黃章旭 劉 斌

(西南大學 體育學院,重慶 北碚 400715)

2016年10月,中共中央 、國務院印發(fā)《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》,文件中指出要強化個人健康責任,提高全民健康素養(yǎng),引導形成健康生活方式,有效控制影響健康的生活行為因素[1]。2018年7月,教育部公布《中國義務教育質量監(jiān)測報告》,報告中顯示八年級的家長對孩子的學習情況關注的比例高達79.9%,而對孩子日常行為習慣的關注僅有18.7%[2],青少年的行為習慣、心理狀況、興趣愛好得不到重視,難以形成健康促進生活方式,以至于健康問題懸而未決。次年9月,國務院辦公廳印發(fā)《體育強國建設綱要》,其中明確提出“將促進青少年提高身體素養(yǎng)和養(yǎng)成健康生活方式作為學校體育教育的重要內容”[3]。2021年8月,教育部等五部門發(fā)布全面加強和改進新時代學校衛(wèi)生與健康教育工作的意見,意見中指出聚焦學生健康素養(yǎng)發(fā)展,促使學生養(yǎng)成良好衛(wèi)生行為和習慣,形成文明健康、綠色環(huán)保生活方式[4]。另外, 2020年一項橫斷面和回顧性人口研究揭示了當前中國青少年生活方式的現狀: 在全國范圍內,2016年至2017年期間,35%至37%的兒童和青少年每天在電腦、手機、電視等電子設備上花費超過2小時[5],并且,僅有22%的學生參加持續(xù)時間60分鐘或更長時間的體育活動,并且整體呈下降趨勢[6];85.8%的學生每天久坐的時間超過2小時[7],只有15%-34%的人達到了建議的體育鍛煉指南[5,8]。一系列相關政策的出臺和具體數據充分說明了青少年健康促進生活方式培養(yǎng)的重要性。梳理以往發(fā)現,學界關于學校體育環(huán)境與健康促進生活方式的關系研究尚停留在理論層面,實證研究匱乏,同時研究對象大多是幼兒、大學生,鮮有學者關注青少年群體健康促進生活方式的養(yǎng)成。此外,學校體育環(huán)境對健康促進生活方式的影響及作用機制尚不明確,限制了結論的可推廣性和理論深度。因此,本研究以青少年為研究對象,重點解釋學校體育環(huán)境對健康促進生活方式的影響及作用機制,積累學校體育環(huán)境與健康促進生活方式之間的研究證據,為推動青少年健康促進生活方式的養(yǎng)成提供理論參考與實踐支持。

1 理論回顧與研究假設

1.1 相關理論基礎

1.1.1 場動力理論

1939年,美裔德國社會心理學家勒溫(Lewin)基于物理學中“場”的概念提出了場動力理論,并用公式:B=f(P*E)=f(LS)來表示[9]。其中,B表示行為,P表示行為主體,E表示環(huán)境,LS表示生活空間,生活空間由行為主體、環(huán)境以及行為主體與環(huán)境的交互關系構成,該理論指出個體行為發(fā)生改變的深層原因要具體到行為主體身處的環(huán)境或生活空間中,該理論與青少年健康促進生活方式的形成與發(fā)展規(guī)律相契合。

1.1.2 社會生態(tài)系統(tǒng)理論

1977年,布郎芬布倫納(Bronfenbrenner)提出社會生態(tài)系統(tǒng)理論,該理論模型強調人和環(huán)境的交互關系,主要包括微系統(tǒng)(家庭、學校)、中間系統(tǒng)(微系統(tǒng)間的相互關系)、外系統(tǒng)(外在干擾因素)、宏系統(tǒng)(三個系統(tǒng)以上的文化、亞文化、社會環(huán)境)[10]。其中,明確指出學校是除家庭以外對學生影響最大的微系統(tǒng)。另外,該理論認為個體的健康行為會受到內在環(huán)境因素(動機、信念)和外在環(huán)境(物質、社會)因素的影響,是社會、家庭、學校、同伴等多個生態(tài)子系統(tǒng)綜合作用的結果。整合場動力理論、社會生態(tài)系統(tǒng)理論共同探討學校體育環(huán)境影響青少年的健康促進生活方式的機制。

