高家堯

（江蘇省吳中中等專業(yè)學(xué)校，江蘇 蘇州 215104）

青少年體力活動不足和長時間靜坐行為已經(jīng)成為了當(dāng)下社會的一種常態(tài)化現(xiàn)象，并被定義為一種慢性病，嚴(yán)重影響著青少年的身體健康。有調(diào)查發(fā)現(xiàn)全球30～50%的青少年的日常體力活動時間和強(qiáng)度沒有達(dá)到世界衛(wèi)生組織所建議的水平[1]。另有調(diào)查顯示，我國某經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的沿海省份青少年體力活動時間和強(qiáng)度未達(dá)到WHO推薦量的占37%左右[2]。正是因為體力活動不足，帶來了一系列的體質(zhì)健康下降問題[3]。在復(fù)雜的社會生態(tài)環(huán)境下研究青少年體力活動影響因素，遏制青少年體力活動水平下滑趨勢，增強(qiáng)青少年體質(zhì)健康已經(jīng)成為了體育和公共健康領(lǐng)域亟待解決的問題。因此，國內(nèi)外眾多學(xué)者在理論和實踐上圍繞著青少年體力活動影響因素方面做了大量的研究?？v觀國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，社會生態(tài)學(xué)視角下的青少年體力活動影響因素研究具有扎實的理論基礎(chǔ)和良好的實踐操作性，成為了體力活動促進(jìn)研究領(lǐng)域下的一個重點研究方向。社會生態(tài)學(xué)認(rèn)為影響青少年身體活動行為的因素是多維、多層次的，且影響因素之間又相互影響[4]。WELK[5]在社會生態(tài)學(xué)的基礎(chǔ)上總結(jié)和提煉出了青少年體力活動促進(jìn)的概念模型，該模型將影響青少年身體活動的因素劃分為3類：傾向因素（Predisposing）、促成因素（Enabling）和強(qiáng)化因素（Reinforcing），各因素在青少年不同的年齡階段發(fā)揮著不同的作用。青少年體力活動促進(jìn)概念模型的提出是社會生態(tài)學(xué)理論的又一次發(fā)展和深化，開拓了一個新的研究方向。除此之外，還有許多研究從單一層面對青少年體力活動影響因素的關(guān)系進(jìn)行研究，然而研究也多為2個變量間的關(guān)系研究，缺乏系統(tǒng)而又全面的研究[6][7][8]。比較和分析已有的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：1）體力活動影響因素的相關(guān)研究大多來自西方發(fā)達(dá)國家；2）現(xiàn)有的研究主要以社會生態(tài)學(xué)、健康信念模型等理論為基礎(chǔ)進(jìn)行的理論分析，較少的涉及實證研究。因此本文立足于我國青少年的生長環(huán)境實際情況，以影響青少年體力活動的傾向因素、促成因素和強(qiáng)化因素為框架，運用結(jié)構(gòu)方程模型探索我國青少年體力活動影響因素之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系，進(jìn)一步豐富我國青少年體力活動促進(jìn)理論研究，并為我國青少年體力活動行為改變的實踐提供借鑒。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象以影響江蘇省青少年體力活動的傾向因素、促成因素和強(qiáng)化因素的結(jié)構(gòu)關(guān)系為研究對象。

1.2 研究方法

1.2.1 文獻(xiàn)資料法通過中國知網(wǎng)、Web of Science等網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)庫查閱和下載有關(guān)“體力活動促進(jìn)模式”“青少年體力活動影響因素”“Physical Activity Promotion”等文獻(xiàn)200余篇，了解這一領(lǐng)域的研究現(xiàn)狀和進(jìn)展，為本研究提供豐富的理論支撐。

