體育教師在線健康教育對中學(xué)生健康素養(yǎng)的影響：學(xué)習(xí)投入和學(xué)習(xí)堅(jiān)持性的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h1>
2020-12-29 02:17:02張軍，武健，李冉
張 軍， 武 健， 李 冉
(遼寧師范大學(xué) 體育學(xué)院，遼寧 大連 116029)
2008年教育部發(fā)布的《中小學(xué)健康教育指導(dǎo)綱要》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).”[1]2019年，國家衛(wèi)生健康委發(fā)布的《健康中國行動(dòng)2019—2030》也提出了“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學(xué)生和家長開展健康教育，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.”[2]一直以來，我國各級教育主管部門都非常重視學(xué)生的健康教育工作，國務(wù)院、教育部、衛(wèi)生部等多部門都曾下發(fā)過關(guān)于我國學(xué)生健康教育的指導(dǎo)性文件.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.”[3]體育與健康課程是我國中小學(xué)生健康教育的主要平臺(tái)，體育教師成為中小學(xué)健康教育的核心力量，體育教師的健康教育能力直接影響著我國中小學(xué)生的健康素養(yǎng)水平.2020年新冠疫情暴發(fā)以來，為響應(yīng)教育部發(fā)布的《關(guān)于中小學(xué)延期開學(xué)期間“停課不停學(xué)”有關(guān)工作安排的通知》，我國各地教育部門均要求對中小學(xué)安排健康教育課程，以提高學(xué)生的健康行為、疾病預(yù)防、心理健康、安全應(yīng)急等方面知識(shí)應(yīng)對疫情帶來的影響.因此，本研究希望通過構(gòu)建體育教師在線健康教育與中學(xué)生健康素養(yǎng)的關(guān)系模型，探討在線健康教育方式對學(xué)生健康素養(yǎng)的影響，為我國學(xué)校健康教育工作提供參考.
1 被試與方法
1.1 被試
研究采用整群抽樣方法選取大連市在新冠疫情期間開展線上健康教育課程的4所初中的學(xué)生為被試.研究共發(fā)放線上調(diào)查問卷460份，回收有效問卷434份，問卷有效回收率94.35%.其中,男生343人(79.0%)，女生91人(21.0%)，平均年齡(13.59±0.49)歲.
1.2 測量工具
1.2.1 體育教師健康教育能力量表
采用本課題團(tuán)隊(duì)在前期自行編制的體育教師健康教育能力量表，該量表采用Likert 5點(diǎn)式評分，從“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”“安全應(yīng)急知識(shí)教育”5個(gè)維度評價(jià)體育教師的在線健康教育水平.量表各維度Cronbach’sα值區(qū)間0.819～0.916，總量表Cronbach’sα值為0.941；分量表再測信度r值0.709～0.881，總量表r值為0.850；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，量表具有較高的信度和效度.
1.2.2 中學(xué)生健康素養(yǎng)量表
采用康玫等[4]在2015年編制的中學(xué)生健康素養(yǎng)量表，該量表包括“健康理念”“健康知識(shí)”“健康生活方式與行為”“健康認(rèn)知技能”“健康操作技能”5個(gè)維度.量表各維度Cronbach’sα值區(qū)間0.541～0.679，總量表Cronbach’sα值為0.739；潛變量之間的相關(guān)系數(shù)在0.230～0.809；驗(yàn)證性因子分析模型擬合度χ2=520.748，P=0，CFI值為0.998，WRMR值為1.048，TLI值為0.912， RMSEA值為0.022，量表具有較高的信度和效度.
1.2.3 學(xué)習(xí)堅(jiān)持性量表
采用魏軍等[5]改編自周步成編制的學(xué)習(xí)適應(yīng)性測驗(yàn)量表的5題學(xué)習(xí)堅(jiān)持性量表，驗(yàn)證性因素分析的主要擬合指標(biāo)分別為：χ2=9.04，df=5，χ2/df=1.81，GFI值為0.99，AGFI值為0.97，TLI值為0.98，CFI值為0.99，RMSEA值為0.045，量表信效度水平符合應(yīng)用標(biāo)準(zhǔn).
