趙洪波， 徐 典

(遼寧師范大學 體育學院，遼寧 大連 116029)

2014年，教育部頒布的《關(guān)于全面深化課程改革 落實立德樹人根本任務(wù)的意見》中明確指出：“要加快制定學生核心素養(yǎng)體系，并把核心素養(yǎng)落實到學科教學中，促進學生全面而有個性的發(fā)展.”[1]提升學生體育與健康核心素養(yǎng)水平是現(xiàn)階段我國體育教學改革應(yīng)實現(xiàn)的首要目標，也是促進體育課程改革的強大動力.健康行為作為體育與健康核心素養(yǎng)的重要組成部分，是指個體根據(jù)相關(guān)理論知識與實際經(jīng)驗對增強體質(zhì)和維持身心健康所采用的活動，是實現(xiàn)體育教學目標、促進學生體育核心素養(yǎng)形成的重要環(huán)節(jié)[2].本文以積極貫徹體育學科核心素養(yǎng)為目標，構(gòu)建中學生健康行為評價模型，使復雜的影響因素更加清晰、具體，進而厘清影響中學生健康行為諸因素之間的相互關(guān)系，從而為中學生健康行為的養(yǎng)成提供有效的指導，以促進學校體育教學目標的實現(xiàn)，為推進我國體育教學改革提供綿薄之力.

1 研究對象與研究方法

1.1 研究對象

本研究以中學生健康行為評價模型為研究對象.

1.2 研究方法

1.2.1 文獻資料法

以中國知網(wǎng)作為文獻檢索的數(shù)據(jù)庫，分別以“健康行為”“體育健康行為”“健康行為模型”等關(guān)鍵詞進行檢索，檢索到1 037篇論文，以此作為本研究的理論基礎(chǔ).

1.2.2 問卷調(diào)查法

(1)問卷編寫

通過編制的“中學生健康行為評價維度”，訪談了相關(guān)領(lǐng)域多位專家和優(yōu)秀體育教師，根據(jù)提出的意見和建議，對中學生健康行為評價指標進行了多輪修改.結(jié)合前期相關(guān)資料的收集與整理，最后確定了5個二級指標和20個三級指標的內(nèi)容結(jié)構(gòu)體系.根據(jù)三級指標編制了《中學生健康行為評價指標調(diào)查問卷》初稿，包括20個題項，并進行了預調(diào)查.預調(diào)查回收后，對調(diào)查結(jié)果進行分析研究，并對內(nèi)容進行適當修改.最終，確定20個題項收錄到最終調(diào)查問卷之中.

(2)問卷的發(fā)放

依據(jù)社會學調(diào)查方便抽樣原則，以電子版和紙質(zhì)版問卷結(jié)合的調(diào)查形式，采用分層隨機抽樣的方法分別在大連市5個區(qū)，每個區(qū)隨機抽取2所初中、2所高中(1所普通、1所重點)共20所學校的學生為調(diào)查對象，共發(fā)放問卷1 400份,回收問卷1 378份.其中,有效問卷1 332份，回收有效率為96.66%.其中，男生718人，女生614人，調(diào)查對象的平均年齡為(15.05±1.46)歲.

1.2.3 數(shù)理統(tǒng)計法

運用SPSS 25.0軟件對數(shù)據(jù)異常值、缺失值及標準化進行分析處理，借助AMOS 21.0構(gòu)建中學生健康行為評價模型以揭示潛變量之間的關(guān)系以及潛變量與觀測變量之間的關(guān)系，為中學生健康行為能力的培養(yǎng)提供理論基礎(chǔ).AMOS軟件相較于其他統(tǒng)計軟件最大的優(yōu)勢在于可以同時進行多變量分析，是以拖動鼠標的方式構(gòu)建視覺化清晰的路徑圖建立結(jié)構(gòu)方程模型，以檢測變量間關(guān)系的系數(shù)和顯著性.比傳統(tǒng)的多變量統(tǒng)計分析更準確，以繪圖的方式來建立模型，不僅易于操作，而且更加直觀[3].

