體教融合視域下青少年運動能力評價模型構(gòu)建與實證研究

黃 越,朱紅軍,謝光輝,吳亞婷

(1.湖北醫(yī)藥學院 衛(wèi)生管理與衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展研究中心,湖北 十堰 442000;2.湖北醫(yī)藥學院 體育課部,湖北 十堰 442000)

2020年4月27日,中央全面深化改革委員會第十三次會議審議通過了《關于深化體教融合促進青少年健康發(fā)展的意見》。2020年8月31日,國家體育總局、教育部聯(lián)合印發(fā)了《關于深化體教融合促進青少年健康發(fā)展意見》(以下簡稱《意見》)[1],將全面深化體育與教育領域融合發(fā)展,促進青少年健康發(fā)展提上了改革議程。從《意見》頒發(fā)機構(gòu)來看,由中央全面深化改革委員會審議,經(jīng)國務院同意,國家體育總局和教育部聯(lián)合發(fā)布,是黨和國家對體育和教育事業(yè)改革的頂層設計和重大決策部署,無論對于體育工作還是教育工作都具有里程碑意義[2];從《意見》內(nèi)容來看,8個方面37項政策措施突出了推動青少年文化學習和體育鍛煉協(xié)調(diào)發(fā)展的導向,強調(diào)了學校體育“四位一體”的發(fā)展目標及主體地位,明確了青少年體育今后發(fā)展的重點領域和具體任務[3]?！敖虝?、勤練、常賽”的體教融合學校體育推進模式,首先教會學生健康知識、基本運動技能、專項運動技能,其次組織經(jīng)常性、常規(guī)性的體育訓練,要布置體育作業(yè),課堂上教會的運動技能要經(jīng)過常規(guī)化的訓練得以強化,最后組織面向全體學生的競賽[4]。“教會”是基本目標,是教學設計與實施的基礎;“勤練”是重要手段,是教學設計與實施的根本;“常賽”是有效平臺,是教學設計與實施的歸旨。從學校體育促進學生身心健康全面發(fā)展的角度出發(fā),體教融合的融點實際上集中在“以體育人”的價值上;表現(xiàn)為體育回歸教育,就要在教育中重視學校體育教育,要全面把握體育的教育功能與價值,真正實現(xiàn)綜合育人功能。體育課程教學將是一個重要抓手,體育課程教學中運動能力的培育及評價將成為重要載體,在教會學生運動技能的同時,基于勤練鞏固提高運動技能,依托常賽將運動技能內(nèi)化于運動能力。

“教會、勤練、常賽”是實現(xiàn)“四位一體”學校體育目標的路徑,體教融合則是打通這一路徑的關鍵。隨著體教融合的深入,“教會、勤練、常賽”模式的推進,學校體育課程教學中運動能力將成為課程設計的重要組成部分。理解體教融合視域下的運動能力,并構(gòu)建科學的運動能力評價結(jié)構(gòu)模型,成為推動體教融合育人價值向?qū)嵺`轉(zhuǎn)化的有益探索。

1 研究方法與設計

1.1 研究方法

扎根理論(grounded theory)是由美國學者格拉斯(Glaser)和斯特勞斯(Strauss)于1967年提出,是一種自下而上的金字塔式的分析模式[5]。研究邏輯強調(diào)從原始資料入手,反復進行對比、編碼,將資料概念化并構(gòu)建相應的理論并指導實際工作。故選取扎根理論運用三級編碼的方法逐級提煉青少年運動能力評價應具備的因素,歸納形成青少年運動能力評價結(jié)構(gòu)框架,構(gòu)建評價模型,從而進行實證研究。與此同時,借助Nvivo12.0Plus質(zhì)性分析軟件,對文本資料進行三級編碼;借助SPSS24.0和AMOS24.0統(tǒng)計軟件對調(diào)查數(shù)據(jù)進行數(shù)理統(tǒng)計。

1.2 調(diào)查樣本

在三級編碼和指標修正的基礎上,形成由30個觀測指標構(gòu)成的青少年運動能力評價調(diào)查問卷,采用Likert 5級計分。問卷內(nèi)部一致性達0.924,30個項目內(nèi)部一致性可接受。以湖北省3個地市州高中學校為調(diào)查范圍,以各校體育俱樂部、運動隊、體育社團、專項班、普通自然班的學生為抽樣框,采用分層隨機抽樣的方法,運用紙質(zhì)問卷和電子問卷結(jié)合的形式共計發(fā)放問卷1 800份,回收1 628份,有效問卷1 523份,有效率93.55%;其中450份進行項目分析和探索性因素分析,1 073份進行結(jié)構(gòu)方程模型的驗證性因素分析及實證分析。