1.2.4 學(xué)習(xí)投入量表
采用雷玉菊等[6]2017年針對網(wǎng)絡(luò)教學(xué)環(huán)境改編的Schaufeli等編制的學(xué)生學(xué)習(xí)投入量表(UWES-S)[7]，該量表采用Likert 5點(diǎn)式評分，包括活力、奉獻(xiàn)和專注3個(gè)維度.驗(yàn)證性因子分析模型擬合度χ2/df=2.596，SRMR值為0.052，TLI值為0.93，CFI值為0.94，RMSEA值為0.066，活力維度Cronbach’sα值為0.85、奉獻(xiàn)維度Cronbach’sα值為0.84和專注維度Cronbach’sα值為0.82，量表具有較高的信度和效度.
1.3 數(shù)理統(tǒng)計(jì)
SPSS 22.0版本和Mplus 7.4版本進(jìn)行數(shù)據(jù)分析.使用SPSS 22.0進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析、相關(guān)分析、Harman單因子分析、變量標(biāo)準(zhǔn)化處理.采用吳艷和溫忠麟[8]提出的題目打包策略對量表?xiàng)l目進(jìn)行打包處理后使用Mplus 7.4的Bootstrap算法進(jìn)行變量之間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn).
2 結(jié) 果
2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)
各變量關(guān)系分析之前，對研究問卷數(shù)據(jù)采用Harman式單因子分析進(jìn)行了共同方法偏差檢驗(yàn).檢驗(yàn)結(jié)果顯示，研究所有變量共存在4個(gè)特征值大于1的公因子，變異解釋量最高的因子為21.04%，小于周浩和龍立榮提出的40%臨界值[9]，進(jìn)一步構(gòu)建的單因子結(jié)構(gòu)方程模型擬合度不理想，因此，問卷數(shù)據(jù)不存在顯著的共同方法偏差.
2.2 各變量間的相關(guān)分析
研究構(gòu)建的體育教師在線健康教育與中學(xué)生健康素養(yǎng)的關(guān)系模型中涉及的4個(gè)變量平均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差以及各變量的相關(guān)分析見表1.由分析結(jié)果可知，體育教師在線健康教育、中學(xué)生健康素養(yǎng)、學(xué)習(xí)堅(jiān)持性和學(xué)習(xí)投入之間均呈顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分布區(qū)間0.348～0.526.
表1 各變量的相關(guān)分析表
2.3 體育教師在線健康教育對中學(xué)生健康素養(yǎng)影響的鏈?zhǔn)街薪闄z驗(yàn)
體育教師在線健康教育、中學(xué)生健康素養(yǎng)、學(xué)習(xí)投入和學(xué)習(xí)堅(jiān)持性4個(gè)變量呈中度相關(guān)，滿足進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)條件.研究采用Bootstrap非正態(tài)偏差校正系數(shù)法檢驗(yàn)點(diǎn)估值的95%置信區(qū)間，Bias-Corrected 95%CI值區(qū)間不包括0，說明變量間的效應(yīng)值顯著，Bias-Corrected 95%CI值區(qū)間包括0，說明變量間的效應(yīng)值不顯著，鏈?zhǔn)街薪闄z驗(yàn)結(jié)果見表2.
由表2可知，體育教師在線健康教育對中學(xué)生健康素養(yǎng)影響總效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，點(diǎn)估值為0.670，標(biāo)準(zhǔn)誤0.057，Z值為11.827(P<0.01)，95%CI[0.561,0.782]不包括0，表明體育教師在線健康教育對于中學(xué)生健康素養(yǎng)具有正向的影響.間接效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，體育教師在線健康教育與中學(xué)生健康素養(yǎng)影響間中介效應(yīng)點(diǎn)估值0.323，標(biāo)準(zhǔn)誤0.047，Z值為6.858(P<0.01)，95%CI[0.235,0.419]不包括0，體育教師在線健康教育與中學(xué)生健康素養(yǎng)影響間存在中介效應(yīng).中介效應(yīng)包括3條路徑，學(xué)習(xí)投入的中介效應(yīng)點(diǎn)估值0.169，標(biāo)準(zhǔn)誤0.046，Z值為3.665(P<0.01)，95%CI[0.084,0.262]不包括0,中介效應(yīng)成立；學(xué)習(xí)堅(jiān)持性的中介效應(yīng)點(diǎn)估值0.059，標(biāo)準(zhǔn)誤0.030，Z值為1.993(P<0.05)，95%CI[0.008,0.128]不包括0，中介效應(yīng)成立；學(xué)習(xí)投入和學(xué)習(xí)堅(jiān)持性的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)點(diǎn)估值0.095，標(biāo)準(zhǔn)誤0.024，Z值為4.024(P<0.01)，95%CI[0.057,0.153]不包括0，鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)成立.直接效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，點(diǎn)估值為0.347，標(biāo)準(zhǔn)誤0.062，Z值為5.594(P<0.01)，95%CI[0.227,0.472]不包括0，表明體育教師在線健康教育對于中學(xué)生健康素養(yǎng)具有直接的正向影響.
