基于核心素養(yǎng)的中學(xué)生健康行為評價模型研究

趙洪波， 徐 典

(遼寧師范大學(xué) 體育學(xué)院，遼寧 大連 116029)

2014年，教育部頒布的《關(guān)于全面深化課程改革 落實立德樹人根本任務(wù)的意見》中明確指出：“要加快制定學(xué)生核心素養(yǎng)體系，并把核心素養(yǎng)落實到學(xué)科教學(xué)中，促進(jìn)學(xué)生全面而有個性的發(fā)展.”[1]提升學(xué)生體育與健康核心素養(yǎng)水平是現(xiàn)階段我國體育教學(xué)改革應(yīng)實現(xiàn)的首要目標(biāo)，也是促進(jìn)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(yǎng)的重要組成部分，是指個體根據(jù)相關(guān)理論知識與實際經(jīng)驗對增強體質(zhì)和維持身心健康所采用的活動，是實現(xiàn)體育教學(xué)目標(biāo)、促進(jìn)學(xué)生體育核心素養(yǎng)形成的重要環(huán)節(jié)[2].本文以積極貫徹體育學(xué)科核心素養(yǎng)為目標(biāo)，構(gòu)建中學(xué)生健康行為評價模型，使復(fù)雜的影響因素更加清晰、具體，進(jìn)而厘清影響中學(xué)生健康行為諸因素之間的相互關(guān)系，從而為中學(xué)生健康行為的養(yǎng)成提供有效的指導(dǎo)，以促進(jìn)學(xué)校體育教學(xué)目標(biāo)的實現(xiàn)，為推進(jìn)我國體育教學(xué)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(xué)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(xiàn)資料法

以中國知網(wǎng)作為文獻(xiàn)檢索的數(shù)據(jù)庫，分別以“健康行為”“體育健康行為”“健康行為模型”等關(guān)鍵詞進(jìn)行檢索，檢索到1 037篇論文，以此作為本研究的理論基礎(chǔ).

1.2.2 問卷調(diào)查法

(1)問卷編寫

通過編制的“中學(xué)生健康行為評價維度”，訪談了相關(guān)領(lǐng)域多位專家和優(yōu)秀體育教師，根據(jù)提出的意見和建議，對中學(xué)生健康行為評價指標(biāo)進(jìn)行了多輪修改.結(jié)合前期相關(guān)資料的收集與整理，最后確定了5個二級指標(biāo)和20個三級指標(biāo)的內(nèi)容結(jié)構(gòu)體系.根據(jù)三級指標(biāo)編制了《中學(xué)生健康行為評價指標(biāo)調(diào)查問卷》初稿，包括20個題項，并進(jìn)行了預(yù)調(diào)查.預(yù)調(diào)查回收后，對調(diào)查結(jié)果進(jìn)行分析研究，并對內(nèi)容進(jìn)行適當(dāng)修改.最終，確定20個題項收錄到最終調(diào)查問卷之中.

(2)問卷的發(fā)放

依據(jù)社會學(xué)調(diào)查方便抽樣原則，以電子版和紙質(zhì)版問卷結(jié)合的調(diào)查形式，采用分層隨機抽樣的方法分別在大連市5個區(qū)，每個區(qū)隨機抽取2所初中、2所高中(1所普通、1所重點)共20所學(xué)校的學(xué)生為調(diào)查對象，共發(fā)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(diào)查對象的平均年齡為(15.05±1.46)歲.

1.2.3 數(shù)理統(tǒng)計法

運用SPSS 25.0軟件對數(shù)據(jù)異常值、缺失值及標(biāo)準(zhǔn)化進(jìn)行分析處理，借助AMOS 21.0構(gòu)建中學(xué)生健康行為評價模型以揭示潛變量之間的關(guān)系以及潛變量與觀測變量之間的關(guān)系，為中學(xué)生健康行為能力的培養(yǎng)提供理論基礎(chǔ).AMOS軟件相較于其他統(tǒng)計軟件最大的優(yōu)勢在于可以同時進(jìn)行多變量分析，是以拖動鼠標(biāo)的方式構(gòu)建視覺化清晰的路徑圖建立結(jié)構(gòu)方程模型，以檢測變量間關(guān)系的系數(shù)和顯著性.比傳統(tǒng)的多變量統(tǒng)計分析更準(zhǔn)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(xué)生健康行為評價指標(biāo)初擬

