黃 越,朱紅軍,謝光輝,吳亞婷

(1.湖北醫(yī)藥學(xué)院 衛(wèi)生管理與衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展研究中心,湖北 十堰 442000;2.湖北醫(yī)藥學(xué)院 體育課部,湖北 十堰 442000)

2020年4月27日,中央全面深化改革委員會(huì)第十三次會(huì)議審議通過了《關(guān)于深化體教融合促進(jìn)青少年健康發(fā)展的意見》。2020年8月31日,國家體育總局、教育部聯(lián)合印發(fā)了《關(guān)于深化體教融合促進(jìn)青少年健康發(fā)展意見》(以下簡稱《意見》)[1],將全面深化體育與教育領(lǐng)域融合發(fā)展,促進(jìn)青少年健康發(fā)展提上了改革議程。從《意見》頒發(fā)機(jī)構(gòu)來看,由中央全面深化改革委員會(huì)審議,經(jīng)國務(wù)院同意,國家體育總局和教育部聯(lián)合發(fā)布,是黨和國家對體育和教育事業(yè)改革的頂層設(shè)計(jì)和重大決策部署,無論對于體育工作還是教育工作都具有里程碑意義[2];從《意見》內(nèi)容來看,8個(gè)方面37項(xiàng)政策措施突出了推動(dòng)青少年文化學(xué)習(xí)和體育鍛煉協(xié)調(diào)發(fā)展的導(dǎo)向,強(qiáng)調(diào)了學(xué)校體育“四位一體”的發(fā)展目標(biāo)及主體地位,明確了青少年體育今后發(fā)展的重點(diǎn)領(lǐng)域和具體任務(wù)[3]?！敖虝?huì)、勤練、常賽”的體教融合學(xué)校體育推進(jìn)模式,首先教會(huì)學(xué)生健康知識、基本運(yùn)動(dòng)技能、專項(xiàng)運(yùn)動(dòng)技能,其次組織經(jīng)常性、常規(guī)性的體育訓(xùn)練,要布置體育作業(yè),課堂上教會(huì)的運(yùn)動(dòng)技能要經(jīng)過常規(guī)化的訓(xùn)練得以強(qiáng)化,最后組織面向全體學(xué)生的競賽[4]。“教會(huì)”是基本目標(biāo),是教學(xué)設(shè)計(jì)與實(shí)施的基礎(chǔ);“勤練”是重要手段,是教學(xué)設(shè)計(jì)與實(shí)施的根本;“常賽”是有效平臺,是教學(xué)設(shè)計(jì)與實(shí)施的歸旨。從學(xué)校體育促進(jìn)學(xué)生身心健康全面發(fā)展的角度出發(fā),體教融合的融點(diǎn)實(shí)際上集中在“以體育人”的價(jià)值上;表現(xiàn)為體育回歸教育,就要在教育中重視學(xué)校體育教育,要全面把握體育的教育功能與價(jià)值,真正實(shí)現(xiàn)綜合育人功能。體育課程教學(xué)將是一個(gè)重要抓手,體育課程教學(xué)中運(yùn)動(dòng)能力的培育及評價(jià)將成為重要載體,在教會(huì)學(xué)生運(yùn)動(dòng)技能的同時(shí),基于勤練鞏固提高運(yùn)動(dòng)技能,依托常賽將運(yùn)動(dòng)技能內(nèi)化于運(yùn)動(dòng)能力。

“教會(huì)、勤練、常賽”是實(shí)現(xiàn)“四位一體”學(xué)校體育目標(biāo)的路徑,體教融合則是打通這一路徑的關(guān)鍵。隨著體教融合的深入,“教會(huì)、勤練、常賽”模式的推進(jìn),學(xué)校體育課程教學(xué)中運(yùn)動(dòng)能力將成為課程設(shè)計(jì)的重要組成部分。理解體教融合視域下的運(yùn)動(dòng)能力,并構(gòu)建科學(xué)的運(yùn)動(dòng)能力評價(jià)結(jié)構(gòu)模型,成為推動(dòng)體教融合育人價(jià)值向?qū)嵺`轉(zhuǎn)化的有益探索。

1 研究方法與設(shè)計(jì)

1.1 研究方法

扎根理論(grounded theory)是由美國學(xué)者格拉斯(Glaser)和斯特勞斯(Strauss)于1967年提出,是一種自下而上的金字塔式的分析模式[5]。研究邏輯強(qiáng)調(diào)從原始資料入手,反復(fù)進(jìn)行對比、編碼,將資料概念化并構(gòu)建相應(yīng)的理論并指導(dǎo)實(shí)際工作。故選取扎根理論運(yùn)用三級編碼的方法逐級提煉青少年運(yùn)動(dòng)能力評價(jià)應(yīng)具備的因素,歸納形成青少年運(yùn)動(dòng)能力評價(jià)結(jié)構(gòu)框架,構(gòu)建評價(jià)模型,從而進(jìn)行實(shí)證研究。與此同時(shí),借助Nvivo12.0Plus質(zhì)性分析軟件,對文本資料進(jìn)行三級編碼;借助SPSS24.0和AMOS24.0統(tǒng)計(jì)軟件對調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行數(shù)理統(tǒng)計(jì)。

