本文作者：任杰 平杰 舒盛芳 楊燁 代俊 單位：上海體育學(xué)院 運動科學(xué)學(xué)院

研究方法

按分層抽樣原則抽取上海地區(qū)小學(xué)三年級、五年級，初中二年級和高中二年級共４個年級的在讀學(xué)生。實際發(fā)放并回收問卷４９７２份，調(diào)查范圍包括８所小學(xué)、１２所初中、７所高中，其中，來自中心城區(qū)學(xué)校的樣本３４１８份，郊區(qū)城鎮(zhèn)學(xué)校的１５５４份。１．２問卷制作１．根據(jù)眾多學(xué)者認(rèn)同的學(xué)校、家庭和社區(qū)三位一體理論假設(shè)，通過查閱文獻(xiàn)和專家訪談，從學(xué)生對體育教育的手段、內(nèi)容、條件、效果等的體驗程度制定問卷的最初條目。條目的回答和計分采用里克特５級評分方式，從“非常符合”到“很不符合”依次計５、４、３、２、１分。

５名專家對問卷進(jìn)行評價和修訂，刪除不合理和意見不一致條目，保留專家均認(rèn)可的５３個條目。３．為了使問卷的文字表述能夠符合小學(xué)３年級學(xué)生的閱讀能力，由兩位小學(xué)語文老師對問卷進(jìn)行文字上的修改，建立小學(xué)３年級學(xué)生專用的問卷復(fù)本。４．增加４個反向條目作為誠實度檢測，這４個反向條目與問卷中另４個條目一一對應(yīng)，內(nèi)容一致，提問方式相反。最后的問卷條目總數(shù)為５７題。

在回收的問卷中，對超過５題未回答的問卷做廢卷處理。另外，根據(jù)誠實度條目的測試，４道反向題與相應(yīng)正向題的得分相差超過４分的問卷也做廢卷處理，最終獲得有效問卷３０５５份，有效率６１．４％。根據(jù)有效問卷總編號的奇偶抽取其中奇數(shù)號問卷（１５２８份）用于探索性因子分析和假設(shè)模型的建立，偶數(shù)號（１５２７份）問卷用于驗證模型的適宜度。

首先，采用ＳＰＳＳ１５．０軟件進(jìn)行問卷的ＫＭＯ系數(shù)和Ｂａｒｔｌｅｔｔ球形檢驗以考察取樣適當(dāng)性，然后，對１５２８份問卷樣本中的５３個條目變量進(jìn)行主成分分析，再采用方差最大化的正交旋轉(zhuǎn)，進(jìn)行探索性因素分析，尋找獨立的潛在因子。因素分析時根據(jù)以下原則進(jìn)行條目篩選：１）條目變量的單個因子負(fù)荷值必須大于０．５；２）條目變量不能在２個以上因子上都有較高的負(fù)荷值；３）每個因子至少包含３個以上條目。根據(jù)潛在因子所包含的條目為潛在因子命名。

將探索性因子分析所得的潛在因子作為一階因子，將學(xué)校教育、家庭教育、社區(qū)教育三者作為二階因子。根據(jù)因子含義建立一階和二階因子間的路徑關(guān)系，確立理論結(jié)構(gòu)模型。采用ＡＭＯＳ７．０軟件和另一半的１５２７份問卷樣本對該理論模型進(jìn)行適配性檢驗。采用ＳＰＳＳ１５．０對樣本因子得分進(jìn)行因子間和年級間的差異比較，顯著性定在０．０１水平。

研究結(jié)果

本問卷的ＫＭＯ系數(shù)為０．９６６，Ｂａｒｔｌｅｔｔ球形檢驗的卡方值為３３３６６．９８（ｄｆ＝１２２５），顯著性為Ｐ＜０．００１，說明相關(guān)矩陣有共同因素存在，該量表適宜進(jìn)行因素分析。經(jīng)多次條目篩選和因子旋轉(zhuǎn)，本研究的探索性因素分析獲取３１個條目，潛在因子７個，累計貢獻(xiàn)率為６０．０４％。各條目變量的因子負(fù)荷及因子名稱見表２。第１個潛在因子（Ｆ１）包含６個條目，主要涉及體育課的內(nèi)容、形式等，因此，命名為“體育課程”；第２個潛在因子（Ｆ２）包含５個條目，條目內(nèi)容反映社區(qū)的體育活動的開展，因此，命名為“社區(qū)教育”；第３個潛在因子（Ｆ３）包含與家長有關(guān)的５個條目，主要體現(xiàn)家長自身的習(xí)慣以及陪同和督促，因此，命名為“家長示范”；第４個潛在因子（Ｆ４）包含反映體育課堂之外的體育器材、場（館）和教師的重視等６個條目，因此，命名為“學(xué)校條件”；第５個潛在因子（Ｆ５）有３個條目，反映了家長在體育鍛煉上的經(jīng)濟(jì)投入，因此，命名為“經(jīng)濟(jì)支持”；第６個潛在因子（Ｆ６）所包含的３個條目反映教育制度的要求，因此，命名為“教育制度”；第，７個潛在因子（Ｆ７）包含的３個條目都是反映學(xué)生的體育鍛煉目的，因此，命名為“個體認(rèn)知”。各因子的貢獻(xiàn)率如表２所示，其中，體育課程和社區(qū)教育因子有較高的權(quán)重，顯示其在模型中重要性。

