游永豪，溫愛玲，祁國鷹，宋 旭

(1.合肥師范學院 體育科學系，安徽 合肥 230601；2.淮南師范學院 體育學院，安徽 淮南 232038；3.北京體育大學 體育統(tǒng)計教研室，北京 100084)

1 前言

學校體育的基本任務是增進學生身心健康、增強學生體質；使學生掌握體育基本知識，培養(yǎng)學生體育運動能力和習慣；提高學生運動技術水平，為國家培養(yǎng)體育后備人才；對學生進行品德教育，增強組織紀律性，培養(yǎng)學生的勇敢、頑強、進取精神[1-3]。

2007年中共中央國務院發(fā)布的《中共中央國務院關于加強青少年體育增強青少年體質的意見》[4]中，要求認真落實健康第一的指導思想，把增強學生體質作為學校教育的基本目標之一。在具體措施上要求全面實施《國家學生體質健康標準》，廣泛開展“全國億萬學生陽光體育運動”； 切實減輕學生過重的課業(yè)負擔；確保學生每天鍛煉一小時；舉辦多層次多形式的學生體育運動會；幫助青少年掌握科學用眼知識和方法，降低青少年近視率；確保青少年休息睡眠時間，加強對衛(wèi)生、保健、營養(yǎng)等方面的指導和保障；加強學校體育設施建設等等。在領導階層，要求各級黨委和政府要把加強青少年體育工作擺上重要議事日程，納入經(jīng)濟社會發(fā)展規(guī)劃；各級政府和教育部門要加強對學校體育的督導檢查；切實加強對學校衛(wèi)生的監(jiān)督與指導；加強家庭和社區(qū)的青少年體育活動，形成學校、家庭和社區(qū)的合力；進一步完善加強青少年體育的政策保障措施；努力營造重視青少年體育的輿論環(huán)境等等。2008年為建立學校體育的督導制度，教育部在認真研究并廣泛征求意見的基礎上，制定了《中小學體育工作督導評估指標體系(試行)》[5](下稱《指標體系》)。然而，本《指標體系》并沒有確定各指標權重，沒有建立明確的評價體系，無法據(jù)此對中小學體育工作進行考核和評估。

本研究本著中央精神，對《指標體系》進行一定程度的修改和補充，并確定各指標權重，建立健全中小學體育教育開展狀況評價體系與評估方程。

1 研究方法

1.1 文獻資料法

查閱國內外有關中小學體育教育開展狀況評價體系的文獻，重點參考其評價內容、結構；查閱教育部、各省教育廳、市教育局發(fā)布的有關政策法規(guī)了解中小學體育教育工作目前開展狀況。

1.2 專家調查法

通過查閱期刊文獻，以及教育部、各省教育廳、市教育局發(fā)布的有關中小學體育教育的政策法規(guī)，并借鑒《指標體系》編制中小學體育教育開展狀況指標體系專家調查表。調查表中共有35個級指標(表1)。

表1 中小學體育教育開展狀況指標一覽表

專家根據(jù)各指標對于“評價中小學體育教育工作開展狀況”的重要程度打分，打分范圍為0～10，0表示某一指標對“評價小學體育教育工作開展狀況”很不重要，5表示一般，10表示非常重要。

專家的界定：在中小學有十年以上體育教學經(jīng)驗的一線教師(一線教師)；從事中小學體育教育研究五年以上，并具有突出研究成果的教育工作者(教育研究者)；在從事五年以上教育管理工作的機關人員(教育管理者)。

本研究共調查專家77人(有效人次)，一線教師38人(占49.4%，全部為國內知名高級教師，其中中學教師21人、小學教師17人)，國內知名教育研究者18人(占23.4%，包括多年從事體育教育研究的博士生導師、教授5人)，教育管理者21人(占27.3%，全部為初級以上基礎教育管理者)。

1.3 電話訪談法

本課題小組有兩名成員是兩位從事中小學體育教育研究達20余年的教授、博士生導師的博士生，因此，本研究把這兩位教授作為電話訪談對象。訪談前已經(jīng)把調研目的、內容等情況作了匯報。重點訪談內容：①指標篩選過程中，若統(tǒng)計結果表明需要刪除某指標，那么從專業(yè)理論上是否也贊同刪除該指標；②對于統(tǒng)計結果表明不需要刪除的指標，有沒有從專業(yè)理論上必須要刪除的指標。