2 中學生健康行為評價指標初擬

基于以往有關(guān)體育核心素養(yǎng)、健康行為以及體育健康行為的研究成果，并結(jié)合季瀏教授對《我國普通高中體育與健康課程標準》的解讀[2]，本著科學性、系統(tǒng)性及可操作性原則，遵照新版《課程標準(2017版)》相關(guān)要求，設(shè)計中學生健康行為各級評價指標.采用專家訪談法對15位專家進行3輪調(diào)查，前2輪專家建議結(jié)果見表1和表2.

表1 第1輪專家修改意見表(n=15)

表2 第2輪專家修改意見表(n=15)

通過前2輪調(diào)查，部分專家給出了針對性意見.例如,針對指標“家長的教育”，提出該指標設(shè)計不夠全面，除了在教育方面的輔導，其他方面也會對學生產(chǎn)生影響；在指標“安全隱患的預防”中，認為出現(xiàn)安全隱患不僅僅需要預防，正確的處理同樣重要，需補充完整等；認為指標“學校環(huán)境的影響”描述的不夠精確，在實際的操作中，指標設(shè)計需要更加具體，建議更改為“學校體育氛圍”.結(jié)合專家的建議對相關(guān)指標進行相應(yīng)的修正.最后對15位專家進行第3輪調(diào)查，最終擬定5項二級指標和20項觀測指標的中學生健康行為評價體系(表3).

表3 中學生健康行為評價指標體系(初擬)

3 中學生健康行為評價指標體系的優(yōu)化

3.1 信度檢驗

信度檢驗指對測量結(jié)果一致性或可靠性的測量.本研究運用AMOS 21.0軟件采用極大似然法對問卷信度進行檢驗.在檢驗之前，需考慮問卷適配度是否合理，選用以下指標對數(shù)據(jù)進行適配度檢測：絕對擬合度指標有X2/DF、RMSEA、RMR、GFI等；增值擬合度指標有CFI、IFI；簡約擬合度指標有PNFI、PGFI等.對數(shù)據(jù)進行檢驗結(jié)果如表4所示.

表4 問卷適配度驗證表

如表4所示，卡方自由度比值為2.808，小于3.000，表示問卷適配度良好，其他指標均處于可接受水平，說明假設(shè)理論模型與實際數(shù)據(jù)之間契合較高，模型結(jié)果較有說服力.在此基礎(chǔ)上，運用SPSS 25.0軟件測量問卷的Cronbach’α系數(shù)和AMOS 21.0測量問卷的組合信度，兩者相結(jié)合以作為問卷的信度檢驗.

通過SPSS 25.0測得整體的Cronbach’α系數(shù)為0.947(表5)，表明量表的測量總體具有較好的信度.而運用AMOS 21.0測量問卷的結(jié)構(gòu)信度(表6)結(jié)果顯示，問卷模型由5個因子構(gòu)成，共20個題項，各測量題項的標準化因素負荷值均大于0.5，臨界比率C.R.均大于1.96，且均在0.001水平較顯著.此外，因子的組合信度均大于0.7，說明模型的組合信度良好.

表5 克朗巴哈系數(shù)表

表6 問卷結(jié)構(gòu)信效度表

注：***表示在0.001水平上顯著，下同

3.2 效度檢驗

效度檢驗指對測量結(jié)果有效性的檢測.量表的效度由結(jié)構(gòu)效度和內(nèi)容效度構(gòu)成[4].量表的題項是基于前人研究結(jié)果，參考專家調(diào)查意見，結(jié)合中學生學習特點編制而成，以保證量表的內(nèi)容效度.結(jié)構(gòu)效度由區(qū)別效度和收斂效度構(gòu)成,收斂效度以各變量標準化因子載荷值表示[4].由表6可知，各變量的因子載荷介于0.707～0.858之間，達到標準值0.7以上.量表的區(qū)別效度則通過AVE的平方根與變量的相關(guān)性進行檢驗.AVE表示平均變異數(shù)抽取量值，若各變量的AVE值的平方根均大于該變量與其他變量的相關(guān)系數(shù)值，說明此測量量表的判別效度較好.如表7顯示，潛變量的最小平均方差抽取量AVE正平方根為0.777，最大的相關(guān)系數(shù)為0.705.最小平均方差抽取量AVE正平方根大于最大相關(guān)系數(shù)，說明模型具有良好的區(qū)分效度.

