四川藏羌少數(shù)民族初中生體質(zhì)健康等級(jí)與生活方式的模型建構(gòu)與干預(yù)策略研究*

張愛平,關(guān)北光

(樂山師范學(xué)院體育學(xué)院，四川 樂山 614000)

世界衛(wèi)生組織干事中島宏博士提出，發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的死亡原因大致相同，生活方式疾病將成為頭號(hào)殺手，“不良生活方式引起的疾病”被專家寓言為21世紀(jì)危害人類健康的第一殺手[1]。 很多在青少年時(shí)期養(yǎng)成的不良生活方式或行為習(xí)慣在成年期難以糾正，但如果在青少年時(shí)期很好地識(shí)別并加以控制，則可以有效控制不良生活方式或行為對(duì)青少年造成遠(yuǎn)期不良影響[2-3]。體質(zhì)健康預(yù)警是以體質(zhì)測試數(shù)據(jù)分析與健康預(yù)警為基礎(chǔ)而構(gòu)建的警示方法，國內(nèi)外專家學(xué)者在模式發(fā)展上涉足甚少[4-5]，對(duì)生活方式與體質(zhì)健康關(guān)系的研究數(shù)量較多，但形式與內(nèi)容單一，缺乏對(duì)內(nèi)在聯(lián)系的詮釋與風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測。本研究選取2015、2016、2017年阿壩州隨機(jī)抽樣獲取的數(shù)據(jù)，擬從國家學(xué)生體質(zhì)健康標(biāo)準(zhǔn)中選取等級(jí)標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)生活習(xí)慣(飲食規(guī)律、飲食結(jié)構(gòu)、睡眠時(shí)間、睡眠質(zhì)量、體育鍛煉頻次與強(qiáng)度)等維度指標(biāo)進(jìn)行賦值并建構(gòu)方程，并對(duì)模型擬合信息進(jìn)行驗(yàn)證，挖掘出四川藏羌少數(shù)民族初中生體質(zhì)健康等級(jí)與生活方式的風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系值，探討體質(zhì)健康等級(jí)預(yù)測模型，歸納出四川藏羌少數(shù)民族初中生體質(zhì)健康亟需改進(jìn)的關(guān)鍵信息，運(yùn)用logistic做深層次的回歸分析，以期規(guī)范其預(yù)警機(jī)制，著實(shí)提升四川藏羌少數(shù)民族初中生的體質(zhì)健康。

1 資料來源和方法

1.1 研究對(duì)象及抽樣 本研究數(shù)據(jù)來源于2015～2017年阿壩州藏羌少數(shù)民族聚居區(qū)中學(xué)上報(bào)數(shù)據(jù)庫，選取數(shù)據(jù)測試點(diǎn)進(jìn)行連續(xù)三年的跟蹤式問卷調(diào)查，依據(jù)“2014年全國學(xué)生體質(zhì)與健康調(diào)研實(shí)施方案”作為數(shù)據(jù)信息采集基準(zhǔn)[6]。調(diào)研數(shù)據(jù)資料經(jīng)學(xué)校及教育主管部門同意，并留有介紹信和相關(guān)備案資料，分赴松潘、九寨溝、茂縣、汶川、黑水等地區(qū)采集數(shù)據(jù)，共獲取13～15歲羌族兒童青少年3485名樣本，具體見表1。

表1 2015—2017年阿壩州藏羌少數(shù)民族13～15歲男女學(xué)生調(diào)研數(shù)據(jù)

1.2 體質(zhì)健康指標(biāo)的測量 學(xué)生體質(zhì)健康調(diào)查主要包括身體形態(tài)(BMI)指標(biāo)、身體機(jī)能(肺活量)指標(biāo)、身體素質(zhì)(立定跳遠(yuǎn)、坐位體前屈、男生引體向上、女生仰臥起坐、男生1000米跑、女生800米跑)指標(biāo)。按照《國家學(xué)生體質(zhì)健康標(biāo)準(zhǔn)》的測量標(biāo)準(zhǔn)和計(jì)分要求[7]，然后將測試項(xiàng)目換算成對(duì)應(yīng)分?jǐn)?shù)，依據(jù)測試項(xiàng)目對(duì)應(yīng)權(quán)重核算出最終成績，即《國家學(xué)生體質(zhì)健康標(biāo)準(zhǔn)》登記卡對(duì)應(yīng)的體質(zhì)健康分?jǐn)?shù)，遵從《國家學(xué)生體質(zhì)健康標(biāo)準(zhǔn)》等級(jí)評(píng)價(jià)中總分90分及以上為優(yōu)秀、總分80分～89分為良好、總分60分～79分為及格、總分60分以下為不及格等四個(gè)等級(jí)。