1.2 調(diào)查樣本

在三級編碼和指標(biāo)修正的基礎(chǔ)上,形成由30個(gè)觀測指標(biāo)構(gòu)成的青少年運(yùn)動(dòng)能力評價(jià)調(diào)查問卷,采用Likert 5級計(jì)分。問卷內(nèi)部一致性達(dá)0.924,30個(gè)項(xiàng)目內(nèi)部一致性可接受。以湖北省3個(gè)地市州高中學(xué)校為調(diào)查范圍,以各校體育俱樂部、運(yùn)動(dòng)隊(duì)、體育社團(tuán)、專項(xiàng)班、普通自然班的學(xué)生為抽樣框,采用分層隨機(jī)抽樣的方法,運(yùn)用紙質(zhì)問卷和電子問卷結(jié)合的形式共計(jì)發(fā)放問卷1 800份,回收1 628份,有效問卷1 523份,有效率93.55%;其中450份進(jìn)行項(xiàng)目分析和探索性因素分析,1 073份進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型的驗(yàn)證性因素分析及實(shí)證分析。

1.3 資料收集

以“體教融合”“運(yùn)動(dòng)能力”“體育素養(yǎng)”“體育與健康課程標(biāo)準(zhǔn)”為關(guān)鍵詞在CNKI數(shù)據(jù)庫中進(jìn)行檢索,滿足以下條件:(1)選取近5年內(nèi)的相關(guān)文獻(xiàn),且均來源于CSSCI及《中文核心期刊要目總覽》的文獻(xiàn),以保證數(shù)據(jù)的時(shí)效性和權(quán)威性;(2)同一關(guān)鍵詞選取的文獻(xiàn)資料不超過20條,以保證資料的均衡性;(3)課題組成員分別進(jìn)行文獻(xiàn)檢索,并對檢索數(shù)據(jù)進(jìn)行比較,保證檢索結(jié)果的信度;(4)通過對文獻(xiàn)的深度閱讀,依據(jù)文獻(xiàn)主題是否與青少年運(yùn)動(dòng)能力相關(guān)進(jìn)行再次篩選,若相關(guān),則通過,反之,則不予通過。最終得到50篇有效文獻(xiàn)。

2 運(yùn)動(dòng)能力評價(jià)指標(biāo)厘定

2.1 資料編碼

編碼程序是:開放式編碼—軸心式編碼—選擇式編碼。首先,對青少年運(yùn)動(dòng)能力相關(guān)的原始文本資料進(jìn)行審閱,將運(yùn)動(dòng)能力形成、發(fā)展及評價(jià)的所有觀點(diǎn)與表述進(jìn)行開放式編碼(一級編碼)形成434個(gè)自由節(jié)點(diǎn);在自由節(jié)點(diǎn)的基礎(chǔ)上將其概念化,提煉并建立概念類屬之間的聯(lián)系,將434個(gè)自由節(jié)點(diǎn)進(jìn)行軸心式編碼(二級編碼)歸屬為不同的概念類屬中形成33個(gè)子節(jié)點(diǎn);在所有已建立的概念類屬中經(jīng)過反復(fù)對比,將33個(gè)子節(jié)點(diǎn)依據(jù)類屬關(guān)系進(jìn)行選擇式編碼(三級編碼)歸納為7個(gè)核心類屬,即節(jié)點(diǎn)。據(jù)此編碼結(jié)果構(gòu)成青少年運(yùn)動(dòng)能力評價(jià)指標(biāo)初始體系(見表1)。

表1 青少年運(yùn)動(dòng)能力評價(jià)編碼統(tǒng)計(jì)一覽表

為確保原始資料收集的信度,本研究對資料進(jìn)行理論飽和度檢驗(yàn)。理論飽和度指在前期收集的數(shù)據(jù)以外,重新收集的數(shù)據(jù)中,并未析出范疇新的特征,也不會(huì)再產(chǎn)生新的理論,此時(shí)就達(dá)到了理論飽和度[6]。對篩選獲得的50篇文獻(xiàn)進(jìn)行隨機(jī)抽選其中44篇作為原始編碼材料,其余6篇作為理論飽和度檢驗(yàn)材料。編碼過程中6篇文獻(xiàn)并未產(chǎn)生新的范疇,且每個(gè)范疇也沒有出現(xiàn)新特征,最終編碼結(jié)果通過飽和度檢驗(yàn)。

