杜宇立 張杰 陳敏燕 謝文倩 朱茜如 許亮文

杭州師范大學(xué)醫(yī)學(xué)院（浙江杭州 310036）

基于結(jié)構(gòu)方程模型的中學(xué)生心理因素與體育鍛煉內(nèi)在關(guān)系研究

杜宇立 張杰 陳敏燕 謝文倩 朱茜如 許亮文

杭州師范大學(xué)醫(yī)學(xué)院（浙江杭州 310036）

目的：探究中學(xué)生體育鍛煉行為和心理因素之間的內(nèi)在關(guān)系，為進(jìn)一步完善健康教育和開(kāi)展有針對(duì)性的健康干預(yù)提供科學(xué)依據(jù)。方法：采用多階段分層抽樣、整群抽樣的方法分別在全國(guó)三個(gè)城市（杭州、武漢、西安）抽取初中和高中共12所中學(xué)，并選取初一、初二、高一、高二四個(gè)年級(jí)3600名中學(xué)生作為調(diào)查對(duì)象，統(tǒng)一使用信效度良好的《青少年體育鍛煉行為-心理測(cè)定量表》來(lái)收集數(shù)據(jù)；構(gòu)建并運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型探究心理因素（改變策略、決策平衡正向效應(yīng)、決策平衡負(fù)向效應(yīng)、自我效能）與體育鍛煉行為之間的內(nèi)在關(guān)系。結(jié)果：改變策略對(duì)體育鍛煉行為產(chǎn)生標(biāo)準(zhǔn)化直接效應(yīng)值為0.344，在四大維度中改變策略對(duì)體育鍛煉行為影響最大；決策平衡負(fù)向效應(yīng)對(duì)體育鍛煉行為產(chǎn)生直接效應(yīng)值為0.071；決策平衡正向效應(yīng)對(duì)體育鍛煉行為產(chǎn)生直接效應(yīng)值為0.093；自我效能對(duì)體育鍛煉行為產(chǎn)生直接效應(yīng)值為0.169；四大心理因素之間的相關(guān)性參數(shù)估計(jì)顯示改變策略、決策平衡正向效應(yīng)、自我效能三者與決策平衡負(fù)向效應(yīng)呈負(fù)相關(guān)且具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。結(jié)論：心理因素對(duì)行為的改變有直接作用，改變策略對(duì)中學(xué)生體育鍛煉行為影響程度最大，并且四大心理因素之間也有顯著的相關(guān)關(guān)系。這對(duì)于制定中學(xué)生體育運(yùn)動(dòng)計(jì)劃，提高中學(xué)生身體素質(zhì)具有重要意義。

結(jié)構(gòu)方程模型；中學(xué)生；體育鍛煉行為；心理因素

中學(xué)生時(shí)期是生長(zhǎng)發(fā)育的關(guān)鍵時(shí)期，然而青少年體育鍛煉存在參與容易、堅(jiān)持難的現(xiàn)象，由于沒(méi)有形成自覺(jué)鍛煉的習(xí)慣和終身體育意識(shí)，在體育課結(jié)束后，大多數(shù)學(xué)生減少了體育鍛煉，身體素質(zhì)受到影響。個(gè)體的行為意向（心理因素）是行為發(fā)生的決定性力量[1]，因此要想達(dá)到增強(qiáng)中學(xué)生體質(zhì)健康的目標(biāo)，必須了解中學(xué)生群體的心理因素與體育鍛煉之間的內(nèi)在關(guān)系。本研究利用行為分階段理論，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型，探究中學(xué)生心理因素對(duì)體育鍛煉行為影響程度、不同心理因素的內(nèi)在關(guān)系及互相影響的程度，彌補(bǔ)方差分析、logis?tic分析等統(tǒng)計(jì)學(xué)方法無(wú)法準(zhǔn)確提示的難題，并為完善健康教育措施提供理論支持。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象

