徐 晟

(南京师范大学 教育科学学院， 江苏 南京 210024)

近年来，为了扭转青少年学业负担过重局面，相关部门陆续出台了相应的“减负”政策，对作业总量与时长作出明确刚性规定。特别是2021年中共中央办公厅、国务院办公厅印发的《关于进一步减轻义务教育阶段学生作业负担和校外培训负担的意见》(以下简称《意见》)进一步要求“全面压减作业总量和时长，减轻学生过重作业负担”，并明确规定“小学一、二年级不布置家庭书面作业，可在校内适当安排巩固练习；
小学三至六年级书面作业平均完成时间不超过60分钟，初中书面作业平均完成时间不超过90分钟。”[1]同时，《意见》也明确提出了科学利用课余时间的建议：“学校和家长要引导学生放学回家后完成剩余书面作业，进行必要的课业学习，从事力所能及的家务劳动，开展适宜的体育锻炼，开展阅读和文艺活动”[1]。这意味着“双减”政策在减轻作业负担的同时，也鼓励家长与学校引导青少年科学分配课余时间，合理进行娱乐休闲活动，以实现全面健康发展。

美国政策科学专家史密斯(Smith)指出：“‘理想化的政策(The Idealized Policy)是影响政策过程执行的首要因素与环节。”[2]因此，有必要阐释“双减”政策的科学性与合理性，以促进政策执行主体与目标群体(家长、学校等)对政策的理解与配合。大量研究证明，过长课余学业时间不利于学业成绩提高[3-5]，而国内关于闲暇时间对学业成绩的影响和如何科学分配闲暇时间的相关研究近乎阙如。在当前“双减”政策背景下，研究闲暇活动时长对学业成绩的影响及其具体作用机制具有重要意义：一方面，能够转变家长“唯学习论”的教育观念，减少“双减”政策的执行阻力；
另一方面，能够为科学分配课余时间提供经验证据，以真正实现青少年成长的“减负增效”。

鉴于此，本研究将试图回答以下问题：不同类型的闲暇活动时长是否影响青少年学业成绩发展；
怎样的闲暇时间分配最有利于青少年学业成绩发展；
闲暇活动如何影响学业成绩。

1. 经济学解释：时间配置理论

传统经济学理论主要基于“劳动—闲暇”模型来阐释工作与闲暇的关系，认为闲暇时间是工作时间的延伸或对立面。根据该模型，个体时间配置决策取决于闲暇的机会成本的高低。与传统经济理论不同，经济学家贝克尔(Becker)认为时间配置是人们追求对工作(市场活动时间)和闲暇(非市场活动时间)最佳配置的行为过程，而非仅将其简单解释为闲暇时间对工作时间的替代效应。以课余时间分配为例，当课外学习对学业成绩的边际效应增加时，家长和学生倾向于将更多的时间用于学习活动，这是因为相较于其他课外活动，课外学习更加昂贵和有价值；
而在“双减”政策下，规范学科类培训和限制课后作业时间的措施，使投入课外学业的时间单位大幅降低，因此家长和学生可能将更多课外时间投入非学业的课外活动。此外，贝克尔从新消费者行为理论出发，认为闲暇活动应被视作某种生产性消费行为，个体可以主动运用时间、商品、技能、先天禀赋等投入，在闲暇活动中生产出自身所选择的非市场商品(如快乐、健康、声望等)或形成人力资本。因此，在时间配置的决策中，除考量闲暇的机会成本外，也应将闲暇的“消费收益”或非市场收益纳入其中[6]。

2. 社会学解释：社会—时间结构

在社会学家看来，时间不仅具有物理自然属性，还具有社会性。社会学家索罗金(Sorokin, P. A.)指出：“人类生活原本就是通过带有自身的动机和目的的不同活动来竞争时间的过程。”[7]因此，社会时间渗透在社会生活的每个方面，影响着身处不同社会结构中人们的时间感受。刘易斯(Lewis, J. D.)与韦加特(Weigert, A. J.)依据个体、群体和文化这三重社会结构，将社会时间按照“宏观—微观”依次划分为：社会文化层面的“循环时间”(cyclic-time)、适应于正式组织的“制度时间”(institutional-time)、群体层面的非正式互动的“互动时间”(interaction-time)和个体层面的“自我时间”(self-time)，并指出个体—群体—制度—文化社会时间依次嵌入更为宏大的时间结构秩序之中[8]。根据该理论构想，他们提出了“时间的稀缺性依照‘宏观—微观’层面向下传递到各社会时间结构中”的基本命题。基于该命题，学业负担过重可以被解释为：当家长或学生感受到学校学习时间无法实现所追求的学业成绩(即制度时间的稀缺性)时，便会通过减少社交时间和个体自由活动时间进行超时学习。而“双减”政策则通过组织制度层面的社会时间重构(即重构时间表)，重新分配部分社会时间(主要包含校外学科培训时间和超时学习时间)，以期降低自我时间和互动时间的稀缺性，以便学生能够按照自我的愿望和需求来利用课余时间。

