張愛平,關(guān)北光
(樂山師范學(xué)院體育學(xué)院,四川 樂山 614000)
世界衛(wèi)生組織干事中島宏博士提出,發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的死亡原因大致相同,生活方式疾病將成為頭號(hào)殺手,“不良生活方式引起的疾病”被專家寓言為21世紀(jì)危害人類健康的第一殺手[1]。 很多在青少年時(shí)期養(yǎng)成的不良生活方式或行為習(xí)慣在成年期難以糾正,但如果在青少年時(shí)期很好地識(shí)別并加以控制,則可以有效控制不良生活方式或行為對(duì)青少年造成遠(yuǎn)期不良影響[2-3]。體質(zhì)健康預(yù)警是以體質(zhì)測試數(shù)據(jù)分析與健康預(yù)警為基礎(chǔ)而構(gòu)建的警示方法,國內(nèi)外專家學(xué)者在模式發(fā)展上涉足甚少[4-5],對(duì)生活方式與體質(zhì)健康關(guān)系的研究數(shù)量較多,但形式與內(nèi)容單一,缺乏對(duì)內(nèi)在聯(lián)系的詮釋與風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測。本研究選取2015、2016、2017年阿壩州隨機(jī)抽樣獲取的數(shù)據(jù),擬從國家學(xué)生體質(zhì)健康標(biāo)準(zhǔn)中選取等級(jí)標(biāo)準(zhǔn),對(duì)生活習(xí)慣(飲食規(guī)律、飲食結(jié)構(gòu)、睡眠時(shí)間、睡眠質(zhì)量、體育鍛煉頻次與強(qiáng)度)等維度指標(biāo)進(jìn)行賦值并建構(gòu)方程,并對(duì)模型擬合信息進(jìn)行驗(yàn)證,挖掘出四川藏羌少數(shù)民族初中生體質(zhì)健康等級(jí)與生活方式的風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系值,探討體質(zhì)健康等級(jí)預(yù)測模型,歸納出四川藏羌少數(shù)民族初中生體質(zhì)健康亟需改進(jìn)的關(guān)鍵信息,運(yùn)用logistic做深層次的回歸分析,以期規(guī)范其預(yù)警機(jī)制,著實(shí)提升四川藏羌少數(shù)民族初中生的體質(zhì)健康。
1.1 研究對(duì)象及抽樣 本研究數(shù)據(jù)來源于2015~2017年阿壩州藏羌少數(shù)民族聚居區(qū)中學(xué)上報(bào)數(shù)據(jù)庫,選取數(shù)據(jù)測試點(diǎn)進(jìn)行連續(xù)三年的跟蹤式問卷調(diào)查,依據(jù)“2014年全國學(xué)生體質(zhì)與健康調(diào)研實(shí)施方案”作為數(shù)據(jù)信息采集基準(zhǔn)[6]。調(diào)研數(shù)據(jù)資料經(jīng)學(xué)校及教育主管部門同意,并留有介紹信和相關(guān)備案資料,分赴松潘、九寨溝、茂縣、汶川、黑水等地區(qū)采集數(shù)據(jù),共獲取13~15歲羌族兒童青少年3485名樣本,具體見表1。
表1 2015—2017年阿壩州藏羌少數(shù)民族13~15歲男女學(xué)生調(diào)研數(shù)據(jù)
1.2 體質(zhì)健康指標(biāo)的測量 學(xué)生體質(zhì)健康調(diào)查主要包括身體形態(tài)(BMI)指標(biāo)、身體機(jī)能(肺活量)指標(biāo)、身體素質(zhì)(立定跳遠(yuǎn)、坐位體前屈、男生引體向上、女生仰臥起坐、男生1000米跑、女生800米跑)指標(biāo)。按照《國家學(xué)生體質(zhì)健康標(biāo)準(zhǔn)》的測量標(biāo)準(zhǔn)和計(jì)分要求[7],然后將測試項(xiàng)目換算成對(duì)應(yīng)分?jǐn)?shù),依據(jù)測試項(xiàng)目對(duì)應(yīng)權(quán)重核算出最終成績,即《國家學(xué)生體質(zhì)健康標(biāo)準(zhǔn)》登記卡對(duì)應(yīng)的體質(zhì)健康分?jǐn)?shù),遵從《國家學(xué)生體質(zhì)健康標(biāo)準(zhǔn)》等級(jí)評(píng)價(jià)中總分90分及以上為優(yōu)秀、總分80分~89分為良好、總分60分~79分為及格、總分60分以下為不及格等四個(gè)等級(jí)。
