表 2 水平三学生体育健康教育、健康素养、体育锻炼习惯的相关分析
变量 A0 A1 A2 A3 B0 B1 B2 B3 B4 B5 C0
A0 1
A1 0.75** 1
A2 0.70** 0.69** 1
A3 0.66** 0.72** 0.73** 1
B0 0.49** 0.46** 0.42** 0.62** 1
B1 0.38** 0.40** 0.36** 0.33** 0.68** 1
B2 0.42** 0.31** 0.37** 0.32** 0.69** 0.65** 1
B3 0.43** 0.37** 0.30** 0.37** 0.72** 0.69** 0.65** 1
B4 0.39** 0.43** 0.41** 0.36** 0.71** 0.71** 0.74** 0.68** 1
B5 0.41** 0.30** 0.33** 0.36** 0.66** 0.63** 0.68** 0.64** 0.70** 1
C0 0.47** 0.54** 0.41** 0.59** 0.47** 0.44** 0.32** 0.36** 0.39** 0.44** 1
依据国内学者温忠麟和叶宝娟提出的中介效应分析
模型与方法 [11],采用 SPSS24.0 和 Hayes(2013)开发的
PROCESS 程序模型 4 对本研究所得数据进行分析。首先控制
水平三学生的性别和年级因素,然后采用偏差校正非参数
百分位 Bootstrap 法随机重复抽样 5 000 次,估计中介效应
95% 置信区间。结果发现,体育健康教育可以正向预测健康
素养(β=0.481,P < 0.001);体育健康教育可以正向预
测体育锻炼习惯(β=0.463,P < 0.001);在加入中介变
量后,体育健康教育仍对健康素养具有显著正向预测作用
(β=0.435,P < 0.001),同时体育锻炼习惯对健康素养
也有显著正向预测作用(β=0.428,P < 0.001),见表 3。
表 3 变量的回归分析
结果变量 预测变量 R R2 F β t P
健康素养 0.677 0.454 7.236 < 0.001
体育健康教育 0.481 4.766 < 0.001
体育锻炼习惯 0.622 0.387 6.681 < 0.001
体育健康教育 0.463 4.349 < 0.001
健康素养 0.604 0.362 5.822 < 0.001
体育健康教育 0.435 4.593 < 0.001
体育锻炼习惯 0.428 4.217 < 0.001
通过进一步中介效应检验发现:体育健康教育对健
康素养的直接效应 95% 置信区间不包含 0,说明此路径的
直接效应显著(效应值为 0.435,占总效应 69.72%)。体
育健康教育对健康素养的间接效应 95% 置信区间也不包含
0,说明体育锻炼习惯在体育健康教育对健康素养的作用过
程中发挥显著中介作用(中介效应值为 0.198,占总效应
31.28%),见表 4。
表 4 中介效应检验
效应及影响路径 效应值 95% 置信区间 中介效应比
下限 上限
体育健康教育
→体育锻炼习惯
→健康素养
0.198 0.104 0.319 31.28%
体育健康教育
→健康素养 0.435 0.275 0.682 69.72%
总效应 0.633 0.368 1.680 100%
3 讨论
本研究发现 :不同性别水平三的学生在体育健康教育、
健康素养和体育锻炼习惯方面均存在显著差异。其中,女
生健康素养得分显著高于男生,与李亚君 [12] 等人的研究结
果完全一致,也证实了性别是小学高年级女生健康素养具
备率的保护性因素。而女生体育健康教育得分高于男生,
这可能与小学女生对于健康教育课程的需求强于男生的原
因有关 [13]。五、六年级学生在健康素养生长发育与青春期
保健维度方面存在显著差异,六年级学生高于五年级,这
与冷艳 [14] 等人的研究结果一致,原因可能是随着年龄增长,
高年级小学生对于青春期及生长发育的了解更加深入。此
外,水平三男生体育锻炼习惯高于女生,丁小燕 [15] 等人调
查发现,男小学生每周参加课外体育活动的频次均高于女
生,这也就使得男小学生的体育锻炼习惯好于女生。体育
运动与健康 149
2024