1.3 資料收集

以“體教融合”“運動能力”“體育素養(yǎng)”“體育與健康課程標準”為關鍵詞在CNKI數(shù)據(jù)庫中進行檢索,滿足以下條件:(1)選取近5年內(nèi)的相關文獻,且均來源于CSSCI及《中文核心期刊要目總覽》的文獻,以保證數(shù)據(jù)的時效性和權(quán)威性;(2)同一關鍵詞選取的文獻資料不超過20條,以保證資料的均衡性;(3)課題組成員分別進行文獻檢索,并對檢索數(shù)據(jù)進行比較,保證檢索結(jié)果的信度;(4)通過對文獻的深度閱讀,依據(jù)文獻主題是否與青少年運動能力相關進行再次篩選,若相關,則通過,反之,則不予通過。最終得到50篇有效文獻。

2 運動能力評價指標厘定

2.1 資料編碼

編碼程序是:開放式編碼—軸心式編碼—選擇式編碼。首先,對青少年運動能力相關的原始文本資料進行審閱,將運動能力形成、發(fā)展及評價的所有觀點與表述進行開放式編碼(一級編碼)形成434個自由節(jié)點;在自由節(jié)點的基礎上將其概念化,提煉并建立概念類屬之間的聯(lián)系,將434個自由節(jié)點進行軸心式編碼(二級編碼)歸屬為不同的概念類屬中形成33個子節(jié)點;在所有已建立的概念類屬中經(jīng)過反復對比,將33個子節(jié)點依據(jù)類屬關系進行選擇式編碼(三級編碼)歸納為7個核心類屬,即節(jié)點。據(jù)此編碼結(jié)果構(gòu)成青少年運動能力評價指標初始體系(見表1)。

表1 青少年運動能力評價編碼統(tǒng)計一覽表

為確保原始資料收集的信度,本研究對資料進行理論飽和度檢驗。理論飽和度指在前期收集的數(shù)據(jù)以外,重新收集的數(shù)據(jù)中,并未析出范疇新的特征,也不會再產(chǎn)生新的理論,此時就達到了理論飽和度[6]。對篩選獲得的50篇文獻進行隨機抽選其中44篇作為原始編碼材料,其余6篇作為理論飽和度檢驗材料。編碼過程中6篇文獻并未產(chǎn)生新的范疇,且每個范疇也沒有出現(xiàn)新特征,最終編碼結(jié)果通過飽和度檢驗。

2.2 指標修正

基于對原始資料三級編碼分析,青少年運動能力包括健康知識、技能掌握、運動認知、心理品質(zhì)、體育品德、戰(zhàn)術(shù)運用、體能狀況7個維度,33個觀測指標。為確保評價指標體系的一致性,對9位專家進行三輪調(diào)查。結(jié)合前兩輪專家調(diào)查修正建議,對其進行了修改。二級指標B5項目表述與青少年自身學練問題相結(jié)合;二級指標G5考慮實際操作的可行性與G3合并;二級指標E1存在以點概面的情況,將其刪除;二級指標F1、F2與自身參與的運動項目及戰(zhàn)術(shù)特點相結(jié)合體現(xiàn)素養(yǎng)內(nèi)涵;二級指標D1和D4體現(xiàn)同一項目內(nèi)涵,將二者合并。在指標修正的基礎上進行第三輪專家調(diào)查,指標認同度達到90%以上,指標修正通過;青少年體育與健康素養(yǎng)評價包括7個維度和30個觀測指標。

3 運動能力評價指標優(yōu)化

3.1 項目分析

3.1.1 決斷值(CR)

所有樣本以27%進行高低分組,分為2個組別,前27%為高分組,后27%為低分組并以降序排列得分;通過獨立樣本t檢驗檢驗高低2個組別每個觀測指標的平均數(shù)的差異值是否達到顯著(P<0.05),進而檢驗450個樣本各觀測指標平均數(shù)的高低是否因分組產(chǎn)生差異;獨立樣本t檢驗中高低分組平均數(shù)差異的t檢驗均達到P<0.05顯著水平,30個觀測指標的t值大于3.0的遴選標準,介于8.986～15.117,所有觀測指標鑒別度較好(見表2)。