1.3 調(diào)查方法 青少年體質(zhì)健康嚴(yán)重下滑是多種復(fù)雜因素造成的,是一個(gè)復(fù)雜的社會(huì)問題[8]。專家提出對(duì)健康決定因素主要涉及社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素和物質(zhì)環(huán)境因素,其中物質(zhì)環(huán)境因素涵蓋個(gè)人生活方式(主要包括飲食、睡眠、鍛煉),本研究基于可著手與操作性要求,以四川省藏羌少數(shù)民族聚居區(qū)初中生為調(diào)研群體和調(diào)研范圍,根據(jù)涉及指標(biāo)編寫調(diào)查問卷,對(duì)學(xué)生生活習(xí)慣(飲食規(guī)律、飲食結(jié)構(gòu)、睡眠時(shí)間、睡眠質(zhì)量、體育鍛煉頻次與強(qiáng)度)也逐一進(jìn)行調(diào)查,問卷經(jīng)專家效度檢驗(yàn)后又重新進(jìn)行修正,前后經(jīng)過兩次調(diào)研并進(jìn)行折半信度檢驗(yàn),其信度指數(shù)a為0.863,問卷具有較高的信效度。
1.4 質(zhì)量控制 問卷調(diào)查前經(jīng)過嚴(yán)格的前期培訓(xùn),使每一位調(diào)研員都熟悉調(diào)查流程,調(diào)查過程均設(shè)置督導(dǎo)員并進(jìn)行現(xiàn)場視頻采訪,全程督導(dǎo)調(diào)查問卷的填寫,問卷回收后經(jīng)資料審查、數(shù)據(jù)審核、邏輯排查、數(shù)據(jù)格式篩選等步驟,嚴(yán)格保證流程的縝密,數(shù)據(jù)輸入采取雙人錄入,排除人為因素的偏差,對(duì)數(shù)據(jù)的邏輯性和一致性進(jìn)行逐一核查。
1.5 統(tǒng)計(jì)方法 采用spss24.0統(tǒng)計(jì)分析軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。采用logistic回歸進(jìn)行多因素分析,借助參數(shù)估計(jì)P值進(jìn)行方程構(gòu)建。對(duì)變量進(jìn)行賦值,將飲食規(guī)律性X1、飲食結(jié)構(gòu)合理性X2、睡眠時(shí)間X3、睡眠質(zhì)量X4、鍛煉頻次X5、鍛煉強(qiáng)度X6、是否知曉健康生活及相關(guān)知識(shí)X7、是否具備健康生活的必要技能X8等8個(gè)因素作為自變量,將13-15歲藏羌少數(shù)民族初中生體質(zhì)等級(jí)作為應(yīng)變量Y(Y=1表示優(yōu)秀,Y=2表示良好,Y=3表示及格,Y=4表示不及格),變量賦值如下表2所示。
表3給出了零模型與當(dāng)前模型回歸方程顯著性的檢驗(yàn)結(jié)果。零模型-2倍的對(duì)數(shù)似然數(shù)(男生192.015,女生191.021)與當(dāng)前模型(男生178.156,女生168.583),得出在顯著性水平(為0.05時(shí),拒絕原假設(shè)回歸方程顯著性,解釋變量全體與連接函數(shù)之間的線性關(guān)系較為顯著,模型選擇較為正確。從觀測頻數(shù)與期望頻數(shù)的Pearson卡方檢驗(yàn)的多維表中得出,Pearson卡方值與偏差卡方值相差較小,模型擬優(yōu)度較好,另Pearson顯著性P值(男生與女生)均>0.00,觀測頻數(shù)與期望頻數(shù)分部之間顯著性較小,表明模型的擬合優(yōu)度總體分布上較為理想。
表2 變量賦值情況
表3 模型擬合信息
注: P<0.05,有顯著性差異;P<0.01,非常具有顯著性差異
