基于核心素養的中學生健康行為評價模型研究

趙洪波， 徐 典

(遼寧師范大學 體育學院，遼寧 大連 116029)

2014年，教育部頒布的《關于全面深化課程改革 落實立德樹人根本任務的意見》中明確指出：“要加快制定學生核心素養體系，并把核心素養落實到學科教學中，促進學生全面而有個性的發展.”[1]提升學生體育與健康核心素養水平是現階段我國體育教學改革應實現的首要目標，也是促進體育課程改革的強大動力.健康行為作為體育與健康核心素養的重要組成部分，是指個體根據相關理論知識與實際經驗對增強體質和維持身心健康所采用的活動，是實現體育教學目標、促進學生體育核心素養形成的重要環節[2].本文以積極貫徹體育學科核心素養為目標，構建中學生健康行為評價模型，使復雜的影響因素更加清晰、具體，進而厘清影響中學生健康行為諸因素之間的相互關系，從而為中學生健康行為的養成提供有效的指導，以促進學校體育教學目標的實現，為推進我國體育教學改革提供綿薄之力.

1 研究對象與研究方法

1.1 研究對象

本研究以中學生健康行為評價模型為研究對象.

1.2 研究方法

1.2.1 文獻資料法

以中國知網作為文獻檢索的數據庫，分別以“健康行為”“體育健康行為”“健康行為模型”等關鍵詞進行檢索，檢索到1 037篇論文，以此作為本研究的理論基礎.

1.2.2 問卷調查法

(1)問卷編寫

通過編制的“中學生健康行為評價維度”，訪談了相關領域多位專家和優秀體育教師，根據提出的意見和建議，對中學生健康行為評價指標進行了多輪修改.結合前期相關資料的收集與整理，最后確定了5個二級指標和20個三級指標的內容結構體系.根據三級指標編制了《中學生健康行為評價指標調查問卷》初稿，包括20個題項，并進行了預調查.預調查回收后，對調查結果進行分析研究，并對內容進行適當修改.最終，確定20個題項收錄到最終調查問卷之中.

(2)問卷的發放

依據社會學調查方便抽樣原則，以電子版和紙質版問卷結合的調查形式，采用分層隨機抽樣的方法分別在大連市5個區，每個區隨機抽取2所初中、2所高中(1所普通、1所重點)共20所學校的學生為調查對象，共發放問卷1 400份,回收問卷1 378份.其中,有效問卷1 332份，回收有效率為96.66%.其中，男生718人，女生614人，調查對象的平均年齡為(15.05±1.46)歲.

1.2.3 數理統計法

運用SPSS 25.0軟件對數據異常值、缺失值及標準化進行分析處理，借助AMOS 21.0構建中學生健康行為評價模型以揭示潛變量之間的關系以及潛變量與觀測變量之間的關系，為中學生健康行為能力的培養提供理論基礎.AMOS軟件相較于其他統計軟件最大的優勢在于可以同時進行多變量分析，是以拖動鼠標的方式構建視覺化清晰的路徑圖建立結構方程模型，以檢測變量間關系的系數和顯著性.比傳統的多變量統計分析更準確，以繪圖的方式來建立模型，不僅易于操作，而且更加直觀[3].

2 中學生健康行為評價指標初擬

基于以往有關體育核心素養、健康行為以及體育健康行為的研究成果，并結合季瀏教授對《我國普通高中體育與健康課程標準》的解讀[2]，本著科學性、系統性及可操作性原則，遵照新版《課程標準(2017版)》相關要求，設計中學生健康行為各級評價指標.采用專家訪談法對15位專家進行3輪調查，前2輪專家建議結果見表1和表2.

表1 第1輪專家修改意見表(n=15)

表2 第2輪專家修改意見表(n=15)

通過前2輪調查，部分專家給出了針對性意見.例如,針對指標“家長的教育”，提出該指標設計不夠全面，除了在教育方面的輔導，其他方面也會對學生產生影響；在指標“安全隱患的預防”中，認為出現安全隱患不僅僅需要預防，正確的處理同樣重要，需補充完整等；認為指標“學校環境的影響”描述的不夠精確，在實際的操作中，指標設計需要更加具體，建議更改為“學校體育氛圍”.結合專家的建議對相關指標進行相應的修正.最后對15位專家進行第3輪調查，最終擬定5項二級指標和20項觀測指標的中學生健康行為評價體系(表3).