表2 體育教師在線健康教育對中學(xué)生健康素養(yǎng)的影響鏈?zhǔn)街薪闄z驗(yàn)
2.4 鏈?zhǔn)街薪榈穆窂椒治?/h3>
研究構(gòu)建了體育教師在線健康教育與中學(xué)生健康素養(yǎng)的關(guān)系模型路徑圖，見圖1.關(guān)系模型擬合度χ2/df值為2.344，TLI值為0.909，CFI值為0.931，SRMR值為0.049，RMSEA值為0.074，模型的擬合度良好.根據(jù)表2、圖1顯示，學(xué)習(xí)投入在體育教師在線健康教育與中學(xué)生健康素養(yǎng)間也起部分中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的25.22%；學(xué)習(xí)堅(jiān)持性在體育教師在線健康教育與中學(xué)生健康素養(yǎng)間起部分中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的8.81%；學(xué)習(xí)投入與學(xué)習(xí)堅(jiān)持性的鏈?zhǔn)街薪樽饔谜伎傂?yīng)的14.18%.
圖1 體育教師在線健康教育與中學(xué)生健康素養(yǎng)影響的關(guān)系模型路徑圖Fig.1 Path diagram of the relationship model between online health education of physical education teachers and the impact of middle school students′ health literacy
3 討 論
本研究構(gòu)建的模型主效應(yīng)顯示，體育教師在線健康教育對于中學(xué)生健康素養(yǎng)具有直接的正向影響.國內(nèi)外多項(xiàng)研究表明，教師教育能力是影響學(xué)生學(xué)業(yè)成績的關(guān)鍵因素之一.張屹等[10]探討了智慧學(xué)習(xí)環(huán)境下學(xué)生學(xué)習(xí)效果的影響因素，發(fā)現(xiàn)教師的教學(xué)能力與學(xué)生的活動(dòng)能力以及信息技術(shù)水平是影響學(xué)生學(xué)習(xí)效果和投入度的關(guān)鍵因素.Tucker等[11]將學(xué)生個(gè)人變量設(shè)置為控制后，教學(xué)環(huán)境、教師教學(xué)能力、師生互動(dòng)行為是影響學(xué)生的學(xué)業(yè)成績和教學(xué)效果的主要因素，具有正向影響.Engels等[12]以青少年學(xué)生為研究樣本進(jìn)行調(diào)查后發(fā)現(xiàn)，師生關(guān)系和學(xué)習(xí)投入度正向影響學(xué)生學(xué)習(xí)成績，學(xué)生能夠感知的教師支持和教學(xué)能力是影響師生關(guān)系和互動(dòng)行為的主要變量.王冬冬等[13]在新冠疫情期間，通過對全國28個(gè)省市自治區(qū)發(fā)放33 240份師生問卷對在線教學(xué)效果進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)體育健康在線課程的開課率排名第4，僅次于語文、數(shù)學(xué)和英語課程， 83.05%的學(xué)生認(rèn)為在線課程具有良好的教學(xué)效果.王宇晴等[14]分析了影響我國中學(xué)生健康素養(yǎng)的因素發(fā)現(xiàn)，教師健康教育對提升學(xué)生健康素養(yǎng)有著重要作用，中學(xué)生健康素養(yǎng)水平與其對健康教育的喜愛程度存在正相關(guān)關(guān)系，喜歡接受健康教育的中學(xué)生健康素養(yǎng)水平高于不喜歡接受健康教育的中學(xué)生.