1.4 數(shù)理審查與統(tǒng)計分析

本次調查共發(fā)放有效問卷77份，數(shù)據(jù)分析中，首先根據(jù)各指標得分、變異系數(shù)、專家對各指標認識的一致性和專家建議等，對指標進行了篩選；然后，采用因子分析揭示了各指標的內部結構，并驗證了指標體系的效度和信度；最后，根據(jù)公因子特征跟、因子載荷矩陣等建立了中小學體育教育開展狀況評價指標體系和評價方程。

2 結果與分析

2.1 指標的篩選

2.1.1 根據(jù)各指標平均得分、變異系數(shù)初步篩選

本研究中，指標平均得分在7以下，認為重要程度較低，舍棄；變異系數(shù)大于0.3者認為專家對該指標認識的一致性太差，舍棄(圖1，圖2)。若接近于臨界值，可根據(jù)專業(yè)理論分析其是否應該被舍棄。

根據(jù)圖1和圖2，只有B25“公共體育場館和運動設施免費或優(yōu)惠向周邊學校和學生開放”得分小于7(6.89)，變異系數(shù)大于0.3(0.33)。根據(jù)在了解到的實際情況，公共體育場館和運動設施很少有免費或優(yōu)惠向周邊學校和學生開放，一般都是以向外出租的方式在經(jīng)營，如果讓學生到公共體育場館和運動設施開展體育活動，可實施性太差，并存在安全隱患。電話訪談中，兩位教授也同意以上看法，所以刪除B25。

圖1 指標得分、變異系數(shù)圖(B1-B18)

圖2 指標得分、變異系數(shù)圖(B19-B35)

2.1.2 指標一致性

變異系數(shù)是專家對指標認識一致性的初步考查，為了更加深刻的了解指標一致性，本研究對各指標進行統(tǒng)計一致性程度(區(qū)分度)考查。具體方法：刪除各指標中得分最高和最低的兩個數(shù)據(jù)，然后把得分從低到高排序，前面50%為低分組(36人)；后面50%為高分組(36人)，中位數(shù)不參與計算，一致性程度D=2(XH-XL)/10。XL、XH分別代表低分組和高分組得分的均值，D為一致性系數(shù)。若D大于0.7，說明專家對該指標認識一致性較差，反之，一致性較好(表2)。

從表2看出，B20“體育教師的科學研究能力”，XL=5.61，XH=9.19，D=0.72，大于0.7?？梢?，部分專家認為中小學體育教師的科研能力對于評價中小學體育教育狀況很重要，而另一部分認為不太重要，觀點分歧較大。對此，電話訪談中，兩位教授一致認為，大多數(shù)中小學體育教師學歷較低，沒有科學研究經(jīng)驗，不具備科學研究能力，而且，科學研究能力和體育教育工作開展狀況的沒有很強的相關關系，因此，采用“體育教師的科學研究能力”評價中小學體育教育工作開展狀況并不合適。綜合以上因素，剔除B20。

B17“專職、兼職體育教師比例”兩個指標的一致性系數(shù)均為0.68，接近于0.7。調查發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)中小學中，體育教師由其他學科教師兼任。本次調查的38位一線教師中，有26位是兼職教師(或兼任體育教師)，占68.4%。兼職教師對B17評分平均為6.37，專職教師平均為7.45。可見，兼職教師更加偏向于認為“專職、兼職體育教師比例”不能作為評價中小學體育教育開展狀況的指標，而兼職教師則相反。因此，B17偏大是由于調查當中專兼職教師的比例不均衡，專職、兼職教師認識上的片面性造成的，若消除這種認識上的片面性，其真實的一致性系數(shù)應該小于0.68。因此，暫時保留B17。

2.1.3 專家建議

本研究重點訪談統(tǒng)計上需要刪除的指標(B25、B20)在理論上是否也需要剔除；其次是其他指標的有效性。前者在上文中已經(jīng)闡述。對于后者，兩位教授在B19“體育教師對體育教學的重視程度”、B15“體育教師年齡結構”上認識比較一致。他們認為，體育教師對體育教學的重視程度對于評價中小學體育教育開展狀況很重要，但是，體育教師對體育教學的重視程度屬于個人主觀態(tài)度，對主觀態(tài)度的客觀評價的可操作性不大；中小學體育教師的年齡結構是根據(jù)學校發(fā)展和需求相適應的，對體育工作開展狀況影響較弱。本課題小組討論后接受了他們的建議，剔除B19、B15。