1. 闲暇活动与青少年学业成绩发展的关系研究

作为闲暇活动的时间载体，闲暇时间是“个体的一段自由的、无责任的或娱乐性的时间”[9]。同时，闲暇时间也是一种“以时间形态存在的社会资源……不仅能转换成一种观念、意识、目标、理想, 也能转换成人的一种创造的源泉”[10]。因此，通过对闲暇时间的利用(即闲暇活动)，能够使青少年“不再局限于他狭隘的工作功能所塑成的局部世界中，能够以更为宽广的眼光去看待整个世界，然后借此实现自己并将自己导向一种整体性的存在”[11]。根据闲暇活动目的与动机的不同，可将其分为两类：一是以发展个体某项能力为主要目的的发展闲暇活动，如体育、兴趣学习、阅读、文艺活动等；
二是以放松和恢复身心状态为主要目的的娱乐闲暇活动，如玩电子游戏、上网、看电视等[12]。

关于闲暇活动与青少年学业成绩之间的关系，既有国内外研究并未得出一致结论。研究者考察了各类型发展闲暇活动对美国高中学生未来学业成绩发展的影响后发现，参加体育锻炼、学术俱乐部、校报组织、文艺活动、学生会等对学业成绩具有积极影响，但参与啦啦队活动和兴趣小组则对学业成绩发展影响甚微；
参加职业俱乐部对学业成绩发展不利[13]。一项美国与韩国课余活动的比较研究发现，两个国家青少年的课余阅读时长均与学业成绩正相关，而看电视、玩电脑游戏、上网等娱乐闲暇时长与学业成绩呈负相关[14]。

也有研究者发现，青少年玩电子游戏的时间与GPA和SAT成绩呈负相关，但无法确定两者之间是否存在因果关系[15]。

与上述研究结果相反，亨特(Hunt)和多特雷(Dotterer)等分别利用不同的全美国代表性数据发现，无论参加何种闲暇活动均与学业成绩发展无关[16，17]。相关研究显示，电脑游戏的类型及持续时间对学业成绩并无显著影响[18，19]，这与大部分人的日常经验相悖。有研究指出，这可能与自选择性偏误有关，只有在电子游戏成瘾的情况下，电子游戏时长才会对学业成绩产生显著的负面影响，而未成瘾青少年的电子游戏时长与学业成绩并无明显相关性[20]。

马什(Marsh)在研究中还发现，发展闲暇时长与学业成绩之间具有非线性关系[13]。一项来自荷兰的研究也指出，只有当所花费的时间超过某种阈值时，课外阅读才会对阅读能力产生影响[21]。但这些研究均没有指明具体的闲暇时间临界点是多少。向祖兵等研究发现课外体育锻炼时间与学业成绩之间存在门槛效应，呈现出“倒U形”关系，青少年每天进行1.4—2.0小时课外体育锻炼最有利于学业成绩发展[22]。基于以上分析，笔者提出以下假设：

H1：发展闲暇时长与学业成绩存在非线性关系，且在最佳时长内对学业成绩有着正向促进作用；
而当超出最佳闲暇时长后，则阻碍学业成绩发展。

H2：适度时长(短时间)的娱乐闲暇活动对学业成绩发展无显著影响，过长时间的娱乐闲暇活动则对学业成绩发展有着显著的负面影响。

2. 不同社会阶层青少年的闲暇活动与学业成绩的研究

布迪厄(Bourdieu)认为不同社会阶层的父母受教育程度、家庭阅读习惯、生活品位和参与文化活动等家庭文化资本存在显著差异，并通过文化资本再生产作用于子代，从而导致了不同社会阶层青少年的教育成就差异[23]。拉鲁(Lareau)通过考察不同社会阶层的家庭教养逻辑也发现：在课余闲暇时间利用上，中产阶级家庭倾向通过父母安排的课外活动进行“协作培养”(Concerted Cultivation)；
而贫困家庭和工人阶级家庭儿童则对闲暇时间有更多控制权，多在与同伴的自由玩耍中“成就自然成长”(Accomplishment of Natural Growth)。不同社会阶层的家庭教养文化逻辑差异最终导致了不平等的童年[24]。国外实证研究也表明，相比工人阶级，中产阶层家庭更倾向让子代参加有组织的课外活动[25]。因此，基于家庭文化资本和教养逻辑的差异，不同社会阶层对子代闲暇时间决策大相径庭。