表7 健康行為潛變量間區(qū)分效度檢驗表

3.3 探索性因子分析

探索性因子分析法(Exploratory Factor Analysis，EFA)是一種依據(jù)多元觀測變量的本質(zhì)結(jié)構(gòu)，對觀測變量進行降維處理，進而將處于錯綜復雜關(guān)系之中的變量歸類為幾個核心因子的技術(shù)[5].本研究采用主成分分析法和方差極大正交旋轉(zhuǎn)法提取因子，對20條題項進行進一步篩選.結(jié)果顯示，KMO檢驗值為0.947的公共維度，大于標準值0.7，符合提取要求.巴特利特球檢驗的近似值為3 425.071，達到非常顯著水平，自由度為249(P>0.001).對20項條目進行探索性因子分析，提取標準設(shè)定為特征值大于1，結(jié)果提取出主成分因子5個(圖1)，作為對應(yīng)健康行為評價模型中的5個潛變量.潛變量的總方差解釋值達到65.52%，大于標準值50%.對所提取的5個因子進行方差最大化旋轉(zhuǎn)，得到旋轉(zhuǎn)成分矩陣(表8).結(jié)果顯示，因子載荷均為正值，且均大于可接受標準0.5，說明模型通過結(jié)構(gòu)效度檢驗.通過上述檢驗，包含20條題項的《中學生健康行為調(diào)查問卷》符合要求，能夠進行驗證性因子分析.

圖1 主成分分析碎石圖

表8 旋轉(zhuǎn)成分矩陣表

4 中學生健康行為評價模型的構(gòu)建

4.1 結(jié)構(gòu)方程模型簡述

結(jié)構(gòu)方程模型是以定量研究為目的，對假設(shè)模型做出客觀評價，是驗證潛變量和觀測變量之間的相互關(guān)系，以測量觀測變量推斷潛變量對假設(shè)模型進行驗證的多元統(tǒng)計分析方法[6].在SEM中，依據(jù)指標體系構(gòu)建評價模型后，用量化數(shù)據(jù)的方法對評價模型進行驗證，以得到變量與變量之間的路徑系數(shù)[7].路徑系數(shù)不但是指標權(quán)重的重要依據(jù)，還是評價不同指標作用的重要參考.驗證性因子分析(Confirmatory Factor Analysis)作為結(jié)構(gòu)方程模型分析的一項重要功能，是探索與實際數(shù)據(jù)的契合度以及觀測變量是否能有效表述潛變量的一種因子分析程序[8].本研究以結(jié)構(gòu)方程模型中的驗證性因子分析對評價模型的真實度和適配度進行檢驗.

4.2 假設(shè)模型的提出

根據(jù)中小學生健康行為相關(guān)研究成果及探索性因子分析的結(jié)果，對中學生健康行為評價模型提出以下假設(shè):中學生健康行為含有5個一階因子：體育鍛煉意識、體育鍛煉習慣、健康知識、情緒調(diào)控及環(huán)境適應(yīng)，20個觀測指標(K1～K20)以及一階因子和觀測指標的殘差項(e1～e25).根據(jù)驗證性因子分析的結(jié)果，得出中學生健康行為評價模型假設(shè)如圖2所示.

