幼兒家庭進餐行為主體性影響因素分析

陳旭微

(溫州大學教師教育學院，浙江溫州 325035)

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■兒童學習與發(fā)展

幼兒家庭進餐行為主體性影響因素分析

陳旭微

(溫州大學教師教育學院，浙江溫州 325035)

以304名3-6歲幼兒家長為研究對象，通過結構方程模型方式構建幼兒進餐行為主體性(簡稱“主體性”)與家長飲食營養(yǎng)教育行為(簡稱“教育行為”)、家長對幼兒進餐行為的態(tài)度和評價(簡稱“態(tài)度和評價”)以及家長自身飲食營養(yǎng)知識態(tài)度和行為(簡稱“知識態(tài)度行為”)的關系模型，結果發(fā)現(xiàn)，教育行為對主體性產(chǎn)生顯著的直接影響，其效果值為0.670；態(tài)度和評價可直接地或通過教育行為間接地對主體性產(chǎn)生影響，其總的影響力是0.710；知識態(tài)度行為通過三條途徑間接地對主體性產(chǎn)生總效果值為0.533的影響力。三個預測變量，即教育行為、態(tài)度和評價以及知識態(tài)度行為，能聯(lián)合解釋主體性76%左右的變異量。因此，本研究認為成人是幼兒進餐行為主體性養(yǎng)成的重要支持者，幼兒自身則是幼兒進餐行為主體性發(fā)展的真正力量；作為幼兒生活中重要他人的成人，只有將自己的外在影響建立在幼兒生理需要和心理因素等基礎上，幫助幼兒將這些外在影響轉移或內(nèi)化為幼兒自身內(nèi)在的心理結構，才能在幼兒進餐行為主體性養(yǎng)成中發(fā)揮應有的積極引導作用。

幼兒；進餐行為；主體性；家庭；結構方程

一、問題提出

幼兒進餐行為是指在一定健康意識支配下，3-6歲幼兒表現(xiàn)出與進餐活動有關的習慣或行為傾向，如進餐量的多少、進餐專注度的高低、進餐獨立性的強弱、進餐速度的快慢，以及進餐情緒的飽滿度、進餐內(nèi)容的豐富性、參與餐前準備和餐后整理工作積極性、嘗試健康食品和控制垃圾食品的意愿度等等。它不僅影響著幼兒身體健康，也滋養(yǎng)并作用于幼兒的精神生長。[1]然而，成人在審視和評價幼兒進餐行為時常僅僅關注它對身體健康的影響，往往忽視它對精神生長的作用。成人關心幼兒進餐行為的外在表現(xiàn)，如進餐內(nèi)容是否豐富、進餐量是否適宜、進餐時間是否合理、進餐專注度是否良好等等，卻忽視幼兒內(nèi)在的需求，如進餐情緒是否飽滿、進餐主動性是否積極、對食物的好奇心是否強烈、能否根據(jù)自身生理需要調整進餐量等等。這種無視內(nèi)在精神需求和發(fā)展的進餐活動直接引發(fā)幼兒應付性、被動性、依賴性的進餐，并引起他們進餐獨立性弱、進餐速度慢、進餐專注度不夠、進餐情緒欠穩(wěn)定、咀嚼能力差、挑食偏食現(xiàn)象突出、零食行為普遍、垃圾食品進食頻率高等現(xiàn)象。[2]有研究認為，養(yǎng)成上述不良進餐行為的根本原因是幼兒進餐行為主體性的缺失。[3]

幼兒進餐行為主體性是指基于幼兒身心健康發(fā)展的前提下，幼兒表現(xiàn)出與進餐行為有關的功能特性，即自主性、主動性和創(chuàng)新性。其中自主性是指幼兒對自己的進餐活動具有一定的支配和控制的權力或能力，如幼兒在進餐活動中的自我意識、自我評價、自我支配和自我控制等能力，即幼兒自主選擇進餐量、進餐內(nèi)容以及自我控制垃圾食品的能力等等。主動性是指幼兒自覺地、積極地、主動地參與進餐活動，如參與餐前準備和餐后整理工作積極性較高、進餐獨立性較好、進餐情緒飽滿、進餐專注度較高等。創(chuàng)新性是以探索、求新、進步為特征。它主要是指在進餐活動中，幼兒不是簡單地、機械地重復原有的進餐習慣，而是表現(xiàn)出進步和超越。以進餐內(nèi)容為例，創(chuàng)新性是指幼兒對新食物有一定興趣和好奇心，愿意嘗試不同的食物，努力做到進餐食物多樣化，達到對自身原有食譜的超越。[3]