1.3 調(diào)查方法 青少年體質(zhì)健康嚴(yán)重下滑是多種復(fù)雜因素造成的，是一個(gè)復(fù)雜的社會(huì)問題[8]。專家提出對(duì)健康決定因素主要涉及社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素和物質(zhì)環(huán)境因素，其中物質(zhì)環(huán)境因素涵蓋個(gè)人生活方式(主要包括飲食、睡眠、鍛煉)，本研究基于可著手與操作性要求，以四川省藏羌少數(shù)民族聚居區(qū)初中生為調(diào)研群體和調(diào)研范圍，根據(jù)涉及指標(biāo)編寫調(diào)查問卷，對(duì)學(xué)生生活習(xí)慣(飲食規(guī)律、飲食結(jié)構(gòu)、睡眠時(shí)間、睡眠質(zhì)量、體育鍛煉頻次與強(qiáng)度)也逐一進(jìn)行調(diào)查，問卷經(jīng)專家效度檢驗(yàn)后又重新進(jìn)行修正，前后經(jīng)過兩次調(diào)研并進(jìn)行折半信度檢驗(yàn)，其信度指數(shù)a為0.863，問卷具有較高的信效度。

1.4 質(zhì)量控制 問卷調(diào)查前經(jīng)過嚴(yán)格的前期培訓(xùn)，使每一位調(diào)研員都熟悉調(diào)查流程，調(diào)查過程均設(shè)置督導(dǎo)員并進(jìn)行現(xiàn)場視頻采訪，全程督導(dǎo)調(diào)查問卷的填寫，問卷回收后經(jīng)資料審查、數(shù)據(jù)審核、邏輯排查、數(shù)據(jù)格式篩選等步驟，嚴(yán)格保證流程的縝密，數(shù)據(jù)輸入采取雙人錄入，排除人為因素的偏差，對(duì)數(shù)據(jù)的邏輯性和一致性進(jìn)行逐一核查。

1.5 統(tǒng)計(jì)方法 采用spss24.0統(tǒng)計(jì)分析軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。采用logistic回歸進(jìn)行多因素分析，借助參數(shù)估計(jì)P值進(jìn)行方程構(gòu)建。對(duì)變量進(jìn)行賦值，將飲食規(guī)律性X1、飲食結(jié)構(gòu)合理性X2、睡眠時(shí)間X3、睡眠質(zhì)量X4、鍛煉頻次X5、鍛煉強(qiáng)度X6、是否知曉健康生活及相關(guān)知識(shí)X7、是否具備健康生活的必要技能X8等8個(gè)因素作為自變量，將13-15歲藏羌少數(shù)民族初中生體質(zhì)等級(jí)作為應(yīng)變量Y(Y=1表示優(yōu)秀，Y=2表示良好，Y=3表示及格，Y=4表示不及格)，變量賦值如下表2所示。

2 結(jié)果

2.1 體質(zhì)健康等級(jí)與生活方式的模型擬合信息

表3給出了零模型與當(dāng)前模型回歸方程顯著性的檢驗(yàn)結(jié)果。零模型-2倍的對(duì)數(shù)似然數(shù)(男生192.015，女生191.021)與當(dāng)前模型(男生178.156，女生168.583)，得出在顯著性水平(為0.05時(shí)，拒絕原假設(shè)回歸方程顯著性，解釋變量全體與連接函數(shù)之間的線性關(guān)系較為顯著，模型選擇較為正確。從觀測頻數(shù)與期望頻數(shù)的Pearson卡方檢驗(yàn)的多維表中得出，Pearson卡方值與偏差卡方值相差較小，模型擬優(yōu)度較好，另Pearson顯著性P值(男生與女生)均>0.00，觀測頻數(shù)與期望頻數(shù)分部之間顯著性較小，表明模型的擬合優(yōu)度總體分布上較為理想。

