课堂学习、课后辅导与体育锻炼所需时间进行分配，这一过程对受访者的自我调节能力与学习坚持性产生了直接影响。其次，从认知负荷平衡机制来说，课外辅导会增加受访者的认知负荷，而通过体育锻炼则可以促进认知恢复，有助于维持最佳学习状态与增强学习毅力[41]。再其次，从多元成就动机角度来说，同时参与课外辅导与体育锻炼的受访者可能具有更强的成就动机，能将体育锻炼过程中形成的目标导向学习迁移至其他课程学习中。最后，从家庭支持机制来说，家长允许其孩子兼顾体育锻炼与课外辅导，可能更有利于培养其孩子的学习毅力。
综合分析表明，体育锻炼影响学习毅力的机制具有多层次性和复杂性。本研究所发现的自信心和情绪稳定性只是体育锻炼影响学习毅力的众多潜在因素的一部分。除了心理机制以外，社会关系机制（如同伴互动、师生关系）和生理机制（如脑功能、神经内分泌调节）也可能在这一过程中发挥作用。在教育实践中，需要进一步认识这种机制的复杂性，避免简单化地理解体育锻炼与学习毅力的关系。同时，体育锻炼的具体类型、强度和频率也可能对学习毅力产生差异化影响，这一点在未来的研究中值得深入探究。
5 结论与建议
5.1 结论
1）体育锻炼对学习毅力有显著影响，不同模型验证后均得出一致结论，调整内生自变量后，正向影响更为显著。同时还发现，学习毅力作为影响学业成就的关键非认知因素，其增强会对学业成就提升产生重要影响。
2）体育锻炼对学习毅力的影响存在双重中介机制，自信心与情绪稳定性产生了一部分重要的中介作用，且路径有效性均得到验证。这2个心理因素既直接作用于学习毅力的培养，也能间接为取得学业成就奠定良好的心理基础。
3）体育锻炼对学习毅力的影响呈现出一定的群体异质性。本研究表明，是否参加课后辅导在一定程度上影响了体育锻炼的参与度，而性别、是否寄宿等人口学特征产生的影响则不显著。
4）体育锻炼的育人效应受多层次的教育生态要素约束，班级人际关系、学校体育设施配置等因素都可能对体育锻炼产生影响，这些要素还可能通过影响体育锻炼的可及性间接作用于学习毅力。
5.2 建议
5.2.1 促进中小学生体育锻炼常态化，通过体育锻炼增强中小学生的学习毅力，促进其争取体育学业成就
鉴于体育锻炼对学习毅力会产生积极影响，中小学应从保障体育锻炼时间和体育锻炼效果双向发力。一方面，优化体育课程教学内容，开展兼具挑战性与团队协作性质的体育活动（如球类运动、体能进阶任务），可使学生在坚持完成学习目标的过程中增强学习毅力。另一方面，将课后服务的体育模块与日常教学、学业巩固有机衔接，使“课堂体育 + 课后体育锻炼 +体育作业复习”形成闭环，促进中小学生通过体育锻炼增强学习毅力，进而争取获得体育学业成就。
5.2.2 聚焦体育锻炼与学习毅力的中介效应路径，构建运动实践与心理引导相结合的一体化体育教学模式
基于自信心与情绪稳定性的中介作用，构建运动实践与心理引导相结合的一体化体育教学模式。一方面，围绕自信心的培养，设置进阶式运动目标，使中小学生的体育学习从可达成的小目标逐步进阶，在持续完成学习任务过程中提升自我效能感，同步引导其将这种自我肯定的信心迁移至各门课程中，主动克服学习中遇到的困难。另一方面，融入情绪调节训练，体育教师在课堂中引导学生觉察体育运动过程中的情绪变化（如克服困难后的愉悦、面对失利后的失落），学习简单的情绪管理技巧，学会将体育运动中的情绪调节经验应用于其他课程学习场景，增强学习毅力，更积极地追求学业成就。
5.2.3 发挥课后体育锻炼对学业成就的正向调节作用，同时健全“认知恢复+学业巩固”的协同教学机制
鉴于课后辅导对体育锻炼会产生影响，应进一步完善中小学生自愿选择参加的课后服务体系，如推行“体育 + 学业辅导”菜单式选课制度，由中小学生根据兴趣自主选择参加体育活动与课后辅导，避免强制性安排，使学生既可以通过课后体育锻炼增强学习毅力，又能积极地参加课后辅导。与此同时，要健全“认知恢复 + 学业巩固”的协同教学机制，诸如在课后辅导前后各设置15~20 min运动强度小的体育活动（如拉伸、趣味游戏、短时慢跑），促进学生缓解认知疲劳。
5.2.4 构建家长、学校、社区协同支持网络，破解单一教育生态要素约束难题
因教育生态要素对体育锻炼育人效应有约束，所以要构建多层次支持体系。一是建立“基本保障 + 倾斜补偿”机制，重点补齐农村学校、城市薄弱学校的体育场地与器材短板，通过城乡体育教师结对帮扶、线上体育课程共享缩小校际差距，促进所有中小学生都能通过体育锻炼增强学习毅力，避免因体育设施不足而对中小学生缺乏非认知能力的培养。二是家长要加强对其孩子进行体育锻炼的支持，中小学可以设计亲子体育家庭作业，引导家长参与其孩子的体育锻炼过程，形成学校课后体育锻炼与家庭体育作业协同发挥作用的支持网络。三是促进社区资源联动，有条件的社区应开放社区体育场(馆)、开设公益体育课堂，扩大中小学生体育锻炼的空间范围，推动社区与学校、家庭联动，为中小学生构建通过体育锻炼增强学习毅力，进而获得学业成就的社会支持网络，破解单一教育生态要素的约束局限。
5.3 本研究的不足与展望
本研究存在以下局限。1）在研究设计方面，使用横截面数据影响了因果推断的稳健性。尽管已通过工具变量法解决了内生自变量的问题，但仍难以完全排除反向因果与遗漏变量产生的偏差，未来的研究可通过面板数据或实验进一步识别因果关系。2）在测评方面，体育锻炼使用自我报告法的二分方式，未能涵盖体育锻炼的运动类型、强度、频率等关键指标，可能忽视了不同运动方式对学习毅力的异质性影响。3）在机制阐释方面，本研究仅分析了自信心与情绪稳定性的中介效应，其他潜在机制如社会关系支持、自我调节能力强等仍有待深入探讨。
未来的研究可重点拓展的方面有：一是使用面板数据模型或实验设计（如随机分配体育课程类型），进一步深入分析体育锻炼与学习毅力的因果关系；二是细化体育锻炼的测评指标，探究不同运动形式、运动强度对学习毅力的异质性影响；三是以学业成绩作为结果变量，构建包括体育锻炼、中介变量、学习毅力、学业成绩的回归模型，同时增加更多教育生态系统变量，完善理论分析框架，为体育锻炼促进中小学生身心全面发展提供更精准的实证支撑。
