基于SEM模型的中學(xué)生體育健康行為調(diào)查研究

勞家杰，顧栩名，湯 根

前言

健康行為乃體育與健康學(xué)科核心素養(yǎng)的重要板塊，《普通高中體育健康與課程標(biāo)準(zhǔn)（2017版）》要求學(xué)校體育在義務(wù)教育基礎(chǔ)上進(jìn)一步提升學(xué)生的學(xué)科核心素養(yǎng)，為學(xué)生培養(yǎng)終身體育鍛煉意識和保持健康狀態(tài)奠定基礎(chǔ)?！丁敖】抵袊?030”規(guī)劃綱要》明確指出：“健康是促進(jìn)人的全面發(fā)展的必然要求，是經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的基礎(chǔ)條件?！苯】到逃菍?shí)現(xiàn)體育與健康學(xué)科核心素養(yǎng)落地的必經(jīng)過程。

1 研究方法與對象

1.1 研究對象

以中學(xué)生體育健康行為干預(yù)模型作為本研究的研究對象。

1.2 研究方法

1.2.1 文獻(xiàn)資料法

以維普網(wǎng)、中國知網(wǎng)、萬方網(wǎng)作為檢索數(shù)據(jù)庫，以健康行為、體育健康行為為關(guān)鍵詞進(jìn)行檢索，作為本研究的理論依據(jù)，并發(fā)現(xiàn)對健康行為的研究多在醫(yī)學(xué)層面，而在體育層面的健康行為多表述為健康體育行為，在學(xué)校體育領(lǐng)域內(nèi)對體育健康行為的研究較為缺乏。

1.2.2 問卷調(diào)查法

結(jié)合研究期間在數(shù)據(jù)庫檢索的相關(guān)資料和數(shù)據(jù)，依據(jù)問卷設(shè)計(jì)問題的可接受性原則、邏輯性原則等，結(jié)合《高中體育與健康課程標(biāo)準(zhǔn)2017版》相關(guān)要求，編制“中學(xué)生體育健康行為評價(jià)體系”，確定5個(gè)潛變量作為二級指標(biāo)和16個(gè)觀測變量作為三級指標(biāo)的調(diào)查體系，采用里克特量表形式，連續(xù)尺度設(shè)計(jì)為七點(diǎn)尺度量，每一尺度量對應(yīng)不同的得分量，對中學(xué)生體育健康行為形成情況進(jìn)行問卷數(shù)據(jù)收集。

將社會(huì)現(xiàn)象調(diào)查的系統(tǒng)性原則作為問卷發(fā)放的方法指導(dǎo)，采用分層抽樣法對江門市兩所中學(xué)（一所六年制中學(xué)與一所高中），在初中、高中共選取7個(gè)班級作為調(diào)查對象。發(fā)放紙質(zhì)版問卷340份，回收問卷329份，其中，有效問卷329份，回收有效率為96.76%。

1.2.3 數(shù)理統(tǒng)計(jì)法

本研究運(yùn)用AMOS24.0和SPSS 21統(tǒng)計(jì)軟件對問卷進(jìn)行信效度檢驗(yàn)和探索性因子分析，對中學(xué)生體育健康行為干預(yù)模型的構(gòu)建、修正和擬合則是通過AMOS 24.0完成，以直觀的圖形方式厘清潛變量之間的關(guān)系以及潛變量與觀測變量之間的關(guān)系。