表2 變量賦值情況

表3 模型擬合信息

注： P<0.05，有顯著性差異；P<0.01，非常具有顯著性差異

2.2 體質(zhì)健康綜合評(píng)分與生活方式的回歸系數(shù)估計(jì)

采用logistic回歸分析的方法，體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分(取閾值為1、2、3)對(duì)生活方式在內(nèi)的8個(gè)緯度的22變量進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，結(jié)果見表4，以下8個(gè)緯度的14個(gè)變量對(duì)不同等級(jí)下的體質(zhì)綜合評(píng)分的判別具有顯著性意義(P<0.001)。

由表4得知，飲食規(guī)律性的OR值為0.715、0.823，即與飲食不規(guī)律的初中生相比，飲食規(guī)律和飲食規(guī)律一般的羌族13～15歲初中生體質(zhì)健康綜合等級(jí)傾向下降的比數(shù)分?jǐn)?shù)分別是0.715倍和0.823倍；睡眠時(shí)間的OR值為2.012、1.963，即與睡眠時(shí)間超過8小時(shí)的初中生相比，睡眠時(shí)間低于6小時(shí)和睡眠時(shí)間6～8小時(shí)的羌族13～15歲初中生體質(zhì)健康綜合等級(jí)傾向下降的比數(shù)分別是2.012倍和1.963倍；睡眠質(zhì)量的OR值為0.598、0.667，即與睡眠質(zhì)量好的初中生相比，睡眠質(zhì)量一般和睡眠質(zhì)量差的羌族13～15歲初中生體質(zhì)健康綜合等級(jí)傾向下降的比數(shù)分別是0.598倍和0.667倍；鍛煉頻次的OR值為6.368、3.545，即與鍛煉頻次3次以上/周的初中生相比，鍛煉頻次幾乎不鍛煉和鍛煉頻次1～2次/周的羌族13～15歲初中生體質(zhì)健康綜合等級(jí)傾向下降的比數(shù)分別是6.368倍和3.545倍；是否知曉健康生活及相關(guān)知識(shí)的OR值為0.749，即與擁有健康生活及相關(guān)知識(shí)的羌族13～15歲初中生體質(zhì)健康綜合等級(jí)偏向更低級(jí)別的比數(shù)是沒有擁有健康生活及相關(guān)知識(shí)的0.749倍；是否具備健康生活的必要技能的OR值為0.701，即與擁有健康生活必要技能的羌族13～15歲初中生體質(zhì)健康綜合等級(jí)偏向更低級(jí)別的比數(shù)是沒有擁有健康生活的必要技能的0.701倍。

表4 體質(zhì)健康綜合評(píng)分與生活方式的回歸參數(shù)估計(jì)

注： P<0.05，有顯著性差異；P<0.01，非常具有顯著性差異

得出：擁有飲食規(guī)律性規(guī)律、睡眠質(zhì)量好、健康生活及相關(guān)知識(shí)與健康生活必要技能的初中生體質(zhì)健康綜合等級(jí)更為理想，睡眠時(shí)間低于8小時(shí)和鍛煉頻次低于3次以上/周的初中生體質(zhì)健康綜合等級(jí)越差。

2.3 不同體質(zhì)健康等級(jí)下的參數(shù)預(yù)測

結(jié)合表4體質(zhì)健康綜合評(píng)分與生活方式的回歸參數(shù)估計(jì)中的相關(guān)數(shù)值，在飲食規(guī)律性、飲食結(jié)構(gòu)合理性、睡眠時(shí)間、睡眠質(zhì)量、鍛煉頻次、鍛煉強(qiáng)度、是否知曉健康生活及相關(guān)知識(shí)、是否具備健康生活的必要技能等相同的條件下。體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分符合1可能性為γ1=0.0691=π1；體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分符合2的可能性為γ2=π1+π2=0.5071，即π2=0.5071-0.0691=0.4380；體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分符合3的可能性為γ3=0.9272=π1+π2+π3，即π3=0.9272-0.5071=0.4201；即π3=0.9272-0.5071=0.4201；體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分符合3的可能性π4=1-(π1+π2+π3)=1-0.9272=0.0728。