2.2 指標(biāo)修正

基于對原始資料三級編碼分析,青少年運(yùn)動(dòng)能力包括健康知識、技能掌握、運(yùn)動(dòng)認(rèn)知、心理品質(zhì)、體育品德、戰(zhàn)術(shù)運(yùn)用、體能狀況7個(gè)維度,33個(gè)觀測指標(biāo)。為確保評價(jià)指標(biāo)體系的一致性,對9位專家進(jìn)行三輪調(diào)查。結(jié)合前兩輪專家調(diào)查修正建議,對其進(jìn)行了修改。二級指標(biāo)B5項(xiàng)目表述與青少年自身學(xué)練問題相結(jié)合;二級指標(biāo)G5考慮實(shí)際操作的可行性與G3合并;二級指標(biāo)E1存在以點(diǎn)概面的情況,將其刪除;二級指標(biāo)F1、F2與自身參與的運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目及戰(zhàn)術(shù)特點(diǎn)相結(jié)合體現(xiàn)素養(yǎng)內(nèi)涵;二級指標(biāo)D1和D4體現(xiàn)同一項(xiàng)目內(nèi)涵,將二者合并。在指標(biāo)修正的基礎(chǔ)上進(jìn)行第三輪專家調(diào)查,指標(biāo)認(rèn)同度達(dá)到90%以上,指標(biāo)修正通過;青少年體育與健康素養(yǎng)評價(jià)包括7個(gè)維度和30個(gè)觀測指標(biāo)。

3 運(yùn)動(dòng)能力評價(jià)指標(biāo)優(yōu)化

3.1 項(xiàng)目分析

3.1.1 決斷值(CR)

所有樣本以27%進(jìn)行高低分組,分為2個(gè)組別,前27%為高分組,后27%為低分組并以降序排列得分;通過獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)檢驗(yàn)高低2個(gè)組別每個(gè)觀測指標(biāo)的平均數(shù)的差異值是否達(dá)到顯著(P<0.05),進(jìn)而檢驗(yàn)450個(gè)樣本各觀測指標(biāo)平均數(shù)的高低是否因分組產(chǎn)生差異;獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)中高低分組平均數(shù)差異的t檢驗(yàn)均達(dá)到P<0.05顯著水平,30個(gè)觀測指標(biāo)的t值大于3.0的遴選標(biāo)準(zhǔn),介于8.986～15.117,所有觀測指標(biāo)鑒別度較好(見表2)。

表2 觀測指標(biāo)項(xiàng)目分析摘要一覽表

3.1.2 觀測指標(biāo)與總分相關(guān)

采用觀測指標(biāo)與總分相關(guān)(Pearson相關(guān)系數(shù))檢驗(yàn)各個(gè)觀測指標(biāo)與總分的相關(guān)系數(shù)是否達(dá)到顯著水平P<0.05,相關(guān)系數(shù)是否大于0.4的遴選標(biāo)準(zhǔn),判斷各觀測指標(biāo)與整體指標(biāo)的同質(zhì)性[7]。30個(gè)觀測指標(biāo)與總分的相關(guān)達(dá)到0.01級別(雙尾)顯著水平,觀測指標(biāo)與總分相關(guān)達(dá)到高度相關(guān),大于0.4的遴選指標(biāo),介于0.454～0.641,30個(gè)觀測指標(biāo)同質(zhì)性較高(見表2)。

3.1.3 觀測指標(biāo)同質(zhì)性檢驗(yàn)

青少年運(yùn)動(dòng)能力評價(jià)問卷內(nèi)部一致性α系數(shù)為0.924,觀測指標(biāo)內(nèi)部一致性較好。校正指標(biāo)與總分相關(guān)系數(shù)大于0.4的遴選指標(biāo)[7],各觀測指標(biāo)與其余指標(biāo)加總分?jǐn)?shù)的積差相關(guān)系數(shù)呈現(xiàn)中高度相關(guān),運(yùn)動(dòng)能力評價(jià)同質(zhì)性高;例如,觀測指標(biāo)A1與其余29個(gè)觀測指標(biāo)加總分?jǐn)?shù)(A2+A3+…+G3+G4)的積差相關(guān)系數(shù)為0.559,呈現(xiàn)高度相關(guān),A1與其余29個(gè)觀測指標(biāo)所反映的運(yùn)動(dòng)能力同質(zhì)性較好。觀測指標(biāo)刪除后,問卷的內(nèi)部一致性α系數(shù)會(huì)變小;倘若刪除某一觀測指標(biāo)后,問卷的內(nèi)部一致性α系數(shù)不降反增,則說明該觀測指標(biāo)測試特質(zhì)與其它觀測指標(biāo)所測試的特質(zhì)同質(zhì)性較差,可考慮剔除[7];30個(gè)觀測指標(biāo)刪除后的α值均小于內(nèi)部一致性α系數(shù)0.924,觀測指標(biāo)同質(zhì)性可接受。在30個(gè)觀測指標(biāo)萃取過程中采用主成分分析法限定抽取1個(gè)共同因素,通過共同因素來檢驗(yàn)各觀測指標(biāo)的變異量,30個(gè)觀測指標(biāo)的共同因素大于0.2,介于0.209～0.418;30個(gè)觀測指標(biāo)的因素負(fù)荷量大于0.45的遴選指標(biāo),介于0.457～0.646,共同因素與各觀測指標(biāo)的關(guān)系密切(見表2)。30個(gè)觀測指標(biāo)通過各項(xiàng)檢驗(yàn),評價(jià)體系具有一定的穩(wěn)定性。