表3 中學生健康行為評價指標體系(初擬)

3 中學生健康行為評價指標體系的優化

3.1 信度檢驗

信度檢驗指對測量結果一致性或可靠性的測量.本研究運用AMOS 21.0軟件采用極大似然法對問卷信度進行檢驗.在檢驗之前，需考慮問卷適配度是否合理，選用以下指標對數據進行適配度檢測：絕對擬合度指標有X2/DF、RMSEA、RMR、GFI等；增值擬合度指標有CFI、IFI；簡約擬合度指標有PNFI、PGFI等.對數據進行檢驗結果如表4所示.

表4 問卷適配度驗證表

如表4所示，卡方自由度比值為2.808，小于3.000，表示問卷適配度良好，其他指標均處于可接受水平，說明假設理論模型與實際數據之間契合較高，模型結果較有說服力.在此基礎上，運用SPSS 25.0軟件測量問卷的Cronbach’α系數和AMOS 21.0測量問卷的組合信度，兩者相結合以作為問卷的信度檢驗.

通過SPSS 25.0測得整體的Cronbach’α系數為0.947(表5)，表明量表的測量總體具有較好的信度.而運用AMOS 21.0測量問卷的結構信度(表6)結果顯示，問卷模型由5個因子構成，共20個題項，各測量題項的標準化因素負荷值均大于0.5，臨界比率C.R.均大于1.96，且均在0.001水平較顯著.此外，因子的組合信度均大于0.7，說明模型的組合信度良好.

表5 克朗巴哈系數表

表6 問卷結構信效度表

注：***表示在0.001水平上顯著，下同

3.2 效度檢驗

效度檢驗指對測量結果有效性的檢測.量表的效度由結構效度和內容效度構成[4].量表的題項是基于前人研究結果，參考專家調查意見，結合中學生學習特點編制而成，以保證量表的內容效度.結構效度由區別效度和收斂效度構成,收斂效度以各變量標準化因子載荷值表示[4].由表6可知，各變量的因子載荷介于0.707～0.858之間，達到標準值0.7以上.量表的區別效度則通過AVE的平方根與變量的相關性進行檢驗.AVE表示平均變異數抽取量值，若各變量的AVE值的平方根均大于該變量與其他變量的相關系數值，說明此測量量表的判別效度較好.如表7顯示，潛變量的最小平均方差抽取量AVE正平方根為0.777，最大的相關系數為0.705.最小平均方差抽取量AVE正平方根大于最大相關系數，說明模型具有良好的區分效度.

表7 健康行為潛變量間區分效度檢驗表

3.3 探索性因子分析

探索性因子分析法(Exploratory Factor Analysis，EFA)是一種依據多元觀測變量的本質結構，對觀測變量進行降維處理，進而將處于錯綜復雜關系之中的變量歸類為幾個核心因子的技術[5].本研究采用主成分分析法和方差極大正交旋轉法提取因子，對20條題項進行進一步篩選.結果顯示，KMO檢驗值為0.947的公共維度，大于標準值0.7，符合提取要求.巴特利特球檢驗的近似值為3 425.071，達到非常顯著水平，自由度為249(P>0.001).對20項條目進行探索性因子分析，提取標準設定為特征值大于1，結果提取出主成分因子5個(圖1)，作為對應健康行為評價模型中的5個潛變量.潛變量的總方差解釋值達到65.52%，大于標準值50%.對所提取的5個因子進行方差最大化旋轉，得到旋轉成分矩陣(表8).結果顯示，因子載荷均為正值，且均大于可接受標準0.5，說明模型通過結構效度檢驗.通過上述檢驗，包含20條題項的《中學生健康行為調查問卷》符合要求，能夠進行驗證性因子分析.

圖1 主成分分析碎石圖

表8 旋轉成分矩陣表

4 中學生健康行為評價模型的構建

4.1 結構方程模型簡述

結構方程模型是以定量研究為目的，對假設模型做出客觀評價，是驗證潛變量和觀測變量之間的相互關系，以測量觀測變量推斷潛變量對假設模型進行驗證的多元統計分析方法[6].在SEM中，依據指標體系構建評價模型后，用量化數據的方法對評價模型進行驗證，以得到變量與變量之間的路徑系數[7].路徑系數不但是指標權重的重要依據，還是評價不同指標作用的重要參考.驗證性因子分析(Confirmatory Factor Analysis)作為結構方程模型分析的一項重要功能，是探索與實際數據的契合度以及觀測變量是否能有效表述潛變量的一種因子分析程序[8].本研究以結構方程模型中的驗證性因子分析對評價模型的真實度和適配度進行檢驗.