表2 觀測指標項目分析摘要一覽表

3.1.2 觀測指標與總分相關

采用觀測指標與總分相關(Pearson相關系數(shù))檢驗各個觀測指標與總分的相關系數(shù)是否達到顯著水平P<0.05,相關系數(shù)是否大于0.4的遴選標準,判斷各觀測指標與整體指標的同質(zhì)性[7]。30個觀測指標與總分的相關達到0.01級別(雙尾)顯著水平,觀測指標與總分相關達到高度相關,大于0.4的遴選指標,介于0.454～0.641,30個觀測指標同質(zhì)性較高(見表2)。

3.1.3 觀測指標同質(zhì)性檢驗

青少年運動能力評價問卷內(nèi)部一致性α系數(shù)為0.924,觀測指標內(nèi)部一致性較好。校正指標與總分相關系數(shù)大于0.4的遴選指標[7],各觀測指標與其余指標加總分數(shù)的積差相關系數(shù)呈現(xiàn)中高度相關,運動能力評價同質(zhì)性高;例如,觀測指標A1與其余29個觀測指標加總分數(shù)(A2+A3+…+G3+G4)的積差相關系數(shù)為0.559,呈現(xiàn)高度相關,A1與其余29個觀測指標所反映的運動能力同質(zhì)性較好。觀測指標刪除后,問卷的內(nèi)部一致性α系數(shù)會變小;倘若刪除某一觀測指標后,問卷的內(nèi)部一致性α系數(shù)不降反增,則說明該觀測指標測試特質(zhì)與其它觀測指標所測試的特質(zhì)同質(zhì)性較差,可考慮剔除[7];30個觀測指標刪除后的α值均小于內(nèi)部一致性α系數(shù)0.924,觀測指標同質(zhì)性可接受。在30個觀測指標萃取過程中采用主成分分析法限定抽取1個共同因素,通過共同因素來檢驗各觀測指標的變異量,30個觀測指標的共同因素大于0.2,介于0.209～0.418;30個觀測指標的因素負荷量大于0.45的遴選指標,介于0.457～0.646,共同因素與各觀測指標的關系密切(見表2)。30個觀測指標通過各項檢驗,評價體系具有一定的穩(wěn)定性。

3.2 探索性因素分析

采用主成分分析法和kaiser正態(tài)化最大方差,以特征值大于1為提取標準。經(jīng)過3次因子分析,相繼剔除了3個未通過檢驗的觀測指標:第1次剔除E1,第2次剔除B4,第3次剔除C1,變異累積率趨于穩(wěn)定,達到63.411%。各觀測指標的因素負荷量大于0.45,且27個觀測指標不同程度地歸屬為相應的二級指標。探索性因素分析提取的7個二級指標分別命名為健康知識(A)、技能掌握(B)、運動認知(C)、心理品質(zhì)(D)、體育品德(E)、戰(zhàn)術(shù)運用(F)、體能狀況(G)。綜之,提取的二級指標數(shù)目與其所包含的觀測指標與三級編碼提取要素接近并趨于穩(wěn)定,運動能力評價體系具有良好的建構(gòu)效度(見表3)。

4 青少年運動能力評價模型構(gòu)建

綜合上述編碼結(jié)構(gòu)、指標體系修正與優(yōu)化以及探索性因素分析結(jié)果,青少年運動能力評價模型為二階七因子模型,一階包括健康知識、技能掌握、運動認知、心理品質(zhì)、體育品德、戰(zhàn)術(shù)運用、體能狀況7個因子為潛變量,含27個觀測指標變量;二階為7個一階因子聚斂為1個因子,即青少年運動能力。

4.1 一階七因子模型驗證性因素分析

采用最大似然法(ML)進行模型擬合(見圖1)。標準化分析顯示:因素負荷量均大于0.5,介于0.52～0.77,觀測指標與一階各因子的關系密切;各因子間的相關系數(shù)大于0.45,一階七因子模型結(jié)構(gòu)設置合理;觀測指標多元相關平方大于0.3,一階七因子對觀測指標的解釋能力可接受,觀測指標的設置合理。模型適配度GFI為0.923,模型調(diào)整后的適配度AGFI為0.904,比較適配度CFI為0.916,大于0.9的適配優(yōu)度標準,模型擬合良好;近似誤差均方根RMSEA為0.051,小于0.08的適配標準,模型趨于穩(wěn)定。綜合各擬合指標:一階七因子模型整體適配度高,模型擬合理想。