3.2 探索性因素分析

采用主成分分析法和kaiser正態(tài)化最大方差,以特征值大于1為提取標(biāo)準(zhǔn)。經(jīng)過3次因子分析,相繼剔除了3個(gè)未通過檢驗(yàn)的觀測指標(biāo):第1次剔除E1,第2次剔除B4,第3次剔除C1,變異累積率趨于穩(wěn)定,達(dá)到63.411%。各觀測指標(biāo)的因素負(fù)荷量大于0.45,且27個(gè)觀測指標(biāo)不同程度地歸屬為相應(yīng)的二級指標(biāo)。探索性因素分析提取的7個(gè)二級指標(biāo)分別命名為健康知識(A)、技能掌握(B)、運(yùn)動(dòng)認(rèn)知(C)、心理品質(zhì)(D)、體育品德(E)、戰(zhàn)術(shù)運(yùn)用(F)、體能狀況(G)。綜之,提取的二級指標(biāo)數(shù)目與其所包含的觀測指標(biāo)與三級編碼提取要素接近并趨于穩(wěn)定,運(yùn)動(dòng)能力評價(jià)體系具有良好的建構(gòu)效度(見表3)。

4 青少年運(yùn)動(dòng)能力評價(jià)模型構(gòu)建

綜合上述編碼結(jié)構(gòu)、指標(biāo)體系修正與優(yōu)化以及探索性因素分析結(jié)果,青少年運(yùn)動(dòng)能力評價(jià)模型為二階七因子模型,一階包括健康知識、技能掌握、運(yùn)動(dòng)認(rèn)知、心理品質(zhì)、體育品德、戰(zhàn)術(shù)運(yùn)用、體能狀況7個(gè)因子為潛變量,含27個(gè)觀測指標(biāo)變量;二階為7個(gè)一階因子聚斂為1個(gè)因子,即青少年運(yùn)動(dòng)能力。

4.1 一階七因子模型驗(yàn)證性因素分析

采用最大似然法(ML)進(jìn)行模型擬合(見圖1)。標(biāo)準(zhǔn)化分析顯示:因素負(fù)荷量均大于0.5,介于0.52～0.77,觀測指標(biāo)與一階各因子的關(guān)系密切;各因子間的相關(guān)系數(shù)大于0.45,一階七因子模型結(jié)構(gòu)設(shè)置合理;觀測指標(biāo)多元相關(guān)平方大于0.3,一階七因子對觀測指標(biāo)的解釋能力可接受,觀測指標(biāo)的設(shè)置合理。模型適配度GFI為0.923,模型調(diào)整后的適配度AGFI為0.904,比較適配度CFI為0.916,大于0.9的適配優(yōu)度標(biāo)準(zhǔn),模型擬合良好;近似誤差均方根RMSEA為0.051,小于0.08的適配標(biāo)準(zhǔn),模型趨于穩(wěn)定。綜合各擬合指標(biāo):一階七因子模型整體適配度高,模型擬合理想。

圖1 一階七因子模型(標(biāo)準(zhǔn)化的估計(jì)值)

4.2 一階七因子模型信效度檢驗(yàn)

借鑒Garbarino和Johnson(1999)[8]的做法,統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示(見表4),所有27個(gè)觀測指標(biāo)非標(biāo)準(zhǔn)化的估計(jì)值均為顯著(P<0.01),27個(gè)觀測指標(biāo)均存在。標(biāo)準(zhǔn)化的因素負(fù)荷量大于0.5以上,一階七因子模型各因子在解釋其對應(yīng)的觀測指標(biāo)的變異量時(shí)絕大多數(shù)都能解釋變異的50%以上,觀測指標(biāo)同質(zhì)性高。項(xiàng)目信度(SMC)均大于0.25,觀測指標(biāo)被各因子所解釋的程度較高,27個(gè)觀測指標(biāo)具有足夠的項(xiàng)目信度。依據(jù)Fornell和Larcker(1981)[9]的建議,采用組成信度(CR)與收斂效度(AVE)相結(jié)合的統(tǒng)計(jì)方法對模型信效度進(jìn)行檢驗(yàn)得出:7個(gè)因子的組成信度(CR)分別為0.786、0.722、0.713、0.660、0.651、0.823、0.774,大于0.65,各因子的內(nèi)部一致性較高,一階七因子模型的內(nèi)部質(zhì)量較好;7個(gè)因子的收斂效度(AVE)分別為0.426、0.394、0.385、0.397、0.386、0.538、0.462,大于0.36[10],各因子能解釋其對應(yīng)觀測指標(biāo)平均變異數(shù)萃取量的36%以上,一階七因子模型有較高的收斂效度。綜上所述,一階七因子模型整體適配度高,擬合理想,具備較高的信效度,適應(yīng)于二階七因子模型檢驗(yàn)及實(shí)證分析。