采用logistic回歸分析的方法,體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分(取閾值為1、2、3)對(duì)生活方式在內(nèi)的8個(gè)緯度的22變量進(jìn)行參數(shù)估計(jì),結(jié)果見表4,以下8個(gè)緯度的14個(gè)變量對(duì)不同等級(jí)下的體質(zhì)綜合評(píng)分的判別具有顯著性意義(P<0.001)。
由表4得知,飲食規(guī)律性的OR值為0.715、0.823,即與飲食不規(guī)律的初中生相比,飲食規(guī)律和飲食規(guī)律一般的羌族13~15歲初中生體質(zhì)健康綜合等級(jí)傾向下降的比數(shù)分?jǐn)?shù)分別是0.715倍和0.823倍;睡眠時(shí)間的OR值為2.012、1.963,即與睡眠時(shí)間超過8小時(shí)的初中生相比,睡眠時(shí)間低于6小時(shí)和睡眠時(shí)間6~8小時(shí)的羌族13~15歲初中生體質(zhì)健康綜合等級(jí)傾向下降的比數(shù)分別是2.012倍和1.963倍;睡眠質(zhì)量的OR值為0.598、0.667,即與睡眠質(zhì)量好的初中生相比,睡眠質(zhì)量一般和睡眠質(zhì)量差的羌族13~15歲初中生體質(zhì)健康綜合等級(jí)傾向下降的比數(shù)分別是0.598倍和0.667倍;鍛煉頻次的OR值為6.368、3.545,即與鍛煉頻次3次以上/周的初中生相比,鍛煉頻次幾乎不鍛煉和鍛煉頻次1~2次/周的羌族13~15歲初中生體質(zhì)健康綜合等級(jí)傾向下降的比數(shù)分別是6.368倍和3.545倍;是否知曉健康生活及相關(guān)知識(shí)的OR值為0.749,即與擁有健康生活及相關(guān)知識(shí)的羌族13~15歲初中生體質(zhì)健康綜合等級(jí)偏向更低級(jí)別的比數(shù)是沒有擁有健康生活及相關(guān)知識(shí)的0.749倍;是否具備健康生活的必要技能的OR值為0.701,即與擁有健康生活必要技能的羌族13~15歲初中生體質(zhì)健康綜合等級(jí)偏向更低級(jí)別的比數(shù)是沒有擁有健康生活的必要技能的0.701倍。
表4 體質(zhì)健康綜合評(píng)分與生活方式的回歸參數(shù)估計(jì)
注: P<0.05,有顯著性差異;P<0.01,非常具有顯著性差異
得出:擁有飲食規(guī)律性規(guī)律、睡眠質(zhì)量好、健康生活及相關(guān)知識(shí)與健康生活必要技能的初中生體質(zhì)健康綜合等級(jí)更為理想,睡眠時(shí)間低于8小時(shí)和鍛煉頻次低于3次以上/周的初中生體質(zhì)健康綜合等級(jí)越差。
結(jié)合表4體質(zhì)健康綜合評(píng)分與生活方式的回歸參數(shù)估計(jì)中的相關(guān)數(shù)值,在飲食規(guī)律性、飲食結(jié)構(gòu)合理性、睡眠時(shí)間、睡眠質(zhì)量、鍛煉頻次、鍛煉強(qiáng)度、是否知曉健康生活及相關(guān)知識(shí)、是否具備健康生活的必要技能等相同的條件下。體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分符合1可能性為γ1=0.0691=π1;體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分符合2的可能性為γ2=π1+π2=0.5071,即π2=0.5071-0.0691=0.4380;體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分符合3的可能性為γ3=0.9272=π1+π2+π3,即π3=0.9272-0.5071=0.4201;即π3=0.9272-0.5071=0.4201;體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分符合3的可能性π4=1-(π1+π2+π3)=1-0.9272=0.0728。
