面向“教會、勤練、常賽”的青少年運動能力評價模型探索性研究

黃越 吳亞婷 謝光輝

（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，2.湖北醫(yī)藥學院體育課部，湖北 十堰 442000）

習近平總書記在全國教育大會上提出了新時代學校體育“四位一體”的發(fā)展目標，使學生在體育鍛煉中享受樂趣、增強體質(zhì)、健全人格、錘煉意志[1]。與此同時，國家層面相繼出臺的《關(guān)于深化體教融合促進青少年健康發(fā)展意見》[2]、《關(guān)于全面加強和改進新時代學校體育工作的意見》[3]等紅利政策為新時代青少年全面發(fā)展及學校體育改革指明了方向。“四位一體”發(fā)展目標的達成需要“教會、勤練、常賽”教學模式予以落地實施[4]。首先，“教會”是學校體育教學的基本目標，教會學生健康知識、基本運動技能、專項運動技能；其次，“勤練”是學校體育教學的重要手段，組織經(jīng)常性、常規(guī)性的體育訓練，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，“常賽”是學校體育教學的展示平臺，是教學設(shè)計與實施的歸旨，組織面向全體學生的競賽。“教會、勤練、常賽”在實際教學中是一體化的，相互貫通的；要實現(xiàn)面向人人參與的學校體育競賽，就必須人人掌握運動技能，人人參加運動技能強化，人人具備運動能力。

在學校體育，青少年運動能力培育受到了學術(shù)界的重視，并產(chǎn)出了大量的研究成果。然而，在全面梳理運動能力內(nèi)涵、推介及評價之后，發(fā)現(xiàn)在運動能力評價過程中其構(gòu)成要素和應用價值有待系統(tǒng)的闡釋；更多是基于核心素養(yǎng)[5、6]、體育學科核心素養(yǎng)[7、8]及各類評價標準[9、10]，自上而下構(gòu)建評價體系及等級標準，實證研究鮮有論述。本研究旨在立足“教會、勤練、常賽”教學模式下的運動能力評價，秉承自上而下的引領(lǐng)帶動，探驪自下而上的普及推廣，上下結(jié)合厘定運動能力評價體系，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建評價模型，開展實證研究，以期為我國青少年運動能力培育與評價提供有價值的參考。

1 研究方法與資料

1.1 研究方法

扎根理論(grounded theory)是由美國學者格拉斯(Glaser)和施特勞斯(Strauss)于1967 年提出，是一種自下而上的金字塔式的分析模式[11]。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)建相應的理論以指導實際工作。采用扎根理論，借助Nvivo12.0Plus 質(zhì)性分析軟件，逐級提煉出青少年運動能力評價應具備的要素，繼而厘定運動能力評價指標；借助SPSS24.0 和AMOS24.0統(tǒng)計軟件修正和優(yōu)化評價體系，為構(gòu)建評價模型提供支撐。

1.2 調(diào)查樣本

在三級編碼和指標修正的基礎(chǔ)上，形成由30 個觀測指標組成的青少年運動能力評價調(diào)查問卷，采用Likert5 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X省域高中學校為調(diào)查范圍，以各校體育俱樂部、運動隊、體育社團、體育普通班、專項班的學生為抽樣框，采用分層隨機抽的方法，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1800 份，回收1628 份，有效問卷1523 份，有效率93.55%；其中450 份進行項目分析和探索性因素分析，1073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”“核心素養(yǎng)”“體育學科核心素養(yǎng)”“體育與健康課程標準”為關(guān)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(guān)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(guān)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3 人分別進行文獻檢索，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(guān)進行再次篩選，若相關(guān)，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(guān)的原始文本資料進行審閱，將運動能力形成、培育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(chǔ)上將其概念化，提煉并建立概念類屬之間的各種聯(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(guān)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體系（表1）。

表1 青少年運動能力評價編碼統(tǒng)計

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[12]。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、體能儲備7 個維度，33 個觀測指標。為確保評價指標體系的一致性，對13 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(chǔ)上進行第三輪專家調(diào)查，指標認同度達到90%以上，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）

30 個觀測指標在獨立樣本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值均大于3.0 的遴選標準[13]，介于8.986—15.117，遠高于遴選標準，所有觀測指標的鑒別度較好（表2）。

表2 觀測指標項目分析

3.1.2 觀測指標與總分相關(guān)

30 個觀測指標與總分的相關(guān)達到0.01 級別（雙尾）顯著水平，30 個觀測指標與總分相關(guān)達到高度相關(guān)，均大于0.4 的遴選指標[13]，介于0.454—0.641，30 個觀測指標所測量的運動能力特質(zhì)接近反映運動能力評價體系（表2）。