表4 一階七因子模型組成信度和收斂效度一覽表

4.3 二階七因子模型驗(yàn)證性因素分析

標(biāo)準(zhǔn)化的估計(jì)值顯示(見圖2),7個(gè)內(nèi)因潛變量標(biāo)準(zhǔn)化的路徑系數(shù)分別為0.81、0.85、0.82、0.80、0.73、0.78、0.80,且大于0.6的遴選標(biāo)準(zhǔn),對外因潛變量運(yùn)動(dòng)能力的影響最大。模型適配度GFI為0.908,模型調(diào)整后的適配度AGFI為0.890,比較適配度CFI為0.894,約大于0.9的適配優(yōu)度標(biāo)準(zhǔn),模型擬合良好;近似誤差均方根RMSEA為0.056,小于0.08的適配標(biāo)準(zhǔn),模型趨于穩(wěn)定;各觀測指標(biāo)因素負(fù)荷量均大于0.5,介于0.50～0.77,模型擬合度較為理想。綜合各擬合度:二階七因子模型整體適配度高,擬合指數(shù)達(dá)到統(tǒng)計(jì)學(xué)要求,二階七因子模型適合青少年運(yùn)動(dòng)能力評價(jià)。

圖2 二階七因子模型(標(biāo)準(zhǔn)化的估計(jì)值)

5 基于青少年運(yùn)動(dòng)能力評價(jià)模型的實(shí)證分析

5.1 青少年運(yùn)動(dòng)能力評價(jià)指標(biāo)權(quán)重計(jì)算

結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)中的路徑系數(shù)反映了變量間的相互關(guān)系,并且數(shù)值越大,變量間影響關(guān)系越大,依據(jù)這種影響關(guān)系建立路徑系數(shù)判別標(biāo)準(zhǔn),以路徑系數(shù)大于0.6為判斷指標(biāo),路徑系數(shù)越大表明指標(biāo)影響程度越大[11]。根據(jù)二階七因子模型標(biāo)準(zhǔn)化的路徑系數(shù)來求解各指標(biāo)的權(quán)重。由圖2得出運(yùn)動(dòng)能力對健康知識、技能掌握、運(yùn)動(dòng)認(rèn)知、心理品質(zhì)、體育品德、戰(zhàn)術(shù)運(yùn)用、體能狀況7個(gè)潛變量的路徑系數(shù)分別為0.81、0.85、0.82、0.80、0.73、0.78、0.80,大于0.6的判斷標(biāo)準(zhǔn),對運(yùn)動(dòng)能力影響較大。潛變量所對應(yīng)的各觀測指標(biāo)的路徑系數(shù)大于0.5,各觀測指標(biāo)能有效表達(dá)潛變量的內(nèi)涵。青少年運(yùn)動(dòng)能力評價(jià)過程中,確立1個(gè)目標(biāo)對象、7個(gè)一級指標(biāo)、27個(gè)觀測指標(biāo)(二級指標(biāo))。

采用相關(guān)性權(quán)重法計(jì)算指標(biāo)體系權(quán)重,由圖2求得的各指標(biāo)間的路徑系數(shù),計(jì)算指標(biāo)體系中各級指標(biāo)的權(quán)重系數(shù)[12]。分別設(shè)定一級指標(biāo)W(Fm),二級指標(biāo)W(Tmk)及綜合權(quán)重系數(shù)Wmk的權(quán)重計(jì)算公式,依據(jù)路徑系數(shù),確定指標(biāo)權(quán)重系數(shù)(見表5)。

表5 青少年運(yùn)動(dòng)能力評價(jià)指標(biāo)權(quán)重系數(shù)一覽表

其中W為權(quán)重值,R(Fm)為第m個(gè)一級指標(biāo)路徑系數(shù),R為路徑系數(shù),n為一級指標(biāo)數(shù)目,F為一級指標(biāo),m為一級指標(biāo)代號,Fm為第m個(gè)一級指標(biāo),W(Fm)為第m個(gè)一級指標(biāo)權(quán)重值。

其中Tmk為第m個(gè)一級指標(biāo)對應(yīng)的第k個(gè)二級指標(biāo),R(Tmk)為對應(yīng)的路徑系數(shù),k為二級指標(biāo)代號,T為二級指標(biāo),W(Tmk)為對應(yīng)的權(quán)重值。

Wmk=W(Fm)×W(Tmk)