引起幼兒進餐行為主體性缺失的因素眾多，但常認為處于微觀系統(tǒng)中的幼兒園、社區(qū)、家庭等與其關系最為密切。有研究認為，幼兒園通過系列營養(yǎng)教育課程，如種植和準備食物、發(fā)展認知技能、鼓勵創(chuàng)造性表達、準備營養(yǎng)小零食等方式，能提高幼兒對食物和營養(yǎng)的認知，改善他們的進餐行為；[4]幼兒園的同伴也影響著幼兒的食物喜好、選擇和消費。[5]而電視、網(wǎng)絡、廣播等大眾媒體以它們無處不在的、反復強化的、榜樣示范等多種方式，影響著幼兒進餐態(tài)度、觀念和行為。[6]

在微觀系統(tǒng)中，家庭的作用更為突出。因為家庭是幼兒接觸的第一個社會環(huán)境，也是他們社會化的最初場所；父母是幼兒的第一任教師，也是他們行為的典范。父母通過食物的供給、榜樣的示范以及家庭進餐環(huán)境的營造等多種因素影響著幼兒進餐行為的主體性。[7]有研究發(fā)現(xiàn)，父母的教育程度與幼兒進餐行為主體性之間呈正相關，[8]家庭經(jīng)濟收入則對其有雙向作用;[9-10]食物的可獲得性和便利性能增進幼兒攝入食物的數(shù)量和種類，[11-12]溺愛型或專制型的喂養(yǎng)方式則會降低幼兒選取食物數(shù)量和種類的自我調節(jié)能力；[13]良好的進餐氛圍能使幼兒攝入更多的健康食物和營養(yǎng)素；[14]經(jīng)常與家庭其他成員一起進餐，喝軟飲料行為和不吃早餐現(xiàn)象會減少；[15]父母花在做飯上的時間減少，幼兒對便利食物的依賴增加，[16]患高血壓、膽固醇和心臟病等比例上升。[17]從已有文獻看，通過量化分析的方法深入地研究家庭中多種因素對幼兒進餐行為影響的文獻寥寥無幾，因此，本研究將幼兒進餐行為主體性的影響因素聚焦于家庭。

從前期“家庭對幼兒進餐行為主體性影響問卷”編制的過程中發(fā)現(xiàn)，幼兒園教師和幼兒家長均一致認為家長飲食營養(yǎng)教育行為、家長自身飲食營養(yǎng)知識態(tài)度和行為等因素對幼兒進餐行為主體性的影響最為深遠。[3]那么，這些因素是如何影響幼兒進餐行為主體性的？這些因素之間又有怎樣的相互關系？筆者試圖通過構建結構方程模型的方式，揭示家庭中多種因素對幼兒進餐行為主體性的影響，以期為幼兒健康進餐行為養(yǎng)成尋找可持續(xù)發(fā)展的內(nèi)在驅動力。

二、研究方法

(一)研究對象

采用方便取樣的方法，選取浙江省溫州市鹿城區(qū)省一級幼兒園3所，每所幼兒園隨機抽取大中小班各2個，共18個班級。發(fā)放問卷504份，回收434份(回收率86.11%)，有效304份(有效率70.05%)。有效問卷中，男孩147人，女孩145人，缺失12人；平均月齡62.09±10.25。父母普遍具有大?；蛞陨系膶W歷(69.15%)，職業(yè)大多數(shù)為個體戶或企業(yè)主(36.71%)，也有國家機關工作人員(20.44%)和全職媽媽或自由工作者(8.10%)(見表1)。家庭主要飲食負責人以父母為主(58.08%)，但也有部分家庭(36.77%)在長輩家就餐。家庭主要飲食負責人的文化程度偏低，絕大多數(shù)在高中或以下(62.41%)，其中小學或以下的占23.10%。90%以上家庭的人均月收入在4000元以上，其中28.67%家庭在4000-6000元間，18.28%家庭高于12000元。

表1 父母的文化程度和職業(yè)類別

(二)研究工具

本研究的兩份研究工具是“幼兒家庭進餐行為主體性問卷”和“家庭對幼兒進餐行為主體性影響問卷”。該兩份問卷均是在文獻檢索、理論參考、預觀察和預訪談、專家研討、多次探索性因素分析、信度效度分析、驗證性因素分析驗證后編制的，都采用從“完全不符合”到“完全符合”的5點式記分法。

“幼兒家庭進餐行為主體性問卷”共由18道題目組成。它包含3個因素，分別是創(chuàng)新性、自主性和主動性各1個。該問卷聚焦了家長較關注的幼兒進餐行為，其內(nèi)容主要涉及幼兒進餐內(nèi)容和進餐情緒、進餐獨立性和專注度、進餐量和進餐速度、餐前準備和餐后整理等方面。