2 中學(xué)生體育健康行為形成情況的調(diào)查體系

2.1 中學(xué)生體育健康行為形成情況調(diào)查表的擬定

《普通高中體育健康與課程標(biāo)準(zhǔn)（2017版）》的課程目標(biāo)概述一欄，健康行為養(yǎng)成的關(guān)鍵在于鍛煉習(xí)慣、情緒調(diào)控和適應(yīng)能力。通過體育與健康課程的學(xué)習(xí)，學(xué)生能夠主動(dòng)積極地參與校內(nèi)外的體育鍛煉，掌握科學(xué)鍛煉方法，養(yǎng)成良好的鍛煉習(xí)慣，形成基本的健康技能，學(xué)會(huì)自我健康管理；情緒穩(wěn)定、包容豁達(dá)、樂觀開朗、善于交往與合作，適應(yīng)環(huán)境的能力強(qiáng)；關(guān)注健康、熱愛生命、熱愛生活，養(yǎng)成健康文明生活方式，改善身心健康狀況，提高生存和生活能力［1］?！币罁?jù)檢索健康行為、體育健康行為的相關(guān)研究進(jìn)行理論分析，通過專家訪談，設(shè)計(jì)中學(xué)生體育健康行為形成情況調(diào)查體系（見表1）。

表1 中學(xué)生體育健康行為各指標(biāo)調(diào)查體系

2.2 信度檢驗(yàn)

信度檢驗(yàn)是指采用同樣的方法對同一對象重復(fù)測量是所得結(jié)果的一致性程度，以反映問卷的可靠性。本文運(yùn)用SPSS 21.0 Cronbach’s Alpha作為問卷的信度檢驗(yàn)。

2.2.1 克朗巴哈系數(shù)檢驗(yàn)

Cronbach’s Alpha主要用于評價(jià)本研究各變量的一致性，Cronbach’s Alpha值越大提示內(nèi)在一致性越強(qiáng)。既往研究認(rèn)為，Cronbach’s Alpha大于0.7，可認(rèn)為條目之間的一致性較好。本研究中對中學(xué)生體育健康行為評價(jià)的觀測指標(biāo)（共四個(gè)維度，16項(xiàng)條目）的Cronbach’s Alpha值均大于0.70提示對中學(xué)生體育健康行為形成調(diào)查體系的四個(gè)維度具有較強(qiáng)的內(nèi)在一致性（見表2）。

表2 克朗巴哈系數(shù)表

2.3 效度檢驗(yàn)

效度即有效性，是指測量工具或手段能夠準(zhǔn)確測出所需要測量事物的程度，對評價(jià)指標(biāo)的效度檢驗(yàn)由內(nèi)容效度檢驗(yàn)與AMOS24.0驗(yàn)證性因子分析構(gòu)成，評價(jià)指標(biāo)是基于《普通高中體育健康與課程標(biāo)準(zhǔn)（2017版）》培養(yǎng)中學(xué)生核心素養(yǎng)的要求，結(jié)合數(shù)據(jù)庫中對以往體育中健康行為的研究，采納專家意見而編寫出評價(jià)指標(biāo)。驗(yàn)證性因子分析包括結(jié)構(gòu)效度、收斂效度和區(qū)分效度。首先對評價(jià)指標(biāo)進(jìn)行Bartlett（Bartlett Test of Sphericity）和KMO（Kaiser.Meyer.Olkin）球形度檢驗(yàn)判斷數(shù)據(jù)是否適合做因子分析。KMO度量越接近1說明數(shù)據(jù)的相關(guān)性越強(qiáng)，越適合進(jìn)行因子分析。運(yùn)用SPSS 21.0對評價(jià)指標(biāo)的16項(xiàng)進(jìn)行分析，分析結(jié)果如下表3所示。

表3 問卷整體調(diào)查指標(biāo)的Bartlett和KMO球形度檢驗(yàn)結(jié)果

如表3所示，問卷整體16項(xiàng)觀測指標(biāo)的KMO值為0.972，且Sig.為0.000小于0.001，因此問卷適合進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。

2.3.1 驗(yàn)證性因子分析

對設(shè)定模型與數(shù)據(jù)的適配度檢驗(yàn)作為結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)，本研究將采用以下指標(biāo)對問卷適配度進(jìn)行檢驗(yàn)：絕對擬合度指標(biāo)（x2／df、GFI、AGFI、RMSEA、）；增值（相關(guān)）擬合度指標(biāo)（IFI、NNFI）；精簡擬合度指標(biāo)（PNFI、PGFI）。數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)結(jié)果見表4。結(jié)果分析顯示，除RMR外，其余參數(shù)均滿足數(shù)據(jù)與模型擬合良好的標(biāo)準(zhǔn)，即鍛煉意識、健康知識、情緒控制、環(huán)境適應(yīng)的模型適配良好。RMR建議小于0.5表示擬合度高，但RMR為非標(biāo)準(zhǔn)化的值，受測量尺度影響，1～5尺度及1～7尺度的RMR值不一樣，即使高于一般認(rèn)定門檻，也未必表示擬合度不佳。