1.2 研究假設

1.2.1 學校體育環(huán)境與健康促進生活方式的關系

1920年,溫斯洛(Winslow)首次提出“健康促進”一詞,他指出健康促進是通過社區(qū)組織開展健康教育和制定健康政策,應對危險因素,從而維持并增進健康[11]。而健康生活方式是指個體通過選擇合適的健康行為來控制自身在日常生活中的不健康行為,強調不健康行為出現后的健康干預即事后干預[12]。在此基礎上,Pender[13]指出健康促進生活方式(health-promoting lifestyle,HPL)是一種健康的生活方式,是指個人為維持或增進健康水平,以達到自我滿足和自我實現的目的,采取的自發(fā)性、多層面的行為過程[13],包含認知行為、情緒或情感等方面。健康促進生活方式同樣是選擇具體化的健康行為,但在干預階段和具體目標上發(fā)生了改變,健康促進生活方式強調在自感健康狀況良好時采取積極的健康干預即事前干預,同時追求自我滿足與自我實現的具體目標,更加符合主動健康的核心理念。體育環(huán)境是指開展體育活動所需的自然和社會環(huán)境,囊括人際支持、社會文化、制度等[14]。根據存在的形態(tài)不同,體育環(huán)境可分為群眾體育環(huán)境、學校體育環(huán)境與競技體育環(huán)境[15];其中,學校體育環(huán)境是指在學校內開展體育活動時所需的環(huán)境和條件,主要包括學校體育物質環(huán)境、學校體育制度環(huán)境和學校體育社會環(huán)境三個層面[16]。學校體育物質環(huán)境層面包括體育場地、設施、器具和教具等。學校體育物質環(huán)境建設是體育教學活動得以持續(xù)進行與發(fā)展的先決條件?！敖洕A決定著上層建筑”,優(yōu)質的體育場地和設施一方面吸引學生自主鍛煉,另一方面有助于實現課程教學目標。學校體育制度環(huán)境層面主要指影響學生身體活動的相關政策和教育制度,如大課間活動、每天鍛煉1小時、延時服務、體質健康測試等,相關學校體育政策落實到位能夠為學校體育物質建設提供保障。學校體育社會環(huán)境層面主要包括體育氛圍、給學生提供的鍛煉機會、同伴支持、師生關系等,良好的師生互動關系能最大限度地調動學生體育鍛煉的積極性和自覺性[17]。加拿大活力健康兒童(AHKC)評價指標體系指出政策保障環(huán)境的建設, 環(huán)境影響行為的養(yǎng)成;反之, 行為既反映環(huán)境的建設, 也決定政策的制定。行為、環(huán)境和政策之間彼此關聯(lián)、相互影響[18]。盡管學校體育環(huán)境與健康促進生活方式之間的作用機制尚不明確,但相關研究提供了一定的理論支撐,華生[19]在其著作《行為主義》中指出環(huán)境對人的成長與發(fā)展具有極其重要的影響,人的行為依賴于后天習得,而環(huán)境則是決定人行為模式的關鍵因素。Lewin[9]指出健康行為的形成要立足于行為個體所處的環(huán)境當中。同時,McLerpu[20]提出的健康行為理論,該理論模型關注個體內部、人際關系、組織、社區(qū)、公共政策等個體和環(huán)境因素,并指出健康促進生活方式的干預需要環(huán)境和政策的綜合作用。此外,Stokols[21]驗證了社會生態(tài)系統(tǒng)理論模型中環(huán)境與健康行為之間存在的交互作用,同時指出個體健康行為模式受到環(huán)境和心理等多維度因素共同影響。Bocarro等[22]在一項學校體育政策對兒童體育活動影響的實證研究證明了,學校體育環(huán)境、學校體育政策、場器經費等與中學生的運動健康行為相關?；诖?提出假設H1:學校體育環(huán)境能顯著正向預測健康促進生活方式。

