上海市嘉定區(qū)第一中學(xué)，上?！?01808

何青青，陳麗華

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體質(zhì)健康信念對青少年體育鍛煉的影響

《國家學(xué)生體質(zhì)健康標(biāo)準(zhǔn)》(以下簡稱《標(biāo)準(zhǔn)》)是一種促進(jìn)學(xué)生體質(zhì)健康發(fā)展、激勵學(xué)生積極踐行身體鍛煉、培養(yǎng)學(xué)生體質(zhì)健康認(rèn)知與信念的教育手段，也是衡量學(xué)生身體健康指標(biāo)的主要評價方式。在“全國億萬學(xué)生陽光體育運(yùn)動”推行與開展的今天，青少年體質(zhì)健康的總體狀況得到一定改善，但青少年日常參與體育鍛煉的狀況卻磐散行汲，相當(dāng)一部分青少年迫于《標(biāo)準(zhǔn)》測試的壓力被動、消極地參與體育鍛煉。臨床試驗[1-2]表明，人們既有關(guān)于健康的知識和技能并不總會轉(zhuǎn)化為健康行為，而健康行為往往與個體信念有關(guān)(如：個體知覺到疾病易感性的信念會引起健康行為[3])。信念是一種心理動能，是人類積極、主動行為的基礎(chǔ)[4-5]。在全民健身國家戰(zhàn)略背景下，探驪體質(zhì)健康信念對青少年體育鍛煉的影響，是促進(jìn)青少年體質(zhì)健康發(fā)展、引導(dǎo)青少年踐行陽光體育的需要，是學(xué)校體育熱議的焦點話題。

美國心理學(xué)家Rosenstock[6]承襲了Hochbaum和Backer等社會心理學(xué)家的理念，在需要和動機(jī)理論、認(rèn)知理論和價值期望理論的基礎(chǔ)上，完善并形成一個解釋和預(yù)測健康行為的健康信念模式(Health Belief Model, HBM)。HBM是運(yùn)用社會心理方法解釋健康相關(guān)行為的理論模型，強(qiáng)調(diào)人們要采取某種促進(jìn)健康行為或戒除某種危害健康行為。健康信念[7]是健康生活態(tài)度的強(qiáng)化，是一種隱性的健康心理傾向。國外學(xué)術(shù)界證實了健康信念與體育鍛煉密切相關(guān)：美國2/3的中老年人因缺乏健康信念，而未能達(dá)到健康衛(wèi)生組織建議的日常體育鍛煉水平，“久坐”的生活方式已然成為慢性疾病滋養(yǎng)的溫床，學(xué)者認(rèn)為，培養(yǎng)價值觀、健康信念，是促進(jìn)老年人實施健康行為的強(qiáng)大干預(yù)策略[8]；泰國兒童因父母缺乏健康教育指導(dǎo)，有2/3表現(xiàn)出體育活動不足的狀態(tài)，這種狀態(tài)是導(dǎo)致兒童肥胖的主要危險因素[9]。研究表明，成年人感知到益處的程度越高、獲得誘發(fā)健康行為的因素越多，便會有更積極的鍛煉行為，而感知到障礙的程度越高，則會有較為消極鍛煉行為[10]；在預(yù)測青年鍛煉行為的變量中，健康模式的自我效能預(yù)測力最強(qiáng)，其次是感知益處、感知障礙[11]。

健康是當(dāng)代人最直接的生理和心理訴求之一。知信行理論[12-14]認(rèn)為，促進(jìn)人類健康的遞進(jìn)式理論模型應(yīng)是：信息→認(rèn)知→信念→行為→增進(jìn)健康?？梢姡_立健康信念是促進(jìn)鍛煉行為的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，然而，在我國大學(xué)生群體中，能夠運(yùn)用《標(biāo)準(zhǔn)》對自身健康狀況進(jìn)行自我評估的不足1/10[15]，自我評價知識匱乏的高達(dá)1/4[16]，半數(shù)的學(xué)生僅關(guān)心《標(biāo)準(zhǔn)》測試結(jié)果[17]，很少有人關(guān)注自身《標(biāo)準(zhǔn)》測試指標(biāo)還存在哪些不足[18]。近期一些研究發(fā)現(xiàn)，健康信念與鍛煉行為具有線性相關(guān)，“感知到鍛煉益處”是影響學(xué)生體育鍛煉最重要的因素[19]，女生群體普遍存在嚴(yán)重的“知而不行”現(xiàn)象[20-21]。據(jù)此推測，大學(xué)生早在青少年時期便缺乏對身心健康的合理認(rèn)知、關(guān)注自我、堅定信念，致使其體育鍛煉行為呈現(xiàn)出“他律、他控、他管”之象[22-24]。

