大學(xué)生主動(dòng)健康影響因素重要性度量及調(diào)節(jié)效應(yīng)研究

【摘要】 背景 大學(xué)生作為青年群體的中堅(jiān)力量、家庭和社會(huì)的高學(xué)歷成員，對(duì)全民健康具有強(qiáng)大的輻射功能。大學(xué)生具備較好的健康意識(shí)，但健康行為狀況不佳，實(shí)現(xiàn)大學(xué)生主動(dòng)健康面臨一系列挑戰(zhàn)，需要觀念轉(zhuǎn)變和行動(dòng)支持。目的 探索主動(dòng)健康的影響因素，為高校健康教育提供參考。方法 分層整群抽取山東省6所高校4 036名在校大學(xué)生開展問卷調(diào)查。采用自設(shè)問卷（包括一般資料調(diào)查表、主動(dòng)健康量表）開展調(diào)研。采用Pearson相關(guān)分析和多元線性回歸分析探究主動(dòng)健康的影響因素，采用隨機(jī)森林度量分析評(píng)估影響因素的重要性。結(jié)果 大學(xué)生主動(dòng)健康得分為（24.61±4.65）分。女生主動(dòng)健康得分高于男生，低年級(jí)大學(xué)生主動(dòng)健康得分高于高年級(jí)（Plt;0.05）。大學(xué)生健康責(zé)任、健康知識(shí)宣傳、親子關(guān)系、健康投資的重要性依次為32 491.77、13 331.00、10 051.22、9 902.84，健康知識(shí)宣傳（β=0.024，95%CI=0.039～0.171，Plt;0.001）、健康需求溝通（β=0.026，95%CI=0.043～0.145，Plt;0.001）、課程實(shí)踐活動(dòng)（β=0.033，95%CI=0.069～0.167，Plt;0.001）、希望狀態(tài)（β=0.033，95%CI=0.008～0.019，Plt;0.001）、飲食情況（β=0.019，95%CI=0.027～0.161，Plt;0.001）正向調(diào)節(jié)健康責(zé)任與主動(dòng)健康的關(guān)系。結(jié)論 健康責(zé)任是影響主動(dòng)健康的關(guān)鍵因素，健康知識(shí)宣傳、健康需求溝通、課程實(shí)踐活動(dòng)、希望狀態(tài)和飲食情況與健康責(zé)任產(chǎn)生正向交互作用，促進(jìn)了個(gè)體主動(dòng)健康?？赏ㄟ^營(yíng)造積極生態(tài)環(huán)境，形成多元健康促進(jìn)關(guān)系，打造課堂、課外、自我實(shí)踐教育模式，完善健康政策協(xié)同路徑等舉措促進(jìn)主動(dòng)健康。

【關(guān)鍵詞】 主動(dòng)健康；影響因素；重要性度量；調(diào)節(jié)效應(yīng)；大學(xué)生

【中圖分類號(hào)】 R 197.1 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】 A DOI：10.12114/j.issn.1007-9572.2023.0286

Importance Measurement and Moderating Effect of Influencing Factors for Proactive Health in Undergraduates

ZHAO Meng1，XU Mengyuan2，ZHAO Zhongtao2，LOU Pengyu2*

1.School of Medical Imaging，Shandong Second Medical University，Weifang 261042，China

