健康促進視域下青少年體質(zhì)健康教育模式的構建

宋學岷,赫秋菊,張紹禮

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健康促進視域下青少年體質(zhì)健康教育模式的構建

宋學岷1,赫秋菊2,張紹禮3

(1.沈陽體育學院社會體育學院,遼寧沈陽110102;2.沈陽工程學院體育部,遼寧沈陽110136;3.沈陽體育學院運動訓練學院,遼寧沈陽110102)

1 前言

新時期,我國青少年體育發(fā)展呈現(xiàn)出新趨勢,學校體育、社會體育和家庭體育是青少年在不同時期、不同生活領域中參加體育活動的實踐過程,我國的學校體育應該向社會體育和家庭體育延伸,才能適應終身體育和健康教育的要求?！吨泄仓醒雵鴦赵宏P于加強青少年體育增強青少年體質(zhì)的意見》中明確指出,“把培養(yǎng)青少年良好的體育鍛煉習慣和健康的生活方式作為當前和今后一個時期加強青少年體育工作的要求之一?！逼渲羞M一步指出,“加強家庭和社區(qū)的青少年體育活動,形成學校、家庭和社區(qū)的合力?！痹诖吮尘跋?以重視發(fā)揮個人、家庭、社會的健康潛能為核心取向的,基于社會生態(tài)觀的個體和環(huán)境交互作用的健康促進理論為我們建立“三位一體”健康教育模式提供了充分的理論依據(jù)。

2 研究方法

2.1 研究對象

研究對象由課題組按照遼寧地區(qū)不同地域、學校類型、學段采用分層隨機整群抽樣原則抽樣得來,樣本量共3 066人,樣本抽自沈陽、本溪、盤錦等地區(qū),其中包括城市學校12所,共 1 600人(52.19%),鄉(xiāng)鎮(zhèn)學校 12所,共 1 466人(47.81%);男生1 493人(48.7%),女生1 573人(51.3%);樣本年齡范圍9～20歲,平均年齡13歲(SD=3.09);樣本包括小學生1 794人(54.25%),其中小學五年級898人(29.28%),小學三年級826人(24.97%),初中生711人(23.19%),高中生694人(22.65%)。

2.2 研究方法

2.2.1 文獻資料法 查閱國內(nèi)外有關健康促進的文獻,根據(jù)Stokols的交互作用理論(interactionism),和 Mcleroy、Bkbeau、Steckler和Glaznz等人提出的健康促進生態(tài)學模型(ecological models of health promotion)的原理,提出一個結合學校、社區(qū)、家庭“三位一體”的青少年健康促進教育模式框架。2.2.2 問卷調(diào)查法 根據(jù)“三位一體”青少年健康教育促進的主要因素制定調(diào)查問卷,發(fā)放3 400份,通過缺失數(shù)據(jù)處理及誠實度調(diào)查,剔出無效樣本,回收有效問卷3 066份,有效回收率90.2%。

2.2.3 數(shù)理統(tǒng)計法 采用題總相關法對初始問卷的題項進行初步篩選,對樣本進行重新編號,抽取奇數(shù)號樣本用于探索性因素分析(EFA),進一步篩選項目和提取因子,該過程通過SPSS19.0統(tǒng)計軟件完成;偶數(shù)號樣本用于驗證性因素分析(CFA),驗證理論模型與觀察數(shù)據(jù)的擬合度,該過程通過AMOS18結構方程模型(SEM)軟件完成。

3 研究結果與分析

3.1 結構模型與測量模型的理論構念

結構模型構建:本研究的結構模型包含外因潛在變量和內(nèi)因潛在變量兩個層次關系。第一個層次的外因潛在變量是本研究的邏輯起點及理論框架。由Stokols的交互作用理論為引導,在分析影響青少年行為的重要環(huán)境因素——家庭、社區(qū)、學校的基礎上,進一步發(fā)展了Mcleroy等人提出的健康行為生態(tài)學模型,形成了青少年體質(zhì)健康教育模式的生態(tài)學模型,包括3個外因潛在變量:家庭教育、社區(qū)教育、學校教育。結構模型的第二個層次為內(nèi)因潛在變量,在外因潛在變量的結構內(nèi)形成三個獨立的結構關系:在學校教育方面,包括課堂教育、課外活動、學校制度、教育政策4個內(nèi)因潛在變量;在社區(qū)教育方面,包括組織活動和宣傳影響2個內(nèi)因潛在變量;在家庭教育方面,包括家長指導和家庭支持2個內(nèi)因潛在變量。潛在變量間的因果關系模型形成了本研究結構模型的理論構念。測量模型構建:本研究遵循Blalock的附屬理論,強調(diào)理論架構與實證世界的聯(lián)結關系,以在SEM分析的模型中一個潛在變量必須以兩個以上的觀察變量來估計的多元指標原則,分別形成了三個測量模型:在學校教育方面,就課堂教育、課外活動、學校制度、教育政策等方面編制了31個觀察指標;在社區(qū)教育方面,就社區(qū)條件和社區(qū)影響方面編制了10個觀察指標;在家庭教育方面,就家長指導和經(jīng)濟條件方面編制了12個觀察指標。