此外，有研究指出：课外活动及其与非认知能力的关系在家庭社会经济地位与学业成就关系中具有调节效应；
通过拓展较低家庭经济地位青少年参与高质量课外活动的途径，可以发展其非认知能力，进而促进学业成绩发展[26]。另一项研究则指出，经常参加有组织的课外活动对较低社会阶层青少年的学业成绩有着显著的积极影响，而对较高阶层的青少年无显著影响[27]。基于此，笔者提出以下假设：

H3：与高社会阶层青少年相比，适度时长的闲暇活动对中低社会阶层青少年的学业成绩有着更为显著的提升。

3. 闲暇活动影响学业成绩表现的具体机制

相关研究表明，适度时长的闲暇活动具有降低学习困难自我感知与提高自我效能感的作用，相较于不常参加闲暇活动的青少年，经常参与闲暇活动的青少年往往表现出较高的自尊心[28]、较低的压力感知和较高的幸福感[29]。此外，有研究指出适度时长的闲暇活动可以激发工作和学习热情，从而提高工作学习效率，这在脑力劳动中尤为明显[30]。许多研究已证明，较低的自我学习困难感知和较高的学业自我效能感对青少年学业成绩具有积极影响[31-33]。现有研究证据提示，适度时长的闲暇活动可能通过改善学习困难的自我感知和增进学业自我效能感，进而影响学业成绩。基于此，笔者提出以下假设：

H4：自我学习困难在闲暇活动对学业成绩的影响中具有中介作用。

H5：学业自我效能感在闲暇活动对学业成绩的影响中具有中介作用。

1. 数据来源

本文所使用的数据来自中国人民大学调查与数据中心实施的“中国教育追踪调查”(China Education Panel Survey,以下简称CEPS)2013—2014数据。该数据以人口平均受教育水平和人口比例分层抽样，在全国范围内随机抽取了112所学校、438个班级的七年级和九年级约2万名学生样本，问卷涵盖了个人基本信息、家庭基本信息、在校学习情况、课余活动情况等。在剔除缺失变量、无效样本后，本研究分析的有效样本为13 644人。

2. 变量

(1)被解释变量

青少年的学业成绩是本研究的被解释变量。CEPS提供了语文、数学与英语三科标准化成绩，将之加总后所得的总分数作为衡量青少年学业成绩的具体指标，数字越大代表青少年学业成绩水平越高。

(2)解释变量

本研究的核心解释变量是闲暇时间，代表了青少年闲暇活动的时间长度。问卷调查了青少年对校外闲暇时间的利用，包含了体育锻炼、课外阅读、看电视和上网玩游戏的具体时长。根据发展闲暇与娱乐闲暇的定义，并考虑到周一至周五与周末的闲暇时间可能存在较大差异，分别将问卷中周一至周五和周末平均每日体育锻炼和课外阅读时间加总，得到青少年周一至周五和周末的发展闲暇时间。同样地，分别将周一至周五和周末平均每日看电视和上网、玩游戏时间加总，以衡量娱乐闲暇时间。

(3)协变量

协变量主要选取了共同影响青少年闲暇时间和学业成绩的个体特征、家庭和学校背景变量。相关研究表明性别[34]、户籍[35]和是否为独生子女[36]等因素均影响闲暇活动类型和时长；
此外考虑到相较于七年级青少年，九年级青少年往往面临升学压力，可能更倾向将课余时间投入学业活动。因此，在个体特征层面，选取了认知能力、性别、年级、户籍、是否独生子女作为控制变量。

在家庭背景层面，家庭的经济、社会阶层、文化资本与教养逻辑均对青少年课余时间分配和学业成绩有着重要影响，因此笔者选取了家庭经济条件、家庭社会阶层、父母最高受教育年限、是否有电脑和网络、成绩期望、藏书量和生活监督作为家庭背景层面的协变量。相关研究指出，“居住空间上的阶层分化特征并非单纯的社会分层现象, 也是导致社会阶层化、社会封闭趋势显性化的重要机制”，并且“在这样的封闭性社区中，人们逐渐养成了大致相似的生活方式和地位认同，从而在更广泛的意义上产生了相对封闭的社会阶层群体”[37]。据此，笔者选取了家庭居住条件作为家庭社会阶层的代理指标，并重新编码。