基于以往有關(guān)體育核心素養(yǎng)、健康行為以及體育健康行為的研究成果，并結(jié)合季瀏教授對《我國普通高中體育與健康課程標(biāo)準(zhǔn)》的解讀[2]，本著科學(xué)性、系統(tǒng)性及可操作性原則，遵照新版《課程標(biāo)準(zhǔn)(2017版)》相關(guān)要求，設(shè)計中學(xué)生健康行為各級評價指標(biāo).采用專家訪談法對15位專家進(jìn)行3輪調(diào)查，前2輪專家建議結(jié)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(diào)查，部分專家給出了針對性意見.例如,針對指標(biāo)“家長的教育”，提出該指標(biāo)設(shè)計不夠全面，除了在教育方面的輔導(dǎo)，其他方面也會對學(xué)生產(chǎn)生影響；在指標(biāo)“安全隱患的預(yù)防”中，認(rèn)為出現(xiàn)安全隱患不僅僅需要預(yù)防，正確的處理同樣重要，需補充完整等；認(rèn)為指標(biāo)“學(xué)校環(huán)境的影響”描述的不夠精確，在實際的操作中，指標(biāo)設(shè)計需要更加具體，建議更改為“學(xué)校體育氛圍”.結(jié)合專家的建議對相關(guān)指標(biāo)進(jìn)行相應(yīng)的修正.最后對15位專家進(jìn)行第3輪調(diào)查，最終擬定5項二級指標(biāo)和20項觀測指標(biāo)的中學(xué)生健康行為評價體系(表3).

表3 中學(xué)生健康行為評價指標(biāo)體系(初擬)

3 中學(xué)生健康行為評價指標(biāo)體系的優(yōu)化

3.1 信度檢驗

信度檢驗指對測量結(jié)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(jìn)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(biāo)對數(shù)據(jù)進(jìn)行適配度檢測：絕對擬合度指標(biāo)有X2/DF、RMSEA、RMR、GFI等；增值擬合度指標(biāo)有CFI、IFI；簡約擬合度指標(biāo)有PNFI、PGFI等.對數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗結(jié)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(biāo)均處于可接受水平，說明假設(shè)理論模型與實際數(shù)據(jù)之間契合較高，模型結(jié)果較有說服力.在此基礎(chǔ)上，運用SPSS 25.0軟件測量問卷的Cronbach’α系數(shù)和AMOS 21.0測量問卷的組合信度，兩者相結(jié)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(shù)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(jié)構(gòu)信度(表6)結(jié)果顯示，問卷模型由5個因子構(gòu)成，共20個題項，各測量題項的標(biāo)準(zhǔn)化因素負(fù)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(shù)表

表6 問卷結(jié)構(gòu)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(jié)果有效性的檢測.量表的效度由結(jié)構(gòu)效度和內(nèi)容效度構(gòu)成[4].量表的題項是基于前人研究結(jié)果，參考專家調(diào)查意見，結(jié)合中學(xué)生學(xué)習(xí)特點編制而成，以保證量表的內(nèi)容效度.結(jié)構(gòu)效度由區(qū)別效度和收斂效度構(gòu)成,收斂效度以各變量標(biāo)準(zhǔn)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(dá)到標(biāo)準(zhǔn)值0.7以上.量表的區(qū)別效度則通過AVE的平方根與變量的相關(guān)性進(jìn)行檢驗.AVE表示平均變異數(shù)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(guān)系數(shù)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(guān)系數(shù)為0.705.最小平均方差抽取量AVE正平方根大于最大相關(guān)系數(shù)，說明模型具有良好的區(qū)分效度.

表7 健康行為潛變量間區(qū)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(jù)多元觀測變量的本質(zhì)結(jié)構(gòu)，對觀測變量進(jìn)行降維處理，進(jìn)而將處于錯綜復(fù)雜關(guān)系之中的變量歸類為幾個核心因子的技術(shù)[5].本研究采用主成分分析法和方差極大正交旋轉(zhuǎn)法提取因子，對20條題項進(jìn)行進(jìn)一步篩選.結(jié)果顯示，KMO檢驗值為0.947的公共維度，大于標(biāo)準(zhǔn)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(dá)到非常顯著水平，自由度為249(P>0.001).對20項條目進(jìn)行探索性因子分析，提取標(biāo)準(zhǔn)設(shè)定為特征值大于1，結(jié)果提取出主成分因子5個(圖1)，作為對應(yīng)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(dá)到65.52%，大于標(biāo)準(zhǔn)值50%.對所提取的5個因子進(jìn)行方差最大化旋轉(zhuǎn)，得到旋轉(zhuǎn)成分矩陣(表8).結(jié)果顯示，因子載荷均為正值，且均大于可接受標(biāo)準(zhǔn)0.5，說明模型通過結(jié)構(gòu)效度檢驗.通過上述檢驗，包含20條題項的《中學(xué)生健康行為調(diào)查問卷》符合要求，能夠進(jìn)行驗證性因子分析.