表4 問卷適配度檢驗(yàn)（結(jié)構(gòu)效度）

聚斂效度檢驗(yàn)是指運(yùn)用不同測量方法測定同一特征時(shí)測量結(jié)果的相似程度，對中學(xué)生健康行為評價(jià)指標(biāo)的聚斂效度檢驗(yàn)結(jié)果見表5，鍛煉意識、健康知識、情緒控制、環(huán)境適應(yīng)四個(gè)維度的16項(xiàng)條目因子載荷均大于0.6，說明各維度對應(yīng)的問卷題目具有良好的代表性，另外各潛變量的評價(jià)方差變異抽取量AVE值均大于0.5，組合信度均大于0.8，說明聚斂效度理想。

表5 聚斂效度檢驗(yàn)表

區(qū)分效度檢驗(yàn)是指因子根據(jù)實(shí)證標(biāo)準(zhǔn)真正區(qū)別于其他因子的程度，筆者通過對運(yùn)用AMOS的假設(shè)模型作為原模型，分別對兩個(gè)三因子模型，一個(gè)二因子模型與單因子模型進(jìn)行適配度對比作為區(qū)分效度檢驗(yàn)，如果假設(shè)的原模型在各項(xiàng)適配度指標(biāo)均優(yōu)于其他對比模型，則說明原模型的各因子間具有區(qū)分效度（適配度評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)可參照表4）。

表6 各維度區(qū)分效度檢驗(yàn)表

由上表可知，原模型的卡方值（x2）均小于其他模型，二因子模型和單因子模型的擬合度指標(biāo)（x2／df、RMSEA）均變差，模型說明原設(shè)定模型具有區(qū)分效度。但通過GFI、CFI指標(biāo)可見，調(diào)查體育健康行為的四個(gè)維度存在不顯著的區(qū)分度，原因在于SEM模型構(gòu)建需要學(xué)科理論的支持，本研究基于《普通高中體育與健康課程標(biāo)準(zhǔn)2017版》對體育與健康課程培養(yǎng)學(xué)生核心素養(yǎng)的要求，課標(biāo)表明體育學(xué)科需要培養(yǎng)學(xué)生具備健康行為這一必備品格與關(guān)鍵能力，其中健康行為的具體表現(xiàn)形式在于鍛煉意識與習(xí)慣、健康知識掌握與運(yùn)用、情緒控制、環(huán)境適應(yīng)［2］。

3 中學(xué)生體育健康行為干預(yù)的模型構(gòu)建

3.1 中學(xué)生體育健康行為干預(yù)的模型假設(shè)

基于對文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫的相關(guān)研究，運(yùn)用AMOS24.0初步構(gòu)建中學(xué)生體育健康行為干預(yù)模型，依據(jù)最終確定的體育健康行為調(diào)查指標(biāo)，把鍛煉意識維度、健康知識維度、情緒控制維度、環(huán)境適應(yīng)維度四個(gè)維度作為假設(shè)模型的四個(gè)潛在變量，將經(jīng)過問卷信度檢驗(yàn)的16項(xiàng)題目作為觀測指標(biāo)，分別是ec1-ec4、hk1-hk4、er1-er4、ea1-ea4，其中e1-e20代表每一項(xiàng)指標(biāo)的殘差項(xiàng)（殘差代表著觀測指標(biāo)無法解釋潛變量的程度），見圖1。