學(xué)習(xí)投入(learning engagement)是學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)中表現(xiàn)出的一種持續(xù)的、充滿積極情感的學(xué)習(xí)狀態(tài)[6].武法提和張琪[15]認(rèn)為在信息化教學(xué)環(huán)境下，學(xué)生學(xué)習(xí)投入主要是指學(xué)習(xí)者與學(xué)習(xí)環(huán)境積極交互行為程度.學(xué)習(xí)投入是近年來學(xué)習(xí)心理學(xué)領(lǐng)域的熱點(diǎn)問題，在教學(xué)實(shí)踐中，學(xué)習(xí)投入水平是影響學(xué)業(yè)成績的關(guān)鍵因素，受多種外部因素影響.Newmann的學(xué)習(xí)投入理論[16]認(rèn)為能力需求是學(xué)生學(xué)習(xí)投入的基礎(chǔ)和動(dòng)力源泉，學(xué)生的身份感知和教師為學(xué)生提供的學(xué)習(xí)任務(wù)能夠通過學(xué)習(xí)投入影響學(xué)生的成績，學(xué)生學(xué)習(xí)投入度是評價(jià)學(xué)校教學(xué)質(zhì)量的重要評價(jià)指標(biāo).Zusho和Akane的研究[17]表明學(xué)生的學(xué)習(xí)投入是學(xué)習(xí)結(jié)果的預(yù)測變量，學(xué)生在學(xué)習(xí)認(rèn)知、情感、行為方面投入越多，他們的學(xué)業(yè)成績和學(xué)習(xí)滿意度越高.郭建鵬和計(jì)國君[18]研究發(fā)現(xiàn)如果學(xué)生認(rèn)為教學(xué)質(zhì)量較高，教學(xué)目標(biāo)清晰，學(xué)習(xí)自由度高，課業(yè)負(fù)擔(dān)合適，評價(jià)方式合理，他們會(huì)投入更多的精力和時(shí)間進(jìn)行深層次學(xué)習(xí)，并表現(xiàn)出比較好的學(xué)習(xí)結(jié)果.學(xué)習(xí)堅(jiān)持性(learning persistence)指學(xué)習(xí)者克服學(xué)習(xí)過程中的誘惑與不確定因素并完成學(xué)習(xí)任務(wù)，體現(xiàn)在學(xué)習(xí)者的動(dòng)機(jī)、情緒、認(rèn)知和行為等方面[19].學(xué)習(xí)堅(jiān)持性是學(xué)生完成在線課程的關(guān)鍵，是學(xué)習(xí)者持續(xù)學(xué)習(xí)的行為和強(qiáng)度的總和，也是在線學(xué)習(xí)效果評價(jià)體系的核心指標(biāo).教學(xué)存在感理論認(rèn)為，學(xué)習(xí)者對教師通過設(shè)計(jì)、組織和支持學(xué)習(xí)內(nèi)容促進(jìn)其學(xué)習(xí)的感知度，由教學(xué)設(shè)計(jì)與組織、促進(jìn)對話和直接指導(dǎo)3個(gè)子范疇構(gòu)成.MOOC教學(xué)通常由教師實(shí)施各類學(xué)習(xí)活動(dòng)，并通過反饋支持課程參與者[20-21].Hew等[22]通過對965名在線學(xué)習(xí)者的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，教學(xué)存在感對在線學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)投入和學(xué)習(xí)堅(jiān)持性具有直接影響，特別是教師的教學(xué)設(shè)計(jì)和組織對這兩個(gè)因素具有顯著正向影響.與此同時(shí)，多項(xiàng)研究表明學(xué)習(xí)投入對于學(xué)習(xí)堅(jiān)持性具有正向的影響.Pursel等[23]研究發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)投入對學(xué)習(xí)者完成MOOC學(xué)習(xí)具有較強(qiáng)的預(yù)測能力.Wise等[24]認(rèn)為學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)認(rèn)知投入、情感投入和行為投入與學(xué)習(xí)意愿和滿意度具有高度相關(guān)，是學(xué)習(xí)堅(jiān)持性的預(yù)測變量.
4 研究結(jié)論
本研究結(jié)果顯示，體育教師在線健康教育對于中學(xué)生健康素養(yǎng)具有直接的正向影響.學(xué)習(xí)投入的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的25.22%；學(xué)習(xí)堅(jiān)持性的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的8.81%；學(xué)習(xí)投入與學(xué)習(xí)堅(jiān)持性的鏈?zhǔn)街薪樽饔谜伎傂?yīng)的14.18%.在線教學(xué)情境下，學(xué)生學(xué)習(xí)的堅(jiān)持性和學(xué)習(xí)投入程度是影響健康課程教學(xué)的重要影響因素，也是提升中學(xué)生健康素養(yǎng)的兩條重要途徑.學(xué)校在開展健康教育課程過程中，不但要重視體育教師的健康教育能力，還應(yīng)該重視不同教學(xué)情境下學(xué)生學(xué)習(xí)投入程度和學(xué)習(xí)的堅(jiān)持性對學(xué)生健康素養(yǎng)的影響.