圖2 中學生健康行為假設(shè)模型圖

4.3 結(jié)構(gòu)模型的驗證性因子分析

對于初擬的評價模型及其假設(shè)，需運用AMOS軟件對各種變量進行驗證分析.健康行為是外因潛變量，體育鍛煉意識、體育鍛煉習慣、健康知識、情緒調(diào)控、環(huán)境適應(yīng)為內(nèi)因潛變量.運用AMOS 21.0軟件，構(gòu)建體育核心素養(yǎng)下中學生健康行為評價指標模型，并采用極大似然法對所構(gòu)建的假設(shè)模型進行檢驗[9].導入數(shù)據(jù)后，由標準化路徑顯示二階模型顯著，再根據(jù)擬合指數(shù)配適度擬合結(jié)果結(jié)合模型參數(shù)估計值可得，X2/DF值=3.353(>3)，AGFI值=0.891，兩者未達到適配標準，RMSEA值為0.062，且滿足<0.8標準，其他擬合指標符合適配標準.根據(jù)圖2模型顯示，變量間影響水平顯著，但部分指標適配度未達到要求，所以需要對模型進行進一步擬合修正.

4.4 MI優(yōu)化及擬合結(jié)果

運用MI(Modification Indices)修正指數(shù)對模型進行優(yōu)化,借助AMOS軟件中的“Modification indices”功能可知模型的修正系數(shù)(MI系數(shù))[10].其中，基礎(chǔ)健康知識淡泊(K9)的殘差e9與體育鍛煉及知識的體驗(K10)的殘差e10的MI系數(shù)值為21.170，為最大的值，表明將觀測變量基礎(chǔ)健康知識淡泊(K9)和體育鍛煉及知識的體驗(K10)之間建立殘差的相關(guān)路徑，得到新模型的卡方值與原模型的卡方值比較會有較大的減小.說明基礎(chǔ)健康知識淡泊(K9)和體育鍛煉及知識的體驗(K10)之間的相關(guān)性較高.從體育教學的實踐中分析，健康知識基礎(chǔ)理論是健康知識相關(guān)內(nèi)容體驗的基礎(chǔ)，同理，健康知識相關(guān)內(nèi)容的體驗也會有助于健康知識基礎(chǔ)理論內(nèi)容的掌握，從而會進一步加強健康知識基礎(chǔ)理論的學習.因此，本研究需要對殘差e9和殘差e10建立相關(guān)性系數(shù).基于以上分析，將模型中MI修正系數(shù)較高的觀測變量間建立殘差相關(guān)路徑，最終得到中學生健康行為評價模型修正擬合圖(圖3).

圖3 健康行為模型擬合模型圖

修正好的模型擬合優(yōu)度結(jié)果如表9所示，卡方自由度比值為2.776 ，小于3.000，表示模型適配度良好.再從其他適配度指標看，各指標表現(xiàn)良好，總體上模型擬合情況較佳，說明假設(shè)理論模型與實際數(shù)據(jù)之間契合較高，模型結(jié)果較有說服力.

綜上所述，對中學生健康行為結(jié)構(gòu)模型假設(shè)與所得數(shù)據(jù)之間擬合優(yōu)度呈現(xiàn)良好水平，各項指標在可接受范圍內(nèi)，表明前文理論模型的假設(shè)成立.

表9 模型整體擬合優(yōu)度分析表

5 中學生健康行為結(jié)構(gòu)模型的分析

5.1 評價指標的相關(guān)性分析

結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)中的路徑系數(shù)是指各變量之間相互關(guān)系的反應(yīng)，路徑系數(shù)的值越大，則表示變量與變量之間的相互影響越深入[11]，所以建立路徑系數(shù)的評價標準(表10)能夠更好地體現(xiàn)觀測指標和潛變量之間的關(guān)系.對中學生健康行為評價模型進一步擬合優(yōu)化整理后，得出健康行為擬合模型圖及模型標準路徑系數(shù)表(表11).