得出：在客觀條件(飲食規(guī)律性、飲食結(jié)構(gòu)合理性、睡眠時(shí)間、睡眠質(zhì)量、鍛煉頻次、鍛煉強(qiáng)度、是否知曉健康生活及相關(guān)知識(shí)、是否具備健康生活的必要技能)一致情況下，體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分為2的可能性最高(43.8%)，其次是體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分為3(42.01%)，再次是體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分為4(7.28%)，最后是體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分為1(6.91%)。

2.4 預(yù)測模型的建立

結(jié)合表4體質(zhì)健康綜合評(píng)分與生活方式的回歸參數(shù)估計(jì)的數(shù)據(jù)，結(jié)合各回歸系數(shù)估計(jì)值、標(biāo)準(zhǔn)誤、Wald統(tǒng)計(jì)觀測值、概率P值以及回歸系數(shù)95%的置信區(qū)間內(nèi)，得出如下三個(gè)方程。

體質(zhì)綜合評(píng)分等級(jí)=1的結(jié)構(gòu)方程為：-In(-In(γ1))=-0.983+0.054飲食規(guī)律性(1)+0.047飲食結(jié)構(gòu)合理性(1)-0.008睡眠時(shí)間(1)+0.022睡眠質(zhì)量(1)-0.022鍛煉頻次(1)-0.083鍛煉強(qiáng)度(1)-0.051是否知曉健康生活及相關(guān)知識(shí)(1)+0.058是否具備健康生活的必要技能(1)+0.012飲食結(jié)構(gòu)合理性(2)+0.031飲食結(jié)構(gòu)合理性(2)+0.027睡眠時(shí)間(2)+0.008睡眠質(zhì)量(2)-0.046鍛煉頻次(2)+0.034鍛煉強(qiáng)度(2)+0.042年齡

體質(zhì)綜合評(píng)分等級(jí)=2的結(jié)構(gòu)方程為：-In(-In(γ2))= 0.387+0.054飲食規(guī)律性(1)+0.047飲食結(jié)構(gòu)合理性(1)-0.008睡眠時(shí)間(1)+0.022睡眠質(zhì)量(1)-0.022鍛煉頻次(1)-0.083鍛煉強(qiáng)度(1)-0.051是否知曉健康生活及相關(guān)知識(shí)(1)+0.058是否具備健康生活的必要技能(1)+0.012飲食結(jié)構(gòu)合理性(2)+0.031飲食結(jié)構(gòu)合理性(2)+0.027睡眠時(shí)間(2)+0.008睡眠質(zhì)量(2)-0.046鍛煉頻次(2)+0.034鍛煉強(qiáng)度(2)+0.042年齡

體質(zhì)綜合評(píng)分等級(jí)=3的結(jié)構(gòu)方程為：-In(-In(γ3))= 2.582+0.054飲食規(guī)律性(1)+0.047飲食結(jié)構(gòu)合理性(1)-0.008睡眠時(shí)間(1)+0.022睡眠質(zhì)量(1)-0.022鍛煉頻次(1)-0.083鍛煉強(qiáng)度(1)-0.051是否知曉健康生活及相關(guān)知識(shí)(1)+0.058是否具備健康生活的必要技能(1)+0.012飲食結(jié)構(gòu)合理性(2)+0.031飲食結(jié)構(gòu)合理性(2)+0.027睡眠時(shí)間(2)+0.008睡眠質(zhì)量(2)-0.046鍛煉頻次(2)+0.034鍛煉強(qiáng)度(2)+0.042年齡

3 討論

3.1 影響體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分的潛在因子與模型構(gòu)建

基于現(xiàn)代健康教育促進(jìn)理論的深入研究，通過對(duì)調(diào)查對(duì)象與內(nèi)容的梳理，利用spss24.0軟件對(duì)各維度因子進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)存在8維度的22個(gè)潛在因子，即飲食規(guī)律性、飲食結(jié)構(gòu)合理性、睡眠時(shí)間、睡眠質(zhì)量、鍛煉頻次、鍛煉強(qiáng)度、是否知曉健康生活及相關(guān)知識(shí)、是否具備健康生活的必要技能。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，生活方式維度中的14個(gè)潛在因子與體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分適配性較為理想，各潛在因子對(duì)體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分影響顯著。