已有理論及文獻(xiàn)對梳理健康信念和體育鍛煉的關(guān)系具有重大意義。然而，在健康信念備受關(guān)注的今天，國內(nèi)學(xué)者較多的關(guān)注大學(xué)生或成年人群體，而考察青少年健康信念狀況的研究相對薄弱，而且，剖析健康信念對青少年體育鍛煉影響的報告尚未明晰?；诖?，研究試圖解決兩大核心問題：(1)青少年的體質(zhì)健康信念和體育鍛煉狀況如何；(2)體質(zhì)健康信念對青少年體育鍛煉有何具體的影響。青少年是身心健康發(fā)展的關(guān)鍵時期，研究旨為促進(jìn)青少年積極踐行體育鍛煉有所裨益，亦為相關(guān)部門制定干預(yù)策略提供借鑒與參考。

1方法

1.1被試

遵循社會調(diào)查原則，采用分層整體抽樣的方式，在某省隨機(jī)選取三所初中、三所高中1600名中學(xué)生為被試對象。測試共回收1511份量表，剔除45份無效量表(剔除原則：填答不完整、規(guī)則性填答等)，有效量表1466份，有效率91.63%。其中，年齡(14.149±2.022)歲；初中：高中=1:1.08；男：女=1:1.17。

1.2測量工具

1.2.1體質(zhì)健康信念量表

以戴霞[25]體質(zhì)健康信念量表為藍(lán)本，針對青少年群體進(jìn)行相應(yīng)修訂，例如：“體育鍛煉可以預(yù)防疾病，延長壽命”，改為“體育鍛煉可以預(yù)防疾病，促進(jìn)成長”。量表含5個維度24個題項(知覺鍛煉益處、體質(zhì)評價自我效能、體質(zhì)強(qiáng)弱與患病易感性、知覺疾病與體弱的嚴(yán)重、體質(zhì)評價結(jié)果關(guān)注)，采用Likert5點法，每項從“完全不符合”到“完全符合”依次計1～5分，總分24～120分范圍內(nèi)，分量表得分越高則表示該維度的水平越高。本測量探索性因子分析5因素累積貢獻(xiàn)率68.343%，KMO=0.851，Bartlett's球體檢驗在顯著水平上(Chi-Square=6470.738，df=276，p<0.001)。驗證性因子分析修正模型x2=677.872，df=148，x2/df=4.580，SRMR=0.0470，GFI=0.919，NNFI=0.873，IFI=0.898。量表Cronbach's α系數(shù)為0.865，分半信度0.833，分量表α在0.734～0.871范圍內(nèi)，題總相關(guān)在0.470～0.701(p<0.01)。上述指標(biāo)表明該量表符合測量學(xué)要求。

1.2.2體育活動等級量表(PARS-3)

參照梁德清[26]等人修訂的體育活動等級量表。量表共3個題項，主要對被試前1個月參加體育鍛煉的運(yùn)動量從強(qiáng)度、時間、頻率3個方面進(jìn)行評定，依據(jù)公式“運(yùn)動量=強(qiáng)度×?xí)r間×頻率”評價運(yùn)動量大小(最高分為100分、最低分為0分)，各維度各分5個等級，強(qiáng)度與頻率從1～5等級分別記1～5分，時間從1～5等級分別計0～4分。運(yùn)動量評定標(biāo)準(zhǔn)以≤19分為小運(yùn)動量、20～42分為中等運(yùn)動量、≥43分為大運(yùn)動量。本次測量Cronbach's α系數(shù)為0.876，分半信度0.797，題總相關(guān)在0.349～0.746 (p<0.01)。驗證PARS-3量表符合測量學(xué)要求，所得數(shù)據(jù)支持對青少年體育鍛煉狀況的測量構(gòu)想。

1.3施測過程

依據(jù)方便取樣原則，于2015年11月15～30日，采用集體統(tǒng)一測試和單獨填答相結(jié)合的方式進(jìn)行數(shù)據(jù)采集。施測前解釋指導(dǎo)語并保證被試自愿參加，填答時間3分鐘，填寫完畢當(dāng)場回收。施測中獲得被試一般人口統(tǒng)計學(xué)資料，如性別、年齡、年級等。

1.4數(shù)據(jù)采集與分析

將所得數(shù)據(jù)導(dǎo)入SPSS22.0統(tǒng)計軟件，根據(jù)研究需要，采用描述性統(tǒng)計、相關(guān)性分析、回歸分析等統(tǒng)計方法，考察青少年體質(zhì)健康信念、體育鍛煉的現(xiàn)狀特征及二者關(guān)聯(lián)，并利用AMOS22.0分析軟件從結(jié)構(gòu)層面揭示影響機(jī)制。