圖1 中學(xué)生體育健康行為干預(yù)的初步假設(shè)模型

3.2 對初步假設(shè)模型的擬合度分析

研究對中學(xué)生體育健康行為評價(jià)模型初步設(shè)定二階四因子模型，假設(shè)模型是否通過驗(yàn)證，關(guān)鍵在于模型的擬合優(yōu)度指數(shù)，在上述驗(yàn)證性因子分析中可對比假設(shè)模型的擬合度指數(shù)，其中x2／df為1.712小于3，達(dá)到合理標(biāo)準(zhǔn)，GFI、AGFI大于0.90，即假設(shè)模型的協(xié)方差矩陣與樣本協(xié)方差矩陣具有良好的擬合度，RMSEA為0.047小于0.06，表示模型擬合度較高，IFI、NNFI均大于0.90，PNFI、PCFI均大于0.50，同樣表明模型擬合度良好，但RMR稍微大于良好標(biāo)準(zhǔn)范圍，因此要對模型進(jìn)行下一步修正優(yōu)化，使假設(shè)模型與樣本數(shù)據(jù)具有更好的擬合度。

3.3 對假設(shè)模型的MI指數(shù)優(yōu)化

當(dāng)假設(shè)模型達(dá)不到良好的適配度范圍時(shí)，可根據(jù)AMOS23.0提供的MI（Modification Indices）修正指數(shù)，對模型進(jìn)行修正優(yōu)化，提高模型的擬合度。通過結(jié)果分析，運(yùn)動(dòng)焦慮的調(diào)控能力（er2）的殘差項(xiàng)（e10）和運(yùn)動(dòng)能力（ea1）的殘差項(xiàng)（e13）之間具有最大的MI系數(shù)值20.168，其次為學(xué)校教育因素（hk4）的殘差項(xiàng)（e8）和集體氛圍（ea2）的殘差項(xiàng)（e14）之間的MI系數(shù)值10.872。殘差項(xiàng)之間協(xié)方差路徑的設(shè)置需要體育學(xué)科理論的支持，從體育學(xué)科角度解釋，在體育競技中，運(yùn)動(dòng)員的心理狀態(tài)會(huì)受身體機(jī)能改變與比賽局面進(jìn)展的影響，進(jìn)而影響競技狀態(tài)的發(fā)揮，保持穩(wěn)定、積極的心理狀態(tài)是發(fā)揮技戰(zhàn)術(shù)的基礎(chǔ)［3］，可見，情緒調(diào)控能力與運(yùn)動(dòng)能力的表現(xiàn)呈正相關(guān)關(guān)系。因此，中學(xué)生體育健康行為干預(yù)模型需要對殘差項(xiàng)（e10）與殘差項(xiàng)（e13）設(shè)置相關(guān)性路徑?；趯Τ醪郊僭O(shè)模型MI修正指數(shù)的分析，將MI修正指數(shù)較高的觀測變量的殘差項(xiàng)建立相關(guān)路徑，得到最終的中學(xué)生體育健康行為干預(yù)模型優(yōu)化圖（圖2）。

圖2 中學(xué)生體育健康行為干預(yù)模型MI優(yōu)化圖

3.4 對模型優(yōu)化后擬合度結(jié)果分析

根據(jù)表7模型優(yōu)化后擬合度結(jié)果可見，卡方自由度比（c2／df）由1.712減少為1.402，RMR由0.053減少為0.049，達(dá)到小于0.05的良好擬合度標(biāo)準(zhǔn)，同時(shí)GFI、AGFI、RMSEA等絕對擬合度指標(biāo)顯著提高，其余指標(biāo)都達(dá)到良好擬合的標(biāo)準(zhǔn)，模型修正指數(shù)都通過了檢驗(yàn)，最后得到一個(gè)與樣本數(shù)據(jù)擬合指數(shù)更為良好的中學(xué)生體育健康行為評價(jià)模型。