“家庭對幼兒進餐行為主體性影響問卷”共44題，由3個分問卷組成。其中“家長飲食營養(yǎng)教育行為問卷”有13題，包含4個因素，它們分別是溺愛型、權威型、專制型和混合型教育行為；“家長對幼兒進餐行為的態(tài)度和評價問卷”由16題組成，有2個因素，它們是消極態(tài)度和評價、積極態(tài)度和評價；“家長自身飲食營養(yǎng)知識、態(tài)度和行為問卷”有11題，3個因素，這些因素分別是家長飲食營養(yǎng)知識、家長飲食營養(yǎng)態(tài)度、家長飲食營養(yǎng)行為。另外該問卷還編制4道測謊題，其中2題為常識題，另外2題是意義相反的陳述題。該問卷所有題目均來自于家長和教師的訪談內(nèi)容，以及專家同行的研討結果。

“幼兒家庭進餐行為主體性問卷”和“家庭對幼兒進餐行為主體性影響問卷”以及各因素的信度分析、效度檢驗均較理想。兩份問卷的內(nèi)部一致性信度、折半信度和重測信度分別為0.780和0.868、0.834和0.885、0.647和0.796，均在0.800左右，說明問卷具有較高的一致性和穩(wěn)定性?！坝變杭彝ミM餐行為主體性問卷”和“家庭對幼兒進餐行為主體性影響問卷”的各因素累積解釋變異量分別達43.255%和57.260%，所有題目與所屬因素因子分均有極顯著相關(p<0.01)，因素負荷量高于0.427，共同性介于0.208-0.725之間，各因素之間呈較低程度相關(均小于0.600)，各因素與總分之間則呈中高程度相關(均在0.600-0.700間)，驗證性因素分析結果也顯示模型對數(shù)據(jù)的擬合度較好?！坝變杭彝ミM餐行為主體性”、 “家長對幼兒進餐行為的態(tài)度和評價”、“家長飲食營養(yǎng)教育行為”、“家長自身飲食營養(yǎng)知識、態(tài)度和行為”等四個模型的整體適配度指標分別為：2/df =1.541 /1.495/1.387/1.625,RMSEA=0.070/0.067/0.060/0.076，AGFI=0.781/0.800/0.838/0.841,GFI=0.831/0.856/0.895/0.901，CFI=0.812/0.923/0.922/0.905。以上結果說明本研究的兩份研究工具的區(qū)分效度和構想效度均較理想，具有一定的有效性和預測性。

(三)統(tǒng)計處理

采用Amos 17.0軟件進行結構方程模型分析。

三、研究結果和分析

(一)模型的構建和檢驗

1.理論分析

結構方程模型(Structural Equation Model,SEM)是基于變量的協(xié)方差矩陣來分析變量之間關系的一種統(tǒng)計方法，也被稱為協(xié)方差結構分析。[18]在建構潛在變量間的關系時，必需依靠理論的支持和解釋。一般的，理論來自于先前的實證研究，或對實際行為、態(tài)度或現(xiàn)象的觀察與經(jīng)驗所得，或其他理論所提供的分析觀點。[19]

從先前的驗證性因素分析結果看，一階因子“自主性”“主動性”“創(chuàng)造性”，“積極態(tài)度和評價”“消極態(tài)度和評價”，“權威型”“專制型”“溺愛型”“混合型”，以及“營養(yǎng)知識”“營養(yǎng)態(tài)度”“營養(yǎng)行為”均存在一個較高的二階因子，因此在模型界定時，將這些一階因子的總均分作為二階因子的得分，并將它們命名為“主體性”、“家長對幼兒進餐行為的態(tài)度和評價” (下文簡稱為“態(tài)度和評價”)、“家長飲食營養(yǎng)教育行為” (下文簡稱為“教育行為”)和“家長自身飲食營養(yǎng)知識、態(tài)度和行為” (下文簡稱為“知識態(tài)度行為”)。

根據(jù)相關分析、單(多)因子多變量方差分析、復回歸分析等結果，四個二階因子間的關系初步明朗。即“態(tài)度和評價”、“教育行為”顯著地影響“主體性”；從復回歸分析看，前者是因，后者是果，影響力是正向的；而“知識態(tài)度行為”與“主體性”之間無顯著影響。因此將以上已明確的關系用圖1中的實線部分表示。

“知識態(tài)度行為”、“態(tài)度和評價”、“教育行為”三者之間的關系又如何呢？筆者認為“教育行為”是“行”，“態(tài)度和評價”是“知”，而“知識態(tài)度行為”既有“知”也有“行”。雖在不同的領域、不同的事物和不同的對象上，知行的先后問題、知行的難易問題都可能千差萬別，[20]但筆者認為，對成人來說，“知”在一定程度上能對“行”起潛移默化的內(nèi)在指導作用。因此筆者將“教育行為”界定為“果”，而“知識態(tài)度行為”和“態(tài)度和評價”均是它的“因”，如圖1的實線部分所示。