2結(jié)果

2.1青少年體質(zhì)健康信念和體育鍛煉的現(xiàn)狀

本研究中，體質(zhì)健康信念量表的總分均值為72分，各分量表的總分均值分別為：知覺鍛煉益處=21，體質(zhì)評價自我效能=12，體質(zhì)強(qiáng)弱與患病易感性=12，知覺疾病與體弱的嚴(yán)重=15，體質(zhì)評價結(jié)果關(guān)注=12；體育鍛煉等級均值為2分，各題項均分為：鍛煉強(qiáng)度=3，持續(xù)時間=2，鍛煉頻率=3。統(tǒng)計顯示(表1)：(1)青少年體質(zhì)健康信念的總體狀況略好。但是，除“知覺鍛煉益處”和“體質(zhì)強(qiáng)弱與患病易感性”外，“體質(zhì)評價自我效能”、“知覺疾病與體弱的嚴(yán)重”和“體質(zhì)評價結(jié)果關(guān)注”3個維度均低于維度的理論均分；(2)青少年體育鍛煉的總體狀況不甚理想。除鍛煉頻率外，強(qiáng)度和持續(xù)時間均低于題項的理論均分。

表1　均值及標(biāo)準(zhǔn)差統(tǒng)計表

為考察性別變量在青少年的體質(zhì)健康信念、體育鍛煉中是否存在差異，將性別設(shè)為自變量，以體質(zhì)健康信念和體育鍛煉各維度(或題項)為因變量進(jìn)行MANOVA分析(表2)。組間方差分析顯示，知覺鍛煉益處(F(1,1465)=18.591，p=0.000)、體質(zhì)評價自我效能(F(1,1465)=29.391，p=0.000)、總體體質(zhì)健康信念(F(1,1465)=5.981，p=0.015)、強(qiáng)度(F(1,465)=82.523，p=0.000)、持續(xù)時間(F(1,1465)= 79.346，p=0.000)、頻率(F(1,1465)=4.141，p=0.042)和鍛煉等級(F(1,1465)=116.293，p=0.000)的性別主效應(yīng)顯著，而“體質(zhì)強(qiáng)弱與患病易感性”、“知覺疾病與體弱的嚴(yán)重”和“體質(zhì)評價結(jié)果關(guān)注”皆不顯著(p>0.05)。多重比較顯示：男生在“知覺鍛煉益處”(29.35)、“體質(zhì)評價自我效能”(12.29)、總體體質(zhì)健康信念(83.06)、強(qiáng)度(3.22)、持續(xù)時間(2.28)、頻率(3.87)及鍛煉等級(1.94)上均顯著高于女生。

表2　性別的主效應(yīng)檢驗

注：MS 為均方；***表示F值達(dá)到0.001顯著水平，**F值達(dá)到0.01顯著水平，*F值達(dá)到0.05顯著水平。

2.2體質(zhì)健康信念對青少年體育鍛煉的影響

Pearson相關(guān)系數(shù)顯示(表3)：體質(zhì)健康信念及各維度均與強(qiáng)度、持續(xù)時間、鍛煉等級顯著正相關(guān)(p<0.01)；“知覺鍛煉益處”、“體質(zhì)評價自我效能”、總體體質(zhì)健康信念與頻率顯著正相關(guān)，而其他3個維度均與頻率未達(dá)顯著相關(guān)水平。相關(guān)系數(shù)比較：“知覺鍛煉益處”(r=0.436)、“體質(zhì)強(qiáng)弱與患病易感性”(r=0.324)、“知覺疾病與體弱的嚴(yán)重”(r=0.361)和“體質(zhì)評價結(jié)果關(guān)注”(r=0.367) 均與持續(xù)時間正相關(guān)較高，體質(zhì)評價自我效能(r=0.398)與強(qiáng)度正相關(guān)較高，且它們皆達(dá)中等相關(guān)水平(0.3

將體質(zhì)健康信念設(shè)定為自變量，分別將鍛煉的各指標(biāo)及等級設(shè)為因變量，采用強(qiáng)行進(jìn)入法進(jìn)行4組多元回歸分析。回歸方程顯示(表4)：體質(zhì)健康信念對強(qiáng)度(F(1,1465)=31.448，t=5.608)、持續(xù)時間(F(1,1465)=51.638，t=7.186)、頻率(F(1,1465)=11.939，t=3.455)、鍛煉等級(F(1,1465)=67.406，t=8.210)的回歸效應(yīng)顯著(p<0.001)，分別解釋了變異的4%、6%、2%和8%。比較發(fā)現(xiàn)，體質(zhì)健康信念對鍛煉等級(β=0.291)和持續(xù)時間(β=0.257)預(yù)測效應(yīng)較高。