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張 軍， 武 健， 李 冉
(遼寧師范大學(xué) 體育學(xué)院，遼寧 大連 116029)
2008年教育部發(fā)布的《中小學(xué)健康教育指導(dǎo)綱要》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).”[1]2019年，國家衛(wèi)生健康委發(fā)布的《健康中國行動(dòng)2019—2030》也提出了“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學(xué)生和家長開展健康教育，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.”[2]一直以來，我國各級教育主管部門都非常重視學(xué)生的健康教育工作，國務(wù)院、教育部、衛(wèi)生部等多部門都曾下發(fā)過關(guān)于我國學(xué)生健康教育的指導(dǎo)性文件.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.”[3]體育與健康課程是我國中小學(xué)生健康教育的主要平臺(tái)，體育教師成為中小學(xué)健康教育的核心力量，體育教師的健康教育能力直接影響著我國中小學(xué)生的健康素養(yǎng)水平.2020年新冠疫情暴發(fā)以來，為響應(yīng)教育部發(fā)布的《關(guān)于中小學(xué)延期開學(xué)期間“停課不停學(xué)”有關(guān)工作安排的通知》，我國各地教育部門均要求對中小學(xué)安排健康教育課程，以提高學(xué)生的健康行為、疾病預(yù)防、心理健康、安全應(yīng)急等方面知識(shí)應(yīng)對疫情帶來的影響.因此，本研究希望通過構(gòu)建體育教師在線健康教育與中學(xué)生健康素養(yǎng)的關(guān)系模型，探討在線健康教育方式對學(xué)生健康素養(yǎng)的影響，為我國學(xué)校健康教育工作提供參考.
1 被試與方法
1.1 被試
研究采用整群抽樣方法選取大連市在新冠疫情期間開展線上健康教育課程的4所初中的學(xué)生為被試.研究共發(fā)放線上調(diào)查問卷460份，回收有效問卷434份，問卷有效回收率94.35%.其中,男生343人(79.0%)，女生91人(21.0%)，平均年齡(13.59±0.49)歲.
1.2 測量工具
1.2.1 體育教師健康教育能力量表
采用本課題團(tuán)隊(duì)在前期自行編制的體育教師健康教育能力量表，該量表采用Likert 5點(diǎn)式評分，從“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”“安全應(yīng)急知識(shí)教育”5個(gè)維度評價(jià)體育教師的在線健康教育水平.量表各維度Cronbach’sα值區(qū)間0.819～0.916，總量表Cronbach’sα值為0.941；分量表再測信度r值0.709～0.881，總量表r值為0.850；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，量表具有較高的信度和效度.
1.2.2 中學(xué)生健康素養(yǎng)量表
采用康玫等[4]在2015年編制的中學(xué)生健康素養(yǎng)量表，該量表包括“健康理念”“健康知識(shí)”“健康生活方式與行為”“健康認(rèn)知技能”“健康操作技能”5個(gè)維度.量表各維度Cronbach’sα值區(qū)間0.541～0.679，總量表Cronbach’sα值為0.739；潛變量之間的相關(guān)系數(shù)在0.230～0.809；驗(yàn)證性因子分析模型擬合度χ2=520.748，P=0，CFI值為0.998，WRMR值為1.048，TLI值為0.912， RMSEA值為0.022，量表具有較高的信度和效度.
1.2.3 學(xué)習(xí)堅(jiān)持性量表
采用魏軍等[5]改編自周步成編制的學(xué)習(xí)適應(yīng)性測驗(yàn)量表的5題學(xué)習(xí)堅(jiān)持性量表，驗(yàn)證性因素分析的主要擬合指標(biāo)分別為：χ2=9.04，df=5，χ2/df=1.81，GFI值為0.99，AGFI值為0.97，TLI值為0.98，CFI值為0.99，RMSEA值為0.045，量表信效度水平符合應(yīng)用標(biāo)準(zhǔn).
1.2.4 學(xué)習(xí)投入量表
采用雷玉菊等[6]2017年針對網(wǎng)絡(luò)教學(xué)環(huán)境改編的Schaufeli等編制的學(xué)生學(xué)習(xí)投入量表(UWES-S)[7]，該量表采用Likert 5點(diǎn)式評分，包括活力、奉獻(xiàn)和專注3個(gè)維度.驗(yàn)證性因子分析模型擬合度χ2/df=2.596，SRMR值為0.052，TLI值為0.93，CFI值為0.94，RMSEA值為0.066，活力維度Cronbach’sα值為0.85、奉獻(xiàn)維度Cronbach’sα值為0.84和專注維度Cronbach’sα值為0.82，量表具有較高的信度和效度.