得出:在客觀條件(飲食規(guī)律性、飲食結(jié)構(gòu)合理性、睡眠時(shí)間、睡眠質(zhì)量、鍛煉頻次、鍛煉強(qiáng)度、是否知曉健康生活及相關(guān)知識(shí)、是否具備健康生活的必要技能)一致情況下,體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分為2的可能性最高(43.8%),其次是體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分為3(42.01%),再次是體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分為4(7.28%),最后是體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分為1(6.91%)。
結(jié)合表4體質(zhì)健康綜合評(píng)分與生活方式的回歸參數(shù)估計(jì)的數(shù)據(jù),結(jié)合各回歸系數(shù)估計(jì)值、標(biāo)準(zhǔn)誤、Wald統(tǒng)計(jì)觀測值、概率P值以及回歸系數(shù)95%的置信區(qū)間內(nèi),得出如下三個(gè)方程。
體質(zhì)綜合評(píng)分等級(jí)=1的結(jié)構(gòu)方程為:-In(-In(γ1))=-0.983+0.054飲食規(guī)律性(1)+0.047飲食結(jié)構(gòu)合理性(1)-0.008睡眠時(shí)間(1)+0.022睡眠質(zhì)量(1)-0.022鍛煉頻次(1)-0.083鍛煉強(qiáng)度(1)-0.051是否知曉健康生活及相關(guān)知識(shí)(1)+0.058是否具備健康生活的必要技能(1)+0.012飲食結(jié)構(gòu)合理性(2)+0.031飲食結(jié)構(gòu)合理性(2)+0.027睡眠時(shí)間(2)+0.008睡眠質(zhì)量(2)-0.046鍛煉頻次(2)+0.034鍛煉強(qiáng)度(2)+0.042年齡
體質(zhì)綜合評(píng)分等級(jí)=2的結(jié)構(gòu)方程為:-In(-In(γ2))= 0.387+0.054飲食規(guī)律性(1)+0.047飲食結(jié)構(gòu)合理性(1)-0.008睡眠時(shí)間(1)+0.022睡眠質(zhì)量(1)-0.022鍛煉頻次(1)-0.083鍛煉強(qiáng)度(1)-0.051是否知曉健康生活及相關(guān)知識(shí)(1)+0.058是否具備健康生活的必要技能(1)+0.012飲食結(jié)構(gòu)合理性(2)+0.031飲食結(jié)構(gòu)合理性(2)+0.027睡眠時(shí)間(2)+0.008睡眠質(zhì)量(2)-0.046鍛煉頻次(2)+0.034鍛煉強(qiáng)度(2)+0.042年齡
體質(zhì)綜合評(píng)分等級(jí)=3的結(jié)構(gòu)方程為:-In(-In(γ3))= 2.582+0.054飲食規(guī)律性(1)+0.047飲食結(jié)構(gòu)合理性(1)-0.008睡眠時(shí)間(1)+0.022睡眠質(zhì)量(1)-0.022鍛煉頻次(1)-0.083鍛煉強(qiáng)度(1)-0.051是否知曉健康生活及相關(guān)知識(shí)(1)+0.058是否具備健康生活的必要技能(1)+0.012飲食結(jié)構(gòu)合理性(2)+0.031飲食結(jié)構(gòu)合理性(2)+0.027睡眠時(shí)間(2)+0.008睡眠質(zhì)量(2)-0.046鍛煉頻次(2)+0.034鍛煉強(qiáng)度(2)+0.042年齡
基于現(xiàn)代健康教育促進(jìn)理論的深入研究,通過對(duì)調(diào)查對(duì)象與內(nèi)容的梳理,利用spss24.0軟件對(duì)各維度因子進(jìn)行分析,發(fā)現(xiàn)存在8維度的22個(gè)潛在因子,即飲食規(guī)律性、飲食結(jié)構(gòu)合理性、睡眠時(shí)間、睡眠質(zhì)量、鍛煉頻次、鍛煉強(qiáng)度、是否知曉健康生活及相關(guān)知識(shí)、是否具備健康生活的必要技能。結(jié)果發(fā)現(xiàn),生活方式維度中的14個(gè)潛在因子與體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分適配性較為理想,各潛在因子對(duì)體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分影響顯著。