由表4體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分與生活方式的回歸參數(shù)估計(jì)中可知，飲食規(guī)律性=1、飲食規(guī)律性=2、飲食結(jié)構(gòu)合理性=1、飲食結(jié)構(gòu)合理性=2、飲食結(jié)構(gòu)合理(合理、一般)、睡眠質(zhì)量=1、睡眠質(zhì)量=2、睡眠時(shí)間=2、鍛煉強(qiáng)度=2、是否具備健康生活的必要技能=1等對(duì)體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分有正向促進(jìn)作用。對(duì)比發(fā)現(xiàn)，是否具備健康生活的必要技能=1(β=0.058，P<0.05)對(duì)體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分的促進(jìn)作用最強(qiáng)，其次是飲食規(guī)律性=1(β=0.054，P<0.05)、飲食結(jié)構(gòu)合理性=1(β=0.047，P<0.05)、鍛煉強(qiáng)度=2(β=0.034，P<0.05)、飲食結(jié)構(gòu)合理性=2(β=0.031，P<0.05)、睡眠時(shí)間=2(β=0.027，P<0.05)、睡眠質(zhì)量=1(β=0.022，P<0.05)、飲食結(jié)構(gòu)合理性=2(β=0.012，P<0.05)，最后是睡眠質(zhì)量=2(β=0.008，P<0.05)。

從干預(yù)角度看，生活方式對(duì)體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分的整體發(fā)展有諸多影響。學(xué)校教育層面要發(fā)揮主導(dǎo)作用，引領(lǐng)管理職能部門共管青少年體質(zhì)健康，營造融洽的健身氛圍，科學(xué)有效的引領(lǐng)青少年參與體育鍛煉，形成良好的健身習(xí)慣，促使體質(zhì)健康等級(jí)邁向更高級(jí)別；學(xué)校職能部門積極聯(lián)動(dòng)社會(huì)力量，廣泛吸納社會(huì)閑散資金，引導(dǎo)體育公共資源的廣泛開放與共享，調(diào)動(dòng)社會(huì)民眾組織并參與青少年體育鍛煉，促生學(xué)校業(yè)余賽事的持續(xù)性。在家庭教育層面，家長積極挖掘子女的體育興趣，共同參與體育活動(dòng)來升華彼此情感的交流，以此積極帶動(dòng)運(yùn)動(dòng)的體驗(yàn)感和認(rèn)知感，促使家庭教育從“認(rèn)知”到“實(shí)踐”的過渡；父母在日常生活中幫助子女樹立艱苦、樸素、奮斗的精神，重新建構(gòu)內(nèi)心的認(rèn)知水平與需求水平。以此，三個(gè)層面的力量齊抓共管，共同營造良好的健身氛圍，樹立健康積極的人生觀與價(jià)值觀體系，引領(lǐng)青少年體質(zhì)健康等級(jí)向高級(jí)別邁進(jìn)。

3.2 飲食、睡眠、鍛煉、健康生活知識(shí)與技能對(duì)體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分的促進(jìn)作用與干預(yù)策略