1.3 數(shù)理統(tǒng)計(jì)
SPSS 22.0版本和Mplus 7.4版本進(jìn)行數(shù)據(jù)分析.使用SPSS 22.0進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析、相關(guān)分析、Harman單因子分析、變量標(biāo)準(zhǔn)化處理.采用吳艷和溫忠麟[8]提出的題目打包策略對量表?xiàng)l目進(jìn)行打包處理后使用Mplus 7.4的Bootstrap算法進(jìn)行變量之間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn).
2 結(jié) 果
2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)
各變量關(guān)系分析之前，對研究問卷數(shù)據(jù)采用Harman式單因子分析進(jìn)行了共同方法偏差檢驗(yàn).檢驗(yàn)結(jié)果顯示，研究所有變量共存在4個(gè)特征值大于1的公因子，變異解釋量最高的因子為21.04%，小于周浩和龍立榮提出的40%臨界值[9]，進(jìn)一步構(gòu)建的單因子結(jié)構(gòu)方程模型擬合度不理想，因此，問卷數(shù)據(jù)不存在顯著的共同方法偏差.
2.2 各變量間的相關(guān)分析
研究構(gòu)建的體育教師在線健康教育與中學(xué)生健康素養(yǎng)的關(guān)系模型中涉及的4個(gè)變量平均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差以及各變量的相關(guān)分析見表1.由分析結(jié)果可知，體育教師在線健康教育、中學(xué)生健康素養(yǎng)、學(xué)習(xí)堅(jiān)持性和學(xué)習(xí)投入之間均呈顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分布區(qū)間0.348～0.526.
表1 各變量的相關(guān)分析表
2.3 體育教師在線健康教育對中學(xué)生健康素養(yǎng)影響的鏈?zhǔn)街薪闄z驗(yàn)
體育教師在線健康教育、中學(xué)生健康素養(yǎng)、學(xué)習(xí)投入和學(xué)習(xí)堅(jiān)持性4個(gè)變量呈中度相關(guān)，滿足進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)條件.研究采用Bootstrap非正態(tài)偏差校正系數(shù)法檢驗(yàn)點(diǎn)估值的95%置信區(qū)間，Bias-Corrected 95%CI值區(qū)間不包括0，說明變量間的效應(yīng)值顯著，Bias-Corrected 95%CI值區(qū)間包括0，說明變量間的效應(yīng)值不顯著，鏈?zhǔn)街薪闄z驗(yàn)結(jié)果見表2.
由表2可知，體育教師在線健康教育對中學(xué)生健康素養(yǎng)影響總效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，點(diǎn)估值為0.670，標(biāo)準(zhǔn)誤0.057，Z值為11.827(P<0.01)，95%CI[0.561,0.782]不包括0，表明體育教師在線健康教育對于中學(xué)生健康素養(yǎng)具有正向的影響.間接效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，體育教師在線健康教育與中學(xué)生健康素養(yǎng)影響間中介效應(yīng)點(diǎn)估值0.323，標(biāo)準(zhǔn)誤0.047，Z值為6.858(P<0.01)，95%CI[0.235,0.419]不包括0，體育教師在線健康教育與中學(xué)生健康素養(yǎng)影響間存在中介效應(yīng).中介效應(yīng)包括3條路徑，學(xué)習(xí)投入的中介效應(yīng)點(diǎn)估值0.169，標(biāo)準(zhǔn)誤0.046，Z值為3.665(P<0.01)，95%CI[0.084,0.262]不包括0,中介效應(yīng)成立；學(xué)習(xí)堅(jiān)持性的中介效應(yīng)點(diǎn)估值0.059，標(biāo)準(zhǔn)誤0.030，Z值為1.993(P<0.05)，95%CI[0.008,0.128]不包括0，中介效應(yīng)成立；學(xué)習(xí)投入和學(xué)習(xí)堅(jiān)持性的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)點(diǎn)估值0.095，標(biāo)準(zhǔn)誤0.024，Z值為4.024(P<0.01)，95%CI[0.057,0.153]不包括0，鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)成立.直接效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，點(diǎn)估值為0.347，標(biāo)準(zhǔn)誤0.062，Z值為5.594(P<0.01)，95%CI[0.227,0.472]不包括0，表明體育教師在線健康教育對于中學(xué)生健康素養(yǎng)具有直接的正向影響.