圖1 主成分分析碎石圖

表8 旋轉(zhuǎn)成分矩陣表

4 中學(xué)生健康行為評價模型的構(gòu)建

4.1 結(jié)構(gòu)方程模型簡述

結(jié)構(gòu)方程模型是以定量研究為目的，對假設(shè)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(guān)系，以測量觀測變量推斷潛變量對假設(shè)模型進(jìn)行驗證的多元統(tǒng)計分析方法[6].在SEM中，依據(jù)指標(biāo)體系構(gòu)建評價模型后，用量化數(shù)據(jù)的方法對評價模型進(jìn)行驗證，以得到變量與變量之間的路徑系數(shù)[7].路徑系數(shù)不但是指標(biāo)權(quán)重的重要依據(jù)，還是評價不同指標(biāo)作用的重要參考.驗證性因子分析(Confirmatory Factor Analysis)作為結(jié)構(gòu)方程模型分析的一項重要功能，是探索與實際數(shù)據(jù)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(jié)構(gòu)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(jìn)行檢驗.

4.2 假設(shè)模型的提出

根據(jù)中小學(xué)生健康行為相關(guān)研究成果及探索性因子分析的結(jié)果，對中學(xué)生健康行為評價模型提出以下假設(shè):中學(xué)生健康行為含有5個一階因子：體育鍛煉意識、體育鍛煉習(xí)慣、健康知識、情緒調(diào)控及環(huán)境適應(yīng)，20個觀測指標(biāo)(K1～K20)以及一階因子和觀測指標(biāo)的殘差項(e1～e25).根據(jù)驗證性因子分析的結(jié)果，得出中學(xué)生健康行為評價模型假設(shè)如圖2所示.

圖2 中學(xué)生健康行為假設(shè)模型圖

4.3 結(jié)構(gòu)模型的驗證性因子分析

對于初擬的評價模型及其假設(shè)，需運用AMOS軟件對各種變量進(jìn)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(xí)慣、健康知識、情緒調(diào)控、環(huán)境適應(yīng)為內(nèi)因潛變量.運用AMOS 21.0軟件，構(gòu)建體育核心素養(yǎng)下中學(xué)生健康行為評價指標(biāo)模型，并采用極大似然法對所構(gòu)建的假設(shè)模型進(jìn)行檢驗[9].導(dǎo)入數(shù)據(jù)后，由標(biāo)準(zhǔn)化路徑顯示二階模型顯著，再根據(jù)擬合指數(shù)配適度擬合結(jié)果結(jié)合模型參數(shù)估計值可得，X2/DF值=3.353(>3)，AGFI值=0.891，兩者未達(dá)到適配標(biāo)準(zhǔn)，RMSEA值為0.062，且滿足<0.8標(biāo)準(zhǔn)，其他擬合指標(biāo)符合適配標(biāo)準(zhǔn).根據(jù)圖2模型顯示，變量間影響水平顯著，但部分指標(biāo)適配度未達(dá)到要求，所以需要對模型進(jìn)行進(jìn)一步擬合修正.

4.4 MI優(yōu)化及擬合結(jié)果

運用MI(Modification Indices)修正指數(shù)對模型進(jìn)行優(yōu)化,借助AMOS軟件中的“Modification indices”功能可知模型的修正系數(shù)(MI系數(shù))[10].其中，基礎(chǔ)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(shù)值為21.170，為最大的值，表明將觀測變量基礎(chǔ)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(guān)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(chǔ)健康知識淡泊(K9)和體育鍛煉及知識的體驗(K10)之間的相關(guān)性較高.從體育教學(xué)的實踐中分析，健康知識基礎(chǔ)理論是健康知識相關(guān)內(nèi)容體驗的基礎(chǔ)，同理，健康知識相關(guān)內(nèi)容的體驗也會有助于健康知識基礎(chǔ)理論內(nèi)容的掌握，從而會進(jìn)一步加強健康知識基礎(chǔ)理論的學(xué)習(xí).因此，本研究需要對殘差e9和殘差e10建立相關(guān)性系數(shù).基于以上分析，將模型中MI修正系數(shù)較高的觀測變量間建立殘差相關(guān)路徑，最終得到中學(xué)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(yōu)度結(jié)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(biāo)看，各指標(biāo)表現(xiàn)良好，總體上模型擬合情況較佳，說明假設(shè)理論模型與實際數(shù)據(jù)之間契合較高，模型結(jié)果較有說服力.

