解 超，金 昱

（湖北文理學(xué)院 體育學(xué)院，湖北 襄陽(yáng)441053）

2019年7月國(guó)家衛(wèi)生健康委發(fā)布的《健康中國(guó)行動(dòng)2019-2030》中明確提出了“根據(jù)學(xué)校教育的不同階段，設(shè)置相應(yīng)的體育與健康教育課程，向?qū)W生教授健康行為與生活方式、疾病防控、心理健康、生長(zhǎng)發(fā)育與青春期保健、安全應(yīng)急與避險(xiǎn)等知識(shí)，提高學(xué)生健康素養(yǎng)，積極利用多種形式對(duì)學(xué)生和家長(zhǎng)開展健康教育。培訓(xùn)培養(yǎng)健康教育教師，開發(fā)和拓展健康教育課程資源?！保?］近年來(lái)，加強(qiáng)學(xué)生健康教育，提高學(xué)生健康素養(yǎng)越來(lái)越被各級(jí)衛(wèi)生教育部門所重視。兒童青少年時(shí)期是認(rèn)知、情感和行為形成的重要階段，是健康素養(yǎng)評(píng)價(jià)和干預(yù)的最佳時(shí)期，這一階段的健康素養(yǎng)可以延續(xù)到成年期，并對(duì)成年期的健康行為產(chǎn)生重要影響［2］。調(diào)查研究顯示［3］，當(dāng)前我國(guó)15～24歲青少年群體具備健康素養(yǎng)的比例僅為6.3%，直接導(dǎo)致了我國(guó)青少年人群出現(xiàn)身體素質(zhì)下降、慢性疾病頻發(fā)以及各種心理健康問(wèn)題的現(xiàn)象。因此，提升我國(guó)健康教育水平，培養(yǎng)我國(guó)中小學(xué)學(xué)生的健康素養(yǎng)是我國(guó)教育部門和衛(wèi)生部門的當(dāng)務(wù)之急。2008年教育部發(fā)布的《中小學(xué)健康教育指導(dǎo)綱要》中明確指出：“中小學(xué)健康教育以學(xué)校的健康教育專兼職教師和體育教師為基礎(chǔ)，通過(guò)多種教學(xué)途徑培養(yǎng)學(xué)生保持和增進(jìn)健康的態(tài)度與實(shí)踐能力，為一生的健康打下堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。”［4］2012年衛(wèi)生部發(fā)布的《GB/T18206-2011中小學(xué)健康教育規(guī)范》指出：“小學(xué)、中學(xué)階段的健康教育課程主要以《體育與健康》課程作為載體，每學(xué)期至少應(yīng)安排6～7課時(shí)向?qū)W生傳授健康知識(shí)和技能?！保?］由此可見，體育教師在我國(guó)中小學(xué)生健康教育上有舉足輕重的作用，體育教師的健康教育水平直接影響著中小學(xué)生健康素養(yǎng)的形成。《GB/T18206-2011中小學(xué)健康教育規(guī)范》在對(duì)學(xué)校健康教育的評(píng)價(jià)和督導(dǎo)部分指出：“將教師的健康教育實(shí)施過(guò)程和實(shí)施效果作為評(píng)價(jià)的重點(diǎn)，主要包括教師健康教育課程的安排，實(shí)施情況以及健康教育效果?！保?］通過(guò)前期的文獻(xiàn)調(diào)研發(fā)現(xiàn)，在我國(guó)健康教育研究領(lǐng)域至今仍未有學(xué)者專門研究針對(duì)體育教師健康教育能力進(jìn)行評(píng)價(jià)的相關(guān)量表。因此，本研究希望通過(guò)編制《體育教師健康教育能力量表》為我國(guó)體育教師的健康教育能力評(píng)價(jià)工作提供一個(gè)信效度較高的測(cè)量工具，為構(gòu)建我國(guó)體育教師健康教育能力評(píng)價(jià)體系提供一定參考。