4.2 假設模型的提出

根據中小學生健康行為相關研究成果及探索性因子分析的結果，對中學生健康行為評價模型提出以下假設:中學生健康行為含有5個一階因子：體育鍛煉意識、體育鍛煉習慣、健康知識、情緒調控及環境適應，20個觀測指標(K1～K20)以及一階因子和觀測指標的殘差項(e1～e25).根據驗證性因子分析的結果，得出中學生健康行為評價模型假設如圖2所示.

圖2 中學生健康行為假設模型圖

4.3 結構模型的驗證性因子分析

對于初擬的評價模型及其假設，需運用AMOS軟件對各種變量進行驗證分析.健康行為是外因潛變量，體育鍛煉意識、體育鍛煉習慣、健康知識、情緒調控、環境適應為內因潛變量.運用AMOS 21.0軟件，構建體育核心素養下中學生健康行為評價指標模型，并采用極大似然法對所構建的假設模型進行檢驗[9].導入數據后，由標準化路徑顯示二階模型顯著，再根據擬合指數配適度擬合結果結合模型參數估計值可得，X2/DF值=3.353(>3)，AGFI值=0.891，兩者未達到適配標準，RMSEA值為0.062，且滿足<0.8標準，其他擬合指標符合適配標準.根據圖2模型顯示，變量間影響水平顯著，但部分指標適配度未達到要求，所以需要對模型進行進一步擬合修正.

4.4 MI優化及擬合結果

運用MI(Modification Indices)修正指數對模型進行優化,借助AMOS軟件中的“Modification indices”功能可知模型的修正系數(MI系數)[10].其中，基礎健康知識淡泊(K9)的殘差e9與體育鍛煉及知識的體驗(K10)的殘差e10的MI系數值為21.170，為最大的值，表明將觀測變量基礎健康知識淡泊(K9)和體育鍛煉及知識的體驗(K10)之間建立殘差的相關路徑，得到新模型的卡方值與原模型的卡方值比較會有較大的減小.說明基礎健康知識淡泊(K9)和體育鍛煉及知識的體驗(K10)之間的相關性較高.從體育教學的實踐中分析，健康知識基礎理論是健康知識相關內容體驗的基礎，同理，健康知識相關內容的體驗也會有助于健康知識基礎理論內容的掌握，從而會進一步加強健康知識基礎理論的學習.因此，本研究需要對殘差e9和殘差e10建立相關性系數.基于以上分析，將模型中MI修正系數較高的觀測變量間建立殘差相關路徑，最終得到中學生健康行為評價模型修正擬合圖(圖3).

圖3 健康行為模型擬合模型圖

修正好的模型擬合優度結果如表9所示，卡方自由度比值為2.776 ，小于3.000，表示模型適配度良好.再從其他適配度指標看，各指標表現良好，總體上模型擬合情況較佳，說明假設理論模型與實際數據之間契合較高，模型結果較有說服力.

綜上所述，對中學生健康行為結構模型假設與所得數據之間擬合優度呈現良好水平，各項指標在可接受范圍內，表明前文理論模型的假設成立.

表9 模型整體擬合優度分析表

5 中學生健康行為結構模型的分析

5.1 評價指標的相關性分析

結構方程模型(SEM)中的路徑系數是指各變量之間相互關系的反應，路徑系數的值越大，則表示變量與變量之間的相互影響越深入[11]，所以建立路徑系數的評價標準(表10)能夠更好地體現觀測指標和潛變量之間的關系.對中學生健康行為評價模型進一步擬合優化整理后，得出健康行為擬合模型圖及模型標準路徑系數表(表11).

表10 路徑系數判別標準

表11 模型標準路徑系數表

本研究運用AMOS 21.0軟件繪制出健康行為評價模型，并導入相關數據，計算分析后得出適配度良好的評價模型的路徑系數.由表11可以看出，5個二階因子的路徑系數全部大于0.8，說明5個二階因子對健康行為的影響均較大.而20個觀測指標的路徑系數全部大于0.7，說明觀測指標能夠很好地表達各潛變量的含義.而P值趨于無限小，說明檢測結果高度顯著.通過上述分析得出，假設的評價模型成立.通過對中學生健康行為評價模型的優化修正和實踐，確定了中學生健康行為包括5個潛在變量和20個觀測變量，且5個潛變量和20個觀測變量對健康行為均具有正向影響.