表3　Pearson相關(guān)系數(shù)表

注： ** p < 0.01

表4　體質(zhì)健康信念對體育鍛煉的回歸分析

注：SE=標(biāo)準(zhǔn)誤；Ra2=0.04，Rb2=0.06，Rc2=0.02，Rd2=0.08；***表示F值達(dá)到0.001顯著水平。

為從結(jié)構(gòu)層面揭示體質(zhì)健康信念對青少年體育鍛煉的影響，利用AMOS22.0軟件構(gòu)建關(guān)系模型(圖1)。擬合指標(biāo)、擬合優(yōu)度指標(biāo)、近似誤差均方根和標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根綜合反映了模型較好的適配性。結(jié)構(gòu)模型標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)(r=0.418，t=8.073，p=0.000)表明體質(zhì)健康信念對體育鍛煉顯著的正向影響。

注：CMIN/DF在5以內(nèi)可以接受；SRMR在0.05 以內(nèi)表示較好。GFI、NNFI等指標(biāo)>0.90，表示數(shù)據(jù)支持構(gòu)念假設(shè)。

圖一結(jié)構(gòu)關(guān)系模型

3討論

3.1體質(zhì)健康信念和體育鍛煉的現(xiàn)狀

青少年體質(zhì)健康信念的總體狀況略好。多年體育課程的學(xué)習(xí)、體驗，以及各種信息渠道的體育文化宣傳，使青少年掌握了一般的運(yùn)動技能、汲取了基本的健身知識，對鍛煉的增強(qiáng)體質(zhì)、促進(jìn)睡眠、緩解學(xué)習(xí)壓力、愉悅身心等益處具有合理的認(rèn)知，同時，青少年對體質(zhì)健康不佳所產(chǎn)生的身體憂患意識較強(qiáng)，對身體的健康狀況預(yù)警性較高，能夠從體質(zhì)的強(qiáng)弱聯(lián)想到感冒/發(fā)燒等疾病的易感性、哮喘/肥胖等遺傳疾病的易得性、冷/熱等復(fù)雜環(huán)境的適應(yīng)性等。誠然，每年循例的《標(biāo)準(zhǔn)》測試卻未能引起青少年對自身體質(zhì)測試結(jié)果的關(guān)注，亦未能有效地激發(fā)其改善體質(zhì)、克服障礙的鍛煉效能感，學(xué)生往往將《標(biāo)準(zhǔn)》測試作為體育教學(xué)學(xué)習(xí)的一種考核形式，或者是僅“參與”而非“投入”式的一種體育活動，致使青少年缺乏改變鍛煉行為的動力和意向，因此，青少年對體質(zhì)評價的結(jié)果關(guān)注和自我效能感均顯示出較低的水平；此外，正值生命力旺盛期的青少年缺少對身體疾病隱患的直接體驗和體弱后果的有效預(yù)判，因此，其“知覺疾病與體弱嚴(yán)重”的意識較低。以上結(jié)果與前人[19,25]部分觀點一致。

青少年體育鍛煉的總體狀況令人堪憂。教育部、國家體育總局“全國億萬學(xué)生陽光體育運(yùn)動”和中央7號文件[27]的指示精神，要求中小學(xué)嚴(yán)格執(zhí)行國家課程標(biāo)準(zhǔn)和落實“每天鍛煉一小時”，各地區(qū)雖能基本滿足青少年每天進(jìn)行各種形式的體育活動(如：課間操、體育課、體育社團(tuán)、課外活動等)，使60.1%學(xué)生能夠?qū)崿F(xiàn)3次/周的體育鍛煉參與頻率，但是，能夠在實際上踐行鍛煉1小時的青少年卻寥寥可數(shù)，95%以上的青少年鍛煉持續(xù)時間在30min以內(nèi)，這一現(xiàn)象導(dǎo)致青少年難于獲得體育鍛煉的深層體驗，在體育鍛煉中難于形成專注、沉浸的投入心理情境，甚至?xí)斐汕嗌倌牦w育鍛煉參與興趣的“流失”，另外，學(xué)?，F(xiàn)有的場館設(shè)施可能無法滿足大多數(shù)青少年的鍛煉需求，大多青少年以散步、慢跑、廣播操、騎自行車等簡單易行的內(nèi)容為鍛煉手段，致使青少年難于在體育鍛煉中獲得愉悅身心的快樂體驗。已有研究表明，興趣不足、動力不強(qiáng)、意向不明，以及支持不夠、場館匱乏、《標(biāo)準(zhǔn)》測試不嚴(yán)整等問題是制約當(dāng)代青少年的體育鍛煉踐行的主要內(nèi)外因素[28-32]。行為心理學(xué)認(rèn)為，一種行為習(xí)慣的養(yǎng)成往往取決于個體從事該行為的狀態(tài)及狀態(tài)的堅持程度[33-34]。研究認(rèn)為，在保證青少年足夠的鍛煉頻率基礎(chǔ)上，通過加強(qiáng)健康教育、擴(kuò)大鍛煉監(jiān)管、增加鍛煉指導(dǎo)、提升社會支持，可能為青少年提供可參考的鍛煉意向和可持續(xù)的鍛煉動力。

