武海淼 蘇 晨 李雙強(qiáng)

(北京景山學(xué)校遠(yuǎn)洋分校 北京 100040)

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父母對(duì)青少年體質(zhì)健康影響因素的累積Logit模型分析

武海淼 蘇 晨 李雙強(qiáng)

(北京景山學(xué)校遠(yuǎn)洋分校 北京 100040)

本研究分析父母對(duì)青少年體質(zhì)健康的影響因素。應(yīng)用累積logit模型分析873位青少年及父母對(duì)其體質(zhì)健康的影響。結(jié)果顯示，影響男生體質(zhì)健康的影響因素依次為父母對(duì)學(xué)生體育運(yùn)動(dòng)支持程度、對(duì)學(xué)生身體健康關(guān)注程度和父母體育運(yùn)動(dòng)參與程度，OR值分別為0.412，0.335和0.317；影響女生體質(zhì)健康的影響因素依次為父母對(duì)健康飲食的重視程度和對(duì)學(xué)生身體健康關(guān)注程度，OR值分別為0.435和0.381。研究認(rèn)為，父母對(duì)青少年體質(zhì)健康影響因素具有性別差異，男生以來(lái)自父母的支持為首要因素，女生以父母對(duì)活動(dòng)場(chǎng)所安全性滿意度首要因素。父母對(duì)青少年身體健康關(guān)注程度是學(xué)生體質(zhì)健康重要影響因素。父母參與程度是男生體質(zhì)健康的重要影響因素。

父母；青少年；體質(zhì)健康；影響因素

累積Logit模型分析有序多分類結(jié)果資料的有效統(tǒng)計(jì)方法[1]，彌補(bǔ)了多元逐步回歸及普通(二分類)logistic回歸的弊端，解決了大量的結(jié)果變量為多分類且有序的等級(jí)資料——有序分類結(jié)果(ordinal categorical response)資料。例如：體育教學(xué)方法對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度的影響“非常不顯著、較不顯著、一般、比較顯著、非常顯著”；課外體育活動(dòng)對(duì)學(xué)生體質(zhì)健康的影響效果“非常不顯著、較不顯著、一般、比較顯著、非常顯著”；“陽(yáng)光體育運(yùn)動(dòng)”對(duì)學(xué)生參與體育活動(dòng)時(shí)間效果的影響“非常不顯著、較不顯著、一般、比較顯著、非常顯著”等。對(duì)于這些資料不適合用前述的多元回歸方法處理之(因結(jié)果變量非數(shù)值變量)；若簡(jiǎn)單地將多類結(jié)果并成兩類，用普通logistic回歸分析也不恰當(dāng)，因合并后往往導(dǎo)致大量信息的丟失，且許多資料常常很難找到一個(gè)合適的分界點(diǎn)。

累積Logit模型分析是一種較常用，結(jié)果相對(duì)穩(wěn)定的模型，在行為學(xué)[2-4]、心理學(xué)[5,12]、醫(yī)學(xué)[6-10]、公共衛(wèi)生[11]等領(lǐng)域研究中應(yīng)用較多。青少年體質(zhì)健康的影響因素十分復(fù)雜，體質(zhì)健康受先天、年齡、性別、精神狀態(tài)、生活條件、地理環(huán)境、疾病、體育鍛煉等眾多因素的影響。對(duì)于處于義務(wù)教育階段的青少年而言，學(xué)生在學(xué)校接受統(tǒng)一的教學(xué)，課后回到家中，家庭無(wú)疑是青少年主要的生活環(huán)境。青少年體質(zhì)健康的某些差異可能就是來(lái)自于父母的影響，但這種影響對(duì)學(xué)生體質(zhì)健康造成多大的改變目前還不得而知。本文研究在基于累積Logit模型基礎(chǔ)上分析父母對(duì)青少年體質(zhì)健康的影響因素進(jìn)行研究。