1.2.2 鍛煉動機的中介作用

鍛煉動機是推動個體進行體育鍛煉行為的內部動因,通過影響個體體育鍛煉強度、頻次、持續(xù)時間等因素達成體育鍛煉的目標,實現鍛煉目的[23]。相關研究表明,鍛煉動機可能在學校體育環(huán)境和健康促進生活方式間起中介作用。例如,環(huán)境知覺理論指出,環(huán)境信息會刺激或激發(fā)行為主體改變行為動機和決策,進而形成與之匹配的環(huán)境行為[24]。蔡玉軍等[25]在城市居民公共體育空間感知與體育活動行為的關系研究中表明,個體對于外界環(huán)境感知能影響個體心理,并以此決定后續(xù)行為。陽家鵬[26]在家庭體育環(huán)境對青少年體育鍛煉行為影響的研究中發(fā)現當家庭環(huán)境能滿足青少年自主性、能力感和關聯(lián)性時,能促進青少年外部動機向內部動機的轉換。另外,龔初根等[27]在對獨生子女背景下學校體育的問題與優(yōu)化探討中發(fā)現鍛煉動機是引導和推動個體形成健康生活方式的內部動因?；诖?提出假設H2:鍛煉動機在學校體育環(huán)境與健康促進生活方式之間起中介作用。

1.2.3 鍛煉習慣的中介作用

鍛煉習慣是指個體在后天經過重復的身體練習,逐步形成的穩(wěn)固的、自動化的行為模式[28]。大量研究表明學校體育環(huán)境與鍛煉習慣密切相關。饒林峰[29]從協(xié)同學視域的角度指出良好的學校體育環(huán)境可以促進學生參與體育鍛煉的熱情,養(yǎng)成良好的鍛煉習慣。李曉智[30]也在研究中發(fā)現了體育鍛煉習慣的形成受到了學校體育課程的影響。汪俊峰[31]經過實踐檢驗后得出學校體育課程有針對性地傳授體育知識、技能可以激發(fā)學生的體育興趣,促進體育習慣的養(yǎng)成。此外,相關研究也發(fā)現鍛煉習慣與健康促進生活方式之間有密切聯(lián)系。王飛加[32]在一項大學生健康生活方式養(yǎng)成教育的研究中指出健康生活方式要以良好的體育鍛煉習慣為基石。Lally[33]在一項針對96名志愿者的習慣形成機制研究中發(fā)現一個人可能需要大量的重復練習才能達到某些行為的最高自動性水平,因此,在想要的行為獲得必要的自動性之前,養(yǎng)成新的習慣需要保持相當長的一段時間。同時,董亞琦等[34]在對江西省5所高校903名大學生的問卷調查數據進行分析后發(fā)現社區(qū)、家庭、學校提供良好的體育鍛煉環(huán)境,有助于大學生增強鍛煉自我效能感,形成穩(wěn)固的鍛煉習慣,養(yǎng)成健康的生活方式?；诖?提出假設H3:鍛煉習慣在學校體育環(huán)境與健康促進生活方式之間起中介作用。

1.2.4 鍛煉動機-鍛煉習慣的鏈式中介作用

諸多研究也證實了鍛煉動機與鍛煉習慣的相互關系,且多項研究表明鍛煉動機可以正向預測鍛煉習慣。其中,運動健身信念理論模型指出運動健身信念可以激發(fā)個體的體育鍛煉需求,產生鍛煉動機,循環(huán)強化運動健身信念,最終形成體育鍛煉習慣[35]。賈峰等[36]通過對上海市7個高校的1596名在校大學生進行的問卷調查得出樂趣、能力、健康、社交等內部動機與鍛煉習慣養(yǎng)成之間呈顯著正相關。陳德富[37]在健美操教學培養(yǎng)中學生體育興趣的作用研究中指出良好的體育鍛煉動機是養(yǎng)成鍛煉習慣的前提。運動承諾理論綜合外界環(huán)境和心理因素等方面說明體育鍛煉習慣形成的機制受到個體心理、行為和外界環(huán)境等不同層次的影響[38]。Hawlader等[39]考察了身體活動行為與體育鍛煉習慣的關聯(lián),以及自主動機在養(yǎng)成體育鍛煉習慣中的作用。結果發(fā)現,自主動機與體育鍛煉習慣直接相關?；诖?提出假設H4:鍛煉動機和鍛煉習慣在學校體育環(huán)境與健康促進生活方式之間起鏈式中介作用。