其中W(Fm)一級指標(biāo)權(quán)重系數(shù),W(Tmk)二級指標(biāo)權(quán)重系數(shù)。

5.2 青少年運(yùn)動(dòng)能力整體水平

實(shí)證顯示(見圖2),對運(yùn)動(dòng)能力而言,健康知識的路徑系數(shù)為0.81,表示健康知識每提升1%將會(huì)使運(yùn)動(dòng)能力提升0.81%。以此類推,技能掌握、運(yùn)動(dòng)認(rèn)知、心理品質(zhì)、體育品德、戰(zhàn)術(shù)運(yùn)用、體能狀況每提升1%將會(huì)使運(yùn)動(dòng)能力分別提升0.85%、0.82%、0.80%、0.73%、0.78%、0.80%。7個(gè)一級指標(biāo)的權(quán)重占比由高到低依次為技能掌握15.2%、運(yùn)動(dòng)認(rèn)知14.7%、健康知識14.5%、體能狀況14.3%、心理品質(zhì)14.3%、戰(zhàn)術(shù)運(yùn)用14.0%、體育品德13.1%,由此看出技能掌握、運(yùn)動(dòng)認(rèn)知對運(yùn)動(dòng)能力的影響最大,其次是健康知識、體能狀況和心理品質(zhì),最后是戰(zhàn)術(shù)運(yùn)用和體育品德。與此同時(shí),在一階七因子驗(yàn)證性因素分析模型中,7個(gè)一級指標(biāo)之間存在兩兩配對的相關(guān)性,表現(xiàn)為一個(gè)七維相互影響的聯(lián)動(dòng)機(jī)制;如健康知識分別與技能掌握0.72的相關(guān)路徑系數(shù)最大,其次是體能狀況0.71、心理品質(zhì)0.70,最后是運(yùn)動(dòng)認(rèn)知0.68、體育品德0.67和戰(zhàn)術(shù)運(yùn)用0.62,說明每個(gè)一級指標(biāo)的變化并非受單一因素的影響,而是通過多個(gè)因素的共同作用,青少年運(yùn)動(dòng)能力的提升需要多維度的協(xié)同作用。為此,評價(jià)青少年在運(yùn)動(dòng)能力方面的成績可參考如下公式:健康知識A×0.145+技能掌握B×0.152+運(yùn)動(dòng)認(rèn)知C×0.147+心理品質(zhì)D×0.143+體育品德E×0.131+戰(zhàn)術(shù)運(yùn)用F×0.140+體能狀況G×0.143。

5.3 青少年運(yùn)動(dòng)能力水平差異分析

二階七因子模型中技能掌握因子對運(yùn)動(dòng)能力影響最大,路徑系數(shù)為0.85,影響權(quán)重占比15.2%;其中4個(gè)觀測指標(biāo)中,掌握運(yùn)動(dòng)技能練習(xí)的手段與方法對技能掌握具有顯著影響,路徑系數(shù)為0.66,權(quán)重占比26.4%,綜合權(quán)重占比4.0%,說明對運(yùn)動(dòng)技能練習(xí)手段與方法掌握的程度越高,運(yùn)動(dòng)技能水平也就越高,對運(yùn)動(dòng)能力的提升亦變得更大;也就是說,傳授正確的運(yùn)動(dòng)技能練習(xí)手段與方法將是學(xué)校體育教師重點(diǎn)關(guān)注的內(nèi)容,也是教學(xué)內(nèi)容改革的導(dǎo)向。經(jīng)常練習(xí)某一專門技術(shù)動(dòng)作的路徑系數(shù)為0.64,權(quán)重占比25.6%,綜合權(quán)重占比3.9%,說明“勤練”是熟練完成某一專門技術(shù)動(dòng)作的保障,“勤練”的效果也反映了完成技術(shù)動(dòng)作的熟練程度。

運(yùn)動(dòng)認(rèn)知因子對運(yùn)動(dòng)能力具有顯著的影響,路徑系數(shù)為0.82,影響權(quán)重占比14.7%;其中4個(gè)觀測指標(biāo)中,體育競賽規(guī)則和秩序的掌握對運(yùn)動(dòng)認(rèn)知具有顯著影響,路徑系數(shù)為0.71,權(quán)重占比28.7%,綜合權(quán)重占比4.2%,說明對體育競賽規(guī)則和秩序的掌握是提升運(yùn)動(dòng)認(rèn)知的首要要素。其次是對體育鍛煉與競賽基本常識的了解和掌握體育場地、器材的用途和使用,路徑系數(shù)均為0.61,權(quán)重占比為24.7%,綜合權(quán)重占比3.6%。最后是對體育運(yùn)動(dòng)的欣賞和重大賽事的了解,路徑系數(shù)為0.54,權(quán)重占比為21.9%,綜合權(quán)重占比3.2%。不難發(fā)現(xiàn),對體育競賽規(guī)則和秩序的掌握,基本常識的了解,體育場地、器材的正確使用等均可提升運(yùn)動(dòng)認(rèn)知水平。另外,對體育運(yùn)動(dòng)的欣賞和重大賽事的了解路徑系數(shù)和權(quán)重占比雖低,但青少年對體育運(yùn)動(dòng)的欣賞和重大賽事的了解有待進(jìn)一步提高,教師應(yīng)加強(qiáng)這一方面的講授與引導(dǎo)。

健康知識因子對運(yùn)動(dòng)能力具有顯著的影響,路徑系數(shù)為0.81,影響權(quán)重占比14.5%。其中5個(gè)觀測指標(biāo)中,運(yùn)動(dòng)自我保護(hù)知識與技能掌握對健康知識具有顯著影響,路徑系數(shù)均為0.70,權(quán)重占比21.5%,綜合權(quán)重占比3.1%,表明運(yùn)動(dòng)自我保護(hù)知識技能的掌握越充分,健康意識也就越強(qiáng),對運(yùn)動(dòng)能力的貢獻(xiàn)變得更大。常見運(yùn)動(dòng)損傷的應(yīng)急處理和運(yùn)動(dòng)中危險(xiǎn)因素的預(yù)判與規(guī)避對健康知識的影響次之,路徑系數(shù)分別為0.69、0.68,權(quán)重占比21.2%、20.9%,綜合權(quán)重占比3.1%、3.0%,表明運(yùn)動(dòng)損傷的應(yīng)急處理及各種危險(xiǎn)因素的預(yù)判與規(guī)避可避免運(yùn)動(dòng)傷病的影響,有利于運(yùn)動(dòng)能力的發(fā)揮。最后是運(yùn)動(dòng)前充分的專項(xiàng)準(zhǔn)備活動(dòng)和運(yùn)動(dòng)后的必要拉伸,路徑系數(shù)分別為0.64、0.55,權(quán)重占比19.6%和16.9%,綜合權(quán)重占比2.8%和2.5%,說明健康知識的提升還需加強(qiáng)對專項(xiàng)準(zhǔn)備活動(dòng)和拉伸放松方法的掌握,避免損傷對運(yùn)動(dòng)能力的影響。