表10 路徑系數(shù)判別標準

表11 模型標準路徑系數(shù)表

本研究運用AMOS 21.0軟件繪制出健康行為評價模型，并導入相關(guān)數(shù)據(jù)，計算分析后得出適配度良好的評價模型的路徑系數(shù).由表11可以看出，5個二階因子的路徑系數(shù)全部大于0.8，說明5個二階因子對健康行為的影響均較大.而20個觀測指標的路徑系數(shù)全部大于0.7，說明觀測指標能夠很好地表達各潛變量的含義.而P值趨于無限小，說明檢測結(jié)果高度顯著.通過上述分析得出，假設(shè)的評價模型成立.通過對中學生健康行為評價模型的優(yōu)化修正和實踐，確定了中學生健康行為包括5個潛在變量和20個觀測變量，且5個潛變量和20個觀測變量對健康行為均具有正向影響.

5.2 評價指標的權(quán)重分析

本文采用相關(guān)性權(quán)重法計算指標權(quán)重，根據(jù)圖3各指標間的路徑系數(shù)計算各指標的權(quán)重系數(shù)[12].首先對二級指標和觀測指標權(quán)重的計算公式進行設(shè)定如下(式(1)、式(2)、式(3)).根據(jù)路徑系數(shù)(表11所示)，結(jié)合公式計算出各指標的權(quán)重值[12].根據(jù)評價指標實證優(yōu)化的結(jié)果,將中學生健康行為評價指標體系確定為三級體系，包括一級指標健康行為，5個二級指標及與之相對應(yīng)的觀測指標.

二級指標權(quán)重值計算公式:

(1)

其中，k表示三級指標代號，T表示三級指標，Tmk表示第m個二級指標對應(yīng)的第k個三級指標，W(Tmk)表示對應(yīng)的權(quán)重值，R(Tmk)表示對應(yīng)的路徑系數(shù)，k表示對應(yīng)三級指標個數(shù).

三級指標權(quán)重值計算公式:

(2)

其中，m表示二級指標代號，n表示二級指標的個數(shù)，W表示權(quán)重值，R表示路徑系數(shù)，F(xiàn)表示二級指標,Fm表示第m個二級指標，R(Fm)表示第m個二級指標路徑系數(shù)，W(Fm)表示第m個二級指標的權(quán)重值.

綜合權(quán)重值計算公式:

Wmk=W(Fm)×W(Tmk).

(3)

其中，Wmk為每個三級指標的綜合權(quán)重值，表示二級和三級指標的權(quán)重值之積.

根據(jù)上述計算公式，依次計算出健康行為評價指標體系權(quán)重值(表12所示).

表12 健康行為指標評價模型權(quán)重表

如表12所示，情緒控制、健康知識、體育鍛煉意識、環(huán)境適應(yīng)及體育鍛煉習慣5個潛變量的比重依次為0.204、0.201、0.200、0.198、0.197.可以看出情緒控制對健康行為影響最大，其次為健康知識和體育鍛煉意識，最后為環(huán)境適應(yīng)和體育鍛煉習慣.所以，將某一中學生健康行為的評價公式可確定為

健康行為成績=情緒控制×0.204+體育鍛煉意識×0.200+體育鍛煉習慣×0.197+健康知識×0.201+環(huán)境適應(yīng)×0.198.

(4)

結(jié)果顯示，中學生健康行為的影響因素眾多， 5因素對健康行為均產(chǎn)生較大影響.

6 中學生健康行為評價模型的各指標關(guān)系分析

健康行為評價指標涉及范圍較廣，以中學生健康行為評價理論模型為基點，從中學生情緒控制、體育鍛煉意識、體育鍛煉習慣、健康知識掌握和運用以及環(huán)境適應(yīng)5要素深入分析中學生健康行為評價指標間的相互作用關(guān)系.

6.1 潛在變量間的路徑分析

在健康行為各二級指標中，健康知識對中學生健康行為的影響較大，路徑系數(shù)為0.830，權(quán)重系數(shù)為0.201. 健康知識是提升中學生體育核心素養(yǎng)的前提，也是促進中學生健康行為養(yǎng)成的基礎(chǔ).健康知識的掌握和運用是指中學生在日常生活和體育鍛煉中能夠?qū)W習相關(guān)知識，并運用這些知識進行積極鍛煉.健康是人追求的目標和權(quán)利，是人生最寶貴的財富，健康知識的掌握和運用不僅是維護健康的需要，也是每名中學生所必須具備的文化素養(yǎng).