綜上所述，對中學(xué)生健康行為結(jié)構(gòu)模型假設(shè)與所得數(shù)據(jù)之間擬合優(yōu)度呈現(xiàn)良好水平，各項指標(biāo)在可接受范圍內(nèi)，表明前文理論模型的假設(shè)成立.

表9 模型整體擬合優(yōu)度分析表

5 中學(xué)生健康行為結(jié)構(gòu)模型的分析

5.1 評價指標(biāo)的相關(guān)性分析

結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)中的路徑系數(shù)是指各變量之間相互關(guān)系的反應(yīng)，路徑系數(shù)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(shù)的評價標(biāo)準(zhǔn)(表10)能夠更好地體現(xiàn)觀測指標(biāo)和潛變量之間的關(guān)系.對中學(xué)生健康行為評價模型進(jìn)一步擬合優(yōu)化整理后，得出健康行為擬合模型圖及模型標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)表(表11).

表10 路徑系數(shù)判別標(biāo)準(zhǔn)

表11 模型標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)表

本研究運用AMOS 21.0軟件繪制出健康行為評價模型，并導(dǎo)入相關(guān)數(shù)據(jù)，計算分析后得出適配度良好的評價模型的路徑系數(shù).由表11可以看出，5個二階因子的路徑系數(shù)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(biāo)的路徑系數(shù)全部大于0.7，說明觀測指標(biāo)能夠很好地表達(dá)各潛變量的含義.而P值趨于無限小，說明檢測結(jié)果高度顯著.通過上述分析得出，假設(shè)的評價模型成立.通過對中學(xué)生健康行為評價模型的優(yōu)化修正和實踐，確定了中學(xué)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(biāo)的權(quán)重分析

本文采用相關(guān)性權(quán)重法計算指標(biāo)權(quán)重，根據(jù)圖3各指標(biāo)間的路徑系數(shù)計算各指標(biāo)的權(quán)重系數(shù)[12].首先對二級指標(biāo)和觀測指標(biāo)權(quán)重的計算公式進(jìn)行設(shè)定如下(式(1)、式(2)、式(3)).根據(jù)路徑系數(shù)(表11所示)，結(jié)合公式計算出各指標(biāo)的權(quán)重值[12].根據(jù)評價指標(biāo)實證優(yōu)化的結(jié)果,將中學(xué)生健康行為評價指標(biāo)體系確定為三級體系，包括一級指標(biāo)健康行為，5個二級指標(biāo)及與之相對應(yīng)的觀測指標(biāo).

二級指標(biāo)權(quán)重值計算公式:

(1)

其中，k表示三級指標(biāo)代號，T表示三級指標(biāo)，Tmk表示第m個二級指標(biāo)對應(yīng)的第k個三級指標(biāo)，W(Tmk)表示對應(yīng)的權(quán)重值，R(Tmk)表示對應(yīng)的路徑系數(shù)，k表示對應(yīng)三級指標(biāo)個數(shù).

三級指標(biāo)權(quán)重值計算公式:

(2)

其中，m表示二級指標(biāo)代號，n表示二級指標(biāo)的個數(shù)，W表示權(quán)重值，R表示路徑系數(shù)，F(xiàn)表示二級指標(biāo),Fm表示第m個二級指標(biāo)，R(Fm)表示第m個二級指標(biāo)路徑系數(shù)，W(Fm)表示第m個二級指標(biāo)的權(quán)重值.

綜合權(quán)重值計算公式:

Wmk=W(Fm)×W(Tmk).

(3)

其中，Wmk為每個三級指標(biāo)的綜合權(quán)重值，表示二級和三級指標(biāo)的權(quán)重值之積.

根據(jù)上述計算公式，依次計算出健康行為評價指標(biāo)體系權(quán)重值(表12所示).

表12 健康行為指標(biāo)評價模型權(quán)重表

如表12所示，情緒控制、健康知識、體育鍛煉意識、環(huán)境適應(yīng)及體育鍛煉習(xí)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(huán)境適應(yīng)和體育鍛煉習(xí)慣.所以，將某一中學(xué)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(xí)慣×0.197+健康知識×0.201+環(huán)境適應(yīng)×0.198.