基于上述理論與研究假設,構建如圖1所示的理論模型,探討學校體育環(huán)境對健康促進生活方式的影響以及兩者間的作用機制。

2 方法

2.1 被試

本研究采用非概率抽樣方法中的分層隨機抽樣法,在重慶市北碚區(qū)、永川區(qū)、涪陵區(qū)、銅梁區(qū)四個區(qū)的4所初中和4所高中隨機選取了1500名青少年作為被試,采取紙筆測驗的形式對研究對象進行問卷調查,問卷經調查對象本人同意后獨立填寫,所有問卷都是當場填寫當場收回,共發(fā)放問卷1500份,剔除無效問卷后,回收有效問卷1461份,有效回收率達97.4%。有效樣本中,男性723人(49.5%),女性738人(50.5%);平均年齡為14.48(SD=1.48),青少年的整體年齡介于12歲-18歲符合世界衛(wèi)生組織定義的青少年的年齡區(qū)間[40]。樣本的人口統(tǒng)計學特征如表1所示。

表1 樣本的人口統(tǒng)計學特征

2.2 工具

各量表的結構效度與內部一致性如表2所示。其中,健康促進生活方式量表的AVE為0.492。過去學者建議AVE需高于0.5以上,但AVE若想高于0.5以上,因素負荷量皆需高于0.7以上,考慮資料的實際情況,AVE高于0.36以上勉強可以接受[41]。由此,各量表均具有較好的結構效度和內部一致性。

表2 各量表的結構效度與內部一致性

2.2.1 學校體育環(huán)境量表

采用上海體育學院郭可雷學者[16]針對我國青少年修訂的學校體育環(huán)境量表,該量表共有 34 個條目,學校體育物質環(huán)境確定為2個維度:場器經費和時空特征。學校體育社會環(huán)境確定為5個維度:體育課程、鍛煉機會、教師支持、朋友同學支持、社會規(guī)范。學校體育制度環(huán)境確定為 2個維度:政策執(zhí)行和教育制度。量表采用Likert5點計分,即1表示非常不符合,5表示非常符合。在本研究中,該量表的Cronbach's α 為0.951。

2.2.2 鍛煉動機量表(MPAM-R)

采用陳善平、王云冰等[42]修訂的鍛煉動機量表(中文簡化版),該量表共有15個條目,包括5個維度:健康、能力、樂趣、外貌、社交,量表采用Likert5點計分,即1表示沒有,5表示非常強烈。在本研究中,該量表的Cronbach's α 為0.932。

2.2.3 體育鍛煉習慣量表

采用翁孟遷編制[43]的體育鍛煉習慣量表,該量表共14個條目,包括兩個維度:重復性、意志性,量表采用Likert5點計分,即1表示完全不符合,5表示完全符合。在本研究中,該量表的Cronbach's α為0.957。

2.2.4 健康促進生活方式量表(HPLP-IIR)

采用曹文軍等[44]學者修訂的健康促進生活方式量表-Ⅱ中文版,該量表共40個條目,包括6個維度:健康責任(HR)、體育運動(PA)、壓力管理(SM)、營養(yǎng)(N)、人際關系(IR)、精神成長(SG)。采用Likert4點計分,即1表示從不,4表示總是,總分為40分-160分,得分越高,健康促進生活方式的水平越高。在本研究中,該量表的Cronbach's α為0.969。

2.3 數據處理

采用SPSS27.0和MPLUS7.4進行頻率分析、描述性統(tǒng)計,相關分析,可靠性分析、驗證性因子分析等,采用Hays編制的SPSS宏程序PROCESS4.1進行中介效應的檢驗。

3 研究結果

3.1 共同方法偏差檢驗

本研究使用數據全部通過問卷形式收集,為防止特質共同變異即共同方法偏差,采用周浩和龍立榮[45]推薦的Harman單因子法進行共同方法偏差檢驗,即將所有題項進行未旋轉的探索性因素分析,結果共提取特征值大于1的因子17個,第一個因子的方差解釋率為31.476%,低于40%的臨界標準,因此本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題。

3.2 各變量的描述統(tǒng)計及相關分析

為探討學校體育環(huán)境、鍛煉動機、鍛煉習慣、健康促進生活方式之間的關系,對這些變量進行描述性統(tǒng)計及相關分析。結果如表3所示,學校體育環(huán)境與鍛煉動機、鍛煉習慣、健康促進生活方式兩兩間呈顯著正相關(r=0.390,P<0.01;r=0.594,P<0.01;r=0.540,P<0.01),鍛煉動機與鍛煉習慣兩兩呈顯著相關(r=0.465,P<0.01),各變量間均存在兩兩顯著相關為中介效應檢驗奠定了良好的基礎。