按照我國(guó)地域分布，分別從東、中、西部選擇三個(gè)城市：杭州、武漢、西安。采用分層整群抽樣的方法分別在三個(gè)城市抽取初中和高中共12所，對(duì)初一、初二、高一、高二學(xué)生發(fā)放問(wèn)卷3600份，收回有效問(wèn)卷3446份，有效回收率為95.7%，杭州、武漢、西安樣本量分別為1133、1052、1261份，初中1988人、高中1458人。其中男1805人，女生1641人，調(diào)查對(duì)象平均年齡為14.85±1.46歲。

1.2 方法

本研究的問(wèn)卷采用《青少年體育鍛煉行為-心理測(cè)定量表》，該量表已被證明具有良好的信度和效度[2]，在班級(jí)調(diào)查后，現(xiàn)場(chǎng)收回問(wèn)卷。整個(gè)問(wèn)卷包括中學(xué)生人口學(xué)調(diào)查、體育鍛煉量、變化階段、心理因素（改變策略、決策平衡和自我效能）。變化階段分為五個(gè)階段，分別是：前意識(shí)階段、意識(shí)階段、準(zhǔn)備階段、行動(dòng)階段和維持階段。這里的改變策略被定義為：個(gè)體為修正其行為所運(yùn)用的認(rèn)知、情感、行為和人際之間的策略和技巧[3]，它包括經(jīng)驗(yàn)過(guò)程和行為過(guò)程兩部分[4，5]，其中經(jīng)驗(yàn)過(guò)程包括意識(shí)喚起、生物解脫、自我再評(píng)價(jià)、環(huán)境再評(píng)價(jià)、社會(huì)釋放5個(gè)因子；行為過(guò)程包括幫助關(guān)系、反制約作用、強(qiáng)化管理、自我解放、刺激控制5個(gè)因子。決策平衡指的是個(gè)體在決定是否要改變行為時(shí)對(duì)改變的正負(fù)面因素的權(quán)衡[3]。自我效能指的是在特定情境下人們擁有的信心使個(gè)體能夠應(yīng)對(duì)高度危險(xiǎn)而不是回退到不健康行為或者高危習(xí)慣中，一般用自信心和誘惑兩個(gè)變量來(lái)測(cè)量[6]。該量表?xiàng)l目均采用Likert量表5級(jí)評(píng)分法。

1.3 數(shù)理統(tǒng)計(jì)

運(yùn)用Epidata 3.1軟件建立數(shù)據(jù)庫(kù)并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行雙錄入，使用SPSS20.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析：通過(guò)描述性分析、χ2檢驗(yàn)分析青少年體育鍛煉時(shí)間和變化階段分布的基本情況；運(yùn)用Amos7.0軟件來(lái)構(gòu)建中學(xué)生體育鍛煉行為與心理因素的結(jié)構(gòu)方程模型，分析心理因素對(duì)行為變化的影響，以P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

1.4 質(zhì)量控制

為了保證調(diào)查的質(zhì)量，接受培訓(xùn)的調(diào)查員由帶教教師到其所在班級(jí)教室給學(xué)生發(fā)放問(wèn)卷，學(xué)生自行完成問(wèn)卷中要求的內(nèi)容，調(diào)查員根據(jù)學(xué)生的需要，對(duì)問(wèn)卷給予適當(dāng)解答。

2 結(jié)果與分析

2.1 中學(xué)生體育鍛煉變化階段情況

所調(diào)查的3446名中學(xué)生中，處于前意識(shí)階段的人最多（37.3%），處于行動(dòng)的維持階段的人占18.6%。中學(xué)生體育鍛煉變化階段頻數(shù)分布的性別組（χ2=97.461，P＜0.001）、地區(qū)組（χ2=56.363，P＜0.001）和年級(jí)組（χ2= 196.514，P＜0.001）均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，見(jiàn)表1。

表1 調(diào)查對(duì)象體育鍛煉行為階段的分布頻數(shù)情況[人數(shù)（%）]

2.2 不同變化階段的心理因素得分差異情況

改變策略、決策平衡（正向、負(fù)向效應(yīng)）和自我效能4個(gè)變量的均值在鍛煉行為變化階段上的差異均達(dá)到顯著水平（P＜0.001），說(shuō)明心理因素在體育鍛煉行為變化階段發(fā)揮的作用存在差異性，詳見(jiàn)表2。