心理品質(zhì)因子對運(yùn)動(dòng)能力具有顯著的影響,路徑系數(shù)為0.80,影響權(quán)重占比14.3%。其中3個(gè)觀測指標(biāo)中,通過運(yùn)動(dòng)競賽樹立自信心對心理品質(zhì)具有顯著影響,路徑系數(shù)為0.67,權(quán)重占比35.8%,綜合權(quán)重占比5.1%,說明青少年通過運(yùn)動(dòng)競賽建立起來的自信心越足,越有利于運(yùn)動(dòng)能力的發(fā)揮。運(yùn)動(dòng)競賽中具備良好的心態(tài)、能管理自己的情緒和在逆境中的心理抗壓能力的路徑系數(shù)分別為0.64、0.56,權(quán)重占比34.2%和29.9%,綜合權(quán)重占比4.9%和4.3%,說明運(yùn)動(dòng)競賽中良好的心態(tài),有助于建立良好的心理品質(zhì),更專注于競賽本身。逆境中的心理抗壓能力能夠使運(yùn)動(dòng)能力的發(fā)揮事半功倍。

體能狀況因子對運(yùn)動(dòng)能力具有顯著的影響,路徑系數(shù)為0.80,影響權(quán)重占比14.3%。其中4個(gè)觀測指標(biāo)中,結(jié)合參與的運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目制定自我體能鍛煉計(jì)劃對體能狀況具有顯著的影響,路徑系數(shù)為0.72,說明制定自我體能鍛煉計(jì)劃每增加1個(gè)單位,那么體能狀況相應(yīng)的增加0.72個(gè)單位。權(quán)重占比25.7%,綜合權(quán)重占比3.7%,介于中等水平之間,說明青少年在制定自我體能鍛煉計(jì)劃時(shí)存在一定難度,教師應(yīng)在這一方面加強(qiáng)與學(xué)生的互動(dòng),給予個(gè)性化指導(dǎo),共同制定鍛煉計(jì)劃并監(jiān)督執(zhí)行。同時(shí),正確掌握體能鍛煉原理與方法、鍛煉方式的選擇、體能監(jiān)測方法及效果的自我評價(jià)等同樣反映了體能狀況程度的高低,也是提高體能狀況的措施。

戰(zhàn)術(shù)運(yùn)用因子對運(yùn)動(dòng)能力具有顯著的影響,路徑系數(shù)為0.78,影響權(quán)重占比14.0%。其中4個(gè)觀測指標(biāo)中,個(gè)人戰(zhàn)術(shù)在比賽中的應(yīng)用對戰(zhàn)術(shù)運(yùn)用具有顯著影響,路徑系數(shù)為0.77,權(quán)重占比26.2%,綜合權(quán)重占比3.7%,介于中等水平之間,這也是學(xué)校體育教學(xué)內(nèi)容的難點(diǎn)之一。教學(xué)應(yīng)強(qiáng)化技戰(zhàn)術(shù)在比賽中運(yùn)用的知識點(diǎn)的講授,開展不同形式的教學(xué)比賽,在“常賽”中提高技戰(zhàn)術(shù)運(yùn)用能力,并通過“常賽”檢驗(yàn)“教會(huì)、勤練”的效果。根據(jù)比賽進(jìn)程靈活調(diào)整戰(zhàn)術(shù)、自我戰(zhàn)術(shù)意識的形成、掌握一定戰(zhàn)術(shù)訓(xùn)練的方法的路徑系數(shù)分別為0.75、0.73、0.69,權(quán)重占比25.5%、24.8%和23.5%,綜合權(quán)重占比3.6%、3.5%和3.3%,對戰(zhàn)術(shù)意識的形成和能否依據(jù)比賽進(jìn)程靈活調(diào)整戰(zhàn)術(shù)一定程度上反映了戰(zhàn)術(shù)運(yùn)用程度的高低;個(gè)體掌握一定的戰(zhàn)術(shù)訓(xùn)練方法及正確運(yùn)用有助于運(yùn)動(dòng)能力的提升。

體育品德因子對運(yùn)動(dòng)能力具有顯著的影響,路徑系數(shù)為0.78,影響權(quán)重占比13.1%。其中3個(gè)觀測指標(biāo)中,具備集體主義精神和榮譽(yù)感對體育品德具有顯著的影響,路徑系數(shù)為0.74,權(quán)重占比49.0%,說明崇高的集體主義精神和榮譽(yù)感是提升體育品德的第一要素,其次是競賽中尊重對手,恪守規(guī)則與秩序,權(quán)重占比40.2%,最后是運(yùn)動(dòng)競賽中分辨和識別不道德言行。不難看出,崇高的集體主義精神和榮譽(yù)感,尊重對手,恪守規(guī)則,分辨和識別不道德言行可提高體育品德,進(jìn)而提升運(yùn)動(dòng)能力。