一、研究方法

(一)研究樣本

本文對(duì)北京市5所初中學(xué)校初一、初二年級(jí)學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，每個(gè)學(xué)校每個(gè)年級(jí)隨機(jī)調(diào)查男生40人，女生40人。由于雙親家庭學(xué)生身體健康狀況明顯優(yōu)于單親家庭學(xué)生[13-14]，本文研究中排除單親家庭學(xué)生，不合格問(wèn)卷，剩余有效樣本873名學(xué)生。調(diào)查分文現(xiàn)場(chǎng)測(cè)得學(xué)生體質(zhì)健康結(jié)果和通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查得到青少年體質(zhì)健康影響因素的相關(guān)結(jié)果。

(二)模型構(gòu)造

對(duì)于每個(gè)可能的等級(jí)，反應(yīng)變量Y≤j的概率是累積率(cumulative probability)，則第j等級(jí)(j=1，2，……，J)的累積概率為：

P(Y≤j)=P1+P2+…+Pj，j=1，2，…，J

用累積概率可將累積Logit模型表示為：

本研究中，自變量X是學(xué)生體質(zhì)健康各相關(guān)因素，反應(yīng)變量Y是學(xué)生體質(zhì)健康測(cè)試結(jié)果，j=1，2，3和4分別為不及格、及格、良好和優(yōu)秀4個(gè)有序的等級(jí)水平。

(三)研究工具

使用SAS9.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析與處理。

二、研究結(jié)果

本文調(diào)查及測(cè)試對(duì)象為初中一、二年級(jí)的學(xué)生，在初始分析中，發(fā)現(xiàn)在控制其它因素影響之后，不同性別學(xué)生之間的體質(zhì)健康存在差異，這也與陳潤(rùn)等人(2010)對(duì)學(xué)生不同性別體質(zhì)健康基于學(xué)校的影響因素存在差異結(jié)果相同[15]。在針對(duì)學(xué)生體質(zhì)健康干預(yù)實(shí)驗(yàn)中也顯示，不同方式的有氧體育鍛煉在改善不同性別的大學(xué)生身心健康狀況方面表現(xiàn)出不同效果[16]。性別差異導(dǎo)致的體質(zhì)健康差異可以作為客觀因素來(lái)分析。基于此，本文將學(xué)生分為男、女生兩個(gè)組別分別進(jìn)行模型擬合，以便篩選影響各組學(xué)生體質(zhì)健康的重要因素。模型對(duì)自變量進(jìn)行篩選，指定變量納入標(biāo)準(zhǔn)為0.05，排除標(biāo)準(zhǔn)為0.10。

(一)初中男生體質(zhì)健康影響因素

初中男生的數(shù)據(jù)擬合得到Logistic回歸方程，對(duì)方程進(jìn)行似然比檢驗(yàn)χ2=23.9848，P<0.0001，說(shuō)明至少有一個(gè)自變量的偏回歸系數(shù)不為0，方程具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。累積Logit回歸模型分析可以找出影響因素并可以根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)βk的大小判斷各個(gè)因素作用大小，初中男生的體質(zhì)健康受到3個(gè)主要因素的影響，各因素的作用按照由大到小依次是：父母對(duì)學(xué)生體育運(yùn)動(dòng)支持程度、父母對(duì)學(xué)生身體健康關(guān)注程度、父母體育運(yùn)動(dòng)參與程度。

表1中的OR值可以對(duì)自變量的作用進(jìn)行定量分析，在控制其他影響因素的前提下，初中男生父母對(duì)學(xué)生體育運(yùn)動(dòng)支持程度每降低一個(gè)等級(jí)其體質(zhì)健康傾向優(yōu)秀的比數(shù)是前一等級(jí)的0.412倍，說(shuō)明學(xué)生獲得父母支持參與體育運(yùn)動(dòng)的程度越高，學(xué)生體質(zhì)健康狀況越好；父母對(duì)對(duì)生健康關(guān)注的程度每降低一個(gè)等級(jí)其體質(zhì)健康傾向優(yōu)秀的比數(shù)是前一等級(jí)的0.335倍數(shù)，說(shuō)明學(xué)生身體健康獲得父母關(guān)注程度越高，學(xué)生體質(zhì)狀況越好；父母參與體育運(yùn)動(dòng)的程度每降低一個(gè)等級(jí)學(xué)生體質(zhì)健康傾向優(yōu)秀的比數(shù)是前一等級(jí)的0.317倍，說(shuō)明父母參與體育運(yùn)動(dòng)越高，學(xué)生體質(zhì)狀況越好。