3.2 問卷題項的修訂及探索性因素分析

探索性因素分析(EFA):首先,對樣本數(shù)據(jù)進行分組;遼寧地區(qū)有效樣本3 066個,重新編號抽取奇數(shù)號樣本A(1 533個)用于探索性因素分析和假設模型建立,偶數(shù)號樣本B(1 533個)用于驗證性因素分析,驗證模型的適宜度。其次,對樣本A進行KMO和Bartlett球形檢驗;KMO值為0.952,大于0.9;Bartlett球形檢驗的卡方值為33 855.863(df=1 128),相伴概率為0.000,表明該樣本數(shù)據(jù)適合做因子分析。采用主成分分析法和方差正交最大旋轉法對48個題目進行因子分析,抽取特征根值大于1的潛在因子數(shù)為7個,累計貢獻率為45.006%。進一步對題目進行篩選,刪除載荷小于0.5的項目及在2個因子以上都有較高的載荷值的項目,每刪除一次項目重做一次因子分析,最終篩選出28個項目,潛在因子6個,累計貢獻率為58.931%。6個因子分別命名為課堂教育、學校支持、體育認知、家庭支持、家長指導、社區(qū)教育。從因子分析的結果看,基本符合問卷編制的理論構念。

3.3 “學校-家庭-社區(qū)”健康教育模型的驗證性因素分析

采用遼寧地區(qū)青少年樣本B(1 533個)對探索性因素分析(EFA)得出的“學校-家庭-社區(qū)”健康教育預測模型進行考察,選用AMOS18軟件,運用極大似然法(MLM)進行驗證性因素分析(CFA),得出一個二階驗證性因素分析初始模型。在模型參數(shù)估計中,理論模型與觀察數(shù)據(jù)已適配,但是通過MI值可以看出部分參數(shù)的修正指標較高(修正MI值較大,且相對應的PC值也較大,表示該參數(shù)應被釋放,釋放的結果可以使整體契合度的卡方值降低許多,且獲得較大的參數(shù)改變,具有顯著的實質(zhì)意義),根據(jù)增列的參數(shù)關系不能違反SEM的假定和一次釋放一個參數(shù)的原則,以漸進的方式對模型進行4次修正,對e1與e4、e13與e15、e6與e7、e18與e20逐次重新設定共變關系,形成最終結構模型。

模型整體適配度的指標值:絕對擬合度指標 χ2=1561.625(P＜0.01,df=339),χ2/df＜5,GFI值超過 0.9,RMSEA值小于0.05;增值擬合度指標AGFI值、CFI值和IFI值均超過0.9,除NFI值略低于0.9外,其余各項指標都能達到較理想的水平,表明修正后的假設模型與觀察數(shù)據(jù)擬合較好,結合合理有效的理論模型,進一步證明了“學校-家庭-社區(qū)”健康教育模型的結構效度較好。