多元方差顯示，青少年的體質(zhì)健康信念以及“知覺鍛煉益處”、“體質(zhì)評價自我效能”2個維度存在性別差異，并且，在體育鍛煉各指標(biāo)上亦存在顯著差異。數(shù)據(jù)反映了，相對于男生，女生往往認(rèn)為體育鍛煉與其恬靜、內(nèi)斂、柔順的性格不符，使之在體育鍛煉中或多或少會感受到社會認(rèn)同與行為方式間的沖突[35]。這種源于外界或心理層面的性別角色沖突，會阻礙女生參與鍛煉的自主性、降低體育鍛煉的情感體驗，致使其體育鍛煉行為形成“強(qiáng)度小、頻率低、持續(xù)時間短”等不規(guī)范特征，亦會使女生對體育鍛煉益處的認(rèn)知度偏低，缺乏體育鍛煉改善體質(zhì)的自我效能感。期望價值理論[36]認(rèn)為，社會文化中刻板的性別角色印象(男性化的男性和女性化的女性)會通過個體自我感知而影響主觀價值與期望，甚至影響個體對社會行為的選擇。研究認(rèn)為，在青少年群體中，應(yīng)重點關(guān)注女生體育健康教育和體育鍛煉的科學(xué)指導(dǎo)工作。

3.2體質(zhì)健康信念對體育鍛煉的影響

相關(guān)性分析和回歸分析表明，體質(zhì)健康信念與青少年體育鍛煉存在顯著的、中等程度的正向關(guān)聯(lián)，可作為預(yù)測青少年體育鍛煉行為的預(yù)測變量。知信行理論[37-39]認(rèn)為，健康行為與個體的認(rèn)知有關(guān)，也與其價值觀和信念有關(guān)，更與其生活的社會環(huán)境相關(guān)。健康信念模式理論[20,40-42]認(rèn)為，人的行為是心理活動的結(jié)果，健康信念可以為人們提供健康(或免除危害)行為的執(zhí)行動力，信念是認(rèn)知與行為的重要環(huán)節(jié)，“知而不信”、“知而不行”、“行而不知”皆會與終身體育的健康理念背道而馳。認(rèn)知心理學(xué)[43]認(rèn)為，信念是態(tài)度的強(qiáng)化，是一種隱性的心理傾向。研究證實了上述理論在青少年體育鍛煉中的穩(wěn)定性和適用性。數(shù)據(jù)反映了，若青少年在已有健康認(rèn)知的基礎(chǔ)上形成健康信念，便會表現(xiàn)出相對積極、主動、合理的鍛煉行為。體質(zhì)健康信念能夠為青少年提供踐行體育鍛煉的內(nèi)在動力，能夠在自身已有健康的認(rèn)知的基礎(chǔ)上形成清晰的鍛煉意向，由此促使其體育活動表現(xiàn)出更長的持續(xù)時間，其行為越易達(dá)到體育人口[44]判定的標(biāo)準(zhǔn)。研究認(rèn)為，培養(yǎng)青少年體質(zhì)健康認(rèn)知、樹立正確的體質(zhì)健康信念，可能是促進(jìn)青少年體育鍛煉的一個有效途徑。

就本次測量而言，能夠知覺體育鍛煉益處和疾病嚴(yán)重性、對體質(zhì)健康不佳的憂患預(yù)警性高、對《標(biāo)準(zhǔn)》測試結(jié)果關(guān)注度高的青少年，其鍛煉的持續(xù)時間越長，而期望通過體育鍛煉改變體質(zhì)狀況的青少年，其鍛煉的強(qiáng)度越大。研究認(rèn)為，不同維度的體質(zhì)健康信念對體育鍛煉影響的差異性，可能源于青少年對體質(zhì)健康和體育鍛煉不同的認(rèn)知、需要和目標(biāo)取向所致。誠然，本研究中，體質(zhì)健康信念對鍛煉頻率、持續(xù)時間、鍛煉強(qiáng)度、鍛煉等級的解釋力均未達(dá)較高水平，究其原因：青少年的體育鍛煉行為既受自身體質(zhì)健康信念的影響，還受信念執(zhí)行度、拖延傾向、家庭教養(yǎng)、外界支持、生活方式、學(xué)業(yè)壓力等諸多內(nèi)外因素的交互影響，這亦為后續(xù)研究指明了方向。此外，研究還發(fā)現(xiàn)，“知覺鍛煉益處”和“體質(zhì)評價自我效能”對青少年的體育鍛煉行為起著決定性的促進(jìn)作用，但是，“體質(zhì)強(qiáng)弱與患病易感性”、“知覺疾病與體弱的嚴(yán)重”和“體質(zhì)評價結(jié)果關(guān)注”均未對鍛煉頻率產(chǎn)生顯著影響。這一現(xiàn)象映射了，當(dāng)代青少年對《標(biāo)準(zhǔn)》測試的認(rèn)知度和關(guān)注度不足，其參與鍛煉的被動性、跟從性、附和性特征明顯，這種非主動、自覺地參與特征將導(dǎo)致青少年體質(zhì)健康的發(fā)展后繼無力。上述觀點與前人[9,14,45-46]的部分觀點一致。