四川藏羌少數(shù)民族初中生體質(zhì)健康綜合評(píng)分與生活方式的預(yù)測模型中發(fā)現(xiàn)，生活方式維度中9個(gè)潛在因子飲食規(guī)律性(規(guī)律、一般)、飲食結(jié)構(gòu)合理性(合理、一般)、睡眠質(zhì)量(好、一般)、是否具備健康生活的必要技能(是)、睡眠時(shí)間(6～7小時(shí))、鍛煉強(qiáng)度(中等強(qiáng)度)是正向相關(guān)關(guān)系，與睡眠時(shí)間(6小時(shí))、鍛煉頻次(幾乎不鍛煉、周/1～2次)、鍛煉強(qiáng)度(小強(qiáng)度)、是否知曉健康生活及相關(guān)知識(shí)(是)等4維度5個(gè)潛在因子存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。表明飲食規(guī)律性、飲食結(jié)構(gòu)合理、睡眠質(zhì)量好、睡眠時(shí)間在6～7小時(shí)、鍛煉中等強(qiáng)度對(duì)體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分起決定性作用。很好地詮釋了，國家不斷深化和推進(jìn)學(xué)校學(xué)生體質(zhì)健康改革，強(qiáng)調(diào)學(xué)生良好生活習(xí)慣養(yǎng)成與保障充足睡眠的本質(zhì)所在。從干預(yù)角度，飲食規(guī)律與結(jié)構(gòu)合理應(yīng)該給予更多的關(guān)注，潛在因子的回歸參數(shù)估計(jì)中已經(jīng)給出提示。學(xué)校教育要樹立“育人為本、健康第一”的核心價(jià)值體系，根據(jù)周邊區(qū)域的自然資源、經(jīng)濟(jì)條件做出適度的調(diào)整，依據(jù)學(xué)生營養(yǎng)搭配標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行合理化補(bǔ)充，合理配備節(jié)儉、衛(wèi)生、安全、時(shí)效的就餐環(huán)境，切實(shí)整改學(xué)校餐飲的整體質(zhì)量與水平，增添豐富的飯菜管理體系，擴(kuò)充不同品類的餐飲種類，從而吸引學(xué)生按時(shí)、按點(diǎn)進(jìn)行餐飲補(bǔ)充，整改掉飲食結(jié)構(gòu)不合理的弊端，增強(qiáng)學(xué)生飲食的欲望與興趣。研究中也發(fā)現(xiàn)，在國家級(jí)貧困縣實(shí)行營養(yǎng)餐增補(bǔ)計(jì)劃初始階段效果很好，但仍未形成長效機(jī)制，學(xué)生厭食、挑食、逃避就餐的現(xiàn)象時(shí)有發(fā)生。換而言之，學(xué)校餐飲管理在營養(yǎng)餐初始階段確實(shí)做到了有效的改革，但并沒有形成一個(gè)長期有效的管理機(jī)制。也說明學(xué)校飲食教育缺失與飲食者對(duì)餐飲滿意度之間存在“鴻溝”。學(xué)生對(duì)校園餐飲滿意度較低，良好飲食習(xí)慣缺失與食育教育的匱乏是造成食物浪費(fèi)的主要原因。為了彌補(bǔ)認(rèn)知的差距與縮短餐飲者與學(xué)校管理者之間的鴻溝，應(yīng)該加強(qiáng)對(duì)不同供餐方式下食物浪費(fèi)狀況，以學(xué)生餐、營養(yǎng)餐為例進(jìn)行綜合原因的剖析，加強(qiáng)對(duì)國外成熟經(jīng)驗(yàn)的借鑒，積極推動(dòng)制定中小學(xué)食育教學(xué)方案[9]。另外，家庭教育過程中父母要合理的給孩子疏導(dǎo)健康飲食習(xí)慣相關(guān)知識(shí)，不過分“隨大眾”與遷就子女的飲食口味女偏好，加大對(duì)飲食營養(yǎng)知識(shí)的灌輸，修正孩子在食物營養(yǎng)搭配選擇上的偏誤。從本質(zhì)層面上認(rèn)識(shí)問題的重要性，切實(shí)彌補(bǔ)食育認(rèn)知短缺與協(xié)調(diào)好學(xué)生就餐的滿意度，讓孩子認(rèn)識(shí)食物、珍惜食物、養(yǎng)成健康的生活習(xí)慣與就餐習(xí)性，是當(dāng)下區(qū)域教育發(fā)展的重要任務(wù)，更是四川藏羌少數(shù)民族聚居區(qū)貧困縣初中生飲食健康教育改革的關(guān)鍵所在。