1.2.2 問卷調(diào)查法問卷和量表的發(fā)放與回收均在2016年學(xué)生體質(zhì)健康測試期間進(jìn)行，以10～17歲青少年為調(diào)查對象，采用分層抽樣方法，根據(jù)性別、地區(qū)和年齡進(jìn)行樣本的選取，所選樣本分別來自徐州市（蘇北N=503）、蘇州市和鎮(zhèn)江市（蘇南N=760）、揚(yáng)州市（蘇中N=726）（表1）。共發(fā)放問卷2 000份，回收2 000份，回收率為100%。剔除掉無效問卷14份，剩余有效問卷1 986份，有效率99.3%。

表1 調(diào)查對象人數(shù)一覽

1.2.2.1 青少年日常體力活動調(diào)查問卷 青少年體力活動量的調(diào)查采用《青少年日常體力活動調(diào)查問卷（CLASS-C）》，該問卷（CLASS）是由澳大利亞DEAKIN大學(xué)設(shè)計，后來由香港中文大學(xué)翻譯修訂將其翻譯修訂為（CLASS-C），并進(jìn)行了信效度驗證[9]。而后上海體育學(xué)院李海燕博士結(jié)合我國內(nèi)地中學(xué)生情況又重新進(jìn)行了修訂，各類活動能量消耗信度達(dá)標(biāo)0.8以上[10]。

1.2.2.2 青少年體力活動影響因素量表 參考國內(nèi)外關(guān)于體力活動的影響因素研究的調(diào)查量表，從影響青少年體力活動行為的傾向因素、促成因素和強(qiáng)化因素設(shè)計學(xué)生體力活動影響行為量表，共50個題目。問題的回答和計分采用李克特量表的5級評分形式，分為“完全不同意”“不同意”“不太同意”“同意”“非常同意”5個水平選項，分別計分為1、2、3、4、5，獲取青少年對體力活動影響因素的感知程度。

1.2.2.3 量表效度和信度檢驗 在正式調(diào)研以前，于鎮(zhèn)江市預(yù)發(fā)放問卷200份用于量表的項目分析、效度和信度檢驗。

項目分析：首先計算該量表題目得分，以得分占前27%和后27%的2個組別分別為高分組和低分組，極端組的比較采用獨立樣本T檢驗，并將決斷值檢驗未達(dá)顯著（P＞0.05）的2道題目刪除。

效度檢驗：該量表的設(shè)計參照國內(nèi)外較前沿的體力活動影響因素調(diào)查問卷，在設(shè)計過程中運用專家效度法對問卷的內(nèi)容、提問方式和題項序列進(jìn)行了調(diào)整，保證該量表具有較好的內(nèi)容效度。問卷的結(jié)構(gòu)效度檢驗采用因子分析方法，結(jié)果顯示KMO值為0.959，Bartlett 球形檢驗的×2值為90875.975，DF值為1711，p＜0.001，所提取公因子的累計方差貢獻(xiàn)率為72.2%，能夠解釋絕大部分的信息，表明該量表具有較高的結(jié)構(gòu)效度和內(nèi)容效度。

信度檢驗：內(nèi)部信度的檢驗采用是克隆巴赫系數(shù)檢驗法，對量表中所有題目進(jìn)行可靠性分析，結(jié)果顯示克隆巴赫系數(shù)α=0.931，具有較高的信度。外部信度的檢驗采用重測法，在問卷第1次發(fā)放1周之后，對90名青少年進(jìn)行了第2次的問卷發(fā)放。外部信度系數(shù)為0.89，該量表具有較高的外部信度。

1.2.2.4 量表條目的打包與合并 依據(jù)量表設(shè)計的理論框架和結(jié)構(gòu)效度檢驗結(jié)果，將量表中的題目進(jìn)行合并與