表3 各變量的描述性統(tǒng)計及相關分析(n=1461)

3.3 中介效應分析

使用Hays編制的SPSS宏程序PROCESS對鍛煉動機、鍛煉習慣在學校體育環(huán)境、健康促進生活方式的中介作用進行分析。采用偏差校正的非參數Bootstrap檢驗,選擇模型6,重復抽樣5000次,若95%的置信區(qū)間(CI)不包含0即顯著。經檢驗,模型整體擬合指數為χ2/DF =4.946, CFI=0.943,TLI=0.925,RMSEA=0.072,SRMR=0.048,模型擬合結果勉強可接受,可以進行后續(xù)的中介效應分析,依據溫忠麟[46]提出的檢驗流程,在進行中介效應檢驗前,先進行各變量的回歸分析?；貧w結果如表4所示,學校體育環(huán)境能顯著正向預測健康促進生活方式(β=0.540,P<0.01);學校體育環(huán)境能顯著正向預測鍛煉動機(β=0.390,P<0.01);學校體育環(huán)境與鍛煉動機二者可以同時正向預測鍛煉習慣(β=0.487,P<0.01;β=0.275,P<0.01);學校體育環(huán)境、鍛煉動機、鍛煉習慣可以同時正向預測健康促進生活方式(β=0.205,P<0.01;β=0.218,P<0.01;β=0.420,P<0.01)。

表4 學校體育環(huán)境對健康促進生活方式的影響模型中各變量的回歸分析

3.4 中介效應檢驗

如表5所示,學校體育環(huán)境對健康促進生活方式的直接效應95%的置信區(qū)間為[0.152,0.240],該區(qū)間不包含0,說明學校體育環(huán)境對健康促進生活方式的直接效應顯著,其標準化的效應值為0.205,相對中介效應占比為37.96%,假設H1得到驗證。

表5 鍛煉動機和鍛煉習慣在學校體育環(huán)境和健康促進生活方式之間的中介效應

間接效應1:學校體育環(huán)境→鍛煉動機→健康促進生活方式,其95%的置信區(qū)間為[0.066,0.106],該區(qū)間不包含0,說明鍛煉動機的單獨中介作用顯著,其標準化的效應值為0.085,相對中介效應占比為15.74%,假設H2得到驗證。間接效應2:學校體育環(huán)境→鍛煉習慣→健康促進生活方式其95%的置信區(qū)間為[0.175,0.235],該區(qū)間不包含0,說明鍛煉習慣的單獨中介作用顯著,其標準化的效應值為0.205,相對中介效應占比為37.96%,假設H3得到驗證。間接效應3:學校體育環(huán)境→鍛煉動機→鍛煉習慣→健康促進生活方式,其95%的置信區(qū)間為[0.035, 0.057],該區(qū)間不包含0,說明鍛煉動機和鍛煉習慣的鏈式中介作用顯著,其標準化的效應值為0.045,相對中介效應占比為8.33%,假設H4得到驗證。

其中,總間接效應95%的置信區(qū)間為[0.300,0.370],該區(qū)間不包含0,說明總間接效應顯著,其標準化的效應值為0.335,相對中介效應占比為62.04%。總效應95%的置信區(qū)間為[0.474,0.557],該區(qū)間不包含0,說明總效應顯著,其標準化的效應值為0.540。最后,學校體育環(huán)境對健康促進生活方式的直接效應顯著,且總效應顯著,因此,鍛煉動機和鍛煉習慣在學校體育環(huán)境與健康促進生活方式之間起部分中介作用。因此,所有假設都得到驗證,鏈式中介模型如圖2所示。