2.School of Management，Shandong Second Medical University，Weifang 261042，China

*Corresponding author：LOU Pengyu，Associate professor；E-mail：loupy@wfmc.edu.cn

【Abstract】 Background Undergraduates，as the backbone of the youth group and highly educated members of the family and society，had a strong radiating function on the health of the whole population. Undergraduates have good health awareness but poor health behaviors，and the realization of proactive health among undergraduates faces a series of challenges that require conceptual change and action support. Objective To study the influencing factors of proactive health of undergraduates and provide suggestions for health education in colleges and universities. Methods A total of 4 036 undergraduates from 6 universities in Shandong Province were selected by stratified cluster sampling method to conduct a questionnaire survey on proactive health by using self-designed questionnaires（including general information questionnaires and proactive health scales）. Pearson correlation analysis and multiple linear regression analysis were used for the analysis of factors affecting proactive health，and the importance of influencing factors was analyzed using random forest metrics. Results The proactive health score of undergraduates was 24.61±4.65 score. Females had higher active health scores than males，while lower grade undergraduates had higher proactive health scores than higher grade（Plt;0.05）. IncNodePurity of health responsibility，health publicity，parent-child relationship and health investment were 32 491.77，13 331.00，10 051.22 and 9 902.84，respectively. Health publicity（β=0.024，95%CI=0.039-0.171，Plt;0.001），health communication needs（β=0.026，95%CI=0.043-0.145，Plt;0.001），curriculum practice activities（β=0.033，95%CI=0.069-0.167，Plt;0.001），desired state（β=0.033，95%CI=0.008-0.019，Plt;0.001），and diet（β=0.019，95%CI=0.027-0.161，Plt;0.001） positively regulated the relationship between health responsibility and proactive health. Conclusion Health responsibility was the key factor affecting proactive health. Health publicity，health communication needs，curriculum practice activities，desired state and diet have positive interaction with health responsibility，which enhance individual proactive health. It is suggested to form diversified health promotion relationships by creating an active ecological environment of proactive health，building classroom，performing extracurricular and self-practice education mode，and improving initiatives to promote proactive health such as synergy path of health policy.

【Key words】 Proactive health；Influencing factor；Importance measurement；Moderating effect；Undergraduate

主動(dòng)健康是一種發(fā)揮主觀能動(dòng)性、關(guān)切生命質(zhì)量和終生價(jià)值的健康觀［1］，也是構(gòu)建自我健康素養(yǎng)體系、養(yǎng)成良好行為習(xí)慣、主動(dòng)獲得持續(xù)健康（良好的身心狀態(tài)和社會(huì)適應(yīng)）的能力［2］。全國(guó)人大將“健康第一責(zé)任人”寫進(jìn)《中華人民共和國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生與健康促進(jìn)法》［3］，規(guī)定“樹立和踐行對(duì)自己健康負(fù)責(zé)的健康管理理念，主動(dòng)學(xué)習(xí)健康知識(shí)，提高健康素養(yǎng)，加強(qiáng)健康管理”。個(gè)體的主動(dòng)健康以選擇生活方式為主，發(fā)揮主觀能動(dòng)性，改善健康行為［4］。近年來，學(xué)者們意識(shí)到體育鍛煉等健康行為的干預(yù)策略，始終受環(huán)境及群體行為的限制［5］，基于社會(huì)生態(tài)學(xué)理論的健康行為模型受到關(guān)注，該模型強(qiáng)調(diào)個(gè)體和社會(huì)的融合，以及環(huán)境和政策的共同作用，對(duì)健康行為產(chǎn)生多層次、綜合性影響。國(guó)內(nèi)主動(dòng)健康研究尚處于起步階段，存在實(shí)施現(xiàn)狀認(rèn)識(shí)不足、各方權(quán)責(zé)分工不明確、健康素養(yǎng)欠缺等問題［6-7］，既往研究多針對(duì)影響因素的甄別與闡述，缺乏多變量的重要程度衡量，對(duì)變量間的交互關(guān)系研究較少。大學(xué)生群體正處于知識(shí)技能獲取、觀念行為形成及穩(wěn)固發(fā)展的重要時(shí)期，健康意識(shí)淡漠、維護(hù)和促進(jìn)健康能力不足以及不健康的生活方式正在成為影響大學(xué)生健康的危險(xiǎn)因素［8］。健康是全面發(fā)展的基礎(chǔ)，促進(jìn)大學(xué)生主動(dòng)健康有助于培養(yǎng)合格的社會(huì)主義建設(shè)者和接班人。鑒于此，本文基于社會(huì)生態(tài)學(xué)模型［9］，分別于個(gè)體層、人際層、組織層、社區(qū)層及政策層探究大學(xué)生主動(dòng)健康的影響因素，度量影響因素的重要性，并評(píng)估因素間的交互關(guān)系，旨在為高校的健康教育工作提供參考。

1 對(duì)象與方法

1.1 調(diào)查對(duì)象

于2022年5—6月，采用分層整群抽樣方法，首先根據(jù)學(xué)科性質(zhì)將山東省高校分為3層，每層隨機(jī)抽取2所高校，共抽取6所高校；然后按照年級(jí)分層，每個(gè)年級(jí)隨機(jī)抽取4～5個(gè)班，對(duì)抽中班級(jí)的全體學(xué)生進(jìn)行電子問卷調(diào)查（6所高校在校生共127 985人，按3%的比例對(duì)其進(jìn)行抽樣［10］），共發(fā)放問卷4 320份，回收問卷4 090份，其中有效問卷4 036份，有效問卷回收率為93.4%。