研究從調(diào)研青少年的體質(zhì)健康信念和體育鍛煉的現(xiàn)狀入手，探討了二者的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，所得結(jié)果從認(rèn)知、信念的角度揭示青少年體育鍛煉的形成機(jī)制，研究具有一定的現(xiàn)實意義。誠然，體質(zhì)健康信念對體育鍛煉的影響，會因個體內(nèi)外諸多變量的綜合影響而更為復(fù)雜化。未來研究應(yīng)關(guān)注一些社會變量在此關(guān)聯(lián)中發(fā)揮的作用，為全面揭示青少年體育鍛煉的形成機(jī)制提供實踐基礎(chǔ)。

4結(jié)論

青少年體質(zhì)健康信念的總體狀況略好，但是，“體質(zhì)評價自我效能”、“知覺疾病與體弱的嚴(yán)重”和“體質(zhì)評價結(jié)果關(guān)注”卻處于較低水平；青少年體育鍛煉狀況令人堪憂，具有低強(qiáng)度、短持續(xù)時間等特征；青少年的體質(zhì)健康信念和體育鍛煉在性別上具顯著性差異(男生優(yōu)于女生)。體質(zhì)健康信念與體育鍛煉顯著正相關(guān)，并且，體質(zhì)健康信念對體育鍛煉的正向回歸效應(yīng)顯著，分別解釋了鍛煉強(qiáng)度、持續(xù)時間、鍛煉頻率、鍛煉等級變異的4%、6%、2%和8%。結(jié)構(gòu)方程模型從結(jié)構(gòu)層面揭示了，體質(zhì)健康信念對青少年體育鍛煉的積極影響。

參考文獻(xiàn)：

[1]張愛新.健康信念模式與糖尿病患者健康行為的相關(guān)性分析[J].醫(yī)學(xué)臨床研究, 2013, 30(1):106-108.

[2]章小波.健康信念模式下危害高校教師的健康行為成因探析[J].中國衛(wèi)生事業(yè)管理, 2006, 22(10):630-631.

[3]Janz NK, Becker MH. The Health Belief Model: A Decade Later[J]. Health Education Quarterly, 1984, 11(1):1-47.

[4]宋月琴.計劃行為理論與教師信念研究[J].教育理論與實踐, 2015, 35(16):39-42.

[5]李霞.信念、態(tài)度、行為:教師文化建構(gòu)的三個維度[J].教師教育研究, 2012, 24(3):17-21.

[6]Rosenstock IM, Strecher VJ, Becker MH. The Health Belief Model and HIV Risk Behavior Change[M]. New York: Springer, 1994:5-24.

[7]郝志紅,梁寶勇.心理健康素質(zhì)測評系統(tǒng)·中國成年人健康信念量表的編制[J].心理與行為研究, 2012, 10(5):326-331.

[8]Gristwood J. Applying the Health Belief Model to Physical Activity Engagement Among Older Adults[J]. Illuminare: A Student Journal in Recreation Parks & Tourism Studies, 2011, (9):16-28.

[9]Ar-Yuwat S, Clark MJ, Hunter A, et al. Determinants of Physical Activity in Primary School Students Using the Health Belief Model[J]. Journal of Multidisciplinary Healthcare, 2013, 6(3):119-126.

[10]King KA, Vidourek RA, English L, et al. Vigorous Physical Activity among College Students: Using the Health Belief Model to Assess Involvement and Social Support[J]. Archives of Exercise in Health & Disease, 2014, 4(2):267-279.

[11]Sas-Nowosielski K, Grabara M, Hadzik A. Health Belief Model Variables as Predictors of Light, Moderate and Vigorous Physical Activity among Young Adults[J]. New Educational Review, 2013, 32(7):197-203.

[12]許欣,姚家新,楊劍,劉潤芝.基于知信行理論的父母—兒童運(yùn)動參與的關(guān)系[J].北京體育大學(xué)學(xué)報, 2014, 37(10):89-95.

[13]曾桂群.知信行理論對334名農(nóng)村婦女健康教育的影響[J].中國衛(wèi)生統(tǒng)計, 2007, 24(3):285-286.