表2 不同行為階段的中學(xué)生體育鍛煉行為改變策略、決策平衡、自我效能得分情況（±s）

表2 不同行為階段的中學(xué)生體育鍛煉行為改變策略、決策平衡、自我效能得分情況（±s）

變量改變策略負(fù)向效應(yīng)正向效應(yīng)自我效能前意向階段40.77±10.45 6.83±2.24 25.13±3.95 13.44±4.87意識(shí)階段46.07±10.03 6.44±2.14 26.46±3.79 16.25±5.02準(zhǔn)備階段46.05±9.80 6.42±2.18 26.73±3.63 16.22±4.91行動(dòng)階段46.75±10.60 6.06±2.73 26.40±4.21 16.98±5.21維持階段49.92±12.50 6.50±2.29 26.89±4.66 19.86±6.07 F值77.442 14.784 29.498 135.544 P值＜0.001＜0.001＜0.001＜0.001

2.3 結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建

結(jié)構(gòu)方程模型是基于統(tǒng)計(jì)分析技術(shù)的研究方法學(xué)，用于處理復(fù)雜的多變量之間的關(guān)系研究，能夠反映各變量間的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，從一種假設(shè)的理論框架出發(fā)，通過(guò)采集數(shù)據(jù)、驗(yàn)證理論假設(shè)是否成立。一個(gè)完整的結(jié)構(gòu)方程模型包括測(cè)量模型和結(jié)構(gòu)模型兩個(gè)部分，測(cè)量模型反映實(shí)際測(cè)量變量與潛在變量之間的相互關(guān)系，結(jié)構(gòu)模型反映的是潛在變量之間的因果關(guān)系的模型[7，8]。結(jié)構(gòu)方程模型的變量包括測(cè)量變量（顯性變量）和潛在變量，其中測(cè)量變量是直接測(cè)量得到的變量資料；潛在變量是指無(wú)法直接測(cè)量的變量，需要測(cè)量變量推導(dǎo)出來(lái)的變量。

本研究在探索性因子分析和跨理論模型的基礎(chǔ)上，定義中學(xué)生體育鍛煉行為結(jié)構(gòu)方程模型中包含的潛在變量為：體育鍛煉行為，改變策略、決策平衡正向效應(yīng)、決策平衡負(fù)向效應(yīng)、自我效能。其中體育鍛煉行為包括體育鍛煉時(shí)間、體育鍛煉變化階段兩個(gè)部分。在結(jié)構(gòu)方程模型中，單箭頭表示兩個(gè)變量之間存在因果關(guān)系，起始點(diǎn)為自變量，方向所指的是依變量；雙箭頭表示兩個(gè)變量之間存在共變關(guān)系，即兩者之間不存在因果關(guān)系。到目前為止尚未見(jiàn)文獻(xiàn)證明改變策略、決策平衡和自我效能之間是否存在因果關(guān)系，所以在本研究中，用雙箭頭表示改變策略、決策平衡（正向和負(fù)向效應(yīng)）、自我效能四者之間具有一定的共變關(guān)系，而四個(gè)心理因素對(duì)體育鍛煉行為則用單箭頭表示，以探究心理因素與體育鍛煉行為之間的內(nèi)在關(guān)系。e1到e33作為測(cè)量誤差的標(biāo)識(shí)，e34是表示潛在變量未被解釋的部分。潛在變量與觀測(cè)變量的對(duì)應(yīng)關(guān)系見(jiàn)表3。

表3 結(jié)構(gòu)方程模型中潛在變量和觀測(cè)變量?jī)?nèi)容

2.4 結(jié)構(gòu)方程模型的初次評(píng)價(jià)

2.4.1 載荷系數(shù)的顯著性估計(jì)

結(jié)構(gòu)方程模型中各潛在變量的載荷系數(shù)，由臨界值和P值可見(jiàn)，自我效能與體育鍛煉行為之間的P值大于0.05，其余各潛在變量之間、觀測(cè)變量與潛在變量之間的P值均小于0.001，表示模型基本符合顯著性評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，只需要做適當(dāng)?shù)男拚?/p>

2.4.2 模型擬合度評(píng)價(jià)

