本文作者：任杰 平杰 舒盛芳 楊燁 代俊 單位：上海體育學院 運動科學學院

研究方法

按分層抽樣原則抽取上海地區小學三年級、五年級，初中二年級和高中二年級共４個年級的在讀學生。實際發放并回收問卷４９７２份，調查范圍包括８所小學、１２所初中、７所高中，其中，來自中心城區學校的樣本３４１８份，郊區城鎮學校的１５５４份。１．２問卷制作１．根據眾多學者認同的學校、家庭和社區三位一體理論假設，通過查閱文獻和專家訪談，從學生對體育教育的手段、內容、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，保留專家均認可的５３個條目。３．為了使問卷的文字表述能夠符合小學３年級學生的閱讀能力，由兩位小學語文老師對問卷進行文字上的修改，建立小學３年級學生專用的問卷復本。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，內容一致，提問方式相反。最后的問卷條目總數為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，根據誠實度條目的測試，４道反向題與相應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％。根據有效問卷總編號的奇偶抽取其中奇數號問卷（１５２８份）用于探索性因子分析和假設模型的建立，偶數號（１５２７份）問卷用于驗證模型的適宜度。

首先，采用ＳＰＳＳ１５．０軟件進行問卷的ＫＭＯ系數和Ｂａｒｔｌｅｔｔ球形檢驗以考察取樣適當性，然后，對１５２８份問卷樣本中的５３個條目變量進行主成分分析，再采用方差最大化的正交旋轉，進行探索性因素分析，尋找獨立的潛在因子。因素分析時根據以下原則進行條目篩選：１）條目變量的單個因子負荷值必須大于０．５；２）條目變量不能在２個以上因子上都有較高的負荷值；３）每個因子至少包含３個以上條目。根據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，將學校教育、家庭教育、社區教育三者作為二階因子。根據因子含義建立一階和二階因子間的路徑關系，確立理論結構模型。采用ＡＭＯＳ７．０軟件和另一半的１５２７份問卷樣本對該理論模型進行適配性檢驗。采用ＳＰＳＳ１５．０對樣本因子得分進行因子間和年級間的差異比較，顯著性定在０．０１水平。

研究結果

本問卷的ＫＭＯ系數為０．９６６，Ｂａｒｔｌｅｔｔ球形檢驗的卡方值為３３３６６．９８（ｄｆ＝１２２５），顯著性為Ｐ＜０．００１，說明相關矩陣有共同因素存在，該量表適宜進行因素分析。經多次條目篩選和因子旋轉，本研究的探索性因素分析獲取３１個條目，潛在因子７個，累計貢獻率為６０．０４％。各條目變量的因子負荷及因子名稱見表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，條目內容反映社區的體育活動的開展，因此，命名為“社區教育”；第３個潛在因子（Ｆ３）包含與家長有關的５個條目，主要體現家長自身的習慣以及陪同和督促，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濟投入，因此，命名為“經濟支持”；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個條目都是反映學生的體育鍛煉目的，因此，命名為“個體認知”。各因子的貢獻率如表２所示，其中，體育課程和社區教育因子有較高的權重，顯示其在模型中重要性。

采用ＡＭＯＳ軟件進行驗證性因素分析。將前述７個因子作為一階因子，學校、家庭和社區教育等３個因子作為２階因子。根據各因子的含義，其中，“體育課程”、“學校條件”、“教育制度”、“個體認知”與學校教育的關聯密切，“家長示范”和“經濟支持”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，樣本數據為探索性因素分析之外的另一半樣本數據１５２７份。結果顯示，模型的擬合度很好。模型參數：ＲＭＳＥＡ＝０．０４５，ＧＦＩ＝０．９３，ＡＧＦＩ＝０．９２，ＮＦＩ＝０．９１，ＣＦＩ＝０．９３，ＩＦＩ＝０．９３。標準化路徑參數顯示，２階因子和１階因子間以及２階因子間的關聯度都在０．７以上。這表明，本研究依據學校、家庭和社區三位一體體育健康教育模式的理論假設得到較好的驗證。

根據因子分析的結果，中、小學生體質健康教育共包含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行單因素重復測試方差分析，Ｍａｕｃｈｌｙ球形檢驗顯示，Ｐ＜０．０５，需要進行修正。采用Ｇｒｅｅｎｈｏｕｓｅ－Ｇｅｉｓｓｅｒ法進行修正后，因子主效應顯著，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＞個體認知＞教育制度＞學校條件＞家長示范＞經濟支持＞社區教育。

根據前述有關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，需要進行修正。采用Ｇｒｅｅｎｈｏｕｓｅ－Ｇｅｉｓｓｅｒ法進行修正后，教育類型主效應顯著，Ｆ（１．９３，５９００．１３）＝１６８３．０９，Ｐ＜０．０１，表明在健康教育方面，學生對學校教育的認可度高于家庭教育，家庭教育高于社區教育；年級主效應顯著，Ｆ（３，３０５１）＝１２０．７８，Ｐ＜０．０１，表明隨著年級升高，學生對健康教育的認可度逐漸下降；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，學生對三類教育的認可程度的差異程度不同。單純主效應及多重比較顯示，各年級組的學校、社區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，對家庭教育和社區教育的認可度差異較大，小學３年級和５年級學生對家庭教育和社區教育的認可度差異較小。