圖1 一階七因子模型(標準化的估計值)

4.2 一階七因子模型信效度檢驗

借鑒Garbarino和Johnson(1999)[8]的做法,統(tǒng)計結(jié)果顯示(見表4),所有27個觀測指標非標準化的估計值均為顯著(P<0.01),27個觀測指標均存在。標準化的因素負荷量大于0.5以上,一階七因子模型各因子在解釋其對應的觀測指標的變異量時絕大多數(shù)都能解釋變異的50%以上,觀測指標同質(zhì)性高。項目信度(SMC)均大于0.25,觀測指標被各因子所解釋的程度較高,27個觀測指標具有足夠的項目信度。依據(jù)Fornell和Larcker(1981)[9]的建議,采用組成信度(CR)與收斂效度(AVE)相結(jié)合的統(tǒng)計方法對模型信效度進行檢驗得出:7個因子的組成信度(CR)分別為0.786、0.722、0.713、0.660、0.651、0.823、0.774,大于0.65,各因子的內(nèi)部一致性較高,一階七因子模型的內(nèi)部質(zhì)量較好;7個因子的收斂效度(AVE)分別為0.426、0.394、0.385、0.397、0.386、0.538、0.462,大于0.36[10],各因子能解釋其對應觀測指標平均變異數(shù)萃取量的36%以上,一階七因子模型有較高的收斂效度。綜上所述,一階七因子模型整體適配度高,擬合理想,具備較高的信效度,適應于二階七因子模型檢驗及實證分析。

表4 一階七因子模型組成信度和收斂效度一覽表

4.3 二階七因子模型驗證性因素分析

標準化的估計值顯示(見圖2),7個內(nèi)因潛變量標準化的路徑系數(shù)分別為0.81、0.85、0.82、0.80、0.73、0.78、0.80,且大于0.6的遴選標準,對外因潛變量運動能力的影響最大。模型適配度GFI為0.908,模型調(diào)整后的適配度AGFI為0.890,比較適配度CFI為0.894,約大于0.9的適配優(yōu)度標準,模型擬合良好;近似誤差均方根RMSEA為0.056,小于0.08的適配標準,模型趨于穩(wěn)定;各觀測指標因素負荷量均大于0.5,介于0.50～0.77,模型擬合度較為理想。綜合各擬合度:二階七因子模型整體適配度高,擬合指數(shù)達到統(tǒng)計學要求,二階七因子模型適合青少年運動能力評價。

圖2 二階七因子模型(標準化的估計值)

5 基于青少年運動能力評價模型的實證分析

5.1 青少年運動能力評價指標權(quán)重計算

結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)中的路徑系數(shù)反映了變量間的相互關系,并且數(shù)值越大,變量間影響關系越大,依據(jù)這種影響關系建立路徑系數(shù)判別標準,以路徑系數(shù)大于0.6為判斷指標,路徑系數(shù)越大表明指標影響程度越大[11]。根據(jù)二階七因子模型標準化的路徑系數(shù)來求解各指標的權(quán)重。由圖2得出運動能力對健康知識、技能掌握、運動認知、心理品質(zhì)、體育品德、戰(zhàn)術(shù)運用、體能狀況7個潛變量的路徑系數(shù)分別為0.81、0.85、0.82、0.80、0.73、0.78、0.80,大于0.6的判斷標準,對運動能力影響較大。潛變量所對應的各觀測指標的路徑系數(shù)大于0.5,各觀測指標能有效表達潛變量的內(nèi)涵。青少年運動能力評價過程中,確立1個目標對象、7個一級指標、27個觀測指標(二級指標)。

采用相關性權(quán)重法計算指標體系權(quán)重,由圖2求得的各指標間的路徑系數(shù),計算指標體系中各級指標的權(quán)重系數(shù)[12]。分別設定一級指標W(Fm),二級指標W(Tmk)及綜合權(quán)重系數(shù)Wmk的權(quán)重計算公式,依據(jù)路徑系數(shù),確定指標權(quán)重系數(shù)(見表5)。