6 結(jié)論與建議

6.1 結(jié) 論

(1)資料編碼得到434個(gè)自由節(jié)點(diǎn),33個(gè)子節(jié)點(diǎn),7個(gè)核心類屬的指標(biāo)體系框架,經(jīng)過指標(biāo)修正與優(yōu)化,最終形成1個(gè)一級指標(biāo),7個(gè)二級指標(biāo)和27個(gè)三級指標(biāo)的指標(biāo)體系,據(jù)此構(gòu)建青少年運(yùn)動(dòng)能力評價(jià)模型。

(2)青少年運(yùn)動(dòng)能力評價(jià)模型為一個(gè)二階7因子模型,一階包括健康知識、技能掌握、運(yùn)動(dòng)認(rèn)知、心理品質(zhì)、體育品德、戰(zhàn)術(shù)運(yùn)用、體能狀況7個(gè)因子為潛變量,27個(gè)觀測指標(biāo)變量;二階為7個(gè)一階因子聚斂為1個(gè)因子,即青少年運(yùn)動(dòng)能力。一階七因子模型整體適配度高,擬合理想,具備較高的信效度,符合理論假設(shè);二階七因子模型擬合理想適合青少年運(yùn)動(dòng)能力評價(jià)模型與實(shí)證研究。

(3)運(yùn)動(dòng)能力7個(gè)一級指標(biāo)的權(quán)重占比由高到低依次為技能掌握15.2%、運(yùn)動(dòng)認(rèn)知14.7%、健康知識14.5%、體能狀況14.3%、心理品質(zhì)14.3%、戰(zhàn)術(shù)運(yùn)用14.0%、體育品德13.1%;二階七因子模型中各因子對運(yùn)動(dòng)能力具有不同程度的顯著影響,每個(gè)一級指標(biāo)對應(yīng)的二級指標(biāo)路徑系數(shù)和影響權(quán)重占比各不相同,青少年運(yùn)動(dòng)能力的提升需要多因子的協(xié)同,每個(gè)一級指標(biāo)的變化并非受單一因素的影響,而是通過多個(gè)因素的共同作用。

6.2 建 議

(1)青少年運(yùn)動(dòng)能力的提升需要多因子的協(xié)同培養(yǎng),注重青少年全面發(fā)展,避免運(yùn)動(dòng)能力培養(yǎng)的“缺科”和“偏科”現(xiàn)象的出現(xiàn)。同時(shí),根據(jù)二階七因子模型中各因子和觀測指標(biāo)的路徑系數(shù)、影響權(quán)重占比、綜合權(quán)重占比情況,明確每一位青少年在運(yùn)動(dòng)能力發(fā)展上的優(yōu)勢與劣勢,有針對性地制訂提升策略及運(yùn)動(dòng)能力培養(yǎng)方向和重點(diǎn)。

(2)學(xué)校體育的“教會(huì)、勤練”為“常賽”提供了關(guān)鍵能力和必備品質(zhì),“常賽”是撬動(dòng)青少年運(yùn)動(dòng)能力提升的杠桿,是檢驗(yàn)“教會(huì)、勤練”效果的標(biāo)尺。學(xué)校體育應(yīng)當(dāng)瞄準(zhǔn)“教會(huì)、勤練、常賽”的體育教學(xué)模式,可參考二階七因子模型的指標(biāo)體系內(nèi)容,使學(xué)校體育學(xué)生明確運(yùn)動(dòng)能力達(dá)成與提升的目標(biāo),亦可使學(xué)生走出校園,與社會(huì)上的“常賽”接軌。

(3)體教融合視域下學(xué)校體育教學(xué)改革將成為學(xué)術(shù)研究的重點(diǎn)之一,作為一次探索性研究,本研究也存在一定的不足之處,例如,田徑等單人項(xiàng)目,戰(zhàn)術(shù)運(yùn)用維度并非完全適合。因此,在學(xué)校體育教學(xué)內(nèi)容設(shè)計(jì)過程中應(yīng)體現(xiàn)參與不同項(xiàng)群群體的特異性,參考二階七因子模型內(nèi)容,細(xì)化不同群體、不同項(xiàng)群的評價(jià)維度及指標(biāo)體系,從學(xué)校自身實(shí)際、學(xué)生差異、教學(xué)特點(diǎn)出發(fā),開展運(yùn)動(dòng)能力學(xué)習(xí)評價(jià),面向全體學(xué)生進(jìn)行科學(xué)合理的診斷。與此同時(shí),盡管存在上述不足之處,有待進(jìn)一步完善評價(jià)模型的普適性及多項(xiàng)目多群體評價(jià)的深入探討;但本探究認(rèn)為作為體教融合育人價(jià)值向?qū)嵺`轉(zhuǎn)化的有益探索,研究結(jié)論的準(zhǔn)確性和方向性依然可靠。