模型的評(píng)價(jià)也就是檢查模型的準(zhǔn)確性和簡(jiǎn)潔性。關(guān)于模型的判定標(biāo)準(zhǔn)主要有絕對(duì)擬合優(yōu)度指數(shù)和增值適配度指數(shù)[9]。模型擬合度判定標(biāo)準(zhǔn)及本模型的指標(biāo)值詳見(jiàn)表4。結(jié)果顯示中學(xué)生體育鍛煉行為結(jié)構(gòu)方程模型各適配指數(shù)并不理想，說(shuō)明模型需要進(jìn)一步進(jìn)行修正完善。

表4 模型擬合度判定標(biāo)準(zhǔn)及本模型指標(biāo)值

2.5 結(jié)構(gòu)方程模型修正

根據(jù)修正指數(shù)、臨界比率記憶相應(yīng)的路徑系數(shù)改變對(duì)模型進(jìn)行進(jìn)一步修正，使模型各項(xiàng)指標(biāo)達(dá)到理想標(biāo)準(zhǔn)。修正指數(shù)結(jié)果顯示F4與F6、e12與e14、e31與e28、e21與e119之間的載荷系數(shù)較低，故而增加了潛在變量之間、殘差變量間的相關(guān)路經(jīng)：F4←→F6、e12←→e14、e31→e28、e21←→e19，最終形成結(jié)構(gòu)方程模型的修正模型。如圖1。

2.5.1 修正模型的載荷系數(shù)顯著性估計(jì)

模型的可靠性是指所測(cè)量的指標(biāo)能否準(zhǔn)確地體現(xiàn)潛在變量的內(nèi)涵，通過(guò)顯在變量的決定系數(shù)體現(xiàn)[10，11]。一般認(rèn)為潛在變量與觀測(cè)變量之間的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)介于0.5～0.95之間，表示模型的基本適配度良好[12]。如表5所示，各維度中觀測(cè)變量對(duì)潛在變量的決定系數(shù)大于0.05，僅有個(gè)別條目小于0.05，說(shuō)明所選的指標(biāo)基本可靠。

表5 模型觀測(cè)變量與潛在變量之間的參數(shù)估計(jì)

圖1 中學(xué)生體育鍛煉行為與心理因素結(jié)構(gòu)方程模型圖

2.5.2 修正模型擬合度評(píng)價(jià)

經(jīng)過(guò)修正之后的結(jié)構(gòu)方程模型需要再次進(jìn)行擬合度評(píng)價(jià)，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ团c實(shí)際測(cè)量數(shù)據(jù)之間的擬合程度。結(jié)果的各項(xiàng)指標(biāo)中CMIN/DF的指標(biāo)值為4.260，P值大于0.05；GFI、AGFI、NFI、IFI、TLI、CFI標(biāo)準(zhǔn)值均大于0.9；RMSEA（90%CI）的P值小于0.05，顯示該模型具有良好的擬合度（表6），說(shuō)明體育鍛煉心理因素的結(jié)構(gòu)方程模型與測(cè)量數(shù)據(jù)之間具有良好的契合度，能夠較好地評(píng)價(jià)中學(xué)生體育鍛煉行為與各心理因素之間的關(guān)系。

表6 修正后模型的擬合度指標(biāo)評(píng)價(jià)

2.5.3 中學(xué)生心理因素與體育鍛煉行為之間的內(nèi)在關(guān)系分析

改變策略對(duì)體育鍛煉行為產(chǎn)生直接的作用（C.R= 4.540，P＜0.001），標(biāo)準(zhǔn)化直接效應(yīng)值為0.344，即改變策略可直接解釋體育鍛煉行為34.4%的變異量，四大維度中改變策略對(duì)體育鍛煉行為影響最大；自我效能對(duì)體育鍛煉行為產(chǎn)生直接的作用（C.R=9.757，P＜0.001），直接效應(yīng)值為0.169，即自我效能可解釋體育鍛煉行為的16.9%的變異量；決策平衡正向效應(yīng)對(duì)體育鍛煉行為產(chǎn)生直接的作用（C.R=－2.958，P＜0.001），直接效應(yīng)值為0.093，即決策平衡正向效應(yīng)可直接解釋體育鍛煉行為9.3%的變異量；決策平衡負(fù)向效應(yīng)對(duì)體育鍛煉行為產(chǎn)生直接的作用（C.R=－2.786，P＜0.001），直接效應(yīng)值為0.071，即決策平衡負(fù)向效應(yīng)可直接解釋體育鍛煉行為7.1%的變異量。詳見(jiàn)表7。