1 研究對(duì)象與方法

1.1 被試對(duì)象

1.1.1 預(yù)試

在遼寧省大連市某區(qū)4所學(xué)校（小學(xué)、中學(xué)各2所）進(jìn)行了小樣本的預(yù)試問(wèn)卷調(diào)查，共發(fā)放預(yù)試問(wèn)卷300份，回收有效問(wèn)卷284份，問(wèn)卷有效回收率94.67%。其中男生157人（55.3%），女生127人（44.7%）；五年級(jí)57人（20.1%），六年級(jí)56人（19.7%），七年級(jí)56人（19.7%），八年級(jí)60人（21.1%），九年級(jí)55人（19.4%）；平均年齡12.99±1.54歲。

1.1.2 正式測(cè)試

采用整群抽樣法對(duì)湖北和遼寧兩省8所學(xué)校（4所小學(xué)、4所中學(xué)）發(fā)放問(wèn)卷650份，回收有效問(wèn)卷623份，問(wèn)卷有效回收 率95.85%。其 中 男 生350人 （56.2%），女 生273人（43.8%）；五年級(jí)114人（18.3%），六年級(jí)113人（18.1%），七年級(jí)160人（25.7%），八年級(jí)126人（20.2%），九年級(jí)110人（17.7%）；平均年齡13.01±1.48歲。

1.2 量表的編制過(guò)程

1.2.1 預(yù)試量表題庫(kù)的建立

預(yù)試量表?xiàng)l目編制的主要依據(jù)：1）我國(guó)近年來(lái)頒布的一系列健康教育政策文件，以《“健康中國(guó)”2030規(guī)劃綱要》［6］《健康中國(guó)行動(dòng)2019-2030》［1］《中小學(xué)生健康教育指導(dǎo)綱要》［4］《GB/T18206—2011中小學(xué)健康教育規(guī)范》［5］以及《中小學(xué)心理健康教育指導(dǎo)綱要》［7］等文件對(duì)教師健康教育內(nèi)容和能力的要求為量表基本框架；2）查閱國(guó)內(nèi)外健康教育評(píng)價(jià)的相關(guān)研究文獻(xiàn)，總結(jié)整理與體育教師健康教育能力有關(guān)的評(píng)價(jià)內(nèi)容；3）對(duì)基層體育教師進(jìn)行訪談，為題項(xiàng)的編制提供實(shí)踐依據(jù)；4）對(duì)14名體育教育、心理教育、預(yù)防醫(yī)學(xué)領(lǐng)域的專家進(jìn)行訪談，根據(jù)專家意見對(duì)編制的條目進(jìn)行修改和刪減后形成預(yù)試量表。

1.2.2 預(yù)試量表的修訂

預(yù)試量表為他評(píng)量表，采用Likert 5點(diǎn)式計(jì)分，共包括50題，5個(gè)預(yù)設(shè)維度，每個(gè)維度10題。對(duì)遼寧省大連市某區(qū)的284名中小學(xué)生進(jìn)行了預(yù)試問(wèn)卷發(fā)放，并對(duì)回收的問(wèn)卷數(shù)據(jù)進(jìn)行項(xiàng)目分析和因子分析，經(jīng)過(guò)篩選后的預(yù)試量表題目形成正式量表。

1.2.3 正式量表的信度和效度檢驗(yàn)

[6]For all is not well in Xinjiang,traditional home to the Muslim Uighur people,where discontent with China’s iron rule runs high and a new terrorist threat has emerged in recent months,apparently inspired by a dangerous blend of separatism and radical Islam.

正式量表對(duì)湖北和遼寧兩省8所學(xué)校623名中小學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，并對(duì)量表數(shù)據(jù)進(jìn)行信效度檢驗(yàn)。信度檢驗(yàn)包括內(nèi)在信度（內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach's α）、外在信度（再測(cè)信度r值）以及組成信度（組成信度CR值）。效度檢驗(yàn)包括內(nèi)容效度（專家訪談）、結(jié)構(gòu)效度（驗(yàn)證性因子分析）、收斂效度（平均方差萃取量AVE值）和區(qū)別效度（量表各維度的相關(guān)分析）。