由表4體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分與生活方式的回歸參數(shù)估計(jì)中可知,飲食規(guī)律性=1、飲食規(guī)律性=2、飲食結(jié)構(gòu)合理性=1、飲食結(jié)構(gòu)合理性=2、飲食結(jié)構(gòu)合理(合理、一般)、睡眠質(zhì)量=1、睡眠質(zhì)量=2、睡眠時(shí)間=2、鍛煉強(qiáng)度=2、是否具備健康生活的必要技能=1等對(duì)體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分有正向促進(jìn)作用。對(duì)比發(fā)現(xiàn),是否具備健康生活的必要技能=1(β=0.058,P<0.05)對(duì)體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分的促進(jìn)作用最強(qiáng),其次是飲食規(guī)律性=1(β=0.054,P<0.05)、飲食結(jié)構(gòu)合理性=1(β=0.047,P<0.05)、鍛煉強(qiáng)度=2(β=0.034,P<0.05)、飲食結(jié)構(gòu)合理性=2(β=0.031,P<0.05)、睡眠時(shí)間=2(β=0.027,P<0.05)、睡眠質(zhì)量=1(β=0.022,P<0.05)、飲食結(jié)構(gòu)合理性=2(β=0.012,P<0.05),最后是睡眠質(zhì)量=2(β=0.008,P<0.05)。
從干預(yù)角度看,生活方式對(duì)體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分的整體發(fā)展有諸多影響。學(xué)校教育層面要發(fā)揮主導(dǎo)作用,引領(lǐng)管理職能部門共管青少年體質(zhì)健康,營造融洽的健身氛圍,科學(xué)有效的引領(lǐng)青少年參與體育鍛煉,形成良好的健身習(xí)慣,促使體質(zhì)健康等級(jí)邁向更高級(jí)別;學(xué)校職能部門積極聯(lián)動(dòng)社會(huì)力量,廣泛吸納社會(huì)閑散資金,引導(dǎo)體育公共資源的廣泛開放與共享,調(diào)動(dòng)社會(huì)民眾組織并參與青少年體育鍛煉,促生學(xué)校業(yè)余賽事的持續(xù)性。在家庭教育層面,家長積極挖掘子女的體育興趣,共同參與體育活動(dòng)來升華彼此情感的交流,以此積極帶動(dòng)運(yùn)動(dòng)的體驗(yàn)感和認(rèn)知感,促使家庭教育從“認(rèn)知”到“實(shí)踐”的過渡;父母在日常生活中幫助子女樹立艱苦、樸素、奮斗的精神,重新建構(gòu)內(nèi)心的認(rèn)知水平與需求水平。以此,三個(gè)層面的力量齊抓共管,共同營造良好的健身氛圍,樹立健康積極的人生觀與價(jià)值觀體系,引領(lǐng)青少年體質(zhì)健康等級(jí)向高級(jí)別邁進(jìn)。
四川藏羌少數(shù)民族初中生體質(zhì)健康綜合評(píng)分與生活方式的預(yù)測模型中發(fā)現(xiàn),生活方式維度中9個(gè)潛在因子飲食規(guī)律性(規(guī)律、一般)、飲食結(jié)構(gòu)合理性(合理、一般)、睡眠質(zhì)量(好、一般)、是否具備健康生活的必要技能(是)、睡眠時(shí)間(6~7小時(shí))、鍛煉強(qiáng)度(中等強(qiáng)度)是正向相關(guān)關(guān)系,與睡眠時(shí)間(6小時(shí))、鍛煉頻次(幾乎不鍛煉、周/1~2次)、鍛煉強(qiáng)度(小強(qiáng)度)、是否知曉健康生活及相關(guān)知識(shí)(是)等4維度5個(gè)潛在因子存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。表明飲食規(guī)律性、飲食結(jié)構(gòu)合理、睡眠質(zhì)量好、睡眠時(shí)間在6~7小時(shí)、鍛煉中等強(qiáng)度對(duì)體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分起決定性作用。