圖1 幼兒進餐行為主體性及其家庭影響因素模型的理論分析

那么“教育行為”是否會影響“知識態(tài)度行為”和“態(tài)度和評價”呢？幼兒進餐行為主體性的強弱是否會影響家長對他們的態(tài)度和評價，是否也會影響家長教育行為呢？這些還未確定的關系，在圖1中則以虛線的形式表示。

2.模型界定

通過模型發(fā)展策略對圖1中的理論建構模型進行模型界定搜尋。即先界定少數(shù)幾條必含的路徑(在圖1中以實線表示)，其余選擇路徑(虛線表示)由AMOS組合排列，各組合排列成的假設模型與樣本數(shù)據(jù)進行估計，可分別估計出各種路徑組合模型的適配度統(tǒng)計量，再根據(jù)AMOS自動模型界定搜尋的結果，挑選一個與原先理論架構最為符合、適配度較佳且較為精簡的模型，進行參數(shù)估計與模型修正。[21]

模型界定搜尋結果表明，圖2中A、B、C和D等四個假設模型能被識別。

在假設模型B中，“主體性→教育行為”的路徑系數(shù)為 -0.68，未達顯著(t值 = - 1.726，p = 0.084)，且符號為負數(shù)，與理論假設相違背，因此假設模型B不予采納。

圖2 四個理論建構假設模型的路徑分析

從假設模型C看，“態(tài)度和評價→教育行為”的路徑系數(shù)為 - 0.24，未達顯著(t值= - 1.087，p=0.277)，且符號為負數(shù)，與理論假設相違背，因此假設模型C不予采納。

由假設模型D知，“主體性→態(tài)度和評價”的路徑系數(shù)為1.01，“教育行為→主體性”的路徑系數(shù)為 1.09，標準化的系數(shù)超過了1，違反模型估計的原則，因此該假設模型也不予采納。

另外，B、C和D假設模型中的觀察變量“教育行為”的多元相關系數(shù)平方(R2)均為負值，分別為 - 0.26、- 0.13和 - 0.13，違反模型估計的現(xiàn)象。

在四個假設模型中，僅假設模型A沒有違反估計現(xiàn)象，其各參數(shù)均達顯著水平，沒有出現(xiàn)負的誤差方差，或超過1的標準化系數(shù)，或太大的標準誤，或與理論假設不一致的符號。因此通過模型界定搜尋，選擇假設模型A作為最終的理論模型，并對其進行進一步模型估計和模型修正。3.模型構建和解釋

(1)模型修正和適配度檢驗

根據(jù)圖2A假設模型的路徑分析，參考先前驗證性因素分析結果，本著模型精簡的原則，建構“幼兒進餐行為主體性及其家庭影響因素”的結構模型和測量模型。采取極大似然法(ML法)進行模型估計，發(fā)現(xiàn)模型可以順利聚合收斂，并通過修正指數(shù)對模型進行修正后，模型的標準化參數(shù)估計圖如圖3。

圖3 幼兒進餐行為主體性及其家庭影響因素的標準化參數(shù)估計圖

根據(jù)AMOS軟件分析結果看，模型基本適配指標均達檢驗標準，沒有出現(xiàn)負的誤差變異量，沒有很大的標準誤(0.009-0.274)，沒有超過或大于1的標準化系數(shù)，因此該模型沒有違反模型辨認規(guī)則。

從模型內(nèi)在質量檢驗看，除4個參數(shù)的t值未達顯著外，其他所有估計的參數(shù)均達顯著或極顯著差異，t值介于2.627-12.293之間，標準化殘差絕對值普遍小于2.580，因素負荷量值絕大多數(shù)超過0.500(圖3)，說明模型的內(nèi)在質量尚好。

從整體模型適配度的檢驗結果看(見表2)，除增值適配度指數(shù)略欠理想外，模型主要適配指標2自由度比值、RMSEA值、GFI值、PGFI值等絕對適配度指數(shù)和簡約適配度指數(shù)均基本達標，表示假設模型具有較好的外在質量。

整體而言，假設模型與實際數(shù)據(jù)間可較好地契合，模型可被接受。

表2 幼兒進餐行為主體性及其家庭影響因素結構模型的整體模型適配度檢驗結果

(2)模型解釋

從圖3看，幼兒進餐行為主體性及其家庭影響因素的結構方程模型中，模型起始于“知識態(tài)度和行為”，經(jīng)由“教育行為”和“態(tài)度和評價”形成一種中介機制，最終對“主體性”產(chǎn)生影響。從整體而言，“知識態(tài)度和行為”對“主體性”的影響途徑有以下三條：第一條，知識態(tài)度和行為→教育行為→主體性，其效果為0.512 × 0.670 = 0.343。第二條，知識態(tài)度和行為→態(tài)度和評價→主體性，其效果為0.267 × 0.224 = 0.060。第三條，知識態(tài)度和行為→態(tài)度和評價→教育行為→主體性，其效果為0.267 × 0.725 × 0.670= 0.130。因此“知識態(tài)度和行為”對“主體性”的總效果為：0.512 × 0.670 + 0.267 × 0.224 + 0.267 × 0.725 × 0.670 = 0.533。