5.2 評價指標的權重分析

本文采用相關性權重法計算指標權重，根據圖3各指標間的路徑系數計算各指標的權重系數[12].首先對二級指標和觀測指標權重的計算公式進行設定如下(式(1)、式(2)、式(3)).根據路徑系數(表11所示)，結合公式計算出各指標的權重值[12].根據評價指標實證優化的結果,將中學生健康行為評價指標體系確定為三級體系，包括一級指標健康行為，5個二級指標及與之相對應的觀測指標.

二級指標權重值計算公式:

(1)

其中，k表示三級指標代號，T表示三級指標，Tmk表示第m個二級指標對應的第k個三級指標，W(Tmk)表示對應的權重值，R(Tmk)表示對應的路徑系數，k表示對應三級指標個數.

三級指標權重值計算公式:

(2)

其中，m表示二級指標代號，n表示二級指標的個數，W表示權重值，R表示路徑系數，F表示二級指標,Fm表示第m個二級指標，R(Fm)表示第m個二級指標路徑系數，W(Fm)表示第m個二級指標的權重值.

綜合權重值計算公式:

Wmk=W(Fm)×W(Tmk).

(3)

其中，Wmk為每個三級指標的綜合權重值，表示二級和三級指標的權重值之積.

根據上述計算公式，依次計算出健康行為評價指標體系權重值(表12所示).

表12 健康行為指標評價模型權重表

如表12所示，情緒控制、健康知識、體育鍛煉意識、環境適應及體育鍛煉習慣5個潛變量的比重依次為0.204、0.201、0.200、0.198、0.197.可以看出情緒控制對健康行為影響最大，其次為健康知識和體育鍛煉意識，最后為環境適應和體育鍛煉習慣.所以，將某一中學生健康行為的評價公式可確定為

健康行為成績=情緒控制×0.204+體育鍛煉意識×0.200+體育鍛煉習慣×0.197+健康知識×0.201+環境適應×0.198.

(4)

結果顯示，中學生健康行為的影響因素眾多， 5因素對健康行為均產生較大影響.

6 中學生健康行為評價模型的各指標關系分析

健康行為評價指標涉及范圍較廣，以中學生健康行為評價理論模型為基點，從中學生情緒控制、體育鍛煉意識、體育鍛煉習慣、健康知識掌握和運用以及環境適應5要素深入分析中學生健康行為評價指標間的相互作用關系.

6.1 潛在變量間的路徑分析

在健康行為各二級指標中，健康知識對中學生健康行為的影響較大，路徑系數為0.830，權重系數為0.201. 健康知識是提升中學生體育核心素養的前提，也是促進中學生健康行為養成的基礎.健康知識的掌握和運用是指中學生在日常生活和體育鍛煉中能夠學習相關知識，并運用這些知識進行積極鍛煉.健康是人追求的目標和權利，是人生最寶貴的財富，健康知識的掌握和運用不僅是維護健康的需要，也是每名中學生所必須具備的文化素養.

在健康行為各影響因素中，情緒控制對中學生健康行為能力影響最大，路徑系數為0.841，權重占比為20.4%.情緒控制是指在日常生活和鍛煉中，當外部環境對人產生不利的影響時，人們能夠合理控制并采用適當手段宣泄這種不良情緒.消極情緒的增加和不適當的宣泄對個體危害巨大.因此，在日常生活和體育鍛煉中，應指導中學生采用適當的方式發泄消極情緒，提升中學生對不良情緒的控制能力.

環境適應的路徑系數為0.816，權重占比為19.8%.環境適應對中學生健康行為影響較顯著.環境適應是指人們能夠以最快的速度融入新領域、新環境，并與其他人“打成一片”.它已經成為衡量社會精英人士的一項重要指標，當前學生因不適應環境而被迫退學的例子屢見不鮮.因此，加強中學生的環境適應能力，發展健康行為能力水平，能夠為中學生的生活、運動以及學習提供更優質的保障.

體育鍛煉意識是指個體對參加體育鍛煉重要性的認識，是中學生積極主動參與體育鍛煉的保障，也是促進健康行為的關鍵，路徑系數為0.826，權重占比為20.0%.體育鍛煉意識是中學生在接觸和了解體育活動過程中，自覺形成的一種對體育的態度或價值觀念.其形成和發展離不開物質基礎和環境影響，而體育鍛煉意識高度集中之后，對環境和物質條件又會有直接的影響，并形成自覺、能動的體育鍛煉行為[13].意識決定行為，對中學生而言，只有自覺養成體育鍛煉意識，形成良好的體育鍛煉行為，才能夠更有效地發展身體健康和心理健康，提升自身的健康行為水平.