改變策略、決策平衡（正向和負(fù)向）、自我效能之間的相關(guān)性參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯示，改變策略和自我效能之間的相關(guān)關(guān)系最大為0.383，并且改變策略、決策平衡正向效應(yīng)、自我效能三者與決策平衡負(fù)向效應(yīng)呈負(fù)相關(guān)，且他們之間的相關(guān)關(guān)系均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。但是由于沒(méi)有確定彼此之間的因果關(guān)系，所以無(wú)法確定任意兩者之間的直接效應(yīng)值。

表7 中學(xué)生體育鍛煉行為潛在變量之間的參數(shù)估計(jì)值及效應(yīng)值

3 討論

構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型可以很好地分析觀測(cè)變量與潛在變量的關(guān)系，也能反映觀測(cè)變量與潛在變量以及多個(gè)潛在變量之間的相關(guān)關(guān)系，并能得出相應(yīng)的效應(yīng)值[13]。本研究也印證了這一論點(diǎn)，結(jié)果顯示，中學(xué)生體育鍛煉行為結(jié)構(gòu)方程模型各適配指標(biāo)均達(dá)到了良好的擬合標(biāo)準(zhǔn)，說(shuō)明體育鍛煉行為的結(jié)構(gòu)方程模型與測(cè)量數(shù)據(jù)具有良好的契合度。同時(shí)，各維度中潛在變量與所屬維度的可靠性結(jié)果顯示，大多數(shù)潛在變量對(duì)顯性變量的決定系數(shù)大于0.05，說(shuō)明各維度中的條目具有良好的歸屬性，可靠性較好。同時(shí)結(jié)構(gòu)方程模型也證實(shí)了心理因素之間具有相關(guān)性，且能夠證實(shí)四大心理因素對(duì)體育鍛煉行為具有直接效應(yīng)，能夠很好地解釋體育鍛煉行為，這也與司琪等人[14]的研究結(jié)果一致。

心理因素對(duì)體育鍛煉活動(dòng)有重要影響已有很多學(xué)者做出了相關(guān)研究[15，16，17]，本研究結(jié)果也證實(shí)了這一觀點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)二者高度相關(guān)，四大心理因素對(duì)體育鍛煉活動(dòng)有直接的作用，并且在已知相關(guān)關(guān)系的基礎(chǔ)之上，更深入地分析了四大心理因素對(duì)體育鍛煉行為各自不同的直接效應(yīng)值：改變策略為0.344、自我效能為0.169、決策平衡正向效應(yīng)0.093、決策平衡負(fù)向效應(yīng)為0.071。其中可以發(fā)現(xiàn)，改變策略的標(biāo)準(zhǔn)化直接效應(yīng)值最大，高達(dá)0.344，說(shuō)明它可以解釋體育鍛煉活動(dòng)34.4%的變異量，所以以往探討心理因素和體育鍛煉行為之間關(guān)系的研究中，沒(méi)有重視改變策略的首要作用從而造成了干預(yù)效果的不理想[18]。所以本研究認(rèn)為應(yīng)當(dāng)重點(diǎn)針對(duì)改變策略進(jìn)行干預(yù)，提供一套有效的干預(yù)方法從而促進(jìn)中學(xué)生體育鍛煉活動(dòng)的增加。