一般而言，整体成绩越高的学校可能更注重学业成绩发展，青少年学业压力越重，更倾向将课余时间投入学业活动[38]，从而导致青少年闲暇时间减少。因此，选取学校所属地区、城乡类型和本县(区)排名作为学校层面的协变量。

变量描述性统计结果和具体说明见表1。

表1 所有变量描述性统计(N=13 644)

3. 研究模型与方法

(1)OLS回归

为了估计闲暇活动对青少年学业成绩的影响，并初步判断两者之间是否存在非线性关系，本文设定如下线性模型，见式(1)。

GPAi=β0+β1leisuretimei+β2controli+εi

(1)

其中被解释变量GPA是指学业成绩；
leisuretimei为本文的核心解释变量，指代青少年闲暇活动时长，系数β1为闲暇活动时长对其学业成绩的影响效应；
controli为控制变量，包含了青少年的个体与家庭背景特征；
εi为随机误差项。

(2)广义倾向得分匹配

在本研究中，青少年课余时间分配决策往往受到个体特征、家庭社会经济背景和学校背景等因素影响，是非随机事件。如果采取传统OLS回归分析闲暇活动时间对学业成绩发展的影响，往往受到“内生性”问题困扰，产生选择性偏误，难以进行准确的无偏估计和因果效应推断。因此，通过倾向得分匹配控制目标变量的原始差异进行“反事实”分析，可以有效避免个体特征、家庭社会经济背景和学校背景对课余时间分配决策的影响。由于传统倾向得分匹配模型(Propensity Score Matching，PSM)只适用于二分虚拟变量的处理效应，无法识别不同闲暇时长所引起的学业成绩差异。本研究拟用Hirano、Imbens[39]与Guardabascio[40]等提出的广义倾向得分匹配模型(GPSM)来进行“反事实”分析。与传统PSM相比，GPSM使用条件拓展到了多元变量或连续变量的处理效应评估。因此适用于评估不同闲暇时长所导致的学业成绩的处理效应。

广义倾向得分匹配模型的基本原理如下：首先GPSM要求条件独立性假设成立，见式(2)。

Y(t)⊥T|X,∀t∈D

(2)

式(2)中Y(t)为当处理变量T取值t时的结果值。即当青少年闲暇时间为t时所对应的青少年学业成绩。这意味着当控制了协变量X后，青少年的闲暇时间与学业成绩是相互独立的。其中协变量X的选择要求一般为共同影响青少年闲暇时间T和学业成绩Y的变量。

接下来，根据协变量X估算出处理强度的广义倾向得分R，需要给出处理变量T的条件概率密度r，见式(3)。

r(t,x)=fT|X(t|x),R=r(T,X)

(3)

结合式(2)(3)，意味着当控制r(T,X)一致时，处理变量T与其对应的结果变量Y(t)是相互独立的，这表明当满足平衡条件时，GPS可以用来消除与协变量差异相关的任何偏差。

在此基础上，参照Hirano和Imbens的做法，分三个阶段来估计不同闲暇时长对青少年学业成绩发展的影响。首先，根据研究的协变量估算青少年闲暇时间的条件概率密度。由于现实中存在部分青少年并无闲暇时间，即闲暇时间在取值0时相对集中，难以满足正态分布假定。因此，拟采用Guardabascio和Ventura所提出的Fractional Logit模型估计条件密度函数，见式(4)。

(4)

(5)

(6)

式(6)可以估计出任意闲暇时间上的青少年学业成绩的均值，将不同闲暇时间上的青少年学业成绩的均值与闲暇时间为0时(即无任何闲暇活动)青少年学业成绩的均值比较，就可得到与无闲暇活动的青少年相比，任意闲暇时间对青少年学业成绩的净处理效应(Treatment Effect,TE)，即净因果效应，见式(7)。

TE(t)=μ(t)-μ(0),t=0,0.01,0.02,0.03,……0.98,0.99,1

(7)

(3)中介效应模型

本文通过中介效应模型对闲暇活动对青少年学业成绩的具体影响机制进行了检验，模型设定如下式(8)：

(8)

其中GPAi为学业成绩；
leisuretimei为青少年闲暇时间，Mei为中介变量，Controli为控制变量，包含了研究对象的个体特征、家庭和学校背景。本研究选取自感学习困难和学业自我效能感为中介变量。系数c和系数c"分别为青少年闲暇时间对学业成绩影响的总效应和直接效应；
系数a为青少年闲暇时间对中介变量的影响；
中介效应为系数a与系数b的乘积。