打包，然后計算出觀測變量得分，其中，反向題目進(jìn)行得分的反向替換再進(jìn)行總分求和（表2）。

1.2.3 數(shù)理統(tǒng)計法頻數(shù)和均值（標(biāo)準(zhǔn)差）的分析與整理在SPSS中進(jìn)行。均值和標(biāo)準(zhǔn)差的表示采用±s。相關(guān)分析采用皮爾森相關(guān)系數(shù)法，推斷統(tǒng)計的顯著性水平設(shè)定為α=0.05；運用Amos軟件對影響因素的關(guān)系進(jìn)行擬合，參數(shù)估計方法采用極大似然法；擬合程度判斷標(biāo)準(zhǔn)：CMIN值的P值未達(dá)到顯著水平，CMIN/DF值＜5，RMSEA＜0.08,表示模型與數(shù)據(jù)的擬合程度較好；RFI、IFI、TLI、CFI、NFI5個指標(biāo)的值＞0.9，表示模型擬合程度較好，數(shù)值在0.8～0.9之間，表示模型可以接受；PNFI和PCFI等值＞0.5以上表示模型擬合程度較好。根據(jù)以上指標(biāo)綜合判斷模型的擬合程度。

2 結(jié)果與分析

2.1 青少年體力活動影響因素各變量的相關(guān)關(guān)系分析皮爾森相關(guān)系數(shù)（見表3）表明，體力活動與三維度影響因素之間的相關(guān)程度完全一致，均為正相關(guān)(p＜0.01)。首先，促成因素和傾向因素之間的相關(guān)系數(shù)為0.463（p＜0.01）。其次，促成因素和強(qiáng)化因素之間的相關(guān)系數(shù)為0.656（p＜0.01），達(dá)到了高度相關(guān)水平。傾向因素與強(qiáng)化因素之間的相關(guān)系數(shù)為0.637（p＜0.01），也達(dá)到了較高的相關(guān)水平。最后，體力活動與傾向因素、促成因素和強(qiáng)化因素之間的相關(guān)系數(shù)分別是0.553（p＜0.01）、0.474（p＜0.01）、0.545（p＜0.01）。所有因素間相關(guān)程度均達(dá)到了中高度水平以上，所有影響因素與體力活動水平之間的相關(guān)水平也達(dá)到了中度水平以上。表明各維度因素之間具有一定的相關(guān)關(guān)系。接下來運用SEM建立三維度因素之間的結(jié)構(gòu)模式，并擬合其路徑系數(shù)，探索三因素之間的因果關(guān)系。

表2 量表問題合并觀測變量一覽

表3 青少年體力活動影響因素皮爾森相關(guān)系數(shù)

2.2 青少年體力活動影響因素結(jié)構(gòu)關(guān)系的擬合與分析

為進(jìn)一步驗證青少年體力活動影響因素之間的關(guān)系，通過結(jié)構(gòu)方程模型對本研究的假設(shè)模型進(jìn)行擬合。從模型的擬合結(jié)果來看，該模型的CMIN的P值=0.079＞0.05,CMIN/DF=3.982＜5，RMSEA=0.069＜0.08；相對擬合指數(shù)RFI=0.846，IFI=0.929，TLI=0.849，CFI=0.929，NFI=0.927，所有指數(shù)均＞0.8；最后，PCFI=0.563＞0.5，PNFI=0.562＞0.5。通過以上指標(biāo)可以綜合看出該模型的擬合程度較好。

圖1是青少年體力活動影響因素關(guān)系結(jié)構(gòu)圖，從中可以看出促成因素、傾向因素和強(qiáng)化因素共同解釋了體力活動變量的74%的方差。傾向因素對體力活動的路徑系數(shù)為0.26（p＜0.001）；強(qiáng)化因素對于傾向因素的路徑系數(shù)為0.47（p＜0.001），強(qiáng)化因素對于促成因素的路徑系數(shù)為0.89（p＜0.001），強(qiáng)化因素對體力活動的路徑系數(shù)為0.33（p＜0.001）；促成因素對傾向因素的路徑系數(shù)為0.36（p＜0.001），促成因素對體力活動的路徑系數(shù)為0.12（P=0.138＞0.05）。由此可見，除了促成因素對體力活動的路徑系數(shù)的顯著性水平不顯著以外，其它各路徑系數(shù)的顯著性水平均為顯著。