改變策略是個(gè)體或者群體為了改變行為所運(yùn)用的一系列策略和方法，已經(jīng)被認(rèn)知的改變策略有10個(gè)因子（經(jīng)驗(yàn)因子和行為因子各5個(gè)），而改變策略的關(guān)鍵就在于分清研究對(duì)象所處的階段的不同并進(jìn)行不同的干預(yù)，這也是為不少研究者所忽略的。在前意識(shí)階段和意識(shí)階段應(yīng)該采取意識(shí)增加、效果共感、環(huán)境再評(píng)價(jià)以及正面效應(yīng)的增加，目的是認(rèn)識(shí)到不健康行為的壞處和認(rèn)識(shí)到健康行為的益處；在準(zhǔn)備階段應(yīng)該采取自我再評(píng)價(jià)和負(fù)面效應(yīng)的減少，評(píng)估自己在不健康行為和健康行為狀態(tài)中的差異，增強(qiáng)改變?cè)竿?；在?zhǔn)備和行動(dòng)階段要采取自我決意，即強(qiáng)化落實(shí)改變的決心，在行動(dòng)和維持階段需要采取強(qiáng)化管理、幫助關(guān)系、反條件化和刺激控制，通過(guò)自己身邊健康環(huán)境的暗示刺激，借助親朋好友的支持來(lái)保持自己健康的生活習(xí)慣，比如：完善體育器材配置、鼓勵(lì)鍛煉的標(biāo)語(yǔ)、老師的課間提醒，父母的支持鼓勵(lì)等，從而使中學(xué)生清楚如何在不同的狀態(tài)下進(jìn)行行為的改變，最終提高中學(xué)生體育鍛煉的興趣和鍛煉效果，這一結(jié)果與方敏等人[19]的研究結(jié)果類(lèi)似，認(rèn)為改變策略對(duì)階段之間的行為轉(zhuǎn)變具有良好并且穩(wěn)定的預(yù)測(cè)作用，即該研究認(rèn)為適當(dāng)?shù)母淖兎绞綍?huì)讓個(gè)體從運(yùn)動(dòng)過(guò)程中獲得的良好感覺(jué)能夠有效地促進(jìn)個(gè)體行為的改變，所以應(yīng)該鼓勵(lì)個(gè)體保持興趣、掌握一定的改變技巧，從而更好地保持良好的行為習(xí)慣。

自我效能標(biāo)準(zhǔn)化直接效應(yīng)值為0.169，它可以解釋體育鍛煉活動(dòng)16.9%的變異量，它作為第二大影響體育鍛煉行為的影響因素，也應(yīng)該引起研究者的關(guān)注。自我效能可以用兩個(gè)變量來(lái)測(cè)量：自信心和誘惑力，以往的研究者只關(guān)注增加人的自信心這一方面，很少關(guān)注抵制誘惑的毅力這一點(diǎn)，同時(shí)也并未把自我效能當(dāng)作主要的干預(yù)因素加以控制和利用，所以干預(yù)效果并不理想[20]。本研究結(jié)果提示，應(yīng)當(dāng)重新認(rèn)識(shí)并且重視自我效能在行為改變中的作用，因此在行為改變的過(guò)程中，增加研究對(duì)象的自信和毅力非常重要，可以通過(guò)每天完成鍛煉計(jì)劃進(jìn)行自我獎(jiǎng)勵(lì)、肯定自己的鍛煉成果等方法，同時(shí)減少看電視玩游戲看小說(shuō)等久坐誘惑，增強(qiáng)抵制不良習(xí)慣的毅力，這樣一增一減自我效能會(huì)起到更好的作用，從而有助于中學(xué)生體育鍛煉行為的養(yǎng)成。