(4)

結(jié)果顯示，中學(xué)生健康行為的影響因素眾多， 5因素對健康行為均產(chǎn)生較大影響.

6 中學(xué)生健康行為評價模型的各指標(biāo)關(guān)系分析

健康行為評價指標(biāo)涉及范圍較廣，以中學(xué)生健康行為評價理論模型為基點，從中學(xué)生情緒控制、體育鍛煉意識、體育鍛煉習(xí)慣、健康知識掌握和運用以及環(huán)境適應(yīng)5要素深入分析中學(xué)生健康行為評價指標(biāo)間的相互作用關(guān)系.

6.1 潛在變量間的路徑分析

在健康行為各二級指標(biāo)中，健康知識對中學(xué)生健康行為的影響較大，路徑系數(shù)為0.830，權(quán)重系數(shù)為0.201. 健康知識是提升中學(xué)生體育核心素養(yǎng)的前提，也是促進(jìn)中學(xué)生健康行為養(yǎng)成的基礎(chǔ).健康知識的掌握和運用是指中學(xué)生在日常生活和體育鍛煉中能夠?qū)W習(xí)相關(guān)知識，并運用這些知識進(jìn)行積極鍛煉.健康是人追求的目標(biāo)和權(quán)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(hù)健康的需要，也是每名中學(xué)生所必須具備的文化素養(yǎng).

在健康行為各影響因素中，情緒控制對中學(xué)生健康行為能力影響最大，路徑系數(shù)為0.841，權(quán)重占比為20.4%.情緒控制是指在日常生活和鍛煉中，當(dāng)外部環(huán)境對人產(chǎn)生不利的影響時，人們能夠合理控制并采用適當(dāng)手段宣泄這種不良情緒.消極情緒的增加和不適當(dāng)?shù)男箤€體危害巨大.因此，在日常生活和體育鍛煉中，應(yīng)指導(dǎo)中學(xué)生采用適當(dāng)?shù)姆绞桨l(fā)泄消極情緒，提升中學(xué)生對不良情緒的控制能力.

環(huán)境適應(yīng)的路徑系數(shù)為0.816，權(quán)重占比為19.8%.環(huán)境適應(yīng)對中學(xué)生健康行為影響較顯著.環(huán)境適應(yīng)是指人們能夠以最快的速度融入新領(lǐng)域、新環(huán)境，并與其他人“打成一片”.它已經(jīng)成為衡量社會精英人士的一項重要指標(biāo)，當(dāng)前學(xué)生因不適應(yīng)環(huán)境而被迫退學(xué)的例子屢見不鮮.因此，加強中學(xué)生的環(huán)境適應(yīng)能力，發(fā)展健康行為能力水平，能夠為中學(xué)生的生活、運動以及學(xué)習(xí)提供更優(yōu)質(zhì)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(rèn)識，是中學(xué)生積極主動參與體育鍛煉的保障，也是促進(jìn)健康行為的關(guān)鍵，路徑系數(shù)為0.826，權(quán)重占比為20.0%.體育鍛煉意識是中學(xué)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(tài)度或價值觀念.其形成和發(fā)展離不開物質(zhì)基礎(chǔ)和環(huán)境影響，而體育鍛煉意識高度集中之后，對環(huán)境和物質(zhì)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(xué)生而言，只有自覺養(yǎng)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(fā)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(xí)慣是中學(xué)生健康行為的重要影響因素，路徑系數(shù)為0.811，權(quán)重占比為19.7%.體育鍛煉習(xí)慣是指在長期的體育鍛煉過程中逐漸形成的，具有內(nèi)在需要的、比較穩(wěn)固的、自覺參與的行為方式，是促進(jìn)中學(xué)生健康行為的重要保證.體育鍛煉習(xí)慣能夠為中學(xué)生養(yǎng)成良好健康行為水平提供有利條件，也為學(xué)生終身體育的形成奠定基礎(chǔ).

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(biāo)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(shù)為0.858，影響權(quán)重占比為25.62%，綜合權(quán)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(xué)階段，學(xué)生的心理在沒有完全發(fā)育成熟時，興趣和愛好作為驅(qū)使學(xué)生的第一動力能夠提高學(xué)生參加體育鍛煉的意識，堅定參與體育鍛煉的決心，促進(jìn)良好健康行為的養(yǎng)成.