在健康行為各影響因素中，情緒控制對中學生健康行為能力影響最大，路徑系數(shù)為0.841，權(quán)重占比為20.4%.情緒控制是指在日常生活和鍛煉中，當外部環(huán)境對人產(chǎn)生不利的影響時，人們能夠合理控制并采用適當手段宣泄這種不良情緒.消極情緒的增加和不適當?shù)男箤€體危害巨大.因此，在日常生活和體育鍛煉中，應(yīng)指導中學生采用適當?shù)姆绞桨l(fā)泄消極情緒，提升中學生對不良情緒的控制能力.

環(huán)境適應(yīng)的路徑系數(shù)為0.816，權(quán)重占比為19.8%.環(huán)境適應(yīng)對中學生健康行為影響較顯著.環(huán)境適應(yīng)是指人們能夠以最快的速度融入新領(lǐng)域、新環(huán)境，并與其他人“打成一片”.它已經(jīng)成為衡量社會精英人士的一項重要指標，當前學生因不適應(yīng)環(huán)境而被迫退學的例子屢見不鮮.因此，加強中學生的環(huán)境適應(yīng)能力，發(fā)展健康行為能力水平，能夠為中學生的生活、運動以及學習提供更優(yōu)質(zhì)的保障.

體育鍛煉意識是指個體對參加體育鍛煉重要性的認識，是中學生積極主動參與體育鍛煉的保障，也是促進健康行為的關(guān)鍵，路徑系數(shù)為0.826，權(quán)重占比為20.0%.體育鍛煉意識是中學生在接觸和了解體育活動過程中，自覺形成的一種對體育的態(tài)度或價值觀念.其形成和發(fā)展離不開物質(zhì)基礎(chǔ)和環(huán)境影響，而體育鍛煉意識高度集中之后，對環(huán)境和物質(zhì)條件又會有直接的影響，并形成自覺、能動的體育鍛煉行為[13].意識決定行為，對中學生而言，只有自覺養(yǎng)成體育鍛煉意識，形成良好的體育鍛煉行為，才能夠更有效地發(fā)展身體健康和心理健康，提升自身的健康行為水平.

體育鍛煉習慣是中學生健康行為的重要影響因素，路徑系數(shù)為0.811，權(quán)重占比為19.7%.體育鍛煉習慣是指在長期的體育鍛煉過程中逐漸形成的，具有內(nèi)在需要的、比較穩(wěn)固的、自覺參與的行為方式，是促進中學生健康行為的重要保證.體育鍛煉習慣能夠為中學生養(yǎng)成良好健康行為水平提供有利條件，也為學生終身體育的形成奠定基礎(chǔ).

6.2 潛在變量和觀測變量間的路徑分析

在體育鍛煉意識各指標中，對體育鍛煉的興趣和愛好程度對體育鍛煉意識影響最顯著，路徑系數(shù)為0.858，影響權(quán)重占比為25.62%，綜合權(quán)重為0.051 2，表明對體育鍛煉的興趣和愛好程度是影響體育鍛煉意識的第一要素.在中學階段，學生的心理在沒有完全發(fā)育成熟時，興趣和愛好作為驅(qū)使學生的第一動力能夠提高學生參加體育鍛煉的意識，堅定參與體育鍛煉的決心，促進良好健康行為的養(yǎng)成.

在體育鍛煉習慣各觀測指標中，對體育鍛煉重要性和價值的認識水平是體育鍛煉習慣影響最為顯著的因素，路徑系數(shù)為0.809.重要性和價值的認識是產(chǎn)生某一行為的基礎(chǔ)，中學生只有正確地認識體育鍛煉的重要性，明確體育鍛煉對自身的價值，從某種程度上能夠驅(qū)使學生更自覺地參加體育鍛煉，養(yǎng)成參加體育鍛煉的習慣.