在睡眠質(zhì)量與時(shí)間方面，涵蓋睡眠時(shí)間(6小時(shí)、6～7小時(shí))、睡眠質(zhì)量(好、一般)等潛在變量的影響。由表4體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分與生活方式的回歸參數(shù)估計(jì)中可知，睡眠質(zhì)量(好、一般)與睡眠時(shí)間(6～7小時(shí))對(duì)體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分有正向的影響，而睡眠時(shí)間(6小時(shí))是制約體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分的重要因素。從家庭干預(yù)角度，家長要敦促學(xué)生養(yǎng)成健康生活作息的習(xí)慣，解讀睡眠質(zhì)量與睡眠時(shí)間的知識(shí)，極力扭轉(zhuǎn)青春期學(xué)生躁動(dòng)與生活作息習(xí)慣紊亂的現(xiàn)象；家庭教育中建立健康溫馨的和睦環(huán)境，為孩子生活作息習(xí)慣的養(yǎng)成建造可塑的條件，保障健康生活作息習(xí)慣的養(yǎng)成；家庭教育中父母以身作則，樹立“健康生活，健康心態(tài)”的準(zhǔn)則，為子女健康生活作息習(xí)慣的養(yǎng)成樹立榜樣。從學(xué)校干預(yù)角度，嚴(yán)格依據(jù)學(xué)生作息管理規(guī)程，認(rèn)真落實(shí)學(xué)生作息就寢時(shí)間，確保學(xué)生有充足睡眠與良好的睡眠質(zhì)量；加強(qiáng)晚自習(xí)管理與指導(dǎo)，科學(xué)合理安排在校作息時(shí)間，保證初中生每天有充足的睡眠時(shí)間；不得利用晚自習(xí)開展新課，保障晚自習(xí)時(shí)間段老師輔導(dǎo)答疑，確保當(dāng)天學(xué)業(yè)符合適量[10]，確保學(xué)生每一晚有好的睡眠質(zhì)量。家庭教育與學(xué)校教育聯(lián)動(dòng)，共同督促初中生養(yǎng)成良好的生活習(xí)慣，形成健康的作息習(xí)慣，樹立積極健康的人生價(jià)值觀，從而更好地促進(jìn)初中生體質(zhì)健康的達(dá)成。

在鍛煉強(qiáng)度與頻次方面，涵蓋鍛煉強(qiáng)度(小強(qiáng)度、中等強(qiáng)度)、鍛煉頻次(幾乎不鍛煉、周/1～2次)等潛在變量的影響。由表4體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分與生活方式的回歸參數(shù)估計(jì)中可知，鍛煉強(qiáng)度(中等強(qiáng)度)與體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分呈正相關(guān)，鍛煉強(qiáng)度(小強(qiáng)度)、鍛煉頻次(幾乎不鍛煉、周/1～2次)與體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分呈負(fù)相關(guān)的關(guān)系。從家庭教育干預(yù)角度，家長要嚴(yán)格督促子女業(yè)余時(shí)間段參加體育鍛煉，塑造一個(gè)健康溫馨的家庭環(huán)境，幫助子女養(yǎng)成健康體育鍛煉的良好習(xí)慣；摒棄“重文輕武”的價(jià)值觀，樹立全面發(fā)展“文武并濟(jì)”的思想，幫助子女塑造健康積極的人生觀。從學(xué)校干預(yù)角度，學(xué)校在學(xué)生業(yè)余時(shí)間段積極展開各類趣味性、適宜性的體育活動(dòng)，促使學(xué)生在校期間有充沛的活動(dòng)量與運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度；班主任引導(dǎo)與體育老師牽頭，引領(lǐng)學(xué)生從教室、寢室中走出去參加體育活動(dòng)，積極進(jìn)行運(yùn)動(dòng)干預(yù)，促使學(xué)生體育活動(dòng)行為習(xí)慣的養(yǎng)成。結(jié)合家庭角度與學(xué)校角度，亟需梳理好健康體育鍛煉的價(jià)值觀體系，確保學(xué)生擁有參與體育鍛煉活動(dòng)硬件場地與軟件健康參與理論的悉心指導(dǎo)，以此來敦促青春期初中生體質(zhì)健康鍛煉行為習(xí)慣的養(yǎng)成。