1.2 研究方法

1.2.1 調(diào)查工具：依據(jù)社會(huì)生態(tài)學(xué)模型，采用一般資料調(diào)查問卷調(diào)查研究對(duì)象的性別、年級(jí)、專業(yè)等人口學(xué)信息，及其對(duì)個(gè)體層（健康責(zé)任、健康投資、希望狀態(tài)［11］）、人際層（親子關(guān)系、師生關(guān)系、同伴關(guān)系）、組織層（健康教育教學(xué)內(nèi)容、教學(xué)手段、課程實(shí)踐活動(dòng)）、社區(qū)層（學(xué)校健身設(shè)施、飲食情況、住宿環(huán)境）、政策層（健康知識(shí)宣傳、健康信息平臺(tái)服務(wù)、健康需求溝通）社會(huì)生態(tài)的評(píng)價(jià)情況。

本研究采用自行設(shè)計(jì)的調(diào)查問卷評(píng)價(jià)調(diào)查對(duì)象的主動(dòng)健康狀況。該問卷由三部分組成，第一部分用運(yùn)動(dòng)鍛煉、規(guī)律生活、飲食營(yíng)養(yǎng)3個(gè)維度評(píng)估健康習(xí)慣狀況，第二部分用壓力管理、生命欣賞2個(gè)維度評(píng)估心理健康狀況，第三部分用人際關(guān)系評(píng)估社會(huì)健康狀況。量表賦分標(biāo)準(zhǔn)：采用Likert 5分制評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)（“從不、偶爾、約半、經(jīng)常、總是”對(duì)應(yīng)分值為1～5分），分?jǐn)?shù)越高表明主動(dòng)健康評(píng)價(jià)值越好。

1.2.2 信效度檢驗(yàn)：研究者結(jié)合主動(dòng)健康內(nèi)涵分析與解讀，參考健康生活方式、健康行為、健康信念等量表［12-15］，通過專題小組討論初步形成大學(xué)生主動(dòng)健康概念的框架，包括健康習(xí)慣、心理健康、社會(huì)健康3個(gè)維度；根據(jù)維度劃分進(jìn)一步廣泛查閱相關(guān)文獻(xiàn)資料，依據(jù)《“健康中國(guó)2030”規(guī)劃綱要》、健康促進(jìn)政策體系建設(shè)［16］等文件、主動(dòng)健康的4PCS理論模型［17］，共收集50個(gè)測(cè)量題項(xiàng)；邀請(qǐng)2名臨床醫(yī)學(xué)專業(yè)教授及2名衛(wèi)生管理專業(yè)教授，以小組討論的形式從適宜性和代表性兩方面對(duì)題項(xiàng)進(jìn)行修改、合并和刪除，得到38個(gè)評(píng)估題項(xiàng)；采用分層隨機(jī)抽樣方法對(duì)研究對(duì)象進(jìn)行2次調(diào)查，第1次在學(xué)院回收105份有效樣本進(jìn)行預(yù)測(cè)試，使用離散程度法、區(qū)分度分析法和相關(guān)系數(shù)分析法進(jìn)行項(xiàng)目分析，形成3個(gè)維度29個(gè)評(píng)估題項(xiàng)；第2次回收366份有效樣本，借助隨機(jī)數(shù)字生成器劃分129份用于探索因子分析，刪除因子載荷lt;0.5的題項(xiàng)，最終確定26個(gè)題項(xiàng)，累積方差貢獻(xiàn)率為62.593%，其中10個(gè)題項(xiàng)關(guān)于健康習(xí)慣，包括運(yùn)動(dòng)鍛煉、規(guī)律生活和飲食營(yíng)養(yǎng)；10個(gè)題項(xiàng)關(guān)于心理健康，包括壓力管理和生命欣賞；6個(gè)題項(xiàng)關(guān)于社會(huì)健康，主要通過人際關(guān)系測(cè)量；另237份用于驗(yàn)證性因子分析，主動(dòng)健康總量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.881，各分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.762～0.839；結(jié)構(gòu)效度（CFI=0.913，TLI=0.904，χ2/df=3.212，RMSEA=0.054，SRMR=0.052）達(dá)到統(tǒng)計(jì)學(xué)標(biāo)準(zhǔn)。