在環(huán)境適應(yīng)各項指標中，人際關(guān)系的處理能力是影響中學生環(huán)境適應(yīng)的首要指標，路徑系數(shù)為0.842，影響權(quán)重占比為26.20%，綜合權(quán)重為0.051 9.人際關(guān)系是人與人之間通過交往與相互作用而形成直接的社會關(guān)系，這種關(guān)系會對人們的心理產(chǎn)生直接影響，人際關(guān)系的好壞在很大程度上影響著中學生的環(huán)境適應(yīng)能力[14].由于人際關(guān)系處理能力較差，使中學生對新伙伴、新同學產(chǎn)生排斥的心理，導致無法適應(yīng)陌生的體育鍛煉環(huán)境，抗拒體育鍛煉.所以在日常的生活和學習中，體育教師和家長要培養(yǎng)中學生正確處理人際關(guān)系，提高環(huán)境適應(yīng)能力，以促進中學生健康行為的養(yǎng)成.

健康知識的各觀測指標中，正確處理安全隱患對健康知識有著舉足輕重的影響，路徑系數(shù)為0.833，三級指標權(quán)重為26.84%，綜合權(quán)重為0.054 0.正確處理安全隱患在健康知識中占比最大.在出現(xiàn)安全隱患后，中學生能夠用科學的方式處理，為自身的治療和康復打下良好的基礎(chǔ)，也間接地影響著周圍人群的健康水平.

情緒調(diào)控中的各項觀測指標，運動焦慮的合理發(fā)泄對情緒調(diào)控影響效果明顯.其路徑系數(shù)為0.826，權(quán)重占比為25.60%，綜合權(quán)重為0.052 2.運動焦慮的合理發(fā)泄對情緒控制占比最大.研究表明，焦慮包含緊張、憤怒、不安、懼怕等，這些情緒常常以消極的狀態(tài)影響著中學生體育鍛煉[15].體育鍛煉中，應(yīng)培養(yǎng)中學生對情緒的合理調(diào)控，以促進中學生健康行為的養(yǎng)成.

7 結(jié)論與建議

7.1 結(jié) 論

本文以體育核心素養(yǎng)為研究基礎(chǔ)，以中學生健康行為為切入點，借助SPSS和AMOS軟件的應(yīng)用優(yōu)勢，結(jié)合實際經(jīng)驗，通過對模型進行探索性因子分析、驗證性因子分析以及對結(jié)構(gòu)模型的擬合優(yōu)化等，構(gòu)建了包括5個二級指標和20個三級指標的中學生健康行為評價模型.其中，權(quán)重系數(shù)由大到小依次為情緒調(diào)控、健康知識、體育鍛煉意識、環(huán)境適應(yīng)以及體育鍛煉習慣.中學生健康行為評價指標眾多，模型的構(gòu)建有利于系統(tǒng)分析指標間相互作用關(guān)系，以期為體育教學改革提供理論指導，促進中學生健康行為的養(yǎng)成.

7.2 建 議

現(xiàn)今我國大力推進基礎(chǔ)教育改革，在此背景下教師應(yīng)不斷提升自身素養(yǎng)水平，加強學科核心素養(yǎng)相關(guān)理論的研究.在對中學生健康行為進行評價時要注意以下幾點：①體育教學中，注重培養(yǎng)中學生的團隊意識；②促進理論與實踐緊密結(jié)合，加強中學生對健康行為重要性的認識；③重視激發(fā)學生的體育鍛煉興趣，提高學生體育鍛煉的參與度；④提高學生的人際交往能力，關(guān)注學生的社會性發(fā)展.此外，應(yīng)為學生努力創(chuàng)設(shè)體育鍛煉的良好外部環(huán)境，為學生健康行為的養(yǎng)成提供有力保障.