體育鍛煉習慣是中學生健康行為的重要影響因素，路徑系數為0.811，權重占比為19.7%.體育鍛煉習慣是指在長期的體育鍛煉過程中逐漸形成的，具有內在需要的、比較穩固的、自覺參與的行為方式，是促進中學生健康行為的重要保證.體育鍛煉習慣能夠為中學生養成良好健康行為水平提供有利條件，也為學生終身體育的形成奠定基礎.

6.2 潛在變量和觀測變量間的路徑分析

在體育鍛煉意識各指標中，對體育鍛煉的興趣和愛好程度對體育鍛煉意識影響最顯著，路徑系數為0.858，影響權重占比為25.62%，綜合權重為0.051 2，表明對體育鍛煉的興趣和愛好程度是影響體育鍛煉意識的第一要素.在中學階段，學生的心理在沒有完全發育成熟時，興趣和愛好作為驅使學生的第一動力能夠提高學生參加體育鍛煉的意識，堅定參與體育鍛煉的決心，促進良好健康行為的養成.

在體育鍛煉習慣各觀測指標中，對體育鍛煉重要性和價值的認識水平是體育鍛煉習慣影響最為顯著的因素，路徑系數為0.809.重要性和價值的認識是產生某一行為的基礎，中學生只有正確地認識體育鍛煉的重要性，明確體育鍛煉對自身的價值，從某種程度上能夠驅使學生更自覺地參加體育鍛煉，養成參加體育鍛煉的習慣.

在環境適應各項指標中，人際關系的處理能力是影響中學生環境適應的首要指標，路徑系數為0.842，影響權重占比為26.20%，綜合權重為0.051 9.人際關系是人與人之間通過交往與相互作用而形成直接的社會關系，這種關系會對人們的心理產生直接影響，人際關系的好壞在很大程度上影響著中學生的環境適應能力[14].由于人際關系處理能力較差，使中學生對新伙伴、新同學產生排斥的心理，導致無法適應陌生的體育鍛煉環境，抗拒體育鍛煉.所以在日常的生活和學習中，體育教師和家長要培養中學生正確處理人際關系，提高環境適應能力，以促進中學生健康行為的養成.

健康知識的各觀測指標中，正確處理安全隱患對健康知識有著舉足輕重的影響，路徑系數為0.833，三級指標權重為26.84%，綜合權重為0.054 0.正確處理安全隱患在健康知識中占比最大.在出現安全隱患后，中學生能夠用科學的方式處理，為自身的治療和康復打下良好的基礎，也間接地影響著周圍人群的健康水平.

情緒調控中的各項觀測指標，運動焦慮的合理發泄對情緒調控影響效果明顯.其路徑系數為0.826，權重占比為25.60%，綜合權重為0.052 2.運動焦慮的合理發泄對情緒控制占比最大.研究表明，焦慮包含緊張、憤怒、不安、懼怕等，這些情緒常常以消極的狀態影響著中學生體育鍛煉[15].體育鍛煉中，應培養中學生對情緒的合理調控，以促進中學生健康行為的養成.

7 結論與建議

7.1 結 論

本文以體育核心素養為研究基礎，以中學生健康行為為切入點，借助SPSS和AMOS軟件的應用優勢，結合實際經驗，通過對模型進行探索性因子分析、驗證性因子分析以及對結構模型的擬合優化等，構建了包括5個二級指標和20個三級指標的中學生健康行為評價模型.其中，權重系數由大到小依次為情緒調控、健康知識、體育鍛煉意識、環境適應以及體育鍛煉習慣.中學生健康行為評價指標眾多，模型的構建有利于系統分析指標間相互作用關系，以期為體育教學改革提供理論指導，促進中學生健康行為的養成.

7.2 建 議

現今我國大力推進基礎教育改革，在此背景下教師應不斷提升自身素養水平，加強學科核心素養相關理論的研究.在對中學生健康行為進行評價時要注意以下幾點：①體育教學中，注重培養中學生的團隊意識；②促進理論與實踐緊密結合，加強中學生對健康行為重要性的認識；③重視激發學生的體育鍛煉興趣，提高學生體育鍛煉的參與度；④提高學生的人際交往能力，關注學生的社會性發展.此外，應為學生努力創設體育鍛煉的良好外部環境，為學生健康行為的養成提供有力保障.