1.2.3 調(diào)查方法與質(zhì)量控制：在與高校相關(guān)部門院系協(xié)調(diào)溝通后，招募教師或者輔導(dǎo)員為調(diào)查員，向大學(xué)生解釋調(diào)查目的及內(nèi)容，獲得知情同意后通過問卷星平臺(tái)以匿名的形式開展調(diào)查，相同IP地址只能作答1次，由3名質(zhì)控員對(duì)問卷缺項(xiàng)漏項(xiàng)和填寫質(zhì)量進(jìn)行核查，剔除基本信息缺失、問卷?xiàng)l目完整率lt;95%、作答時(shí)間lt;120 s、存在明顯錯(cuò)誤的不合格問卷。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

對(duì)問卷進(jìn)行統(tǒng)一編碼，采用SPSS 23.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)整理和分析。符合正態(tài)分布的計(jì)量資料以（x-±s）表示，組間比較采用t檢驗(yàn)；采用Pearson相關(guān)分析和多元線性回歸分析探究主動(dòng)健康的影響因素，采用隨機(jī)森林度量分析評(píng)估影響因素的重要性。以Plt;0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

隨機(jī)森林模型可以展示每個(gè)自變量對(duì)因變量的作用。與傳統(tǒng)的單分類算法相比，隨機(jī)森林算法具有準(zhǔn)確性高、訓(xùn)練速度快、防止過擬合等優(yōu)點(diǎn)，對(duì)異常值和噪聲具有很好的容忍度［18］。隨機(jī)森林是綜合考慮多個(gè)決策樹而形成的一種集成分類器模型，可用于分類和回歸問題，借助Bagging算法，根據(jù)最大投票法判斷得票數(shù)最多的一類作為最后的分類結(jié)果。

2 結(jié)果

2.1 調(diào)查對(duì)象基本情況

接受調(diào)查的4 036名大學(xué)生中，男生1 811名（44.9%），女生2 225名（55.1%）；低年級(jí)（大一、大二）2 216名（54.9%），高年級(jí)（大三、大四）1 820名（45.1%）；非醫(yī)學(xué)相關(guān)專業(yè)3 045名（75.4%），醫(yī)學(xué)相關(guān)專業(yè)991名（24.6%）。

2.2 不同特征大學(xué)生主動(dòng)健康得分比較

接受調(diào)查的大學(xué)生主動(dòng)健康得分為（24.61±4.65）分，健康責(zé)任、健康投資、希望狀態(tài)、親子關(guān)系、師生關(guān)系、同伴關(guān)系、健康教育教學(xué)內(nèi)容、教學(xué)手段、課程實(shí)踐活動(dòng)、學(xué)校健身設(shè)施、飲食情況、住宿環(huán)境、健康知識(shí)宣傳各維度得分分別為（4.26±0.79）、（3.86±1.00）、（38.01±8.61）、（4.21±0.98）、（4.11±0.91）、（4.17±0.88）、（4.05±0.91）、（4.06±0.92）、（4.09±1.26）、（3.99±0.99）、（4.10±0.93）、（4.01±1.03）、（4.30±0.91）分。

組間比較結(jié)果顯示不同專業(yè)大學(xué)生主動(dòng)健康得分差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（t=0.437，Pgt;0.05），女生主動(dòng)健康得分高于男生（t=-6.040，Plt;0.05），低年級(jí)大學(xué)生主動(dòng)健康得分高于高年級(jí)大學(xué)生（t=2.911，Plt;0.05），差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2.3 影響大學(xué)生主動(dòng)健康的單因素分析

采用Pearson相關(guān)性分析探究大學(xué)生主動(dòng)健康得分的影響因素，結(jié)果顯示健康責(zé)任（r=0.865）、健康投資（r=0.632）、希望狀態(tài)（r=0.412）、親子關(guān)系（r=0.652）、師生關(guān)系（r=0.478）、同伴關(guān)系（r=0.495）、健康教育教學(xué)內(nèi)容（r=0.492）、教學(xué)手段（r=0.493）、課程實(shí)踐活動(dòng)（r=0.524）、學(xué)校健身設(shè)施（r=0.451）、飲食情況（r=0.467）、住宿環(huán)境（r=0.438）、健康知識(shí)宣傳（r=0.721）、健康信息平臺(tái)服務(wù)（r=0.567）和健康需求溝通（r=0.584）與主動(dòng)健康均呈正相關(guān)（Plt;0.01）。