很好地詮釋了,國家不斷深化和推進(jìn)學(xué)校學(xué)生體質(zhì)健康改革,強(qiáng)調(diào)學(xué)生良好生活習(xí)慣養(yǎng)成與保障充足睡眠的本質(zhì)所在。從干預(yù)角度,飲食規(guī)律與結(jié)構(gòu)合理應(yīng)該給予更多的關(guān)注,潛在因子的回歸參數(shù)估計(jì)中已經(jīng)給出提示。學(xué)校教育要樹立“育人為本、健康第一”的核心價(jià)值體系,根據(jù)周邊區(qū)域的自然資源、經(jīng)濟(jì)條件做出適度的調(diào)整,依據(jù)學(xué)生營養(yǎng)搭配標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行合理化補(bǔ)充,合理配備節(jié)儉、衛(wèi)生、安全、時(shí)效的就餐環(huán)境,切實(shí)整改學(xué)校餐飲的整體質(zhì)量與水平,增添豐富的飯菜管理體系,擴(kuò)充不同品類的餐飲種類,從而吸引學(xué)生按時(shí)、按點(diǎn)進(jìn)行餐飲補(bǔ)充,整改掉飲食結(jié)構(gòu)不合理的弊端,增強(qiáng)學(xué)生飲食的欲望與興趣。研究中也發(fā)現(xiàn),在國家級(jí)貧困縣實(shí)行營養(yǎng)餐增補(bǔ)計(jì)劃初始階段效果很好,但仍未形成長效機(jī)制,學(xué)生厭食、挑食、逃避就餐的現(xiàn)象時(shí)有發(fā)生。換而言之,學(xué)校餐飲管理在營養(yǎng)餐初始階段確實(shí)做到了有效的改革,但并沒有形成一個(gè)長期有效的管理機(jī)制。也說明學(xué)校飲食教育缺失與飲食者對(duì)餐飲滿意度之間存在“鴻溝”。學(xué)生對(duì)校園餐飲滿意度較低,良好飲食習(xí)慣缺失與食育教育的匱乏是造成食物浪費(fèi)的主要原因。為了彌補(bǔ)認(rèn)知的差距與縮短餐飲者與學(xué)校管理者之間的鴻溝,應(yīng)該加強(qiáng)對(duì)不同供餐方式下食物浪費(fèi)狀況,以學(xué)生餐、營養(yǎng)餐為例進(jìn)行綜合原因的剖析,加強(qiáng)對(duì)國外成熟經(jīng)驗(yàn)的借鑒,積極推動(dòng)制定中小學(xué)食育教學(xué)方案[9]。另外,家庭教育過程中父母要合理的給孩子疏導(dǎo)健康飲食習(xí)慣相關(guān)知識(shí),不過分“隨大眾”與遷就子女的飲食口味女偏好,加大對(duì)飲食營養(yǎng)知識(shí)的灌輸,修正孩子在食物營養(yǎng)搭配選擇上的偏誤。從本質(zhì)層面上認(rèn)識(shí)問題的重要性,切實(shí)彌補(bǔ)食育認(rèn)知短缺與協(xié)調(diào)好學(xué)生就餐的滿意度,讓孩子認(rèn)識(shí)食物、珍惜食物、養(yǎng)成健康的生活習(xí)慣與就餐習(xí)性,是當(dāng)下區(qū)域教育發(fā)展的重要任務(wù),更是四川藏羌少數(shù)民族聚居區(qū)貧困縣初中生飲食健康教育改革的關(guān)鍵所在。
在睡眠質(zhì)量與時(shí)間方面,涵蓋睡眠時(shí)間(6小時(shí)、6~7小時(shí))、睡眠質(zhì)量(好、一般)等潛在變量的影響。由表4體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分與生活方式的回歸參數(shù)估計(jì)中可知,睡眠質(zhì)量(好、一般)與睡眠時(shí)間(6~7小時(shí))對(duì)體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分有正向的影響,而睡眠時(shí)間(6小時(shí))是制約體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分的重要因素。