安徽省青少年體質(zhì)健康教育干預模式及干預策略研究

段雨晴

1 前言

青少年體質(zhì)健康關乎民族興旺。通過梳理近30年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，我國青少年的體質(zhì)健康狀況存在嚴重問題。十八屆三中全會“關于全面深化改革若干重大問題的決定”指出：強化體育課和課外鍛煉，促進青少年身心健康、體魄強健。解決青少年體質(zhì)健康問題刻不容緩。

人們在審視學校體育教育的過程中發(fā)現(xiàn)，僅靠學校體育推行健康教育的效果有限，這勢必會影響學校體育最終目標的實現(xiàn)。如何整合學校體育、家庭體育和社區(qū)體育的功能，實現(xiàn)學校體育向家庭體育和社會體育延伸，是實施體質(zhì)健康教育和終身體育的理想途徑。

沈建華在借鑒國外成功經(jīng)驗的基礎上，提出學校、家庭、社區(qū)體育綜合體的概念和理論模式。趙東平進一步指出，通過學校、家庭、社區(qū)體育的互相滲透與有機結合，形成一種立體型的教育體系。白春燕理解為，堅持以人為本的綜合發(fā)展為價值取向，通過學校、家庭、社區(qū)體育的有機結合，在充分發(fā)揮各自功能與優(yōu)勢的前提下優(yōu)勢互補，達到整體功能的最優(yōu)化。

章建成發(fā)現(xiàn)，“三位一體”體質(zhì)健康教育模式中，任何單方面行動的作用都有可能被來自其他方面的負效應所消解，同時發(fā)現(xiàn)，“三位一體”體質(zhì)健康教育受到地區(qū)經(jīng)濟條件的影響。任杰等基于地方經(jīng)濟、地域和教育特點，分別構建了有地方特色的青少年體質(zhì)健康教育干預模式。這些實證研究顯示，學校、家庭、社區(qū)的內(nèi)涵不盡相同，須考慮經(jīng)濟、環(huán)境、教育、政策等因素，因地制宜地開展青少年體質(zhì)健康教育。因此，結合安徽省的地域、經(jīng)濟、政策和教育特點，構建安徽省青少年的體質(zhì)健康教育干預模式，分析健康教育模式的結構關系和特點，并依此開發(fā)適合安徽省青少年特點的體育健康教育方式，做到有的放矢。

2 研究對象與方法

2.1 研究對象

安徽省青少年體質(zhì)健康教育模式與干預策略。

2.2 研究方法

2.2.1 文獻資料法

本文通過中國知網(wǎng)進行檢索，分別以“青少年”、“體質(zhì)健康教育干預”為主題詞檢索文獻。對符合要求的近10年文獻進行收集、整理、歸納。

2.2.2 問卷調(diào)查法

選用“青少年體育鍛煉與健康教育”調(diào)查問卷，問卷共53題。以合肥、蕪湖市12所學校的初一、初二年級，高一、高二年級的中學生為調(diào)查對象。共發(fā)放1547份問卷，回收1511份。剔除無效問卷，最后獲得有效問卷1302份，有效率86.2%。

2.2.3 數(shù)理統(tǒng)計法

數(shù)據(jù)分析使用SPSS17.0和Amos17.0軟件，步驟如下：

（一）初始干預模式的建立。采用合肥市826份樣本數(shù)據(jù)進行分析，包括項目分析，探索性因素分析構建初始模型。

（二）干預模式的驗證。采用蕪湖市476份樣本數(shù)據(jù)進行分析。運用結構方程模型技術進行信度和效度檢驗。

（三）干預模式的特征分析。采用均值檢驗、多元方差分析及多重比較（LSD）來分析教育模式的性別、地域和年級特征。

3 研究結果

3.1 干預模式的構建

以合肥抽樣數(shù)據(jù)進行項目分析、題總相關分析和探索性因素分析，最終獲取了20個條目，5個潛在因子，分別是“體育課程”、“社區(qū)教育”、“家長引導”、“體育認知”、“經(jīng)濟支持”。累積方差貢獻率63.669%。項目因子載荷為0.50-0.83，五個因素的Cronbach’sα值在0.65-0.82，總量表Cronbach’sα=0.90。

以蕪湖抽樣數(shù)據(jù)進行結構方程模型的驗證性分析。各項模型擬合指標，χ2=552.963（p＜0.01），df=162，χ2/df＜5，GFI=0.90，CFI=0.89、NFI=0.89，RMSEA值 ＜0.07，數(shù)據(jù)擬合效果良好。項目R2值在0.34—0.77間，均達到0.2的設限值，說明問卷個別項目信度較好。五個因素的CR值在0.67—0.88間，建構信度較理想。體育認知、經(jīng)濟支持因素AVE值略小于0.5，其他三個因素AVE值大于0.5，說明因素能對指標進行解釋。五個因素的Cronbachα值在0.63—0.85間。綜合分析，干預模式具有較理想的效度和信度。