2.4 大學(xué)生主動(dòng)健康影響因素重要性度量分析

本研究將主動(dòng)健康作為因變量，個(gè)體層、人際層、組織層、社區(qū)層及政策層等因素為自變量建立隨機(jī)森林模型。隨機(jī)森林有兩個(gè)重要參數(shù)：調(diào)節(jié)參數(shù)（mtry）、回歸樹棵數(shù)（ntree）。通過設(shè)定mtry默認(rèn)值為解釋變量個(gè)數(shù)的1/3［19］，ntree為500時(shí)袋外數(shù)據(jù)（OOB）誤差趨于穩(wěn)定，依此確定500為最合適的ntree值。嘗試不同的mtry顯示，當(dāng)mtry=6時(shí)，模型內(nèi)誤差取到基本穩(wěn)定的最小值。變量重要性評(píng)分使用IncNodePurity，通過殘差平方和來度量，計(jì)算每個(gè)變量對(duì)分類樹每個(gè)節(jié)點(diǎn)上觀測(cè)值異質(zhì)性的影響程度，數(shù)值越大越好。從主動(dòng)健康影響因素重要性排列情況看，健康責(zé)任、健康知識(shí)宣傳、親子關(guān)系、健康投資的重要性大（均值為4 706.08），其中個(gè)體層占兩席，人際層、政策層各占一席；健康信息平臺(tái)服務(wù)、健康需求溝通、課程實(shí)踐活動(dòng)、希望狀態(tài)、同伴關(guān)系、教學(xué)手段、住宿環(huán)境、師生關(guān)系、學(xué)校健身設(shè)施、健康教育教學(xué)內(nèi)容、飲食情況、年級(jí)、性別、專業(yè)對(duì)主動(dòng)健康的重要性逐漸變小。健康責(zé)任（分值遠(yuǎn)高于其他項(xiàng)）是影響主動(dòng)健康的關(guān)鍵因素，健康知識(shí)宣傳、親子關(guān)系、健康投資是重要因素?？偡讲罱忉屄蔙2=0.852，見圖1。

2.5 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

在進(jìn)行多元線性回歸前，對(duì)自變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，各變量對(duì)應(yīng)的方差膨脹系數(shù)（VIF）最大數(shù)值為7.555，lt;10，表明研究模型構(gòu)建不存在嚴(yán)重多重共線性問題，模型對(duì)數(shù)似然比檢驗(yàn)Plt;0.05，表明模型構(gòu)建有效。健康知識(shí)宣傳（β=0.134，Plt;0.01）、親子關(guān)系（β=0.085，Plt;0.01）、健康投資（β=0.138，Plt;0.01）、健康需求溝通（β=0.041，Plt;0.01）、課程實(shí)踐活動(dòng)（β=0.076，Plt;0.01）、希望狀態(tài)（β=0.052，Plt;0.01）、飲食情況（β=0.030，Plt;0.01）、健康責(zé)任（β=0.562，Plt;0.01）對(duì)主動(dòng)健康影響顯著（上述8個(gè)變量對(duì)應(yīng)的VIF值為1.317～3.891），納入最終的回歸模型中。

依據(jù)“各系統(tǒng)之間存在等級(jí)層次的區(qū)別，不同層次的影響因素相互作用”等社會(huì)生態(tài)學(xué)理論［20］，在隨機(jī)森林重要性度量基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)健康知識(shí)宣傳、親子關(guān)系、健康投資、健康需求溝通、課程實(shí)踐活動(dòng)、希望狀態(tài)、飲食情況分別在健康責(zé)任（個(gè)體層，關(guān)鍵因素）和主動(dòng)健康之間的調(diào)節(jié)作用。首先將上述變量中心化處理，生成健康責(zé)任和上述變量的乘積項(xiàng)。中心化能減少各變量和其生成乘積項(xiàng)之間的多重共線性，還能改善對(duì)結(jié)果的理解［21］。