“態(tài)度和評價”對“主體性”的影響也有兩條途徑。一條為直接途徑，另一條是通過“教育行為”而產(chǎn)生影響的間接途徑。因此各種影響因素通過直接或間接的作用對幼兒進餐行為主體性產(chǎn)生的直接效果、間接效果和總效果如表3所示。

表3 各影響因素對幼兒進餐行為主體性的直接效果、間接效果和總效果

(3)模型總結

首先，從表3知，“態(tài)度和評價”對幼兒進餐行為主體性最具影響力。它可直接地或通過“教育行為”間接地對“主體性”產(chǎn)生影響，其總的影響力為0.710。即“態(tài)度和評價”可解釋71.0%的幼兒進餐行為主體性變量的變異量。

其次，“教育行為”對幼兒進餐行為主體性也產(chǎn)生顯著的直接影響，其效果值是0.670。而“知識態(tài)度和行為”通過三條途徑對“主體性”產(chǎn)生顯著的間接影響，其總效果值有0.533。

最后，家長對幼兒進餐行為的態(tài)度和評價則主要受家長自身的飲食營養(yǎng)知識、態(tài)度和行為的影響，但它卻能極大地影響家長采取飲食營養(yǎng)教育行為的類型(0.725)。

四、研究結論和討論

人類的行為是復雜的、多變的，它產(chǎn)生于連續(xù)變化的內(nèi)在的與外在的環(huán)境中。[22]它會因情境、他人、意義系統(tǒng)以及自身的身體狀況而進行建構性的自我組織。[22]而處于發(fā)展中的幼兒，其行為更易受外界因素影響。他們心理獨立能力較弱，因此他們對成人的依戀感或依賴感較強，會將成人視為重要的心理支持源。[23]所以成人在幼兒健康進餐行為養(yǎng)成中起到舉足輕重和不可替代的作用。

(一)成人的態(tài)度和評價是幼兒進餐行為主體性養(yǎng)成的關鍵因素

幼兒進餐行為主體性會隨著積極態(tài)度或評價的增強而提高，反之則下降，但這種影響并非雙向，而是單向的。即成人的態(tài)度和評價可直接影響幼兒進餐行為主體性，但反之作用，則會違反模型估計(圖2)。因此，當我們僅了解成人對幼兒進餐行為的態(tài)度和評價時，就有71.0%的把握可以推斷幼兒的進餐行為狀況；但如只知幼兒進餐行為主體性，卻很難了解成人對他的態(tài)度和評價(圖2和圖3)。這意味著，成人對幼兒有怎樣的態(tài)度和評價，幼兒就會有怎樣的進餐行為；而反之，則不成立。

3-6歲幼兒的行為還處于多變之中，易受他人言行影響。該階段幼兒仍以自我為中心，雖有一定的自我評價和自我意識能力，但仍傾向于利用權威評價作為自己評價。對于自我概念正在形成之中的幼兒來說，成人的任何期望、教導和評價等都是他們自我概念形成的重要來源。當成人給予幼兒負面的評價時，幼兒就會將這些負面評價作為認識自己的重要標準，并會時常利用這些標準衡量自己、暗示自己，時間一久，成人的這些負面評價就會對幼兒的行為起導向作用。[23]

羅森塔爾效應說明成人積極的期望經(jīng)由更具激勵性的教導和評價會魔力般地提高幼兒認知能力。處于微觀系統(tǒng)中的幼兒生活中的重要他人——成人——對待幼兒的態(tài)度和評價就更能直接地影響幼兒行為。幼兒會因成人的親近、關懷、鼓勵而高興、自信和活躍，從而形成健康進餐行為；幼兒也會因成人的疏遠、拒絕和冷淡而沮喪、自卑和怯懦，進而養(yǎng)成不良進餐習慣。因此，當幼兒出現(xiàn)不良進餐行為時，成人不能只盯住不足或缺點，不能只想到規(guī)訓或糾正。因為成人每次的糾正或評價，就是對該行為的鞏固和強化。成人應轉變思路，從幼兒現(xiàn)有的進餐行為中尋找良好傾向，對其進行肯定和鼓勵。要知道你認為他是怎樣的，他就會變成怎樣的。