1. 基准回归

表2报告了发展闲暇活动对学业成绩影响的OLS回归结果。列(1)和列(3)的结果显示，周一至周五发展闲暇时间对学业成绩有显著的负向影响，周末发展闲暇时间则对学业成绩无显著影响。当引入发展闲暇时间二次项[列(2)和列(4)]后，无论上学日还是周末，二次项系数显著为负。这表明随着发展闲暇时间的增长，青少年学业成绩呈现出先上升后下降的趋势，两者之间存在非线性关系，初步验证了假设H1。

表3呈现了娱乐闲暇活动对学业成绩影响的OLS结果。根据列(1)和列(3)所示，周一至周五和周末的娱乐闲暇时间对学业成绩均呈现出显著的负向影响。在加入娱乐闲暇时间二次项后，列(2)显示，周一至周五的娱乐闲暇时间一次项系数显著为负，而二次项系数并不显著，这表明周一至周五娱乐闲暇活动与学业成绩并无非线性关系。根据列(4)结果，周末娱乐闲暇时间二次项系数显著为负，这表明周末娱乐闲暇活动与学业成绩之间存在非线性关系，部分验证了假设H2。

表2 发展闲暇活动与学业成绩的OLS回归结果

2. 广义倾向得分匹配估计

如前所述，OLS回归受“内生性”问题影响和自身统计方法的局限，无法准确估计不同闲暇活动时长对学业成绩的因果效应。因此，接下来通过广义倾向得分匹配法估计不同类型闲暇活动时长影响学业成绩的最佳时间阈及其因果效应。

(1)闲暇活动时长对学业成绩的因果效应

图1呈现了周一至周五(a)和周末(b)发展闲暇活动时长对学业成绩的因果效应，即基于式(6)的平均剂量反应函数图，值得注意的是，当周一至周五的平均发展闲暇时间超过0.6(即4.8小时/天)和周末超过0.5(即8小时/天)时②，95%置信区间的剂量反应函数的上限和下限会膨胀，难以保证发展闲暇时间对学业成绩的影响仍具有统计学意义。

图1(a)显示，在周一至周五，发展闲暇时间(在区间[0,0.6]内)与学业成绩之前存在“倒U形”关系。具体而言，在上学日，每天发展闲暇活动达到1.6小时(0.2)时，青少年成绩达到最大值215.018分。同样地，图1(b)显示，在[0,0.5]区间内，两者存在“倒U形”关系。在周末进行每天2.72小时(0.17)的发展闲暇活动可以得到214.820的高分。

表3 娱乐闲暇活动与学业成绩的OLS回归结果

总体而言，发展闲暇活动并不总是对学业成绩产生不利影响。对于青少年而言，无论上学日还是周末，当发展闲暇活动时长处于最佳时间阈内，其对学业成绩的正向影响远超过负向影响，对学业成绩发展有利，而超过最佳时间阈，则阻碍学业发展(接受H1)。

图1 发展闲暇活动时长与学业发展的反应剂量函数图

图2呈现了娱乐闲暇活动时长对学业成绩的因果效应。图2(b)显示，周末平均娱乐闲暇时间超过0.7(即11.2小时/天)后，95%置信区间的剂量反应函数的上下限会扩大，剂量反应函数的统计显著性难以得到保证。

根据图2(a)，在上学日，娱乐闲暇活动对青少年学业成绩的影响持续为负，与OLS回归结果相吻合。图2(b)则显示周末发展闲暇时间(在区间[0,0.7]内)与学业成绩存在“倒U形”关系。周末娱乐闲暇时间在[0,0.18]区间(即0—2.88小时)时，对学业成绩发展有正向影响，在2.88小时(0.18)时学业成绩达到最大值214.044分。时长超过2.88小时后，娱乐闲暇活动对学业成绩发展的负面效应逐渐上升，直至超过正向影响，并最终转变为负面影响。总言之，周一至周五娱乐闲暇活动对青少年学业成绩发展不利；
而在周末，适度时长的娱乐闲暇活动对学业成绩发展具有正向的促进作用，过长时间的娱乐闲暇活动则阻碍学业发展(部分接受H2)。

(2)不同社会阶层青少年的闲暇活动对学业成绩因果效应的异质性分析

为了探讨不同社会阶层条件下，青少年闲暇活动对学业成绩因果效应的差异，笔者将样本分为中低社会阶层组(较低=0，中等=1)和高社会阶层组(较高=2)，并基于式(7)报告了不同社会阶层的青少年闲暇活动时长对学业成绩的净因果效应(图3和图4)。同样地，由于在闲暇时间在0.6之后，95%置信区间上下限膨胀，难以保证统计显著性，因此仅选取[0,0.6]区间讨论。