2.6 大學(xué)生主動(dòng)健康影響因素的多元線性回歸分析

以主動(dòng)健康評(píng)分作為因變量，上述具備統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的8個(gè)影響因素評(píng)分及健康知識(shí)宣傳、親子關(guān)系、健康投資、健康需求溝通、課程實(shí)踐活動(dòng)、希望狀態(tài)、飲食情況與健康責(zé)任的乘積項(xiàng)作為自變量（賦值：中心化處理進(jìn)入），當(dāng)健康知識(shí)宣傳（模型1-1）、健康溝通需求（模型1-2）、課程實(shí)踐活動(dòng)（模型1-3）、希望狀態(tài)（模型1-4）、飲食情況（模型1-5）與健康責(zé)任的乘積項(xiàng)逐個(gè)進(jìn)入回歸方程后，擬合優(yōu)度均增加（Plt;0.05）。多元線性回歸分析結(jié)果顯示，健康知識(shí)宣傳、健康需求溝通、課程實(shí)踐活動(dòng)、希望狀態(tài)、飲食情況與健康責(zé)任的乘積項(xiàng)是主動(dòng)健康評(píng)分的影響因素（Plt;0.05）（表1）。其中健康知識(shí)宣傳、健康需求溝通、課程實(shí)踐活動(dòng)、希望狀態(tài)、飲食情況評(píng)分呈現(xiàn)正向調(diào)節(jié)作用，上述變量得分越高，健康責(zé)任對(duì)主動(dòng)健康的作用越強(qiáng)，調(diào)節(jié)效應(yīng)路徑見圖2。

3 討論

人人享有健康，既是國(guó)家、社會(huì)和醫(yī)療衛(wèi)生行業(yè)的責(zé)任，更是每個(gè)家庭和個(gè)人的責(zé)任［22］。研究結(jié)果顯示，健康責(zé)任是影響主動(dòng)健康的關(guān)鍵因素，表明了“公民是自己健康第一責(zé)任人”理念的科學(xué)性及培養(yǎng)大學(xué)生健康責(zé)任的重要性。健康投資包括飲食營(yíng)養(yǎng)、醫(yī)療保健、運(yùn)動(dòng)休閑和生活環(huán)境等投資［23］，是影響主動(dòng)健康的重要因素。受性別、年級(jí)、專業(yè)及家庭經(jīng)濟(jì)狀況［24］的影響，大學(xué)生的健康投資存在明顯差異，弱化健康投資差異可促進(jìn)整體主動(dòng)健康。希望狀態(tài)對(duì)主動(dòng)健康有正向激勵(lì)作用，且能有效增強(qiáng)健康責(zé)任對(duì)主動(dòng)健康的正向聯(lián)系。了解不同年級(jí)大學(xué)生的關(guān)注問題，開展學(xué)業(yè)希望、職業(yè)希望、生活希望等積極心理教育可促進(jìn)主動(dòng)健康。社會(huì)生態(tài)模型近端系統(tǒng)的三層之間存在互動(dòng)，最重要的影響因素是人際層，其次是個(gè)體層和組織層［25］。本研究中，親子關(guān)系是影響主動(dòng)健康的重要因素，且與主動(dòng)健康存在正相關(guān)關(guān)系。家庭教育的影響具有持久性，家庭環(huán)境不和諧、家庭教育缺失不利于大學(xué)生主動(dòng)健康。大學(xué)生多數(shù)時(shí)間在學(xué)校度過，同伴關(guān)系、師生關(guān)系在其生活中占據(jù)重要地位，同伴關(guān)系、師生關(guān)系對(duì)主動(dòng)健康重要性小，與達(dá)夏·金亮等［26］與曲魯平等［27］研究結(jié)果相異。本研究結(jié)果顯示，人際層與健康責(zé)任未互動(dòng)，基于個(gè)人社會(huì)關(guān)系獲得的心理情感支持有待加強(qiáng)。