表7 模型優(yōu)化后擬合結(jié)果

4 中學(xué)生體育健康行為干預(yù)模型的指標(biāo)分析

4.1各指標(biāo)的因素負(fù)荷量分析

SEM模型的因素負(fù)荷量是一條直線直接從潛變量指向特定的觀測變量，代表著因素與觀測變量之間的相關(guān)程度，即外生潛變量（體育健康行為）與內(nèi)生潛變量（四個(gè)維度）之間以及內(nèi)生潛變量與各觀測指標(biāo)之間的相關(guān)程度，也就是因素對觀測變量的解釋能力。對中學(xué)生體育健康行為干預(yù)模型優(yōu)化后，得到體育健康行為干預(yù)模型各路徑的因素負(fù)荷量表。如表8所示。

表8 模型各指標(biāo)因素負(fù)荷量表

根據(jù)圖8中學(xué)生體育健康行為干預(yù)模型的各路經(jīng)的因素負(fù)荷量表可見，模型的5個(gè)二階因子與體育健康行為間的路徑系數(shù)大于0.9，且在0.01水平上顯著，說明中鍛煉意識、健康知識、情緒調(diào)控、環(huán)境適應(yīng)均對體育健康行為具有高度相關(guān)性。而16項(xiàng)觀測指標(biāo)的因素負(fù)荷量均處于0.6到0.95之間，說明觀測指標(biāo)能夠較好地表達(dá)潛變量的含義，同時(shí)P值在0.01水平上顯著，說明假設(shè)的中學(xué)生體育健康行為干預(yù)模型成立。

5 模型潛變量與觀測變量間的路徑分析

本研究運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型直觀反映4個(gè)維度的潛變量與16項(xiàng)觀測變量的關(guān)系，這種關(guān)系以模型中因素負(fù)荷量的形式展現(xiàn)，某項(xiàng)指標(biāo)對潛變量的因素負(fù)荷量越小，則認(rèn)為學(xué)生在某項(xiàng)能力的得分越少，反之，則認(rèn)為學(xué)生越具備某項(xiàng)能力。筆者從鍛煉意識、健康知識、情緒控制、環(huán)境適應(yīng)四個(gè)維度，結(jié)合結(jié)構(gòu)方程模型探索中學(xué)生體育健康行為形成情況，旨在體育教學(xué)中對學(xué)生體育健康行為的形成與發(fā)展實(shí)施干預(yù)。將因素負(fù)荷量低的觀察指標(biāo)所對應(yīng)的維度作為主要干預(yù)對象，根據(jù)研究需要，因素負(fù)荷量判別標(biāo)準(zhǔn)表10所示。

表10 因素負(fù)荷量判別標(biāo)準(zhǔn)

5.1 情緒調(diào)控維度分析

運(yùn)動(dòng)情緒調(diào)控是個(gè)體在日常鍛煉過程中改變情緒反應(yīng)所采用的策略，包括增強(qiáng)、維持或降低某種情緒反應(yīng)，而在參與運(yùn)動(dòng)競賽時(shí)多指處于不利局面時(shí)采用適當(dāng)手段消除不良情緒、消極情緒的能力［4］。在體育健康行為形成調(diào)查指標(biāo)中，注意力集中度對情緒控制維度的相關(guān)性最小，其因素負(fù)荷量為0.649，在日常體育活動(dòng)和鍛煉中的注意力指個(gè)體的心理活動(dòng)指向或集中于某項(xiàng)運(yùn)動(dòng)過程的能力。研究表明，中學(xué)階段學(xué)生在體育運(yùn)動(dòng)過程中表現(xiàn)出注意力集中能力差往往由于相比于同伴缺乏運(yùn)動(dòng)所需的某項(xiàng)能力，失去運(yùn)動(dòng)積極性所致［5］。在體育與健康課程中，合理引導(dǎo)學(xué)生在日常鍛煉中強(qiáng)化注意力的集中度，是提高鍛煉效率的需要，更是課程教學(xué)提高教學(xué)質(zhì)量的重點(diǎn)所在。其次是運(yùn)動(dòng)焦慮的調(diào)控能力，因素負(fù)荷量為0.678，焦慮是影響情緒調(diào)節(jié)的主要因素，運(yùn)動(dòng)焦慮中的膽怯、緊張、憤怒、不安等情緒往往消極地影響著學(xué)生參與體育活動(dòng)［6］。因此，在日常生活和體育鍛煉中，應(yīng)采用各種適當(dāng)教學(xué)方式，強(qiáng)化學(xué)生在運(yùn)動(dòng)中的專注力，以及提高對各種不良情緒的調(diào)控能力。