從家庭干預(yù)角度,家長要敦促學(xué)生養(yǎng)成健康生活作息的習(xí)慣,解讀睡眠質(zhì)量與睡眠時(shí)間的知識(shí),極力扭轉(zhuǎn)青春期學(xué)生躁動(dòng)與生活作息習(xí)慣紊亂的現(xiàn)象;家庭教育中建立健康溫馨的和睦環(huán)境,為孩子生活作息習(xí)慣的養(yǎng)成建造可塑的條件,保障健康生活作息習(xí)慣的養(yǎng)成;家庭教育中父母以身作則,樹立“健康生活,健康心態(tài)”的準(zhǔn)則,為子女健康生活作息習(xí)慣的養(yǎng)成樹立榜樣。從學(xué)校干預(yù)角度,嚴(yán)格依據(jù)學(xué)生作息管理規(guī)程,認(rèn)真落實(shí)學(xué)生作息就寢時(shí)間,確保學(xué)生有充足睡眠與良好的睡眠質(zhì)量;加強(qiáng)晚自習(xí)管理與指導(dǎo),科學(xué)合理安排在校作息時(shí)間,保證初中生每天有充足的睡眠時(shí)間;不得利用晚自習(xí)開展新課,保障晚自習(xí)時(shí)間段老師輔導(dǎo)答疑,確保當(dāng)天學(xué)業(yè)符合適量[10],確保學(xué)生每一晚有好的睡眠質(zhì)量。家庭教育與學(xué)校教育聯(lián)動(dòng),共同督促初中生養(yǎng)成良好的生活習(xí)慣,形成健康的作息習(xí)慣,樹立積極健康的人生價(jià)值觀,從而更好地促進(jìn)初中生體質(zhì)健康的達(dá)成。
在鍛煉強(qiáng)度與頻次方面,涵蓋鍛煉強(qiáng)度(小強(qiáng)度、中等強(qiáng)度)、鍛煉頻次(幾乎不鍛煉、周/1~2次)等潛在變量的影響。由表4體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分與生活方式的回歸參數(shù)估計(jì)中可知,鍛煉強(qiáng)度(中等強(qiáng)度)與體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分呈正相關(guān),鍛煉強(qiáng)度(小強(qiáng)度)、鍛煉頻次(幾乎不鍛煉、周/1~2次)與體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分呈負(fù)相關(guān)的關(guān)系。從家庭教育干預(yù)角度,家長要嚴(yán)格督促子女業(yè)余時(shí)間段參加體育鍛煉,塑造一個(gè)健康溫馨的家庭環(huán)境,幫助子女養(yǎng)成健康體育鍛煉的良好習(xí)慣;摒棄“重文輕武”的價(jià)值觀,樹立全面發(fā)展“文武并濟(jì)”的思想,幫助子女塑造健康積極的人生觀。從學(xué)校干預(yù)角度,學(xué)校在學(xué)生業(yè)余時(shí)間段積極展開各類趣味性、適宜性的體育活動(dòng),促使學(xué)生在校期間有充沛的活動(dòng)量與運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度;班主任引導(dǎo)與體育老師牽頭,引領(lǐng)學(xué)生從教室、寢室中走出去參加體育活動(dòng),積極進(jìn)行運(yùn)動(dòng)干預(yù),促使學(xué)生體育活動(dòng)行為習(xí)慣的養(yǎng)成。結(jié)合家庭角度與學(xué)校角度,亟需梳理好健康體育鍛煉的價(jià)值觀體系,確保學(xué)生擁有參與體育鍛煉活動(dòng)硬件場地與軟件健康參與理論的悉心指導(dǎo),以此來敦促青春期初中生體質(zhì)健康鍛煉行為習(xí)慣的養(yǎng)成。
是否具備健康生活技能與認(rèn)知能力方面,涵蓋是否具備健康生活知識(shí)能力(是、否)與是否具備健康生活技能(是、否)潛在變量的影響。由表4體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分與生活方式的回歸參數(shù)估計(jì)中可知,是否具備健康生活知識(shí)能力(是)與是否具備健康生活技能(是)對(duì)質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分呈正相關(guān),是否具備健康生活知識(shí)能力(否)與是否具備健康生活技能(否)對(duì)質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分呈負(fù)相關(guān)。