圖1 青少年體力活動影響因素關(guān)系結(jié)構(gòu)關(guān)系模型

依據(jù)圖1的路徑系數(shù)和顯著性水平，刪除影響不顯著的路徑（促成因素→體力活動），可以看出傾向因素和強(qiáng)化因素對于體力活動均有著直接的影響；強(qiáng)化因素通過促成因素和傾向因素對體力活動又發(fā)揮間接的作用；強(qiáng)化因素通過傾向因素對體力活動產(chǎn)生影響；總體來看，強(qiáng)化因素通過多途徑影響體力活動，對體力活動水平起著重要的影響作用。

從理論上講，傾向因素是青少年體力活動行為改變的直接發(fā)起點，青少年的興趣、態(tài)度、信念、價值判斷、運動認(rèn)知、自我效能等內(nèi)在因素直接決定青少年能否產(chǎn)生體力活動行為。然而本研究發(fā)現(xiàn)強(qiáng)化因素，也就是父母、教師、同伴的影響對青少年體力活動行為產(chǎn)生了直接的作用。分析認(rèn)為，這種原因的產(chǎn)生是由于青少年仍處于生長發(fā)育時期，不具備成年人的邏輯思維和推斷能力，不了解體力活動行為的改變會給自己帶來的益處，他們的體力活動行為更依賴于學(xué)校教師的督促作用、父母與同伴在行為和語言上的激勵，顯然，在青少年時期的體力活動行為改變上，更應(yīng)當(dāng)關(guān)注強(qiáng)化因素的作用。

促成因素作為青少年體力活動行為改變的物質(zhì)環(huán)境因素，在一定程度上也會影響青少年體力活動行為。研究發(fā)現(xiàn)促成因素對于青少年身體活動行為無直接影響，而是通過傾向因素間接地影響著身體活動。在青少年體力活動行為影響中，物質(zhì)環(huán)境如體育活動場館、器材等作為物質(zhì)保障因素，必須在青少年主動參與到體力活動中去才會產(chǎn)生一定的效益。同時，促成因素不能夠直接地影響青少年體力活動行為，而是通過物質(zhì)環(huán)境因素影響著青少年的興趣、認(rèn)知、態(tài)度等因素，從而促進(jìn)青少年體力活動行為的改變。同樣的，強(qiáng)化因素影響著傾向因素，從而影響著青少年體力活動。在強(qiáng)化因素中，父母的關(guān)心和鼓勵，教師的榜樣作用和同伴的成敗信息[11]能夠增強(qiáng)青少年的自我效能、興趣、信念和態(tài)度等。因此強(qiáng)化因素不僅能夠促進(jìn)青少年長期堅持體力活動行為，還能夠通過傾向因素促進(jìn)青少年體力活動行為的發(fā)起。

2.3 青少年體力活動影響因素綜合得分分析依據(jù)各路徑系數(shù)，計算出個影響因素的綜合得分。如表4所示，綜合得分最高的因素是強(qiáng)化因素，分值為0.536；其次分別是傾向因素和促成因素，分值分別是0.260和0.094。依據(jù)分值可以看出對體力活動影響的3個因素中，強(qiáng)化因素產(chǎn)生的綜合影響最大、路徑最多，其次是傾向因素，綜合影響最小的是促成因素。另外，強(qiáng)化因素通過各途徑影響體力活動的過程中，通過傾向因素對體力活動影響是0.122，而通過促成因素和傾向因素對體力活動的影響僅為0.084。