表5 青少年運動能力評價指標權(quán)重系數(shù)一覽表

其中W為權(quán)重值,R(Fm)為第m個一級指標路徑系數(shù),R為路徑系數(shù),n為一級指標數(shù)目,F為一級指標,m為一級指標代號,Fm為第m個一級指標,W(Fm)為第m個一級指標權(quán)重值。

其中Tmk為第m個一級指標對應的第k個二級指標,R(Tmk)為對應的路徑系數(shù),k為二級指標代號,T為二級指標,W(Tmk)為對應的權(quán)重值。

Wmk=W(Fm)×W(Tmk)

其中W(Fm)一級指標權(quán)重系數(shù),W(Tmk)二級指標權(quán)重系數(shù)。

5.2 青少年運動能力整體水平

實證顯示(見圖2),對運動能力而言,健康知識的路徑系數(shù)為0.81,表示健康知識每提升1%將會使運動能力提升0.81%。以此類推,技能掌握、運動認知、心理品質(zhì)、體育品德、戰(zhàn)術(shù)運用、體能狀況每提升1%將會使運動能力分別提升0.85%、0.82%、0.80%、0.73%、0.78%、0.80%。7個一級指標的權(quán)重占比由高到低依次為技能掌握15.2%、運動認知14.7%、健康知識14.5%、體能狀況14.3%、心理品質(zhì)14.3%、戰(zhàn)術(shù)運用14.0%、體育品德13.1%,由此看出技能掌握、運動認知對運動能力的影響最大,其次是健康知識、體能狀況和心理品質(zhì),最后是戰(zhàn)術(shù)運用和體育品德。與此同時,在一階七因子驗證性因素分析模型中,7個一級指標之間存在兩兩配對的相關性,表現(xiàn)為一個七維相互影響的聯(lián)動機制;如健康知識分別與技能掌握0.72的相關路徑系數(shù)最大,其次是體能狀況0.71、心理品質(zhì)0.70,最后是運動認知0.68、體育品德0.67和戰(zhàn)術(shù)運用0.62,說明每個一級指標的變化并非受單一因素的影響,而是通過多個因素的共同作用,青少年運動能力的提升需要多維度的協(xié)同作用。為此,評價青少年在運動能力方面的成績可參考如下公式:健康知識A×0.145+技能掌握B×0.152+運動認知C×0.147+心理品質(zhì)D×0.143+體育品德E×0.131+戰(zhàn)術(shù)運用F×0.140+體能狀況G×0.143。

5.3 青少年運動能力水平差異分析

二階七因子模型中技能掌握因子對運動能力影響最大,路徑系數(shù)為0.85,影響權(quán)重占比15.2%;其中4個觀測指標中,掌握運動技能練習的手段與方法對技能掌握具有顯著影響,路徑系數(shù)為0.66,權(quán)重占比26.4%,綜合權(quán)重占比4.0%,說明對運動技能練習手段與方法掌握的程度越高,運動技能水平也就越高,對運動能力的提升亦變得更大;也就是說,傳授正確的運動技能練習手段與方法將是學校體育教師重點關注的內(nèi)容,也是教學內(nèi)容改革的導向。經(jīng)常練習某一專門技術(shù)動作的路徑系數(shù)為0.64,權(quán)重占比25.6%,綜合權(quán)重占比3.9%,說明“勤練”是熟練完成某一專門技術(shù)動作的保障,“勤練”的效果也反映了完成技術(shù)動作的熟練程度。

運動認知因子對運動能力具有顯著的影響,路徑系數(shù)為0.82,影響權(quán)重占比14.7%;其中4個觀測指標中,體育競賽規(guī)則和秩序的掌握對運動認知具有顯著影響,路徑系數(shù)為0.71,權(quán)重占比28.7%,綜合權(quán)重占比4.2%,說明對體育競賽規(guī)則和秩序的掌握是提升運動認知的首要要素。其次是對體育鍛煉與競賽基本常識的了解和掌握體育場地、器材的用途和使用,路徑系數(shù)均為0.61,權(quán)重占比為24.7%,綜合權(quán)重占比3.6%。最后是對體育運動的欣賞和重大賽事的了解,路徑系數(shù)為0.54,權(quán)重占比為21.9%,綜合權(quán)重占比3.2%。不難發(fā)現(xiàn),對體育競賽規(guī)則和秩序的掌握,基本常識的了解,體育場地、器材的正確使用等均可提升運動認知水平。另外,對體育運動的欣賞和重大賽事的了解路徑系數(shù)和權(quán)重占比雖低,但青少年對體育運動的欣賞和重大賽事的了解有待進一步提高,教師應加強這一方面的講授與引導。