5.2 健康知識維度分析

健康知識教學(xué)是實(shí)現(xiàn)中學(xué)生核心素養(yǎng)落地的前提條件，也是促進(jìn)中學(xué)生健康行為養(yǎng)成的支柱，健康知識的掌握與運(yùn)用是維持健康體質(zhì)的需要，也是新時(shí)代學(xué)生必備的文化素養(yǎng)［1］。體育學(xué)科核心素養(yǎng)要求學(xué)生應(yīng)具備一定的健康常識與科學(xué)鍛煉的知識。在健康知識維度調(diào)查中，學(xué)生多認(rèn)為學(xué)校健康知識的教學(xué)草草了事，其因素負(fù)荷量為0.654，占比最小。健康知識的教學(xué)與中學(xué)生科學(xué)運(yùn)動(dòng)、損傷預(yù)防和心理健康密切相關(guān)，同時(shí)對體育鍛煉的短期、長期目標(biāo)的達(dá)成有著重要意義，體育與健康課程應(yīng)迫切安排加大健康知識的教學(xué)比重，以促進(jìn)中學(xué)生體育健康行為的養(yǎng)成。

5.3 鍛煉意識維度分析

鍛煉意識是個(gè)體對參與體育鍛煉的重要性和價(jià)值認(rèn)識，是產(chǎn)生某一體育行為的內(nèi)在驅(qū)動(dòng)力。在鍛煉意識維度的調(diào)查中，家庭教育因素與鍛煉意識的相關(guān)性最小，其因素負(fù)荷量為0.684，表明受調(diào)查者認(rèn)為家庭的體育觀念對自身體育意識的形成貢獻(xiàn)最小，筆者認(rèn)為即使在“健康中國”大力宣傳的當(dāng)下，但在應(yīng)試教育大背景下，部分家庭對體育重要性的認(rèn)同度并不高。研究表明家庭體育不僅反映著家長對體育的參與度和親和度，也是影響孩子體育意識形成的關(guān)鍵要素，家庭體育應(yīng)是提高學(xué)生對體育鍛煉價(jià)值認(rèn)識的人生第一課［7］。

5.4 環(huán)境適應(yīng)維度分析

在環(huán)境適應(yīng)維度調(diào)查中，對鍛煉文化差異的接受能力指向環(huán)境適應(yīng)的因素負(fù)荷量為0.721，即被調(diào)查者對“我認(rèn)為不同個(gè)體之間存在鍛煉形式的差異屬于正?！钡恼J(rèn)同度不高。體育鍛煉在形式的分化上各有千秋，筆者認(rèn)為鍛煉文化存在的差異是客觀必然的，我們應(yīng)指導(dǎo)學(xué)生看到體育鍛煉文化差異的背后是訓(xùn)練方式多樣性和多元發(fā)展的事實(shí)，引導(dǎo)學(xué)生學(xué)會(huì)主動(dòng)學(xué)習(xí)多種鍛煉方式，同時(shí)培養(yǎng)學(xué)生指導(dǎo)同伴鍛煉的能力，旨在使學(xué)生對存在差異的環(huán)境產(chǎn)生良好的適應(yīng)力。正言之，接受差異的過程是一個(gè)彼此發(fā)現(xiàn)差異、了解差異再到接受差異的過程。另外，處理人際關(guān)系的能力指向環(huán)境適應(yīng)的因素負(fù)荷量同為0.721，人際關(guān)系表明人與人在交往過程中心理關(guān)系親密性、融洽性、協(xié)調(diào)性的程度，是在彼此交往過程中建立和發(fā)展起來的，人際關(guān)系很大程度上影響著中學(xué)生的適應(yīng)環(huán)境能力。其影響表現(xiàn)在學(xué)生由于人際交往能力差，往往與新同學(xué)、新伙伴難以進(jìn)行融洽的交往，在學(xué)生群體之間容易產(chǎn)生排斥心理，導(dǎo)致學(xué)生難以適應(yīng)新的體育鍛煉環(huán)境及運(yùn)動(dòng)中的人際交往環(huán)境［6］。為此，學(xué)校教師應(yīng)培養(yǎng)學(xué)生正確處理日常生活中乃至體育運(yùn)動(dòng)中的人際交往能力，提高中學(xué)生對環(huán)境的適應(yīng)力。