1.3 統(tǒng)計(jì)分析

采用SPSS 22.0和AMOS 21.0對(duì)研究數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。運(yùn)用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)對(duì)預(yù)試問(wèn)卷進(jìn)行項(xiàng)目分析，探索性因子分析（EFA）界定量表的維度，驗(yàn)證性因子分析（CFA）進(jìn)行量表的模型擬合檢驗(yàn)，運(yùn)用內(nèi)部一致性系數(shù)（Cronbach's α）、相關(guān)分析、組成信度CR值和平均方差萃取量AVE值來(lái)檢驗(yàn)量表的信度和效度。

2 結(jié)果

2.1 項(xiàng)目分析

項(xiàng)目分析采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)決斷值（Critical Ratio，CR值）法，根據(jù)Kelley［8］的觀點(diǎn)，將測(cè)驗(yàn)分?jǐn)?shù)得分的前27%設(shè)定為高分組，得分后27%設(shè)定為低分組，并對(duì)兩組均值進(jìn)行比較，比較結(jié)果達(dá)到顯著性水平（p<0.05；p<0.01），其決斷值即為顯著，說(shuō)明條目?jī)?nèi)容設(shè)計(jì)具有較高的辨別力，可以使用。項(xiàng)目分析結(jié)果顯示，T13、T21、T22、T31共4個(gè)條目檢驗(yàn)未達(dá)到顯著水平予以剔除。

2.2 因子分析

探索性因子分析結(jié)果顯示，KMO值為0.833，Bartlett球形檢驗(yàn)的卡方值為8 473.721，自由度820，顯著性p=0.000<0.001樣本數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析。因子分析采用主成分最大方差法［9］進(jìn)行分析，根據(jù)學(xué)者Hair［10］和吳明隆［11］的觀點(diǎn)，因子選取特征值大于1，因子載荷大于0.4，因子內(nèi)條目大于3的因子。選取因子的方差變異積累貢獻(xiàn)率71.92%，共包括5個(gè)因子29題，其中因子1包含7個(gè)條目、因子2包含6個(gè)條目、因子3包含6個(gè)條目、因子4包含5個(gè)條目、因子5包含5個(gè)條目，各條目的因子見表1。

表1 旋轉(zhuǎn)后量表的因子載荷

根據(jù)因子分析后各因子所包含條目的內(nèi)容對(duì)量表的5個(gè)因子進(jìn)行命名。因子1命名為“健康知識(shí)行為教育”；因子2命名為“心理健康教育”；因子3命名為“青春期保健教育”；因子4命名為“疾病預(yù)防知識(shí)教育”；因子5命名為“安全應(yīng)急知識(shí)教育”。

2.3 信度檢驗(yàn)

本研究共檢驗(yàn)了量表的內(nèi)在信度（內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach's α）、外在信度（再測(cè)信度r值）以及組成信度（組成信度CR值）。表2量表信度檢驗(yàn)結(jié)果顯示，量表5個(gè)維度的內(nèi)部一致 性 系 數(shù)Cronbach's α值 區(qū) 間0.819～0.916，總 量 表Cronbach's α值為0.941。再測(cè)信度在預(yù)試后第14天選取樣本71人進(jìn)行再測(cè)，分量表再測(cè)信度r值在0.709～0.881，總量表r值為0.850。量表5個(gè)維度的組成信度CR值在0.863～0.899之間，均高于Hair［10］界定的臨界值0.7。

表2 量表各因子的命名及內(nèi)容

2.4 效度檢驗(yàn)

2.4.1 內(nèi)容效度

2.4.2 結(jié)構(gòu)效度

采用驗(yàn)證性因子分析對(duì)量表的結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，模型的χ2/DF=3.444，RMR值為0.053，GFI值為0.903，AGFI值 為0.867，TLI值 為0.913，CFI值 為0.831，RMSEA值為0.062，模型的擬合度符合相關(guān)學(xué)者提出的標(biāo)準(zhǔn)［12-13］，可以接受，量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度。體育教師健康教育能力量表的驗(yàn)證性因子分析模型，見圖1。