圖2 鍛煉動機和鍛煉習慣在學校體育環(huán)境和健康促進生活方式之間的鏈式中介模型

4 討論

4.1 學校體育環(huán)境對健康促進生活方式的直接效應

本研究基于場動力理論、社會生態(tài)系統(tǒng)理論,結合青少年體育鍛煉行為特征,深入探討了學校體育環(huán)境與健康促進生活方式的關系。相關分析、回歸分析結果表明,學校體育環(huán)境能顯著正向預測健康促進生活方式,這與前期研究結果一致,實證了青少年健康促進生活方式的養(yǎng)成,學校體育環(huán)境建設是重要的一環(huán)。呂海龍等[47]在一項家庭體育環(huán)境與幼兒體育生活方式研究中發(fā)現,當前,西方各國兒童、青少年健康行為的干預的社會模式主要通過政策保障環(huán)境建設,環(huán)境建設影響健康行為養(yǎng)成。代俊等[48]指出青少年健康行為受到社會生態(tài)系統(tǒng)模型中各層次因素的影響,這些因素主要集中于個體的心理、家庭、學校、同伴、社區(qū)等環(huán)境中,在我國體育制度下,學校的體育環(huán)境對學生良好健康促進生活方式的形成具有重要作用,這也進一步印證的學校體育環(huán)境與健康促進生活方式之間的關系。Sallis[49]在環(huán)境和政策干預共同促進身體活動的研究中指出社會和環(huán)境因素是影響兒童和青少年進行體育鍛煉的關鍵因素,并進一步影響他們的健康行為。此外,Lee等[50]在學校健康政策的研究中表明教師支持、體育課程、學校體育設施的完備及校內綠化建設等學校環(huán)境因素對學生參與身體活動的積極性有顯著的影響。據此,驗證了假設 H1:健康生活方式對居民主觀幸福感具有正向預測作用。

4.2 鍛煉動機的中介效應

鍛煉動機在學校體育環(huán)境與健康促進生活方式之間起部分中介作用(相對中介效應為 15.74%),該結果與以往研究中的結果相符,社會生態(tài)學模型認為,外界環(huán)境作為生態(tài)系統(tǒng)的外端層需近端層(行為動機、意向等)的介導對青少年的身體活動產生影響[51]。Bastonsetal[52]在研究中指出外界環(huán)境的信息對行為主體的刺激,會使其產生相應的心理狀態(tài)(內部動機),從而指導行為。韓新英[53]在體育教學中培養(yǎng)和激發(fā)大學生學習動機的策略研究中指出學校體育環(huán)境及體育文化有助于激發(fā)學生的體育學習興趣,促進學生體育鍛煉的動機。此外,郭章杰和孫明運[54]在對醫(yī)護女生體質健康的研究中發(fā)現醫(yī)護女生的體育鍛煉動機、健康生活方式與體質健康狀況三者均有顯著的關聯(lián)性,且體育鍛煉動機、健康生活方式對體質健康有一定的預測作用。徐大成和李愛華[55]在家庭體育環(huán)境、鍛煉動機與青少年身體活動的關系研究中指出學校體育課程開展得不完善不是造成青少年肥胖的唯一原因,應當考慮到家庭體育環(huán)境、鍛煉動機、生活方式等其他相關因素。據此,驗證了假設 H2:鍛煉動機在學校體育環(huán)境與健康促進生活方式之間起中介作用。

4.3 鍛煉習慣的中介效應

鍛煉習慣在學校體育環(huán)境與健康促進生活方式之間起部分中介作用(相對中介效應為 37.96%),該研究結果與以往結果一致,多項研究表明學校體育課程內容、指導思想、制度和政策的實施力度、組織形式可以對體育鍛煉習慣的養(yǎng)成產生影響[56,57]。莫連芳[58]在高校體育環(huán)境對大學生體育鍛煉習慣的影響研究指出高校的體育環(huán)境在培養(yǎng)可以促進大學生體育鍛煉習慣的養(yǎng)成,其中,體育考試、體育教師體育社團、體育俱樂部在體育鍛煉習慣的培養(yǎng)上起著重要作用。喬玉成[59]在青少年鍛煉習慣的養(yǎng)成機制及影響因素的研究中表明青少年體育鍛煉習慣養(yǎng)成的機制在于體育環(huán)境的建設,養(yǎng)成穩(wěn)固的體育鍛煉習慣可以達成體育鍛煉行為可持續(xù)性的目標。此外,Lally[60]在一項關于健康習慣形成模型的探索性試驗發(fā)現在一致的環(huán)境中經常進行的體育鍛煉習慣得更易傾向產生健康的生活方式,且不易改變。據此,驗證了假設H3: 鍛煉習慣在學校體育環(huán)境與健康促進生活方式之間起中介作用。