(二)初中女生體質(zhì)健康的影響因素

初中女生的數(shù)據(jù)擬合得到Logisitc回歸方程，對(duì)方程進(jìn)行似然比檢驗(yàn)χ2=23.4682，P<0.0001，初中女生的體質(zhì)健康受到2個(gè)主要因素的影響，各因素的作用按照由大到小依次是：父母對(duì)健康飲食的重視程度、父母對(duì)學(xué)生身體健康關(guān)注程度。

表2中的OR值可以對(duì)自變量的作用進(jìn)行定量分析，在控制其他影響因素的前提下，初中男生父母對(duì)學(xué)生體育運(yùn)動(dòng)支持程度每降低一個(gè)等級(jí)其體質(zhì)健康傾向優(yōu)秀的比數(shù)是前一等級(jí)的0.452倍，說(shuō)明學(xué)生獲得父母支持參與體育運(yùn)動(dòng)的程度越高，學(xué)生體質(zhì)健康狀況越好；父母對(duì)學(xué)生健康關(guān)注的程度每降低一個(gè)等級(jí)其體質(zhì)健康傾向優(yōu)秀的比數(shù)是前一等級(jí)的0.341倍數(shù)，說(shuō)明學(xué)生身體健康獲得父母關(guān)注程度越高，學(xué)生體質(zhì)狀況越好。

表1 初中男生體質(zhì)健康累積Logit模型參數(shù)估計(jì)

表2 初中女生體質(zhì)健康累積Logit模型參數(shù)估計(jì)

三、分析與討論

父母支持是影響青少年體力活動(dòng)水平的重要相關(guān)因素[17-18]。父母體力活動(dòng)的參與程度是孩子參與體力活動(dòng)的重要紐帶[19]。尤其是女生體力活動(dòng)場(chǎng)所的安全性有助于減少家長(zhǎng)對(duì)學(xué)生體力活動(dòng)的限制[20]。父母的健身知識(shí)可以促進(jìn)學(xué)生進(jìn)行體力活動(dòng)[21]。

將學(xué)生分為男生和女生兩組分別進(jìn)行影響因素分析發(fā)現(xiàn)，影響初中男女學(xué)生體質(zhì)健康狀況的因素是有差異的。如對(duì)于男生，父母對(duì)學(xué)生體育運(yùn)動(dòng)支持程度是男生體質(zhì)健康的首要影響因素；而女生則是父母對(duì)健康飲食的重視程度是其體質(zhì)健康的重要因素。男女生的這種差異一方面是由于自身的因素，即男生更容易參與到體育運(yùn)動(dòng)中去，而女生在同樣支持的情況下卻沒(méi)有對(duì)體質(zhì)健康產(chǎn)生較為明顯的影響。

累積Logit模型的參數(shù)估計(jì)采用極大似然法，參數(shù)β描述的自變量Xk改變一個(gè)自變量時(shí)，反應(yīng)變量≤j的對(duì)數(shù)比數(shù)比，也就是說(shuō)β反應(yīng)了自變量對(duì)反應(yīng)類別≤j的效應(yīng)大小，該模型適用于學(xué)生體質(zhì)健康資料的分析。本研究采用累積Logit模型擬合Logistic回歸方程對(duì)學(xué)生體質(zhì)健康資料進(jìn)行分析，能有效篩選出有意義的影響因素，從而更好的為決策者提供理論依據(jù)。

四、結(jié)論

(1)父母對(duì)青少年體質(zhì)健康影響因素具有性別差異，男生以來(lái)自父母的支持為首要因素，女生以父母對(duì)活動(dòng)場(chǎng)所安全性滿意度為首要因素。

(2)父母對(duì)青少年身體健康關(guān)注程度是學(xué)生體質(zhì)健康重要影響因素。

(3)父母參與程度是男生體質(zhì)健康的重要影響因素。

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