圖1 體育教師健康教育能力量表的驗(yàn)證性因子分析模型

2.4.3 收斂與區(qū)別效度

采用平均方差萃取量AVE值檢驗(yàn)量表的收斂效度，5個(gè)維度AVE值在0.531～0.602之間，高于Fornell等［14］界定的0.5標(biāo)準(zhǔn)。采用相關(guān)分析檢驗(yàn)量表各維度的區(qū)別效度，結(jié)果顯示5個(gè)維度的相關(guān)系數(shù)在0.358～0.611之間，呈中度相關(guān)。因此，量表具有較好的收斂效度和區(qū)別效度，詳見表4。

表4 量表的收斂與區(qū)別效度檢驗(yàn)

3 討論

本研究編制的《體育教師健康教育能力量表》共29個(gè)條目，5個(gè)維度包括：健康知識(shí)行為教育、心理健康教育、青春期保健教育、疾病預(yù)防知識(shí)教育以及安全應(yīng)急知識(shí)教育。量表的信度檢驗(yàn)結(jié)果顯示，內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach's α值區(qū)間0.819～0.916，總量表Cronbach's α值為0.941；分量表再測(cè)信度r值在0.709～0.881，總量表r值為0.850；5個(gè)維度的組成信度CR值在0.863～0.899之間。量表的效度檢驗(yàn)結(jié)果顯示，驗(yàn)證性因子分析模型擬合度χ2/DF=3.444，RMR值為0.053，GFI值為0.903，AGFI值為0.867，TLI值為0.913，CFI值為0.831，RMSEA值為0.062；5個(gè)維度平均方差萃取量AVE值在0.531～0.602之間；維度的相關(guān)系數(shù)在0.358～0.611之間?！扼w育教師健康教育能力量表》達(dá)到了較高的信度和效度水平。金善花和齊艷［15］研究認(rèn)為，健康素養(yǎng)與健康教育水平有直接的聯(lián)系。本研究選取的調(diào)查樣本為水平三（5年級(jí)～6年級(jí)）和水平四（初中階段）的學(xué)生，之所以選取這兩個(gè)水平的學(xué)生為樣本是因?yàn)檫@兩個(gè)階段的學(xué)生正處于青春期生理和心理發(fā)育的關(guān)鍵時(shí)期，正是健康態(tài)度的形成期，也是健康素養(yǎng)的最佳干預(yù)期，此時(shí)體育教師的健康教育尤為重要?？得档龋?］構(gòu)建的中學(xué)生健康素養(yǎng)量表中的5個(gè)維度：健康理念、基本健康知識(shí)、健康生活方式與行為、健康認(rèn)知技能和操作技能均與學(xué)生的健康教育有關(guān)。王強(qiáng)等［16］對(duì)安徽省中小學(xué)體育教師健康教育能力進(jìn)行了測(cè)評(píng)，該研究從健康知識(shí)與技能、健康教育能力和健康教育知識(shí)拓展能力3個(gè)維度對(duì)中小學(xué)體育教師的健康教育能力進(jìn)行了評(píng)價(jià)，結(jié)果顯示安徽省中小學(xué)體育教師的健康教育能力存在著城鄉(xiāng)差距大，不同學(xué)年階段差異大以及評(píng)價(jià)體系發(fā)展不均衡等特點(diǎn)，該評(píng)價(jià)量表對(duì)體育教師健康教育能力的評(píng)價(jià)具有一定借鑒意義。

表3 量表的信度檢驗(yàn)

本研究存在兩方面局限性：1）驗(yàn)證性因子分析的模型擬合度在統(tǒng)計(jì)學(xué)上可以接受，但未達(dá)到理想水平，可能是因?yàn)榱勘砀骶S度納入條目過(guò)多使χ2值膨脹造成的，有待后續(xù)進(jìn)行二階比較模型檢驗(yàn)；2）研究采用整群抽樣法對(duì)湖北、遼寧兩省的8所學(xué)校623名中小學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，樣本量較小，代表性有待提升。