2.2 指標的內部結構

本研究采用因子分析法探索各指標的內部結構。

2.2.1 條件驗證

因子分析需要滿足KMO檢驗和Bartlett’s球形檢驗。KMO值越大說明各因素間相關性越強，KMO大于0.9非常適合因子分析；0.8～0.9比較適合；0.7～0.8適合，0.6～0.7因子分析效果較差，0.5以下不適宜作因子分析。Bartlett’s球形檢驗屬于因素間獨立性檢驗，若P﹤0.05說明因素間不獨立，具有相關性[6,7]。本研究中，KMO=0.812，Bartlett’s球形檢驗中，Approx. Chi-Square=1752.218，P=001﹤0.05，滿足因子分析條件。

2.2.2 因子分析

本研究中提取公因子方法采用主成分分析法，為了使每一個變量只負荷于一個公因子，以便于對公因子的解釋，對方差最大旋轉(表3、表4)。

表3 提取的公因子一覽表

根據(jù)特征根大于1共提取了5個公因子，累計方差貢獻率為70.4%(表3)，說明因子分析效果比較好。

因子分析是根據(jù)各指標之間的相關性判斷指標內部結構的。因子載荷表達了指標與公因子之間的相關程度，根據(jù)相關程度大小可判斷指標間的統(tǒng)計結構。然而，統(tǒng)計結構往往與理論結構不完全相符，因此，對因子分析的結果還需要理論判斷和修正。

表4 方差最大旋轉后的因子載荷矩陣一覽表

根據(jù)因子載荷矩陣(表4)，可以給各公因子命名。第一因子包括B1、B2、B3、B10、B28、B30、B33、B34，主要是體育管理制度方面的指標，可命名為“管理制度因子”；第二因子包括B26、B27、B31、B32、B35，都是學生體質與健康方面的指標，可命名為“體質健康因子”；第三因子包括B4、B5、B6、B7、B8、B9、B11、B29，主要是體育教育過程控制指標，可命名為“過程評價因子”；第四因子包括B13、B14、B16、B17、B22、B21，主要為體育教師師資狀況指標，可命名為“師資狀況因子”；第五因子包括B12、B18、B23、B24，都是基礎保障方面的指標，可命名為“基礎保障因子”。

不難發(fā)現(xiàn)，B33“實施體質健康標準測試工作”、B34“國家學生體質健康標準達標率”理論上應該屬于體質健康因子；B21“體育教師進修提高的政策保障”應該屬于基礎保障因子；B16“體育教師的職稱評定制度”應該屬于管理制度因子。為保證各指標的統(tǒng)計總載荷不變，采用以下公式對因子載荷修正。

i表示因子分析中指標屬于的因子編號，k表示理論上指標應該屬于的因子編號；fkj、fij：方差最大旋轉后j指標的理論載荷和統(tǒng)計載荷；Ek、Ei：方差最大旋轉后k、i因子的特征根。

因此，B33、B34、B21三個指標修正后的因子載荷分別是0.817,0.802,0.687(表4)。

2.3 效度、信度的驗證

2.3.1 效度驗證

因子分析中，提取的五個公因子的累計方差貢獻率為70.4%，可以認為所采用的因子分析模型總體內容效度為70.4%。并且，因子分析得到的統(tǒng)計模型結構與理論模型結構幾乎相同(31個指標中僅4個與理論模型結構不同)，可見，本次分析結構效度良好[6-8]。

2.3.2 信度驗證

本研究對各公因子信度驗證的方法采用內部一致性信度，及克隆巴赫α信度系數(shù)(表5)。

表5 各公因子克隆巴赫α信度系數(shù)一覽表

根據(jù)表5，各公因子的內部一致性信度均在0.7以上，整體具有較好的信度。由于“管理制度因子”和“師資狀況因子”理論模型調整較大，α系數(shù)相對較小，分別為0.741和0.795，但是仍然可以接受。

2.4 建立評價體系

因子分析中，公因子的特征根代表了公因子方差占總體方差的大小，也表達了其在所有公因子中的重要程度，因此，通過對其歸一化處理，可以轉變?yōu)楣蜃訖嘀亍w一化公式為：Wk=Ek/ΣEi，Wk表示第k個公因子的權重，Ek表示第K各公因子的特征根，ΣEi為所提取的五個公因子的特征根之和。因此，特征根向量U=(4.419,4.293,4.070,4.052,3.596)歸一化處理后的權向量為：U=(0.216,0.210,0.199,0.198,0.176)Τ。