四大心理因素中改變策略、決策平衡正向效應(yīng)、自我效能三者與決策平衡負(fù)向效應(yīng)呈負(fù)相關(guān)，這在前人的研究中少有發(fā)現(xiàn)。決策平衡負(fù)向效應(yīng)是一種消極的態(tài)度和觀點(diǎn)，會(huì)造成中學(xué)生對(duì)健康行為錯(cuò)誤的認(rèn)識(shí)，增加他們的惰性和借口，甚至?xí)斐勺兓A段的倒退，不利于中學(xué)生的身心健康。因此，要達(dá)到提升中學(xué)生體育鍛煉活動(dòng)的行為階段，提高中學(xué)生身體素質(zhì)的目標(biāo)，就必須激發(fā)積極的心理因素，抑制消極的心理因素，綜合性地運(yùn)用各種心理因素的影響。首先應(yīng)改變中學(xué)生對(duì)體育鍛煉的認(rèn)識(shí)，增加體育鍛煉健康益處的健康教育，促使中學(xué)生建立體育鍛煉有利于身體健康的良好信念，鼓勵(lì)他們認(rèn)識(shí)到體育鍛煉對(duì)自身健康的好處。其次，針對(duì)當(dāng)前中學(xué)生普遍體育鍛煉持續(xù)性差的問(wèn)題，應(yīng)加強(qiáng)青少年自我效能的健康教育，加強(qiáng)中學(xué)生體育鍛煉的自信心教育，同時(shí)學(xué)校盡可能多地為學(xué)生提供體育鍛煉設(shè)施和場(chǎng)所，減少中學(xué)生進(jìn)行體育鍛煉的外界阻礙。在體育鍛煉行為的健康教育過(guò)程中應(yīng)該關(guān)注中學(xué)生的鍛煉動(dòng)機(jī)，鼓勵(lì)進(jìn)行自我鼓勵(lì)和自我暗示，強(qiáng)化正向效應(yīng)對(duì)自身體育鍛煉的激勵(lì)作用，自覺(jué)規(guī)避外界對(duì)其產(chǎn)生的負(fù)向效應(yīng)，通過(guò)鼓勵(lì)他們?cè)鰪?qiáng)體育鍛煉的信心，增強(qiáng)堅(jiān)持體育鍛煉的毅力，從而使其改變策略、決策平衡正向效應(yīng)和自我效能效果逐步達(dá)到最大，決策平衡負(fù)向效應(yīng)的作用被限制到最小，繼而成功實(shí)現(xiàn)向維持階段的轉(zhuǎn)變[21，22]，從而提高中學(xué)生體育鍛煉效果。

4 結(jié)論

結(jié)構(gòu)方程模型的分析結(jié)果顯示，心理因素對(duì)行為的改變有直接作用，改變策略對(duì)中學(xué)生體育鍛煉行為影響程度最大，并且四大心理因素之間也有顯著的相關(guān)關(guān)系。這為針對(duì)中學(xué)生開(kāi)展運(yùn)動(dòng)干預(yù)措施提供了良好的理論基礎(chǔ)和方法指導(dǎo)。

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Research on Relationship Between Middle School Students’Psychological Factors and Their Physical Exercise Based on Structural Equation Model

Du Yuli，Zhang Jie，Chen Minyan，Xie Wenqian，Zhu Qianru，Xu Liangwen
School of Medicine，Hangzhou Normal University，Hangzhou 310036，China

Xu Liangwen，Email：lwxu2006@163.com

Objectives To explore the relationships between the current physical exercise behaviors and psychological factors of middle school students，so as to provide scientific evidence for improving health education and carrying out targeted health intervention measures.MethodsThe Multi-stage strati?fied sampling and cluster sampling method was adopted to choose 3600 students from 12 junior and se?nior middle schools in Hangzhou，Wuhan and Xi’an.The date was collected using the adolescent physi?cal exercise behavior-psychological measurement scale（Chinese version）.The structural equation model was built to explore the relationships between psychological factors（including the change of strategy，de?cision balance positive effect，decision balance negative effect and self-efficiency）and physical exercise.ResultsThe change of strategy has biggest effect on physical exercise behaviors，with the standardized di?rect effect value of 0.344.The standardized direct effect value of decision balance negative effect，deci?sion balance positive effect and self-efficiency were 0.071，0.093 and 0.169 respectively.The negative correlation among the four dimensions was significant statistically.ConclusionPsychological factors have direct effects on the change of the behaviors，and the change of the strategy has the largest im?pact on physical exercise behaviors of middle school students.The four psychological factors are close?ly correlated with one another，which is important in formulating middle school sports programs to pro?mote the physical quality of middle school students.

structural equation modeling，middle school students，physical exercise Behaviors，psy?chological factors

2016.04.16

國(guó)家自然科學(xué)基金（71273079）；教育部人文社會(huì)學(xué)科研究規(guī)劃基金項(xiàng)目（11YJA880128）

許亮文，Email：lwxu2006@163.com