[14]Juniper KC, Oman RF, Hamm RM, et al. The Relationships among Constructs in the Health Belief Model and the Transtheoretical Model among African-American College Women for Physical Activity[J]. American Journal of Health Promotion Ajhp, 2004, 18(5):354-357.

[15]張繼輝.高校體質(zhì)健康測試中存在的問題及對策研究[J].北京體育大學(xué)學(xué)報, 2008, 31(2):245-247.

[16]朱斌,李明德,杜小安,等.成都大學(xué)學(xué)生體質(zhì)健康現(xiàn)狀分析與建議[J].成都大學(xué)學(xué)報(自然科學(xué)版), 2009, 28(3):275-278.

[17]尚保春.對《學(xué)生體質(zhì)健康標(biāo)準(zhǔn)》認(rèn)知度的調(diào)查研究[J].北京體育大學(xué)學(xué)報, 2007, 30(1):49-50.

[18]余衛(wèi)平,賴錦松.反思大學(xué)生體質(zhì)健康測試的實效性[J].吉林體育學(xué)院學(xué)報, 2009, 25(2):140-141.

[19]謝紅光.體質(zhì)健康信念對體育鍛煉行為意向及行為習(xí)慣的影響[J].體育學(xué)刊, 2013, 20(4):100-105.

[20]饒燕.高校女生健康信念與體育鍛煉行為關(guān)系研究[J].山東體育學(xué)院學(xué)報, 2011, 27(2):93-96.

[21]石寶彩.應(yīng)用健康信念模式提高大學(xué)生體育鍛煉的參與性[J].河西學(xué)院學(xué)報, 2015, 31(2):91-94.

[22]董寶林,張歡.我國學(xué)生體質(zhì)研究回顧與展望[J].體育文化導(dǎo)刊, 2013(4):119-122.

[23]董寶林,張歡,陳敐,等.女大學(xué)生課外鍛煉動機(jī)與行為關(guān)系研究[J].體育文化導(dǎo)刊, 2014(4):141-144.

[24]董寶林,張歡,朱樂青,等.女大學(xué)生體育鍛煉行為機(jī)制研究[J].南京體育學(xué)院學(xué)報(社會科學(xué)版), 2013, 27(6):91-98.

[25]戴霞,尹洪滿,朱琳.大學(xué)生體質(zhì)健康信念量表的編制與初步應(yīng)用[J].北京體育大學(xué)學(xué)報, 2011, 34(12):72-74.

[26]梁德清.高校學(xué)生應(yīng)激水平及其與體育鍛煉的關(guān)系[J].中國心理衛(wèi)生雜志, 1994, 8(1):5-6.

[27]教育部:貫徹中央7號文件 中小學(xué)落實日鍛煉1小時[EB/OL].http://www.gov.cn/gzdt/2007-06/07/content_640343.htm.

[28]章建成,張紹禮,羅炯,等.中國青少年課外體育鍛煉現(xiàn)狀及影響因素研究報告[J].體育科學(xué), 2012, 32(11):3-18.

[29]陽家鵬,向春玉,徐佶.促進(jìn)青少年有氧體適能和體育鍛煉行為的路徑:動機(jī)理論的觀點[J].體育與科學(xué), 2015, 36(4): 115-118.

[30]羅炯,唐炎,公立政.西南地區(qū)青少年課外體育鍛煉行為現(xiàn)狀及妨礙因素研究報告[J].北京體育大學(xué)學(xué)報, 2012, 35(1):81-86.

[31]謝龍,趙東平,嚴(yán)進(jìn)洪.青少年體育鍛煉態(tài)度與行為的關(guān)系性研究[J].天津體育學(xué)院學(xué)報, 2009, 24(1):72-74.

[32]王梅,溫煦,呂燕,劉陽.家庭結(jié)構(gòu)對于青少年健康行為的影響[J].體育科學(xué), 2012, 32(5):34-41.

[33]樊人利.游戲精神引領(lǐng)下幼兒行為習(xí)慣的養(yǎng)成[J].學(xué)前教育研究, 2014, (9):67-69.

[34]胡少楠,王詠.工作投入的概念、測量、前因與后效[J].心理科學(xué)進(jìn)展, 2014, 22(12):1975-1984.

[35]李靜.我國女性運(yùn)動員性別角色沖突狀況及對訓(xùn)練投入的影響[J].首都體育學(xué)院學(xué)報, 2011, 23(2):152-155.

[36]Eccles JS. Adler TR, Futterman R, et al. Expectancies Values and Academic Behaviors[J]. Achievement and Achievement Motivation, 1983:75-146.

[37]甄志平,張瑛秋.知信行融合統(tǒng)一的發(fā)展性體育教學(xué)模式的構(gòu)建[J].北京體育大學(xué)學(xué)報, 2006, 29(2):221-223.