3.2 安徽省青少年體質(zhì)健康教育的特征

3.2.1 體質(zhì)健康教育模式的性別特征

學校、家庭和社區(qū)三類教育間無性別間顯著差異（F=1.135，p=0.334）。男、女生的學校教育和家庭教育得分均在3分以下，說明其開展情況良好。男、女生的社區(qū)教育因子得分均高于3分，說明社區(qū)教育開展情況不佳。

多因素方差分析結果顯示，體育課程因子得分上存在性別差異（F=7.672，p＜0.05），女生對體育課程認可度更高。體育認知因子上男、女生沒有統(tǒng)計學意義上的差異（F=0.292，p＞0.05）。

多因素方差分析結果顯示，不同性別青少年家庭教育因素的家長引導（F=0.857，p＞0.05）和經(jīng)濟支持（F=0.229，p＞0.05）因子得分均不存在統(tǒng)計學意義上的差異，且不同性別青少年在家長引導與經(jīng)濟支持兩方面的認可度較好。

3.2.2 體質(zhì)健康教育模式的地域特征

多因素方差分析發(fā)現(xiàn)，不同地域青少年在三類教育間存在顯著差異（F=29.738，p=0.000）。城市青少年在學校教育因素得分顯著低于鄉(xiāng)鎮(zhèn)青少年的得分（F=3.874，p＜0.05），在家庭教育因素，城市青少年顯著低于鄉(xiāng)鎮(zhèn)青少年得分（F=8.779，p＜0.05），在社區(qū)教育因素，鄉(xiāng)鎮(zhèn)顯著低于城市青少年得分（F=29.102，p＜0.05）。

體育課程因子得分上無城鄉(xiāng)差異（F=2.205，p＞0.05），在體育認知因子得分上，城鄉(xiāng)鎮(zhèn)青少年均有積極的體育認知，且城市青少年體育認知明顯好于鄉(xiāng)鎮(zhèn)青少年（p＜0.05）。在家長引導（F=7.688，p＜0.05）和經(jīng)濟支持（F=5.074，p＜0.05）因子得分上有城鄉(xiāng)差異，城市青少年對家長引導和經(jīng)濟支持的認可度更高。

3.2.3 體質(zhì)健康教育模式的年級特征

多因素方差分析發(fā)現(xiàn)，學校教育因素得分上存在年級差異（F=5.462，p＜0.05），隨年級升高，青少年對學校教育認可度呈現(xiàn)下降趨勢；家庭教育因素也存在年級差異，隨年級升高，學生對家庭教育的認可度有下降趨勢；社區(qū)教育因素得分上，低年級學生對社區(qū)體育因素認可度最高。

3.3 安徽青少年體質(zhì)健康教育干預策略

3.3.1 學校教育干預策略

干預的重點在于體育課程的加強。應通過培訓，提高體育教師的教學能力，鼓勵他們開展形式多樣，內(nèi)容豐富的體育課，這是促進體質(zhì)健康教育的重要手段。本文還發(fā)現(xiàn)，青少年學生有鍛煉的認識，卻沒有行動。因此須將知、信、行統(tǒng)一起來，為青少年樹立鍛煉信念，體驗運動快樂，形成鍛煉習慣。

3.3.2 家庭教育干預策略

家長引導和經(jīng)濟支持對青少年鍛煉起著重要的作用。首先應從家長引導上著手，樹立家長的表率作用，通過言傳身教，帶動孩子參加各種體育活動。另外，學?？梢远ㄆ诮M織各種親子活動，讓家長參與，達到家校聯(lián)合，幫助孩子健康成長；在經(jīng)濟支持方面，家長應轉變思想，考慮孩子對體育鍛煉的需求，而非僅僅讓孩子參加文化課補習班。

3.3.3 社區(qū)教育干預策略

社區(qū)教育干預應加強社區(qū)體育與健康知識的宣傳，可依托電視、網(wǎng)絡等，加大青少年與體育健康知識的接觸；社區(qū)活動的組織需要政府的支持，建立起公共服務與保障體系，為青少年課余鍛煉提供便利。

4 研究結論

4.1 通過兩個樣本的探索性因素分析和驗證性因素分析，構建安徽省青少年體質(zhì)健康教育干預模型，模型由3個二階因子組成，它們是“學校教育”、“家庭教育”、“社區(qū)教育”。該模型具有較好的擬合度，所確定的模型結構和測量項目形成一個遞進、互動的整體。

4.2 安徽省青少年體質(zhì)健康教育中，學校教育的青少年認可度最好，家庭教育其次，社區(qū)教育最差，且三類教育存在人口學的差異性。學校教育存在地域和年級差異。

4.3 安徽省青少年體質(zhì)健康教育干預策略由學校教育干預、家庭教育干預、社區(qū)教育干預三個層次構成。干預應從以下著手：學校教育方面，加強教師專業(yè)素質(zhì)的培養(yǎng)，幫助學生樹立鍛煉信念；家庭教育方面，讓家長做到言傳身教，樹立榜樣，關注孩子的成長與鍛煉需求，減輕學業(yè)負擔；社區(qū)教育方面，加強健康知識的宣傳，建立相關服務保障體系。