(二)成人飲食營養(yǎng)教育行為是幼兒進餐行為主體性養(yǎng)成的重要因素

成人飲食營養(yǎng)教育行為對幼兒進餐行為主體性的影響力僅次于成人的態(tài)度和評價。從結構方程模型分析看(圖3)，成人教育行為受成人的態(tài)度和評價、成人自身飲食營養(yǎng)知識態(tài)度和行為的影響；它對幼兒進餐行為產(chǎn)生的直接效果值高達0.670。即成人的飲食營養(yǎng)教育行為對幼兒進餐行為主體性的預測力有67.0%。顯然，這也是一個影響幼兒進餐行為主體性的至關重要因素。

單因素方差分析后發(fā)現(xiàn)，在幼兒嘗試不同食物、自主選擇進餐內(nèi)容和進餐量、主動參與餐前準備和餐后整理工作、獨立且專注進餐等方面，專制權威型成人起促進作用；而溺愛型成人則不利于幼兒養(yǎng)成自主性、主動性和創(chuàng)新性的進餐習慣。權威型成人能敏感地覺察到幼兒的需要，并給予溫暖的回應和支持。這類成人能高度接納和參與幼兒活動，會適度調控幼兒行為以及適宜給予幼兒自主權。[24]他們與幼兒建立一種快樂的、滿足的親密關系。該關系有利于雙方溝通交流，并使雙方真正地相互理解和達成共識，因此這類教育行為下的幼兒能真正地形成可持續(xù)的健康進餐行為。專制型成人往往采取規(guī)訓的方式對待幼兒進餐行為，這些幼兒看似有良好進餐行為，但不能持久；一旦規(guī)訓者不在，他們就會變本加厲地采取那些原本禁止的行為。溺愛型成人因過于放縱和忽視、過度給予自主權而導致幼兒驕橫無禮、自以為是，無法與成人進行有效溝通和交流。失去成人正確引導，溺愛下的幼兒易任性進食，引發(fā)不良進餐行為。

成人的教育行為是在與幼兒的互動中體現(xiàn)的。在互動中，它能否起促進、支持、幫助和引導的作用，決定著幼兒自主性生長的程度，影響著幼兒主動性發(fā)展的空間和創(chuàng)新性形成的狀況。

(三)成人自身飲食營養(yǎng)知識、態(tài)度和行為是幼兒進餐行為主體性養(yǎng)成的間接因素

當成人自身飲食營養(yǎng)知識越豐富、飲食態(tài)度越積極、飲食行為習慣越好時，幼兒就會更好奇地對待食物、更愿意嘗試不同食物、更主動和專注地進餐、更適宜地調整進餐速度和量、更積極地參與餐前和餐后工作等等，即進餐行為主體性更好。多項研究結果也支持該觀點。[25-27]

一位自身飲食營養(yǎng)知識豐富、飲食態(tài)度端正、飲食習慣良好的人，會潛移默化地積極地影響著幼兒進餐行為。在進餐活動中，他會善于觀察幼兒，并能做出合理的、積極的評價，便于幼兒形成客觀的、積極的自我認識；他也會采取一些符合幼兒年齡特點的教育方法和措施，促使幼兒積極主動地參與進餐活動；他還會創(chuàng)設適宜的進餐環(huán)境，提高幼兒進餐主動性和創(chuàng)新性；他更會關注與幼兒溝通和交流的質量，追求相互理解和達成共識，以便幼兒更愿意采取健康的進餐行為。

成人自身飲食營養(yǎng)知識、態(tài)度和行為是一個內(nèi)隱的因素，它影響著成人評價幼兒進餐行為的態(tài)度和方式，也影響著他們的飲食營養(yǎng)教育行為。

(四)幼兒自身是幼兒進餐行為主體性養(yǎng)成的內(nèi)在力量

從圖3看，“教育行為”、“態(tài)度和評價”以及“知識態(tài)度和行為”等預測變量可以聯(lián)合解釋效標變量“主體性”76%的變異量。那么效標變量“主體性” 還仍有24%(1-76% = 24%)左右的變異量未被結構模型所解釋。這些未能被解釋的部分包括“主體性”變量自身的誤差以及其他影響因素。在其他影響因素中，最重要的應屬幼兒自身的生理心理因素。幼兒能根據(jù)自身的生理需求調節(jié)能量的攝入；通過對食物色香味形的認知，從而形成食物記憶、思維、興趣和情感等飲食心理過程，影響著幼兒進餐的自主性、主動性和創(chuàng)新性。因此幼兒自身的生理心理因素是健康進餐行為可持續(xù)發(fā)展的內(nèi)在力量。

五、幼兒健康進餐行為養(yǎng)成的教育建議

(一)成人需理解幼兒的發(fā)展特點，尊重幼兒進餐行為的主體性

成人與幼兒因思維方式不同、生活經(jīng)驗有別、社會地位有異，而致使雙方常難以相互交流和理解。成人追求效益最大化，總希望超前地、快速地抵達目的。因此在進餐教育活動中也常表現(xiàn)為急功近利。他們希望幼兒每天只吃健康食物、進餐時不做無關的事情、能像大人一樣的進餐彬彬有禮……事實上，幼兒一些不良的進餐行為，差不多都是因成人想提早使他們成為大人而造成的。