通過路徑系數(shù)綜合得分可以看出青少年身體活動行為的影響因素的重要程度從高到低依次是強(qiáng)化因素、傾向因素和促成因素?？梢苑从吵鲈谀壳暗那嗌倌晟眢w活動行為的改變上，父母的督促和鼓勵、教師的督促作用和同伴的影響作用是非常重要的，即人際環(huán)境的影響非常重要。促成因素作為綜合程度影響最低的因素，反映出學(xué)校和社區(qū)的體育活動設(shè)施和場地充足，能夠保障青少年的體育活動需求。學(xué)校體育課能夠按量開足，保障青少年動作技能的發(fā)展，同時還能夠營造良好的體育鍛煉氛圍。因此，促成因素在青少年體力活動影響中不處于主導(dǎo)地位。在現(xiàn)階段的青少年身體活動促進(jìn)工程中應(yīng)更多地關(guān)注青少年傾向因素的發(fā)展，注重青少年自覺自主地參與體力活動行為，有利于青少年體力活動行為參與的可持續(xù)發(fā)展和長期保持。因此，本研究啟示我們在接下來的青少年體力活動促進(jìn)工程中應(yīng)更多地關(guān)注人際關(guān)系影響和其運動動機(jī)促進(jìn)，在青少年體育鍛煉的促進(jìn)上應(yīng)由硬件保障向個人內(nèi)在動機(jī)轉(zhuǎn)變，更加關(guān)注行為改變。

表4 青少年體力活動影響因素關(guān)系得分

3 結(jié) 論

青少年體力活動受傾向因素、促成因素和強(qiáng)化因素的多維度影響；強(qiáng)化因素對體力活動產(chǎn)生直接和間接的影響，傾向因素直接影響體力活動行為，促成因素通過傾向因素對體力活動行為產(chǎn)生間接影響；強(qiáng)化因素發(fā)揮主導(dǎo)作用，其次是傾向因素，綜合影響最小的是促成因素。建議青少年體力活動行為促進(jìn)工作應(yīng)按照青少年年齡階段的發(fā)展進(jìn)行，關(guān)注不同階段中青少年體力活動行為的影響因素作用，引導(dǎo)青少年主動、自愿地參與體力活動，關(guān)注青少年體力活動促進(jìn)中的傾向因素發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1] Bristish Heart Foundation.Children and physical activity—policy statement[R].Bristish Heart Foundation，2010.

[2] 高家堯,陳培友.江蘇省青少年日常身體活動狀況研究[J].南京體育學(xué)院學(xué)報(自然科學(xué)版),2015,14(2):103-108.

[3] World Health Organization.Global recommendations on physical activity for health[R].Geneva:WHO Regional Office for Europe，2010.

[4] 陳培友,孫慶祝.青少年體力活動促進(jìn)的社會生態(tài)學(xué)模式構(gòu)建——基于江蘇省中小學(xué)生的調(diào)查[J].上海體育學(xué)院學(xué)報,2014(5):79-84.

[5] Welk G J.The Youth Physical Activity Promotion Model:A Conceptual Bridge between Theory and Practice[J].Quest,1999,51(1) : 5-23.

[6] Dollman J, Lewis NR.Interactions of socioeconomic position with psychosocial and environmental correlates of children’s physical activity:anobservational study of south Australian families[J].International Journal of Behavioral Nutrition Physical Activity,2009,6(1):1-7.

[7] King KM, Ogletree RJ, Fetro JV. Predisposing,reinforcing and enabling predictors of middle school children’s after-school physical activity participation[J].American Journal of Health Education,2011,42(3):142-153.

[8] Rowe DA, Raedeke TD,Wiersma LD.Investigating the youthphysical activity promotion model:internal structure and external validityevidence for a potential measurement model[J].Pediatr Exercise Science,2007,19(4):420-435.

[9] 王香生,黃雅君.香港小學(xué)生體力活動水平的評價:問卷的信度與效度研究[C].第八屆體育科學(xué)大會論文摘要匯編.中國體育科學(xué)學(xué)會,2007:157.

[10] 李海燕.上海市青少年日常體力活動測量方法的研究與應(yīng)用[D].上海:上海體育學(xué)院,2010.

[11] 周基營,張力為.他人成敗信息對認(rèn)知任務(wù)自我損耗效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用[J].體育科學(xué),2016(2):41-50.