4.4 鍛煉動機-鍛煉習慣的鏈式中介效應

鍛煉動機-鍛煉習慣在學校體育環(huán)境與健康促進生活方式之間的鏈式中介路徑成立(相對中介效應為 8.33%),此研究成果與Xu、Jankauskie、Hashim等人的研究結果一致。Xu[61]等在對320名大學生使用自主動機和運動習慣量表調查后發(fā)現大學生的自主動機會對他們的運動習慣產生積極影響,并且體育教師的教學風格需通過自主動機的中介作用來實現對學生的體育鍛煉習慣影響。Jankauskie等[62]在青少年樣本中測試了教師自主支持、體育教育自主動機 (PE)、體育活動習慣和不參與體育教育之間的關聯(lián)。研究結果表明支持加強學生的自主動機可以促進體育課的參與度和學生體育鍛煉習慣的形成,從而為體育教師的實踐提供信息。Hashim[63]等使用聚類分析研究了300名馬來西亞青少年的運動動機、運動習慣強度、學習成績和身體活動水平(PA)的關系,結果發(fā)現高水平身體活動的青少年,運動動機和鍛煉習慣的水平都相應的較高,但學習成績偏低,并且強調外部因素的身體活動促進可能有效灌輸青少年的運動習慣。Pan?o和Carra?a[64]系統(tǒng)綜述了運動動機與積極的身體形象和健康的飲食習慣或健康行為的相互關聯(lián)。由此可見,鍛煉動機和鍛煉習慣的鏈式中介作用有效揭示了學校體育環(huán)境對健康促進生活方式的作用機制,拓寬了場動力理論、社會生態(tài)系統(tǒng)理論在青少年健康促進領域的應用。據此,驗證了假設 H4:鍛煉動機和鍛煉習慣在學校體育環(huán)境與健康促進生活方式之間起鏈式中介作用。

4.5 研究局限

本研究選取了1461名12歲-18歲青少年作為被試,客觀分析了學校體育環(huán)境對健康促進生活方式的影響機制,以及鍛煉動機與鍛煉習慣的單獨中介以及鏈式中介作用。但研究也存在一定的不足:(1)未選取初三、高三的青少年作為被試,無法展現學校體育環(huán)境對于升學階段青少年健康生活方式的影響程度。(2)缺少縱向數據,后續(xù)研究可以橫向和縱向研究相結合,進一步驗證變量間的因果關系。(3)青少年健康促進生活方式是學校、家庭、社會多層面共同作用的綜合結果,未來可以構建三者協(xié)同推進的模型,進一步豐富青少年健康促進生活方式養(yǎng)成的機制。

5 小結

本研究基于場動力理論、社會生態(tài)系統(tǒng)理論,通過構建結構方程模型驗證了學校體育環(huán)境對健康促進生活方式的直接效應(效應量為0.205),鍛煉動機和鍛煉習慣在學校體育環(huán)境與健康促進生活方式之間發(fā)揮的單獨中介作用(其效應量分別為0.085,0.205),鍛煉動機和鍛煉習慣在學校體育環(huán)境與健康促進生活方式之間發(fā)揮鏈式中介作用(效應量為0.045)。根據研究結果得出,改善學校體育環(huán)境對青少年健康促進生活方式的培養(yǎng)具有重要作用,具體體現在以下三個方面。首先,學校體育物質環(huán)境方面。良好的學校體育物質環(huán)境可以提供充足的體育場地設施與器材,為學生提供多樣化的運動項目選擇,從而滿足學生的不同需求和興趣,激發(fā)學生的鍛煉動機,培養(yǎng)其鍛煉習慣,進而促進健康促進生活方式的養(yǎng)成。其次,學校體育制度環(huán)境方面。健全的學校體育制度環(huán)境可以為學生提供系統(tǒng)化的體育教育課程,合理安排體育活動時間,并制定科學的評價標準,及時反饋學生的身體素質的發(fā)展情況。最后,學校體育社會環(huán)境方面,學?？梢苑e極與社區(qū)、體育俱樂部等尋求合作,舉辦各類體育賽事和活動,為學生提供更多參與體育鍛煉的機會,潛移默化地影響健康促進生活方式的養(yǎng)成。綜上所述,通過優(yōu)化學校體育環(huán)境,不僅可以直接作用于青少年健康促進生活方式的培養(yǎng),還可以通過影響青少年的鍛煉動機和鍛煉習慣,進而影響青少年健康促進生活方式的培養(yǎng)。