表2 體育教師在線健康教育對中學(xué)生健康素養(yǎng)的影響鏈?zhǔn)街薪闄z驗(yàn)
2.4 鏈?zhǔn)街薪榈穆窂椒治?/h3>
研究構(gòu)建了體育教師在線健康教育與中學(xué)生健康素養(yǎng)的關(guān)系模型路徑圖，見圖1.關(guān)系模型擬合度χ2/df值為2.344，TLI值為0.909，CFI值為0.931，SRMR值為0.049，RMSEA值為0.074，模型的擬合度良好.根據(jù)表2、圖1顯示，學(xué)習(xí)投入在體育教師在線健康教育與中學(xué)生健康素養(yǎng)間也起部分中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的25.22%；學(xué)習(xí)堅(jiān)持性在體育教師在線健康教育與中學(xué)生健康素養(yǎng)間起部分中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的8.81%；學(xué)習(xí)投入與學(xué)習(xí)堅(jiān)持性的鏈?zhǔn)街薪樽饔谜伎傂?yīng)的14.18%.
圖1 體育教師在線健康教育與中學(xué)生健康素養(yǎng)影響的關(guān)系模型路徑圖Fig.1 Path diagram of the relationship model between online health education of physical education teachers and the impact of middle school students′ health literacy
3 討 論
本研究構(gòu)建的模型主效應(yīng)顯示，體育教師在線健康教育對于中學(xué)生健康素養(yǎng)具有直接的正向影響.國內(nèi)外多項(xiàng)研究表明，教師教育能力是影響學(xué)生學(xué)業(yè)成績的關(guān)鍵因素之一.張屹等[10]探討了智慧學(xué)習(xí)環(huán)境下學(xué)生學(xué)習(xí)效果的影響因素，發(fā)現(xiàn)教師的教學(xué)能力與學(xué)生的活動(dòng)能力以及信息技術(shù)水平是影響學(xué)生學(xué)習(xí)效果和投入度的關(guān)鍵因素.Tucker等[11]將學(xué)生個(gè)人變量設(shè)置為控制后，教學(xué)環(huán)境、教師教學(xué)能力、師生互動(dòng)行為是影響學(xué)生的學(xué)業(yè)成績和教學(xué)效果的主要因素，具有正向影響.Engels等[12]以青少年學(xué)生為研究樣本進(jìn)行調(diào)查后發(fā)現(xiàn)，師生關(guān)系和學(xué)習(xí)投入度正向影響學(xué)生學(xué)習(xí)成績，學(xué)生能夠感知的教師支持和教學(xué)能力是影響師生關(guān)系和互動(dòng)行為的主要變量.王冬冬等[13]在新冠疫情期間，通過對全國28個(gè)省市自治區(qū)發(fā)放33 240份師生問卷對在線教學(xué)效果進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)體育健康在線課程的開課率排名第4，僅次于語文、數(shù)學(xué)和英語課程， 83.05%的學(xué)生認(rèn)為在線課程具有良好的教學(xué)效果.王宇晴等[14]分析了影響我國中學(xué)生健康素養(yǎng)的因素發(fā)現(xiàn)，教師健康教育對提升學(xué)生健康素養(yǎng)有著重要作用，中學(xué)生健康素養(yǎng)水平與其對健康教育的喜愛程度存在正相關(guān)關(guān)系，喜歡接受健康教育的中學(xué)生健康素養(yǎng)水平高于不喜歡接受健康教育的中學(xué)生.