[38]李森,李越,龐浩等.體育鍛煉知、信、行干預(yù)對大學(xué)生心理健康的影響[J].體育與科學(xué), 2008, 29(6):91-94.

[39]黃悅勤,張新喬,劉肇瑞.高中生網(wǎng)絡(luò)成癮的社區(qū)健康教育[J].中國心理衛(wèi)生雜志, 2011, 25(5):328-331.

[40]于志華,鞏慶波,吳敬濤.鍛煉健康信念量表的編制[J].武漢體育學(xué)院學(xué)報, 2006, 40(5):53-56.

[41]彭丹梅.心理健康教育對大學(xué)生身心影響的實驗探討[J].西安體育學(xué)院學(xué)報, 2008, 25(2):129-131.

[42]林丹華,方曉義,李曉銘.健康行為改變理論述評[J].心理發(fā)展與教育, 2005, 21(4):122-127.

[43]遲立忠.運(yùn)動認(rèn)知心理學(xué)研究進(jìn)展述評[J].北京體育大學(xué)學(xué)報, 2012, 35(9):10-15.

[44]何建文.體育人口理論研究評述[J].北京體育大學(xué)學(xué)報, 2006, 29(12):1617-1619.

[45]Hotting K, Schauenburg G, Roder B. Long-Term Effects of Physical Exercise on Verbal Learning and Memory in Middle-Aged Adults: Results of a One-Year Follow-Up Study[J]. Brain Sciences, 2012, 2(3):332-346.

[46]彭向東,褚勇強(qiáng),薩支紅,胡曉江.健康行為理論：從健康信念模式到風(fēng)險認(rèn)知和健康行為決策[J].中國健康教育, 2014, 30(6):547-548.

The Influence of Physical Fitness Health Belief on Physical Exercise of Teenagers

上海市嘉定區(qū)第一中學(xué)，上海201808

何青青，陳麗華

He Qingqing, Chen Lihua

摘要：為探討體質(zhì)健康信念對青少年體育鍛煉的影響，采用修訂的體質(zhì)健康信念量表和體育活動等級量表對1466名13～18歲中學(xué)生(男676人，女790人)進(jìn)行調(diào)查。結(jié)果表明：青少年體質(zhì)健康信念的總體狀況略好，但是，“體質(zhì)評價自我效能”、“知覺疾病與體弱的嚴(yán)重”和“體質(zhì)評價結(jié)果關(guān)注”卻處于較低水平；青少年體育鍛煉狀況令人堪憂，具有低強(qiáng)度、短持續(xù)時間等特征；青少年的體質(zhì)健康信念和體育鍛煉在性別上具顯著性差異(男生優(yōu)于女生)。體質(zhì)健康信念對體育鍛煉的正向回歸效應(yīng)顯著，分別解釋了鍛煉強(qiáng)度、持續(xù)時間、鍛煉頻率、鍛煉等級變異的4%、6%、2%和8%。結(jié)論：樹立正確的體質(zhì)健康信念，可能是促進(jìn)青少年體育鍛煉的一個有效途徑。

關(guān)鍵詞：青少年；體質(zhì)健康；體育鍛煉；信念；行為

Abstract:In order to explore the influence of physical fitness health belief on physical exercise of teenagers, the paper conducts investigation on 1466 teenagers (676 male students and 790 female students) aged 13-18 years with revised scale of physical fitness health belief and physical activity rating scale (PARS-3). Results indicate that the overall situation of physical fitness health belief of teenagers is slightly good as a whole, however, "self efficacy of physical fitness evaluation", "perceived severity of disease and weakness", and "attention to the results of physical fitness evaluation" are at a lower level. The situation of physical exercise of teenagers is worrying and has the characteristics of "low-intensity" and "short-duration". Teenagers’ physical fitness health belief and physical exercise have significant difference in gender (male better than female). The positive regression effect of physical fitness health belief on physical exercise is significant. The paper then explains exercise intensity, duration, frequency, and the level of exercise at 4%, 6%, 2% and 8% of the variance respectively in them. The paper concludes that establishing correct physical fitness health belief might be one effective way to improve the physical exercise of teenagers.

Key words:teenager; physical fitness; physical exercise; belief; behavior

doi:10.3969/ j.issn.1005-0256.2016.04.013

中圖分類號：G804

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1005-0256(2016)04-0028-5

作者簡介：第一何青青(1978-)，女，上海人，中教一級，研究方向：青少年體質(zhì)健康促進(jìn)及鍛煉心理學(xué)。

基金項目：2014年度上海市學(xué)校體育科研一般項目：《體質(zhì)健康信念對中學(xué)生體育鍛煉行為影響的實證研究》(主要階段性成果)(項目編號：HJTY-2014-C02)

Shanghai Jiading No.1 High School, Shanghai 201808, China.