图2 娱乐闲暇活动时长与学业发展的反应剂量函数图

图3呈现了不同社会阶层的发展闲暇活动时长对学业成绩的因果效应。图3(a)中，在上学日，无论家庭处于何种社会阶层，青少年的学业成绩均能从适度时长的发展闲暇中获益。特别是相比高社会阶层，中低社会阶层青少学能够通过适度时长的发展闲暇获得更高的学业成绩收益。根据图3(b)所示，与上学日相反，在适度的周末发展闲暇时长内，高社会阶层的青少年学业成绩提升的幅度略大于中低社会阶层的青少年。

图3 不同社会阶层青少年的发展闲暇活动时长对学业成绩因果效应

图4显示了不同社会阶层青少年娱乐闲暇活动时长对学业成绩的因果效应。图4(a)显示，对于各社会阶层的青少年，周一至周五的娱乐闲暇活动都对学业成绩发展产生持续的负面影响，且对高社会阶层的青少年更为不利。图4(b)显示，适度时长的周末娱乐闲暇活动对中低社会阶层青少年的学业成绩提升远高于对高社会阶层的青少年。

总而言之，除上学日的娱乐闲暇活动外，其余闲暇活动在最佳时间阈内均能促进青少年学业发展。特别是对于中低社会阶层的青少年而言，适度时长的发展与娱乐闲暇活动均有助于其学业成绩的提高(接受H3)。

图4 不同社会阶层青少年的娱乐闲暇活动时长对学业成绩因果效应

3. 闲暇活动影响学业成绩的机制

上述结果虽然已经证明了不同类型闲暇活动对学业成绩的影响效应，但是具体影响的可能机制还有待进一步研究。如前所述，参加适度时长的闲暇活动可以降低学业困难的自我感知，提高对学业的自我效能感，进而影响学业成绩发展。因此，本研究以自感学习困难和学业自我效能感作为中介变量，对不同类型闲暇活动对学业成绩的影响机制进行了检验。CEPS询问了青少年在语数外三科中学习困难的自我感知(1=一点也不吃力；
2=不是很吃力；
3=有点吃力；
4=特别吃力)，加总后得到青少年对于学习困难的总体感知程度，数字越大代表学习越吃力。而根据自我效能感的定义[41]，我们选取了“就算身体有点不舒服,或者有其他理由可以留在家里,我仍然会尽量去上学”“就算是我不喜欢的功课,我也会尽全力去做”“就算功课需要花好长时间才能做完,我仍然会不断地尽力去做”三题(1=完全不同意；
2=不太同意；
3=比较同意；
4=完全同意)，加总后得到青少年在学业上的自我效能感，数字越大代表学业自我效能感越高。

(1)发展闲暇活动对学业成绩的影响机制

表4和表5分别呈现了上学日与周末的发展闲暇活动对学业成绩的具体影响机制。由于上学日与周末的结果类似，因此以表4结果为例。适度时长的发展闲暇能够显著降低学习困难的自我感知，进而促进学业成绩发展，中介效应为0.725(p<0.01),占总效应的33.16%。当超过最佳时长后，发展闲暇对学业成绩的总效应转为负向(c=-0.468，p<0.1),且对自我学习困难的影响不再显著(a=-0.002,p>0.1)。

当以学业自我效能感为中介时，在最佳时间阈内，发展闲暇对学业成绩具有正向效应(c=2.190，p<0.01)。适度时长的发展闲暇能够显著提高学业自我效能感以促进学业成绩发展，中介效应为0.331(p<0.01),占总效应的15.06%。当发展闲暇时间过长时，会降低学业自我效能感，进而阻碍学业成绩发展，中介效应为-0.048(p<0.1),占总效应的10.05%。

总而言之，自感学业困难与学业自我效能感在发展闲暇活动对学业成绩的影响中发挥着部分中介效应，这也对发展闲暇时长与学业成绩的“倒U形”关系作出了合理解释(接受H4和H5)。

(2)娱乐闲暇活动对学业成绩的影响机制

表6与表7分别呈现了上学日与周末娱乐闲暇活动对学业成绩的影响机制。根据表6，在上学日，娱乐闲暇活动能够增加自感学习困难的概率而不利于学业成绩发展，中介效应为-0.162(p<0.01),占总效应的16.20%。此外，上学日的娱乐闲暇活动能够显著降低学业自我效能感，进而阻碍学业成绩发展，中介效应为-0.022(p<0.1),占总效应的2.26%。