因子載荷就是各指標與因子得分的相關系數(shù)，表達了各指標對公因子的貢獻率。因此，也可以對因子載荷進行歸一化處理，轉變?yōu)橹笜藱嘀亍w一化公式：Wkj=fkj/Σfk，Wkj表示第j個指標在第k個公因子上的權重，fkj表示第j個指標在第k個公因子上的載荷，Σfk表示各指標在第k個公因子上的載荷和。五個公因子所屬的各指標向量歸一化處理后的權向量分別為：

U1=(0.130,0.137,0.136,0.163,0.129,0.163,0.142)Τ；

U2=(0.120,0.143,0.155,0.119,0.153,0.150,0.160)Τ；

U3=(0.132,0.111,0.115,0.131,0.111,0.136,0.133,0.133)Τ；

U4=(0.252,0.282,0.255,0.211)Τ；

U5=(0.191,0.166,0.200,0.218,0.226)Τ。

以上指標權向量都是根據(jù)指標編號從大到小排序。根據(jù)各公因子、指標權向量建立中小學體育教育開展狀況評價體系(圖3)。

可見，本指標體系包括5個一級指標(公因子)，和31個二級指標。指標最終權重為一級指標權重(因子權重)與二級指標權重的積：Wj=Wk×Wkj。根據(jù)指標最終權重，可以寫出中小學體育教育開展狀況評價方程：Score=0.0281B1+0.0296B2+0.0294B3+0.0352B10+0.0279B16+0.0352B28+0.0307B30+0.0252B26+0.0300B27+0.0326B31+0.0250B32+0.0321B33+0.0315B34+0.0336B35+0.0263B4+0.0221B5+0.0229B6+0.0261B7+0.0221B8+0.0271B9+0.0265B11+0.0265B29+0.0499B13+0.0558B14+0.0505B17+0.0418B22+0.0336B12+0.0292B18+0.0352B21+0.0384B23+0.0398B24，方程中Score表示分數(shù)。

3 結論與建議

1)本研究建立的中小學體育教育開展狀況評價指標體系具有良好的信度和效度，包括“管理制度”、“體質健康”、“過程評價”、“師資狀況”、“基礎保障”5個一級指標和31個二級指標。歸一化處理后5個一級指標的權向量為：U=(0.216,0.210,0.199,0.198,0.176)Τ。

2)本研究根據(jù)因子載荷矩陣確定了二級指標權重，通過計算得到了指標最終權重，并建立了中小學體育教育開展狀況評價方程。

3)本研究建立的評價指標體系和評價方程可直接用于對地區(qū)或學校體育工作開展狀況評價，具有很高的理論意義和實踐價值。

參考文獻：

[1] 中華人民共和國國家教育委員會令第8號.學校體育工作條例[Z].1990,3.

[2] 丁海榕. 中學體育教育現(xiàn)狀調查與分析[J].中國教育學刊,2013,S2:113- 114.

[3] 王家宏,王維群,陸阿明. 江蘇省中學體育教育現(xiàn)狀及對策研究[J]. 體育與科學,2002(6):73-75.

[4] 中共中央國務院.關于加強青少年體育增強青少年體質的意見[Z].2007：5.

[5] 教督[2008]3號. 教育部關于印發(fā)《中小學體育工作督導評估指標體系(試行)》的通知[Z].2008：8.

[6] 朱曉峰,魏登云. 體育科研中對認知數(shù)據(jù)主成分分析與因子分析的再認識[J]. 體育科學, 2008, 28(6):73-77.

[7] 孫衡,張建國. 體操教學活動中影響學生學習成因的因子分析[J]. 北京體育大學學報, 2006,29(2): 239-243.

[8] 巫秀美,倪宗瓚. 因子分析在問卷調查中信度效度評價的應用[J]. 中國慢性病預防與控制, 1998, 6(1): 28-31.

[9] 孫衡,張建國. 體操教學活動中影響學生學習成因的因子分析[J]. 北京體育大學學報,2006,29(2): 239-243.

[10] 魏春玲,孫晉海. 中外優(yōu)秀十項全能運動員成績結構的因子分析及回歸預測模型研究[J]. 北京體育大學學報,2007,27(5)：653-655.