從家庭教育干預(yù)角度,“知、信、行”理論的引導(dǎo),父母通過對(duì)運(yùn)動(dòng)中的角色榜樣及通過他們對(duì)孩子能力的信仰以直接或間接的方式影響小孩的運(yùn)動(dòng)卷入,父母在不同的過程上影響著他們小孩的體育運(yùn)動(dòng)[11];家長在工作之余也應(yīng)參與孩子的體育鍛煉活動(dòng),從中督促、引領(lǐng)、指導(dǎo)孩子的健康生活知識(shí)與技能,消除子女懼怕參與的心理恐慌。從學(xué)校干預(yù)角度,努力打造“一校一品”精品體育課程,著實(shí)吸引學(xué)生全程參與體育課堂,消除學(xué)生體育健康知識(shí)短缺與健康技能匱乏的壁壘;重新樹立“立德樹人,全面發(fā)展”的教育方針,引導(dǎo)學(xué)生積極參與課外體育活動(dòng),鼓勵(lì)學(xué)生掌握相關(guān)健康知識(shí)與健康技能,樹立榜樣來帶動(dòng)學(xué)生參與的熱情;積極響應(yīng)國家教育政策,積極籌建學(xué)校運(yùn)動(dòng)隊(duì),拉動(dòng)學(xué)生參與體育鍛煉與獲取健康生活知識(shí)的動(dòng)力,促使學(xué)生擁有一個(gè)健康積極的人生態(tài)度。
4.1 通過體質(zhì)健康綜合評(píng)分與生活方式的回歸參數(shù)估計(jì)驗(yàn)證,體質(zhì)綜合評(píng)分等級(jí)收到8個(gè)層次,9個(gè)要素的影響。分別是飲食規(guī)律性(規(guī)律、一般)、飲食結(jié)構(gòu)合理性(合理、一般)、睡眠時(shí)間(6~7小時(shí))、睡眠質(zhì)量(好、一般)、鍛煉強(qiáng)度(中等強(qiáng)度)、是否具備健康生活的必要技能(是)等對(duì)體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分有正向促進(jìn)作用。
4.2 在顯著性水平(為0.05時(shí),解釋變量全體與連接函數(shù)之間的線性關(guān)系較為顯著, Pearson卡方值與偏差卡方值相差較小,模型擬優(yōu)度較好,另Pearson顯著性P值(男生與女生)均>0.00,觀測頻數(shù)與期望頻數(shù)分部之間顯著性較小,模型的擬合優(yōu)度總體分布上較為理想。
4.3 擁有飲食規(guī)律性規(guī)律、睡眠質(zhì)量好、健康生活及相關(guān)知識(shí)與健康生活必要技能的初中生體質(zhì)健康綜合等級(jí)更為理想,睡眠時(shí)間低于8小時(shí)和鍛煉頻次低于3次以上/周的初中生體質(zhì)健康綜合等級(jí)越差。
4.4 在客觀條件一致情況下,體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分為2的可能性最高(43.8%),其次是體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分為3(42.01%),再次是體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分為4(7.28%),最后是體質(zhì)健康等級(jí)綜合評(píng)分為1(6.91%)。
4.5 對(duì)四川藏羌少數(shù)民族初中生的生活方式進(jìn)行干預(yù),在家庭教育層面營造溫馨和睦環(huán)境,樹立“健康生活,健康心態(tài)”的準(zhǔn)則;在學(xué)校教育層面引領(lǐng)學(xué)生從教室、寢室中走出去參加體育活動(dòng),積極進(jìn)行運(yùn)動(dòng)干預(yù),促使學(xué)生體育活動(dòng)行為習(xí)慣的養(yǎng)成;社會(huì)教育層面督促初中生養(yǎng)成良好的生活習(xí)慣,形成健康的作息習(xí)慣,樹立積極健康的人生價(jià)值觀,從而更好地促進(jìn)初中生體質(zhì)健康目標(biāo)的達(dá)成。