3.4 “三位一體”青少年體質(zhì)健康教育模式結構方程模型路徑分析

青少年良好體育態(tài)度及體育行為的形成,都是受家庭、學校和社會綜合教育影響的結果。運用結構方程模型(SEM)對參與青少年體質(zhì)健康促進的學校、家庭、社區(qū)三個方面的關系進行研究,通過實證檢驗,得出了青少年體質(zhì)健康教育模式結構方程模型。該模型由1個結構模型和6個測量模型構成,其中包含1個一階驗證性因素分析模型和2個二階驗證性因素分析模型。從路徑分析結果可以看出,外因潛在變量學校教育、家庭教育和社區(qū)教育之間存在高度的共變關系,積差相關系數(shù)均達到0.80以上,其中社區(qū)教育與學校教育和家庭教育的積差相關系數(shù)更是達到0.85以上。這說明學校教育、家庭教育和社區(qū)教育這三個構念均受到一個更高階潛在特質(zhì)的影響,也就是說青少年體質(zhì)健康教育可以作為高階因素解釋學校教育、家庭教育和社區(qū)教育的共變關系,與所建立的“學校-家庭-社區(qū)”三位一體的健康教育模式相契合。外因潛在變量對內(nèi)因潛在變量的影響方面,學校教育與課堂教育和學校支持的路徑系數(shù)(即標準化回歸系數(shù))高達0.90以上,與學生的體育認知的路徑系數(shù)為0.77,三個直接效果值都很高。說明在學校教育方面,課堂教育和學校支持對青少年體質(zhì)健康促進起著決定性作用,且學校支持決定性作用更大。研究表明,家庭教育與家庭支持和家長指導的路徑系數(shù)均為0.85,說明在青少年體質(zhì)健康促進中家庭在經(jīng)濟和物質(zhì)條件上的支持與家長指導青少年進行體育鍛煉同樣起著重要的作用。從穩(wěn)定特征來看,家庭教育是在青少年成長過程中表現(xiàn)最為穩(wěn)定,作用最為持久,影響最為深刻的。家庭支持具體表現(xiàn)在物質(zhì)條件的保障和運動氛圍的營造兩方面,而家長對青少年體育運動的指導能夠有效增加個體之間的交流,更加突出家長在培養(yǎng)青少年養(yǎng)成良好體育鍛煉習慣中的作用,從而產(chǎn)生較好的家庭干預效果。在社區(qū)教育方面,其與諸觀察變量之間的路徑系數(shù)均較高,其中社區(qū)組織各種體育活動和健康知識的宣傳兩個方面起著重要的影響作用。因此,從以上路徑分析可以看出,由學校、家庭、社區(qū)構建的結構模型與六個測量模型形成了一個有機的整體,構成了影響青少年體質(zhì)健康的重要因素。

3.5 基于健康促進生態(tài)學模型的“三位一體”體質(zhì)健康教育干預策略的研究

Stokols的交互作用理論認為健康促進的干預措施必須要考慮環(huán)境資源,大范圍的環(huán)境變量可以影響健康行為以及其他健康變量。在此基礎上,Mcleroy、Bkbeau、Steckler和Glaznz提出了健康促進的生態(tài)學模型,在這個模型中,影響人的行為有四個層次,由小到大依次為個體、人際和小組、組織和機構、社區(qū)和政策。它的一個重要假設是,建立在環(huán)境中多層面上的干預會比單層面的干預有效的多。這為本研究設計“學校-家庭-社區(qū)”三位一體教育干預策略奠定了理論基礎。三位一體教育干預策略為一個多因互動的整體,為青少年體質(zhì)健康教育提供了一個動態(tài)的過程。該策略核心框架為一個互動、三個層次、七個要素,即一個互動表現(xiàn)在個體行為與環(huán)境支持的互動,三個層次表現(xiàn)在家庭教育干預、學校教育干預和社區(qū)教育干預,七個要素表現(xiàn)為家庭支持、家長指導、學校支持、課堂教育、體育認知、社區(qū)組織活動和宣傳影響。

個人行為與環(huán)境支持的互動,是指在學校教育干預、家庭教育干預和社區(qū)教育干預過程中個體行為與其他一切能促使青少年健康教育的社會環(huán)境形成的一個整合互動的系統(tǒng),即個人行為與環(huán)境支持的交互作用發(fā)生在循環(huán)中:人影響環(huán)境,環(huán)境又對人們的健康行為產(chǎn)生影響。三個層次是指按照健康促進的生態(tài)學模型理論,結合影響個體行為的不同層次與青少年生活環(huán)境特點,由小到大依次為家庭教育干預、學校教育干預、社區(qū)教育干預,即青少年健康促進教育干預策略的內(nèi)容和主體。三個層次是以家庭教育干預為基礎層次,以學校教育干預為提高層次,以社區(qū)教育干預為發(fā)展層次的遞進、互動系統(tǒng)。實施此策略的基本前提是家庭、學校、社區(qū)三個層次的有機結合,形成共同的針對青少年體質(zhì)健康教育的干預策略。七個要素是指具體表現(xiàn)在執(zhí)行個人與環(huán)境的互動,達到家庭、學校、社區(qū)三個教育干預層次目標的實際應用及方法手段。

4 結論

1)“三位一體”青少年體質(zhì)健康教育模式結構方程模型由一個學校、家庭、社區(qū)構建的結構模型與六個測量模型形成了一個遞進、互動的整體,該模型具有較好的擬合度,所確定的模型結構和測量項目為進一步發(fā)展青少年體質(zhì)健康教育干預策略奠定了良好的基礎。

2)基于健康促進生態(tài)學模型的“三位一體”教育干預策略是以個體行為和環(huán)境支持的互動為前提,由學校教育干預、家庭教育干預、社區(qū)教育干預三個遞進層次,以及家庭支持、家長指導、學校支持、課堂教育、體育認知、社區(qū)組織活動和宣傳影響七個因素構成。

責任編輯:喬艷春