健康知識因子對運動能力具有顯著的影響,路徑系數(shù)為0.81,影響權(quán)重占比14.5%。其中5個觀測指標中,運動自我保護知識與技能掌握對健康知識具有顯著影響,路徑系數(shù)均為0.70,權(quán)重占比21.5%,綜合權(quán)重占比3.1%,表明運動自我保護知識技能的掌握越充分,健康意識也就越強,對運動能力的貢獻變得更大。常見運動損傷的應急處理和運動中危險因素的預判與規(guī)避對健康知識的影響次之,路徑系數(shù)分別為0.69、0.68,權(quán)重占比21.2%、20.9%,綜合權(quán)重占比3.1%、3.0%,表明運動損傷的應急處理及各種危險因素的預判與規(guī)避可避免運動傷病的影響,有利于運動能力的發(fā)揮。最后是運動前充分的專項準備活動和運動后的必要拉伸,路徑系數(shù)分別為0.64、0.55,權(quán)重占比19.6%和16.9%,綜合權(quán)重占比2.8%和2.5%,說明健康知識的提升還需加強對專項準備活動和拉伸放松方法的掌握,避免損傷對運動能力的影響。

心理品質(zhì)因子對運動能力具有顯著的影響,路徑系數(shù)為0.80,影響權(quán)重占比14.3%。其中3個觀測指標中,通過運動競賽樹立自信心對心理品質(zhì)具有顯著影響,路徑系數(shù)為0.67,權(quán)重占比35.8%,綜合權(quán)重占比5.1%,說明青少年通過運動競賽建立起來的自信心越足,越有利于運動能力的發(fā)揮。運動競賽中具備良好的心態(tài)、能管理自己的情緒和在逆境中的心理抗壓能力的路徑系數(shù)分別為0.64、0.56,權(quán)重占比34.2%和29.9%,綜合權(quán)重占比4.9%和4.3%,說明運動競賽中良好的心態(tài),有助于建立良好的心理品質(zhì),更專注于競賽本身。逆境中的心理抗壓能力能夠使運動能力的發(fā)揮事半功倍。

體能狀況因子對運動能力具有顯著的影響,路徑系數(shù)為0.80,影響權(quán)重占比14.3%。其中4個觀測指標中,結(jié)合參與的運動項目制定自我體能鍛煉計劃對體能狀況具有顯著的影響,路徑系數(shù)為0.72,說明制定自我體能鍛煉計劃每增加1個單位,那么體能狀況相應的增加0.72個單位。權(quán)重占比25.7%,綜合權(quán)重占比3.7%,介于中等水平之間,說明青少年在制定自我體能鍛煉計劃時存在一定難度,教師應在這一方面加強與學生的互動,給予個性化指導,共同制定鍛煉計劃并監(jiān)督執(zhí)行。同時,正確掌握體能鍛煉原理與方法、鍛煉方式的選擇、體能監(jiān)測方法及效果的自我評價等同樣反映了體能狀況程度的高低,也是提高體能狀況的措施。

戰(zhàn)術(shù)運用因子對運動能力具有顯著的影響,路徑系數(shù)為0.78,影響權(quán)重占比14.0%。其中4個觀測指標中,個人戰(zhàn)術(shù)在比賽中的應用對戰(zhàn)術(shù)運用具有顯著影響,路徑系數(shù)為0.77,權(quán)重占比26.2%,綜合權(quán)重占比3.7%,介于中等水平之間,這也是學校體育教學內(nèi)容的難點之一。教學應強化技戰(zhàn)術(shù)在比賽中運用的知識點的講授,開展不同形式的教學比賽,在“常賽”中提高技戰(zhàn)術(shù)運用能力,并通過“常賽”檢驗“教會、勤練”的效果。根據(jù)比賽進程靈活調(diào)整戰(zhàn)術(shù)、自我戰(zhàn)術(shù)意識的形成、掌握一定戰(zhàn)術(shù)訓練的方法的路徑系數(shù)分別為0.75、0.73、0.69,權(quán)重占比25.5%、24.8%和23.5%,綜合權(quán)重占比3.6%、3.5%和3.3%,對戰(zhàn)術(shù)意識的形成和能否依據(jù)比賽進程靈活調(diào)整戰(zhàn)術(shù)一定程度上反映了戰(zhàn)術(shù)運用程度的高低;個體掌握一定的戰(zhàn)術(shù)訓練方法及正確運用有助于運動能力的提升。