3.1.3 觀測指標同質(zhì)性檢驗

校正指標與總分相關(guān)系數(shù)均大于0.4 的遴選指標[13]，各觀測指標與其余指標加總分數(shù)的積差相關(guān)系數(shù)呈現(xiàn)中高度相關(guān)，運動能力評價同質(zhì)性佳；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(guān)系數(shù)為0.559，呈現(xiàn)高度相關(guān)，A1 與其余29 個觀測指標所測試的運動能力同質(zhì)性上佳。30 個觀測指標刪除后的α值全部小于內(nèi)部一致性α系數(shù)0.924，觀測指標同質(zhì)性好。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均大于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[13]，介于0.457—0.646，30 個觀測指標共同因素與各觀測指標的關(guān)系密切（表2）。30 個觀測指標通過項目檢驗，沒有刪除任何觀測指標，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63.278%。各觀測指標的因素負荷量均大于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）、體能儲備（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（表3）。

表3 青少年運動能力評價探索性因素分析

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4 青少年運動能力評價模型構(gòu)建

青少年運動能力評價理論假設(shè)模型為二階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、體能儲備7 個因子為潛變量，27 個觀測指標變量；二階為7 個因子聚斂為1 個因子，即運動能力。

4.1 一階七因子模型擬合

采用最大似然法（ML）進行模型擬合（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(guān)系密切；各因子間的相關(guān)系數(shù)大于0.45，一階七因子模型結(jié)構(gòu)設(shè)置合理；觀測指標多元相關(guān)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(shè)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）[14]的做法，統(tǒng)計結(jié)果顯示（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）[15]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，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。

表4 一階七因子模型組成信度和收斂效度

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4.3 二階七因子模型擬合

在一階七因子模型的基礎(chǔ)上進行二階七因子模型驗證：標準化的估計值顯示（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，各擬合指數(shù)達到測量學要求，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 青少年運動能力評價模型分析

實證調(diào)查顯示（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、體能儲備每提升1%將會使運動能力分別提升0.85%、0.82%、0.80%、0.73%、0.78%、0.80%。由此看出技能掌握、運動認知和健康知識對運動能力的影響最大，其次是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（圖1）中，7 個一級指標之間存在兩兩配對的相關(guān)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(guān)路徑系數(shù)最大，其次是體能儲備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，說明每一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。

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；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，說明對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，教會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(guān)注的內(nèi)容，亦是“教會”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，說明“勤練”是熟練完成某一專門技術(shù)動作的有效手段，“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；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，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)為0.61，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；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)較低，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。在“教會”中不能狹義的理解為運動技能的學習，須涵蓋規(guī)則與秩序、鍛煉與競賽常識、場地器材的使用、賽事觀賞等方面的知識與技能，滿足人人參加、人人參與的認知需求。

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；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，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；運動損傷的應急處理手段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)為0.69、0.69，在運動中對于各種危險因素的預判與規(guī)避可避免運動傷病帶來的影響，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，說明健康知識的提升除了掌握必要的自我保護知識技能外還應加強掌握賽前賽后一定的拉伸放松方法，避免損傷對運動能力的影響。健康知識更多的是在“教會、勤練、常賽”一體化進程中做出的行為改變，將其根植于運動能力培育的全過程。

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；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，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，教師在“常賽”過程中應重點培養(yǎng)學生的自信心以建立良好的心理品質(zhì)。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，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；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0.70，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0.70 個單位；青少年在制定自我體能鍛煉計劃存在一定難度，教師應在教學設(shè)計與實施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執(zhí)行。與此同時，正確掌握體能鍛煉原理與方法，鍛煉方式的選擇，體能監(jiān)測方法及自我評價等同樣反映了體能狀況程度的高低，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；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，這是學校體育教學內(nèi)容的難點之一，教師應強化技戰(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，以“賽”促“教”，以“賽”驗“練”。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，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；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0.73；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，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，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

青少年運動能力評價模型為一個二階7 因子模型，一階包括體育品德、體能狀況、技能掌握、戰(zhàn)術(shù)運用、心理品質(zhì)、運動認知、健康知識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，模型擬合理想，模型具備較高的信效度，符合理論假設(shè)模型且適應于二階七因子模型的檢驗，驗證性因素分析顯示二階七因子模型是一個比較理想的模型適合作為青少年運動能力評價模型及實證研究。

7 個一級指標對運動能力貢獻由高到低依次為技能掌握0.85、運動認知0.82、健康知識0.81、體能狀況0.80、心理品質(zhì)0.80、戰(zhàn)術(shù)運用0.78、體育品德0.73，7 個因子對運動能力具有不同程度的影響，每一個一級指標對應的二級指標路徑系數(shù)各不相同；青少年運動能力的提升需要多因子協(xié)同，每一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因子的協(xié)同培育，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)及指標因素負荷量，明晰每一位青少年在運動能力發(fā)展上的優(yōu)勢與劣勢，在教學設(shè)計中明確培養(yǎng)方向和重點，實施中有針對性地制訂提升策略。

面向“教會、勤練、常賽”的學校體育教學改革將成為學術(shù)研究的關(guān)注點，本次探究以運動能力評價為出發(fā)點，為學校體育教什么、評什么提供了一定的參考，教師可參考二階七因子模型內(nèi)容，從學校自身實際、學生差異、教學特點出發(fā)，開展運動能力評價，面向全體學生進行科學合理的診斷，進而反哺“教會、勤練、常賽”模式。