表4 发展闲暇活动对学业成绩的影响机制(周一至周五)

表5 发展闲暇活动对学业成绩的影响机制(周末)

表6 娱乐闲暇活动对学业成绩的影响机制(周一至周五)

表7显示，周末适当时长的娱乐闲暇对自感学习困难感无显著影响。当周末娱乐闲暇时间过长时，则会增强对学习困难的感知，进而阻碍学业成绩发展，中介效应为-0.187(p<0.01),占总效应的44.42%。此外，适度时长的周末娱乐闲暇对学业自我效能感并无显著影响，而过长的娱乐闲暇则会降低学业自我效能感，从而不利于学业成绩发展，中介效应为-0.027(p<0.05)，中介效应占比6.70%。

表7 娱乐闲暇活动对学业成绩的影响机制(周末)

续表7

综上，自感学业困难与学业自我效能感在娱乐闲暇活动对学业成绩的影响中发挥着部分中介效应(接受H4和H5)。

1. 结论与讨论

本文利用全国代表性青少年调查数据(CEPS)，采用OLS回归和广义倾向得分匹配法，检验了不同类型闲暇活动时长与青少年学业成绩之间的因果效应，并利用中介效应模型探究了闲暇活动对学业成绩影响的具体机制，结果如下。

(1)闲暇活动时间与学业成绩之间存在显著的“倒U形”因果关系，存在最佳时间拐点

OLS回归结果表明，除上学日娱乐闲暇外，其余闲暇时间二次项系数显著为负，表明闲暇活动时间与学业成绩之间存在非线性关系。这也得到了广义倾向得分匹配结果的印证。具体而言，发展闲暇活动与学业成绩之间存在显著 “倒U形”关系，拐点分别为上学日每天1.6小时和周末每天2.72小时。同样地，周末娱乐闲暇时间与学业成绩也存在“倒U形”关系，拐点为每天2.88小时。这意味着在拐点处，闲暇活动对学业成绩的影响效应达到最大。此外，无论时间长短，周一至周五的娱乐闲暇活动都会对学业成绩产生持续的负面影响。

(2)不同社会阶层的青少年中闲暇活动对学业成绩的因果效应存在异质性

与高社会阶层相比，中低社会阶层的青少年能够从闲暇活动中获得更为显著的学业成绩收益。这与已有的研究结论相似，适度的闲暇活动可以有效提升较低社会阶层青少年的学业成绩，并降低其辍学风险[42]。大量文献表明，因社会阶层差距所产生的资本匮乏是较低社会阶层青少年处于学业成就不利地位的重要因素[43],特别是文化资本在家庭与学校层面的再生产进一步加剧了不同社会阶层青少年学业成绩的分化[44]。从资源补偿的角度来看，闲暇作为一种资源可以缩小不同社会阶层青少年之间的差距。处于优势地位的青少年通过家庭文化或社会资本再生产已经获得了较为丰富的闲暇资源，并不会因为闲暇资源和时间增加而使学业成绩产生较大提升；
而对于处于不利地位的青少年，闲暇资源和时间的投入，特别是课外书籍、文艺设施等高质量的发展闲暇资源投入，能够补偿其因家庭阶层所造成的资源匮乏，进而使其在学业成绩上获得更大收益[45]。此外，无论社会阶层如何，上学日的娱乐闲暇活动均会阻碍学业成绩发展。

(3)自感学业困难与学业自我效能感发挥了中介作用

具体而言，适度时长的发展闲暇活动能够通过降低青少年对学业学习困难的感知程度，改善学业自感压力[46]，进而促进学业成绩提升；
到达最佳拐点后，过长时间的发展闲暇活动则不再能改善自我学习困难感知，且可能会分散青少年的学习注意力，挤占学习时间，最终不利于学业成绩发展。同时，在最佳时长内，发展闲暇能够通过某项能力(如运动、艺术、阅读等)的提升，增强自信心与成就感，并能够进一步迁移到学业学习中，进而促进学业成绩发展；
但当花费大量时间参加课余发展闲暇活动时，这种影响会趋于平稳并逐渐降低[47]，最终对学业成绩发展不利。而娱乐闲暇活动对学业成绩的影响机制则较为复杂。过长时间的娱乐闲暇活动(特别是上学日)可能反映为青少年对看电视、玩游戏和上网等活动成瘾[48，49]，破坏其在学习日的学习持久性与专注力[50]，进而使青少年对学业产生抵触情绪，降低其对未来学业发展的信心[51，52]，造成自感学习困难增加和学业效能感降低，最终不利于学业成绩发展。此外，研究结果表明，适度的周末娱乐闲暇活动对自感学习困难和学业自我效能感并无显著的不良影响，因而不会对学业成绩发展产生显著的负面影响。