6 結(jié)論與建議

6.1 結(jié)論

本文立足于體育核心素養(yǎng)，以體育健康行為為研究基礎(chǔ)，將中學(xué)生體育健康行為干預(yù)模型作為研究對象，結(jié)合《普通高中體育健康與課程標(biāo)準(zhǔn)（2017版）》的中學(xué)生體育核心素養(yǎng)對健康行為提出必須具備的品質(zhì)，運(yùn)用SPSS21.0和AMOS23.0，對假設(shè)模型進(jìn)行探索性因子分析、驗(yàn)證性因子分析及MI優(yōu)化，構(gòu)建中學(xué)生體育健康行為干預(yù)的二階四因子模型，包括4個(gè)二級指標(biāo)和16個(gè)觀測指標(biāo)。通過16項(xiàng)觀測指標(biāo)對4個(gè)維度的因素負(fù)荷量的整體表明，對中學(xué)生體育健康行為干預(yù)首要考慮的是情緒調(diào)控，其次分別是健康知識、鍛煉意識及環(huán)境適應(yīng)。結(jié)構(gòu)方程模型AMOS的運(yùn)用能夠幫助我們直觀分析體育健康行為各觀測指標(biāo)與二級指標(biāo)之間的相互關(guān)系，望能為學(xué)校體育教改提供理論指導(dǎo)，促進(jìn)中學(xué)生體育核心素養(yǎng)所需關(guān)鍵能力的形成。

6.2 建議

體育核心素養(yǎng)是2017版新課標(biāo)的核心精神所在，促進(jìn)中學(xué)生體育核心素養(yǎng)的養(yǎng)成是落實(shí)立德樹人這一教育根本任務(wù)的關(guān)鍵，也是我國未來體育與課程教學(xué)改革的新風(fēng)向。對中學(xué)生體育健康行為形成實(shí)施干預(yù)必須考慮的幾點(diǎn)如下：①體育與健康課程應(yīng)引導(dǎo)學(xué)生能夠集中注意力于日常運(yùn)動(dòng)與鍛煉之中，提高對運(yùn)動(dòng)中自我效能感的認(rèn)識，幫助學(xué)生解決運(yùn)動(dòng)焦慮調(diào)控的難題；②課程中教師應(yīng)加大對基礎(chǔ)健康知識、科學(xué)鍛煉知識乃至心理健康知識的教學(xué)占比，幫助學(xué)生實(shí)現(xiàn)健康鍛煉；③學(xué)校完善體育教學(xué)的家校融合體制，體育健康行為的干預(yù)不止于在校學(xué)生，更要對學(xué)生家長的體育意識與觀念實(shí)施正確的引導(dǎo)，打破在家長意識中應(yīng)試教育對學(xué)生體育發(fā)展阻礙；④體育教學(xué)應(yīng)注重不僅教學(xué)方法多樣化，鍛煉手段方法也需多樣化，豐富學(xué)生對眾多鍛煉方法的認(rèn)識；⑥體育教學(xué)應(yīng)創(chuàng)設(shè)一個(gè)有利于學(xué)生之間進(jìn)行人際交往的運(yùn)動(dòng)環(huán)境，促進(jìn)學(xué)生社會(huì)化的形成與發(fā)展。