當成人充分尊重幼兒的未成熟的、不完滿的、但具無限發(fā)展可能性的狀態(tài)時，他們就能理解幼兒進餐活動中的各種“不良行為”，就會轉變自身對幼兒進餐行為的態(tài)度和評價；當成人感悟教育是一項長期工程，不可急于求成，否則就會陷入強制和暴力的深淵時，他們就會改變自身的教育行為，選擇觀察和等待、感知和理解、回應和支持；當成人了解觀察和模仿是幼兒形塑自身進餐行為的重要途徑時，他們就會有意識增加自身的飲食知識，改變自身飲食態(tài)度和行為，為幼兒營造健康的家庭進餐環(huán)境，潛移默化地影響幼兒進餐行為；當成人理解只有使幼兒成為自身進餐活動的主體，才能真正養(yǎng)成健康的可持續(xù)的進餐行為時，他們就會將自己的外在影響建立在幼兒的生理需要和心理因素基礎上，并幫助幼兒將這些外在影響轉移或內(nèi)化為幼兒自身內(nèi)在的心理結構，使其在幼兒進餐行為主體性養(yǎng)成中發(fā)揮應有的積極引導作用。

(二)成人需運用生理或心理不平衡狀態(tài)，引導幼兒養(yǎng)成健康進餐行為

內(nèi)驅力降低理論認為，需要是指有機體內(nèi)部生理上或心理上的某種缺乏或不平衡狀態(tài)；需要能引起一種喚醒狀態(tài)，使某種內(nèi)驅力增強，并激發(fā)某個反應、某個或一組行動，使有機體朝著一定的方向以實現(xiàn)特定的目標，求得自身的滿足；當特定需要得到滿足，機體內(nèi)部的某種缺乏或不平衡狀態(tài)也就消除，內(nèi)驅力也就降低了。[28]

幼兒對食物和水的需要是一種本能的生理需要，也是人類能賴以生存和發(fā)展的首要條件。當胃開始排空，或血糖濃度開始下降，或體內(nèi)某種神經(jīng)內(nèi)分泌物質抑制飽感中樞時，幼兒就會產(chǎn)生饑餓感。這種饑餓感引發(fā)一種內(nèi)在驅動力，驅使幼兒采取進食行為，以滿足進食需要。當需要滿足時，饑餓感就隨之消除；內(nèi)驅力失去動力，進食活動也就隨之停止。

幼兒不良的進餐行為往往是因長期處于飽腹狀態(tài)、無饑餓感而導致的。因此，成人可通過調節(jié)幼兒的運動量、進餐時間、進餐量等方式，適當營造一定的饑餓感，促使幼兒積極主動地參與進餐活動，引導幼兒選取健康食物，幫助幼兒養(yǎng)成健康的可持續(xù)的進餐行為。

[1] 陳旭微.健康進餐行為是一種值得追求的可能生活方式:論幼兒健康進餐行為養(yǎng)成的意義[J].內(nèi)蒙古師范大學學報(教育科學版),2015,28(4):34-37.

[2] 張小棉,馮德鴻,張歡,楊玉鳳.西安社區(qū)168名兒童飲食行為調查分析[J].中國兒童保健雜志,2011,19(3):275-277.

[3] 陳旭微.幼兒家庭進餐行為主體性研究[D].南京:南京師范大學,2014.

[4] Gorelick M C,Clark E A.Effects of a Nutrition Program on Knowledge of Preschool Children[J].Journal of Nutrition Education.1985,17(3):88-92.

[5] 劉雪菊,呂元斌,王茗仡,崔瑞琴.兒童厭食癥進食環(huán)境的影響觀察[J].吉林醫(yī)學,2012,33(5):920-921.

[6] Dave J M.Assessing the home,parental,intrapersonal,and demographic factors influencing fruit and vegetables intake among Hispanic children in elementary schools[D].Arnold School of Public Health University of South Carolina,2007.

[7] Birch L L,Fisher J O.Development of eating behaviors among children and adolescents[J].Pediatrics，1998,101(2):539-549.

[8] North K,Emmett P.Multivariate analysis of diet among three-year-old children and associations with socio-demographic characteristics.The Avon Longitudinal Study of Pregnancy and Childhood (ALSPAC) Study Team[J].Eur J Clin Nutr,2000,54:73-80.

[9] Frongillo E A Jr,de Onis M,Hanson K M.Socioeconomic and demographic factors are associated with worldwide patterns of stunting and wasting of children[J].J Nutr,1997,127:2302-2309.