學(xué)習(xí)投入(learning engagement)是學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)中表現(xiàn)出的一種持續(xù)的、充滿積極情感的學(xué)習(xí)狀態(tài)[6].武法提和張琪[15]認(rèn)為在信息化教學(xué)環(huán)境下，學(xué)生學(xué)習(xí)投入主要是指學(xué)習(xí)者與學(xué)習(xí)環(huán)境積極交互行為程度.學(xué)習(xí)投入是近年來學(xué)習(xí)心理學(xué)領(lǐng)域的熱點(diǎn)問題，在教學(xué)實(shí)踐中，學(xué)習(xí)投入水平是影響學(xué)業(yè)成績的關(guān)鍵因素，受多種外部因素影響.Newmann的學(xué)習(xí)投入理論[16]認(rèn)為能力需求是學(xué)生學(xué)習(xí)投入的基礎(chǔ)和動(dòng)力源泉，學(xué)生的身份感知和教師為學(xué)生提供的學(xué)習(xí)任務(wù)能夠通過學(xué)習(xí)投入影響學(xué)生的成績，學(xué)生學(xué)習(xí)投入度是評價(jià)學(xué)校教學(xué)質(zhì)量的重要評價(jià)指標(biāo).Zusho和Akane的研究[17]表明學(xué)生的學(xué)習(xí)投入是學(xué)習(xí)結(jié)果的預(yù)測變量，學(xué)生在學(xué)習(xí)認(rèn)知、情感、行為方面投入越多，他們的學(xué)業(yè)成績和學(xué)習(xí)滿意度越高.郭建鵬和計(jì)國君[18]研究發(fā)現(xiàn)如果學(xué)生認(rèn)為教學(xué)質(zhì)量較高，教學(xué)目標(biāo)清晰，學(xué)習(xí)自由度高，課業(yè)負(fù)擔(dān)合適，評價(jià)方式合理，他們會(huì)投入更多的精力和時(shí)間進(jìn)行深層次學(xué)習(xí)，并表現(xiàn)出比較好的學(xué)習(xí)結(jié)果.學(xué)習(xí)堅(jiān)持性(learning persistence)指學(xué)習(xí)者克服學(xué)習(xí)過程中的誘惑與不確定因素并完成學(xué)習(xí)任務(wù)，體現(xiàn)在學(xué)習(xí)者的動(dòng)機(jī)、情緒、認(rèn)知和行為等方面[19].學(xué)習(xí)堅(jiān)持性是學(xué)生完成在線課程的關(guān)鍵，是學(xué)習(xí)者持續(xù)學(xué)習(xí)的行為和強(qiáng)度的總和，也是在線學(xué)習(xí)效果評價(jià)體系的核心指標(biāo).教學(xué)存在感理論認(rèn)為，學(xué)習(xí)者對教師通過設(shè)計(jì)、組織和支持學(xué)習(xí)內(nèi)容促進(jìn)其學(xué)習(xí)的感知度，由教學(xué)設(shè)計(jì)與組織、促進(jìn)對話和直接指導(dǎo)3個(gè)子范疇構(gòu)成.MOOC教學(xué)通常由教師實(shí)施各類學(xué)習(xí)活動(dòng)，并通過反饋支持課程參與者[20-21].Hew等[22]通過對965名在線學(xué)習(xí)者的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，教學(xué)存在感對在線學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)投入和學(xué)習(xí)堅(jiān)持性具有直接影響，特別是教師的教學(xué)設(shè)計(jì)和組織對這兩個(gè)因素具有顯著正向影響.與此同時(shí)，多項(xiàng)研究表明學(xué)習(xí)投入對于學(xué)習(xí)堅(jiān)持性具有正向的影響.Pursel等[23]研究發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)投入對學(xué)習(xí)者完成MOOC學(xué)習(xí)具有較強(qiáng)的預(yù)測能力.Wise等[24]認(rèn)為學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)認(rèn)知投入、情感投入和行為投入與學(xué)習(xí)意愿和滿意度具有高度相關(guān)，是學(xué)習(xí)堅(jiān)持性的預(yù)測變量.
4 研究結(jié)論
本研究結(jié)果顯示，體育教師在線健康教育對于中學(xué)生健康素養(yǎng)具有直接的正向影響.學(xué)習(xí)投入的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的25.22%；學(xué)習(xí)堅(jiān)持性的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的8.81%；學(xué)習(xí)投入與學(xué)習(xí)堅(jiān)持性的鏈?zhǔn)街薪樽饔谜伎傂?yīng)的14.18%.在線教學(xué)情境下，學(xué)生學(xué)習(xí)的堅(jiān)持性和學(xué)習(xí)投入程度是影響健康課程教學(xué)的重要影響因素，也是提升中學(xué)生健康素養(yǎng)的兩條重要途徑.學(xué)校在開展健康教育課程過程中，不但要重視體育教師的健康教育能力，還應(yīng)該重視不同教學(xué)情境下學(xué)生學(xué)習(xí)投入程度和學(xué)習(xí)的堅(jiān)持性對學(xué)生健康素養(yǎng)的影響.
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