采用ＡＭＯＳ軟件進(jìn)行驗證性因素分析。將前述７個因子作為一階因子，學(xué)校、家庭和社區(qū)教育等３個因子作為２階因子。根據(jù)各因子的含義，其中，“體育課程”、“學(xué)校條件”、“教育制度”、“個體認(rèn)知”與學(xué)校教育的關(guān)聯(lián)密切，“家長示范”和“經(jīng)濟(jì)支持”可歸為家庭教育因素，因此，建立理論模式路徑圖如圖１所示。模型的估計方法為極大似然法，樣本數(shù)據(jù)為探索性因素分析之外的另一半樣本數(shù)據(jù)１５２７份。結(jié)果顯示，模型的擬合度很好。模型參數(shù)：ＲＭＳＥＡ＝０．０４５，ＧＦＩ＝０．９３，ＡＧＦＩ＝０．９２，ＮＦＩ＝０．９１，ＣＦＩ＝０．９３，ＩＦＩ＝０．９３。標(biāo)準(zhǔn)化路徑參數(shù)顯示，２階因子和１階因子間以及２階因子間的關(guān)聯(lián)度都在０．７以上。這表明，本研究依據(jù)學(xué)校、家庭和社區(qū)三位一體體育健康教育模式的理論假設(shè)得到較好的驗證。

根據(jù)因子分析的結(jié)果，中、小學(xué)生體質(zhì)健康教育共包含７個潛在因子。由于每個因子包含的問題變量數(shù)不同，因此，各因子得分用該因子所包含各題得分的平均值來表示。對該７個潛在因子的得分進(jìn)行單因素重復(fù)測試方差分析，Ｍａｕｃｈｌｙ球形檢驗顯示，Ｐ＜０．０５，需要進(jìn)行修正。采用Ｇｒｅｅｎｈｏｕｓｅ－Ｇｅｉｓｓｅｒ法進(jìn)行修正后，因子主效應(yīng)顯著，Ｆ（５．０８，１５５２１．２５）＝１１０６．５４，Ｐ＜０．０１；Ｇａｍｅｓ－Ｈｏｗｅｌｌ法多重比較顯示，７因子除學(xué)校條件和教育制度之間無顯著性差異以外，其余兩兩間均存在顯著差異（Ｐ＜０．０１），因子得分從大到小順序為：體育課程＞個體認(rèn)知＞教育制度＞學(xué)校條件＞家長示范＞經(jīng)濟(jì)支持＞社區(qū)教育。

根據(jù)前述有關(guān)三位一體青少年健康教育模式，計算出３個二階因子的得分。由于每個二階因子所包含的一階因子數(shù)不同，因此，二階因子的得分用其所包含的一階因子得分的平均值來表示（圖３）。采用４（４個年級）×３（３類教育）兩因素方差分析，檢驗不同年級學(xué)生所受三方面健康教育程度的差異。Ｍａｕｃｈｌｙ球形檢驗顯示，Ｐ＜０．０５，需要進(jìn)行修正。采用Ｇｒｅｅｎｈｏｕｓｅ－Ｇｅｉｓｓｅｒ法進(jìn)行修正后，教育類型主效應(yīng)顯著，Ｆ（１．９３，５９００．１３）＝１６８３．０９，Ｐ＜０．０１，表明在健康教育方面，學(xué)生對學(xué)校教育的認(rèn)可度高于家庭教育，家庭教育高于社區(qū)教育；年級主效應(yīng)顯著，Ｆ（３，３０５１）＝１２０．７８，Ｐ＜０．０１，表明隨著年級升高，學(xué)生對健康教育的認(rèn)可度逐漸下降；兩者的交互作用顯著，Ｆ（５．８０，５９００．１３）＝１４．５８，Ｐ＜０．０１，說明在不同年級上，學(xué)生對三類教育的認(rèn)可程度的差異程度不同。單純主效應(yīng)及多重比較顯示，各年級組的學(xué)校、社區(qū)和家庭教育之間的差異均具有顯著性。從均值的變化程度看，在初２和高２年級，對家庭教育和社區(qū)教育的認(rèn)可度差異較大，小學(xué)３年級和５年級學(xué)生對家庭教育和社區(qū)教育的認(rèn)可度差異較小。