是否具備健康生活技能與認(rèn)知能力方面，涵蓋是否具備健康生活知識(shí)能力(是、否)與是否具備健康生活技能(是、否)潛在變量的影響。由表4體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分與生活方式的回歸參數(shù)估計(jì)中可知，是否具備健康生活知識(shí)能力(是)與是否具備健康生活技能(是)對(duì)質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分呈正相關(guān)，是否具備健康生活知識(shí)能力(否)與是否具備健康生活技能(否)對(duì)質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分呈負(fù)相關(guān)。從家庭教育干預(yù)角度，“知、信、行”理論的引導(dǎo)，父母通過對(duì)運(yùn)動(dòng)中的角色榜樣及通過他們對(duì)孩子能力的信仰以直接或間接的方式影響小孩的運(yùn)動(dòng)卷入，父母在不同的過程上影響著他們小孩的體育運(yùn)動(dòng)[11]；家長在工作之余也應(yīng)參與孩子的體育鍛煉活動(dòng)，從中督促、引領(lǐng)、指導(dǎo)孩子的健康生活知識(shí)與技能，消除子女懼怕參與的心理恐慌。從學(xué)校干預(yù)角度，努力打造“一校一品”精品體育課程，著實(shí)吸引學(xué)生全程參與體育課堂，消除學(xué)生體育健康知識(shí)短缺與健康技能匱乏的壁壘；重新樹立“立德樹人，全面發(fā)展”的教育方針，引導(dǎo)學(xué)生積極參與課外體育活動(dòng)，鼓勵(lì)學(xué)生掌握相關(guān)健康知識(shí)與健康技能，樹立榜樣來帶動(dòng)學(xué)生參與的熱情；積極響應(yīng)國家教育政策，積極籌建學(xué)校運(yùn)動(dòng)隊(duì)，拉動(dòng)學(xué)生參與體育鍛煉與獲取健康生活知識(shí)的動(dòng)力，促使學(xué)生擁有一個(gè)健康積極的人生態(tài)度。

4 結(jié)論

4.1 通過體質(zhì)健康綜合評(píng)分與生活方式的回歸參數(shù)估計(jì)驗(yàn)證，體質(zhì)綜合評(píng)分等級(jí)收到8個(gè)層次，9個(gè)要素的影響。分別是飲食規(guī)律性(規(guī)律、一般)、飲食結(jié)構(gòu)合理性(合理、一般)、睡眠時(shí)間(6～7小時(shí))、睡眠質(zhì)量(好、一般)、鍛煉強(qiáng)度(中等強(qiáng)度)、是否具備健康生活的必要技能(是)等對(duì)體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分有正向促進(jìn)作用。

4.2 在顯著性水平(為0.05時(shí)，解釋變量全體與連接函數(shù)之間的線性關(guān)系較為顯著， Pearson卡方值與偏差卡方值相差較小，模型擬優(yōu)度較好，另Pearson顯著性P值(男生與女生)均>0.00，觀測頻數(shù)與期望頻數(shù)分部之間顯著性較小，模型的擬合優(yōu)度總體分布上較為理想。

4.3 擁有飲食規(guī)律性規(guī)律、睡眠質(zhì)量好、健康生活及相關(guān)知識(shí)與健康生活必要技能的初中生體質(zhì)健康綜合等級(jí)更為理想，睡眠時(shí)間低于8小時(shí)和鍛煉頻次低于3次以上/周的初中生體質(zhì)健康綜合等級(jí)越差。

4.4 在客觀條件一致情況下，體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分為2的可能性最高(43.8%)，其次是體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分為3(42.01%)，再次是體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分為4(7.28%)，最后是體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分為1(6.91%)。

4.5 對(duì)四川藏羌少數(shù)民族初中生的生活方式進(jìn)行干預(yù)，在家庭教育層面營造溫馨和睦環(huán)境，樹立“健康生活，健康心態(tài)”的準(zhǔn)則；在學(xué)校教育層面引領(lǐng)學(xué)生從教室、寢室中走出去參加體育活動(dòng)，積極進(jìn)行運(yùn)動(dòng)干預(yù)，促使學(xué)生體育活動(dòng)行為習(xí)慣的養(yǎng)成；社會(huì)教育層面督促初中生養(yǎng)成良好的生活習(xí)慣，形成健康的作息習(xí)慣，樹立積極健康的人生價(jià)值觀，從而更好地促進(jìn)初中生體質(zhì)健康目標(biāo)的達(dá)成。