社會(huì)生態(tài)模型雖能部分揭示各個(gè)層面與健康促進(jìn)的關(guān)系，但個(gè)體與組織、社區(qū)和政策的干預(yù)策略如何交互，如何反映在個(gè)體健康行為上，仍有待探究［28］。研究結(jié)果顯示，個(gè)體與組織層、社區(qū)層和政策層等干預(yù)策略存在互動(dòng)，與袁廣鋒等［29］學(xué)者研究結(jié)果一致。健康知識(shí)宣傳、健康需求溝通、課程實(shí)踐活動(dòng)、飲食情況均能正向調(diào)節(jié)健康責(zé)任與主動(dòng)健康的關(guān)系。政策層雖是遠(yuǎn)端因素，但對(duì)青少年健康行為的影響有時(shí)比近端因素更大。本研究中，政策層對(duì)主動(dòng)健康重要性較組織層、社區(qū)層大，與杜建軍等［30］學(xué)者觀點(diǎn)一致。大學(xué)生是父輩健康信息的重要替代搜尋人選，產(chǎn)生子代利用互聯(lián)網(wǎng)為親代進(jìn)行健康信息搜尋的行為［31］，提升健康知識(shí)宣傳、健康需求溝通等政策效能對(duì)大學(xué)生及家庭成員的健康管理產(chǎn)生正面影響。課程實(shí)踐活動(dòng)與主動(dòng)健康存在正相關(guān)關(guān)系，這與任維存等［32］研究結(jié)果一致。健康教育是健康管理干預(yù)實(shí)施的主要手段，涉及一系列實(shí)用技術(shù)和方法，具有較強(qiáng)的可操作性，基于個(gè)人及家庭健康需求的實(shí)踐活動(dòng)能激發(fā)主動(dòng)健康。學(xué)校飲食等服務(wù)環(huán)境與主動(dòng)健康存在正向線性關(guān)系，與馮晨等［33］研究結(jié)果一致。以社區(qū)為基礎(chǔ)的環(huán)境和政策、教育、行為改變策略相結(jié)合的干預(yù)措施，可以提高學(xué)生健康促進(jìn)行為［34］。本研究結(jié)果顯示，組織層、社區(qū)層的重要性較小，應(yīng)強(qiáng)化課程教育、校園服務(wù)干預(yù)策略協(xié)同。

本研究發(fā)現(xiàn)，課程實(shí)踐活動(dòng)（組織層）、飲食情況（社區(qū)層）、健康知識(shí)宣傳和健康需求溝通（政策層）等干預(yù)措施與健康責(zé)任產(chǎn)生正向交互，增強(qiáng)了個(gè)體主動(dòng)健康。社會(huì)生態(tài)模型的近端因素人際層與個(gè)體未互動(dòng)，組織層、社區(qū)層的推動(dòng)作用小。為促進(jìn)大學(xué)生主動(dòng)健康，多主體參與、多層面干預(yù)應(yīng)成為健康教育工作的重點(diǎn)?；诒狙芯拷Y(jié)果，提出以下對(duì)策建議：（1）營(yíng)造主動(dòng)健康的積極生態(tài)環(huán)境。將“做自己健康第一責(zé)任人”融入高校管理、家庭溝通及自我教育中，提供高質(zhì)量校園服務(wù)促進(jìn)健康投資，將積極心理學(xué)應(yīng)用到專業(yè)培育方案。（2）形成多元的健康促進(jìn)關(guān)系?；诟改?、教師、同伴在健康教育中兼有“教者”和“學(xué)者”的雙重身份［35］，搭建互動(dòng)交流平臺(tái)，彼此增進(jìn)了解、共同提升。（3）打造課堂、課外、自我實(shí)踐教育模式。創(chuàng)新體驗(yàn)式教學(xué)手段，加強(qiáng)實(shí)踐教學(xué)基地建設(shè)，開展健康知識(shí)與技能競(jìng)賽，促進(jìn)主動(dòng)學(xué)習(xí)健康知識(shí)。（4）完善健康政策協(xié)同路徑。公共課、專業(yè)課程增加主動(dòng)健康元素，行政管理、校園服務(wù)制訂健康宣傳任務(wù)清單，廣泛合作、按需培訓(xùn)和精準(zhǔn)服務(wù)提升健康信息資源效用。

作者貢獻(xiàn)：趙夢(mèng)負(fù)責(zé)論文構(gòu)思、設(shè)計(jì)與撰寫；徐夢(mèng)圓負(fù)責(zé)研究資料的收集與整理；趙忠濤負(fù)責(zé)數(shù)據(jù)分析、圖和表格編輯等；婁鵬宇負(fù)責(zé)論文修訂、質(zhì)量控制及審校，對(duì)論文整體負(fù)責(zé)。

本文無(wú)利益沖突。

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（收稿日期：2023-07-14；修回日期：2023-08-21）

（本文編輯：曹新陽(yáng)）