2. 对策与建议

基于上述结果与结论，笔者试提出以下对策与建议。

(1)家长应树立“学逸结合”的教育观念，合理分配青少年的闲暇时间

现有家庭结构下，家长承担着引导和教育青少年的直接责任，主导或参与青少年时间分配，其所秉持的教育理念直接影响到 “双减”政策的落地。适度时长的闲暇活动不仅不会妨碍青少年的学业成绩发展，反而有着正向促进作用。首先，父母应扭转 “高强度、长时间的学习可以取得更好学业成绩”的错误教育观念，正确看待学习与闲暇的关系，树立“学逸结合”的时间配置观，以缓解教育焦虑。其次，父母应在与青少年平等协商的基础上，合理安排家庭时间，制定科学的活动时间表。在上学日，应鼓励青少年开展约1.5小时如课外阅读、体育锻炼等发展闲暇活动；
严格限制上网、看电视和玩游戏等娱乐闲暇活动；
在周末，除必要的课业学习外，可以安排约3小时的发展闲暇活动和不超过3小时的娱乐闲暇活动。最后，父母应营造良好的家庭闲暇氛围，可根据自身家庭情况，对青少年的闲暇活动给予必要的物质支持，并陪伴青少年进行高质量的家庭发展闲暇活动，如亲子阅读、家庭体育锻炼等。

(2)学校应优化课后服务机制，满足青少年多样化闲暇需求

作为“双减”落地的重要制度保障，课后服务旨在减轻学业负担的同时，实现青少年德智体美劳全面发展。目前学校普遍将课后服务等同于学生托管看护、完成作业，这无疑导致了服务内容窄化和开展路径单一化的问题[53]，课后服务面临“提质增效”的挑战。其一，学校应在充分了解青少年闲暇需求的基础上，满足其个性发展需要，拓展课后服务内容，因地制宜地开展多元丰富的发展闲暇活动(如体育锻炼、课外阅读、艺术社团等)；
特别是应重视弱势家庭青少年的闲暇需求，保障其个性化发展机会，弥补由家庭差异造成的课后成长差距。其二，除在课后服务内容中有机融入发展闲暇活动之外，学校也应结合自身办学条件，拓宽课后服务实施路径，积极对接优秀社会闲暇资源，邀请具有专业资质的个人和社会团体参与到课后服务中，为闲暇活动提供专业化支持，提高青少年的闲暇活动质量。

(3)全社会应以“双减”为契机，构建家、校、社协同闲暇教育体系

指导青少年有价值地利用闲暇时间[54]是保障“双减”政策长久有效实施的关键之一。因此，应构建家庭、学校、社会协同的闲暇教育体系，以加强对青少年闲暇教育的系统支持。一方面，应密切家庭、学校和社会在闲暇教育上的联系，加强三者在闲暇资源、理念和活动等方面的共享与协同，充分发挥家庭配合和提供实践机会，学校开发、组织和实施以及社会支持和监督的作用；
特别是，应重视家校闲暇共育，建立家校多元交流平台，指导家长合理安排青少年的家庭生活时间，实现家庭与学校闲暇活动相衔接。另一方面，实施“双减”战略也是促进教育公平的重大举措[55]，除全面规范校外培训外，还应重视和发挥闲暇活动对弱势群体学业成绩的促进作用。因此，在社会公共服务中，应降低闲暇资源服务门槛，实现闲暇资源的平等共享。特别是应将优质的社会闲暇资源向教育薄弱地区和弱势群体倾斜，提升对弱势群体的闲暇资源支持，充分发挥闲暇活动对学业发展的积极作用，弱化由外部条件所导致的在学业上的不利影响，促进新时代教育公平。

注 释：

① Hirano和Imbens(2004)指出具体函数形式灵活多变，一般不超过三阶。为了涵盖多种可能性并保证结果的稳健性。本研究先选取三阶多项式拟合，并根据各项显著性，确定最终的函数形式。

② 根据Guardabascio和Ventura的处理方式，将闲暇时间除以最大值，进行归一化处理，使其限缩到[0，1]，以满足Fractional Logit模型估计的前提条件。

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