[10] 王斌.太原市城市少年兒童飲食行為現(xiàn)況研究[D].太原:山西醫(yī)科大學,2006.

[11] Birch L L,Marlin D W.I don’t like it; I never tried it:effects of exposure on two-year old children’s food preferences[J].Appetite,1982,3:353-360.

[12] Cullen K W,Baranowski T,Rittenberry L,Olvera N.Socialenvironmental influences on children’s diets:results from focus groups with African-,Euro-and Mexican-American children and their parents[J].Health Educ Res,2000,15:581-590.

[13] Arredondo Elva M,Elder John P,Ayala Guadalupe X,Campbell Nadia,Baquero Barbara,Duerksen Susan.Is parenting style related to children's healthy eating and physical activity in Latino families?[J].Health education research,2006,21(6):862-871.

[14] Stanek K,Abbott D,Cramer S.Diet quality and the eating environment of preschool children[J].J Am Diet Assoc,1990,90:1582-1584.

[15] Videon T M,Manning C K.Influences on adolescent eating patterns:the importance of family meals.J Adolesc Health,2003,32:365-373.

[16] French S A,Story M,Neumark-Sztainer D,Fulkerson J A,Hannan P.Fast food restaurant use among adolescents:associations with nutrient intake,food choices and behavioral and psychosocial variables[J].Int J Obes Relat Metab Disord,2001,25:1823-1833.

[17] 穆文.學齡兒童在家就餐好處多[J].食品與生活,2005,12:37.

[18] 候杰泰,溫忠麟,成子娟.結構方程模型及其應用[M].北京:教育科學出版社,2004:14.

[19] 吳明隆.問卷統(tǒng)計分析實務:SPSS操作與應用[M].重慶:重慶大學出版社,2010:429.

[20] 顧榮芳.學前兒童健康教育論[M].南京:江蘇教育出版社,2004:125.

[21] 吳明隆.結構方程模型:AMOS的操作與應用[M].重慶:重慶大學出版社,2009:298.

[22] Damon W,Lerner R M.兒童心理學手冊:第一卷上[M].林崇德,李其維,董奇，等譯.6版.上海:華東師范大學出版社,2009:308.

[23] 姜勇,龐麗娟,梁玉華.兒童發(fā)展指導[M].北京:北京師范大學出版社,2004,11:33.

[24] 勞拉·E·貝克.嬰兒、兒童和青少年[M].桑標，等譯.上海:上海人民出版社,2008,11:501.

[25] 楊國俊,趙玉霞,李艷,張波,王保偉.鄭州市學齡前兒童不良飲食行為社區(qū)干預效果分析[J].河南職工醫(yī)學院學報,2012,24(1):36-37.

[26] 趙麗云,李丹,郝宏菲,翟鳳英.廣東、吉林、四川、湖北四省0-6歲兒童家長有關營養(yǎng)教育前后知信行的比較[J].中國健康教育,2003,19(1):4-8.

[27] Koblinsky S A,Guthrie J F,Lynch L.Evaluation of a nutrition education program for head start parents[J].Journal of Nutrition Education,1992,24(1):4-13.

[28] 黃希庭.心理學導論[M].2版.北京:人民教育出版社,2009:152.

[責任編輯 朱毅然]

Analysis of the Subjective Influencial Factors of Children’s Dining Behavior in Family

CHEN Xu-wei

(College of Teacher Education,Wenzhou University,Wenzhou 325027,China)

In order to understand the relationships among family factors on the subjectivity of children’s dining behavior (referred to as "the subjectivity"),304 parents with 3-6 years old children are surveyed in the structural equation model.It is found that parents’ nutrition education behavior has a significant and direct impact on the subjectivity (the influence value is 0.670); parents’ attitude and evaluation on children’s dining behavior has directly or indirectly effects (the total influence value is 0.710); nutrition knowledge,attitude and behavior of parents indirectly generate the total influence value of 0.533 by three ways.Three predictor variables can explain 76% variation of the subjectivity.It shows that family members in children’s life are important supporters to help children develop healthy dining behavior,but the real power of forming the subjectivity is children themselves.Others cannot play an active role on the subjectivity unless their external impacts are based on the children’s physiological and psychological needs,and they can be transferred into children's intrinsic mental structure.

children; eating behavior; subjectivity; family; structural equation model

2017-02-13;

2017-04-09

浙江省教育廳一般科研項目 (Y201533185)；浙江省高等教育課堂教學改革項目(kg20160374)

陳旭微，女，浙江樂清人，教育學博士，溫州大學教師教育學院副教授，主要研究方向：兒童健康教育。

G610

A

2095-770X(2017)07-0075-08

http://sxxqsfxy.ijournal.cn/ch/index.aspx

10.11995/j.issn.2095-770X.2017.07.018