體育品德因子對運動能力具有顯著的影響,路徑系數(shù)為0.78,影響權(quán)重占比13.1%。其中3個觀測指標中,具備集體主義精神和榮譽感對體育品德具有顯著的影響,路徑系數(shù)為0.74,權(quán)重占比49.0%,說明崇高的集體主義精神和榮譽感是提升體育品德的第一要素,其次是競賽中尊重對手,恪守規(guī)則與秩序,權(quán)重占比40.2%,最后是運動競賽中分辨和識別不道德言行。不難看出,崇高的集體主義精神和榮譽感,尊重對手,恪守規(guī)則,分辨和識別不道德言行可提高體育品德,進而提升運動能力。

6 結(jié)論與建議

6.1 結(jié) 論

(1)資料編碼得到434個自由節(jié)點,33個子節(jié)點,7個核心類屬的指標體系框架,經(jīng)過指標修正與優(yōu)化,最終形成1個一級指標,7個二級指標和27個三級指標的指標體系,據(jù)此構(gòu)建青少年運動能力評價模型。

(2)青少年運動能力評價模型為一個二階7因子模型,一階包括健康知識、技能掌握、運動認知、心理品質(zhì)、體育品德、戰(zhàn)術(shù)運用、體能狀況7個因子為潛變量,27個觀測指標變量;二階為7個一階因子聚斂為1個因子,即青少年運動能力。一階七因子模型整體適配度高,擬合理想,具備較高的信效度,符合理論假設;二階七因子模型擬合理想適合青少年運動能力評價模型與實證研究。

(3)運動能力7個一級指標的權(quán)重占比由高到低依次為技能掌握15.2%、運動認知14.7%、健康知識14.5%、體能狀況14.3%、心理品質(zhì)14.3%、戰(zhàn)術(shù)運用14.0%、體育品德13.1%;二階七因子模型中各因子對運動能力具有不同程度的顯著影響,每個一級指標對應的二級指標路徑系數(shù)和影響權(quán)重占比各不相同,青少年運動能力的提升需要多因子的協(xié)同,每個一級指標的變化并非受單一因素的影響,而是通過多個因素的共同作用。

6.2 建 議

(1)青少年運動能力的提升需要多因子的協(xié)同培養(yǎng),注重青少年全面發(fā)展,避免運動能力培養(yǎng)的“缺科”和“偏科”現(xiàn)象的出現(xiàn)。同時,根據(jù)二階七因子模型中各因子和觀測指標的路徑系數(shù)、影響權(quán)重占比、綜合權(quán)重占比情況,明確每一位青少年在運動能力發(fā)展上的優(yōu)勢與劣勢,有針對性地制訂提升策略及運動能力培養(yǎng)方向和重點。

(2)學校體育的“教會、勤練”為“常賽”提供了關鍵能力和必備品質(zhì),“常賽”是撬動青少年運動能力提升的杠桿,是檢驗“教會、勤練”效果的標尺。學校體育應當瞄準“教會、勤練、常賽”的體育教學模式,可參考二階七因子模型的指標體系內(nèi)容,使學校體育學生明確運動能力達成與提升的目標,亦可使學生走出校園,與社會上的“常賽”接軌。

(3)體教融合視域下學校體育教學改革將成為學術(shù)研究的重點之一,作為一次探索性研究,本研究也存在一定的不足之處,例如,田徑等單人項目,戰(zhàn)術(shù)運用維度并非完全適合。因此,在學校體育教學內(nèi)容設計過程中應體現(xiàn)參與不同項群群體的特異性,參考二階七因子模型內(nèi)容,細化不同群體、不同項群的評價維度及指標體系,從學校自身實際、學生差異、教學特點出發(fā),開展運動能力學習評價,面向全體學生進行科學合理的診斷。與此同時,盡管存在上述不足之處,有待進一步完善評價模型的普適性及多項目多群體評價的深入探討;但本探究認為作為體教融合育人價值向?qū)嵺`轉(zhuǎn)化的有益探索,研究結(jié)論的準確性和方向性依然可靠。