在體育鍛煉習(xí)慣各觀測指標(biāo)中，對體育鍛煉重要性和價值的認(rèn)識水平是體育鍛煉習(xí)慣影響最為顯著的因素，路徑系數(shù)為0.809.重要性和價值的認(rèn)識是產(chǎn)生某一行為的基礎(chǔ)，中學(xué)生只有正確地認(rèn)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(qū)使學(xué)生更自覺地參加體育鍛煉，養(yǎng)成參加體育鍛煉的習(xí)慣.

在環(huán)境適應(yīng)各項指標(biāo)中，人際關(guān)系的處理能力是影響中學(xué)生環(huán)境適應(yīng)的首要指標(biāo)，路徑系數(shù)為0.842，影響權(quán)重占比為26.20%，綜合權(quán)重為0.051 9.人際關(guān)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(guān)系，這種關(guān)系會對人們的心理產(chǎn)生直接影響，人際關(guān)系的好壞在很大程度上影響著中學(xué)生的環(huán)境適應(yīng)能力[14].由于人際關(guān)系處理能力較差，使中學(xué)生對新伙伴、新同學(xué)產(chǎn)生排斥的心理，導(dǎo)致無法適應(yīng)陌生的體育鍛煉環(huán)境，抗拒體育鍛煉.所以在日常的生活和學(xué)習(xí)中，體育教師和家長要培養(yǎng)中學(xué)生正確處理人際關(guān)系，提高環(huán)境適應(yīng)能力，以促進(jìn)中學(xué)生健康行為的養(yǎng)成.

健康知識的各觀測指標(biāo)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(shù)為0.833，三級指標(biāo)權(quán)重為26.84%，綜合權(quán)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(xiàn)安全隱患后，中學(xué)生能夠用科學(xué)的方式處理，為自身的治療和康復(fù)打下良好的基礎(chǔ)，也間接地影響著周圍人群的健康水平.

情緒調(diào)控中的各項觀測指標(biāo)，運動焦慮的合理發(fā)泄對情緒調(diào)控影響效果明顯.其路徑系數(shù)為0.826，權(quán)重占比為25.60%，綜合權(quán)重為0.052 2.運動焦慮的合理發(fā)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(tài)影響著中學(xué)生體育鍛煉[15].體育鍛煉中，應(yīng)培養(yǎng)中學(xué)生對情緒的合理調(diào)控，以促進(jìn)中學(xué)生健康行為的養(yǎng)成.

7 結(jié)論與建議

7.1 結(jié) 論

本文以體育核心素養(yǎng)為研究基礎(chǔ)，以中學(xué)生健康行為為切入點，借助SPSS和AMOS軟件的應(yīng)用優(yōu)勢，結(jié)合實際經(jīng)驗，通過對模型進(jìn)行探索性因子分析、驗證性因子分析以及對結(jié)構(gòu)模型的擬合優(yōu)化等，構(gòu)建了包括5個二級指標(biāo)和20個三級指標(biāo)的中學(xué)生健康行為評價模型.其中，權(quán)重系數(shù)由大到小依次為情緒調(diào)控、健康知識、體育鍛煉意識、環(huán)境適應(yīng)以及體育鍛煉習(xí)慣.中學(xué)生健康行為評價指標(biāo)眾多，模型的構(gòu)建有利于系統(tǒng)分析指標(biāo)間相互作用關(guān)系，以期為體育教學(xué)改革提供理論指導(dǎo)，促進(jìn)中學(xué)生健康行為的養(yǎng)成.

7.2 建 議

現(xiàn)今我國大力推進(jìn)基礎(chǔ)教育改革，在此背景下教師應(yīng)不斷提升自身素養(yǎng)水平，加強學(xué)科核心素養(yǎng)相關(guān)理論的研究.在對中學(xué)生健康行為進(jìn)行評價時要注意以下幾點：①體育教學(xué)中，注重培養(yǎng)中學(xué)生的團(tuán)隊意識；②促進(jìn)理論與實踐緊密結(jié)合，加強中學(xué)生對健康行為重要性的認(rèn)識；③重視激發(fā)學(xué)生的體育鍛煉興趣，提高學(xué)生體育鍛煉的參與度；④提高學(xué)生的人際交往能力，關(guān)注學(xué)生的社會性發(fā)展.此外，應(yīng)為學(xué)生努力創(chuàng)設(shè)體育鍛煉的良好外部環(huán)境，為學(xué)生健康行為的養(yǎng)成提供有力保障.