父母對青少年體質(zhì)健康影響因素的累積Logit模型分析

武海淼 蘇 晨 李雙強

(北京景山學校遠洋分校 北京 100040)

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父母對青少年體質(zhì)健康影響因素的累積Logit模型分析

武海淼 蘇 晨 李雙強

(北京景山學校遠洋分校 北京 100040)

本研究分析父母對青少年體質(zhì)健康的影響因素。應用累積logit模型分析873位青少年及父母對其體質(zhì)健康的影響。結(jié)果顯示，影響男生體質(zhì)健康的影響因素依次為父母對學生體育運動支持程度、對學生身體健康關注程度和父母體育運動參與程度，OR值分別為0.412，0.335和0.317；影響女生體質(zhì)健康的影響因素依次為父母對健康飲食的重視程度和對學生身體健康關注程度，OR值分別為0.435和0.381。研究認為，父母對青少年體質(zhì)健康影響因素具有性別差異，男生以來自父母的支持為首要因素，女生以父母對活動場所安全性滿意度首要因素。父母對青少年身體健康關注程度是學生體質(zhì)健康重要影響因素。父母參與程度是男生體質(zhì)健康的重要影響因素。

父母；青少年；體質(zhì)健康；影響因素

累積Logit模型分析有序多分類結(jié)果資料的有效統(tǒng)計方法[1]，彌補了多元逐步回歸及普通(二分類)logistic回歸的弊端，解決了大量的結(jié)果變量為多分類且有序的等級資料——有序分類結(jié)果(ordinal categorical response)資料。例如：體育教學方法對學生學習態(tài)度的影響“非常不顯著、較不顯著、一般、比較顯著、非常顯著”；課外體育活動對學生體質(zhì)健康的影響效果“非常不顯著、較不顯著、一般、比較顯著、非常顯著”；“陽光體育運動”對學生參與體育活動時間效果的影響“非常不顯著、較不顯著、一般、比較顯著、非常顯著”等。對于這些資料不適合用前述的多元回歸方法處理之(因結(jié)果變量非數(shù)值變量)；若簡單地將多類結(jié)果并成兩類，用普通logistic回歸分析也不恰當，因合并后往往導致大量信息的丟失，且許多資料常常很難找到一個合適的分界點。

累積Logit模型分析是一種較常用，結(jié)果相對穩(wěn)定的模型，在行為學[2-4]、心理學[5,12]、醫(yī)學[6-10]、公共衛(wèi)生[11]等領域研究中應用較多。青少年體質(zhì)健康的影響因素十分復雜，體質(zhì)健康受先天、年齡、性別、精神狀態(tài)、生活條件、地理環(huán)境、疾病、體育鍛煉等眾多因素的影響。對于處于義務教育階段的青少年而言，學生在學校接受統(tǒng)一的教學，課后回到家中，家庭無疑是青少年主要的生活環(huán)境。青少年體質(zhì)健康的某些差異可能就是來自于父母的影響，但這種影響對學生體質(zhì)健康造成多大的改變目前還不得而知。本文研究在基于累積Logit模型基礎上分析父母對青少年體質(zhì)健康的影響因素進行研究。

一、研究方法

(一)研究樣本

本文對北京市5所初中學校初一、初二年級學生進行調(diào)查，每個學校每個年級隨機調(diào)查男生40人，女生40人。由于雙親家庭學生身體健康狀況明顯優(yōu)于單親家庭學生[13-14]，本文研究中排除單親家庭學生，不合格問卷，剩余有效樣本873名學生。調(diào)查分文現(xiàn)場測得學生體質(zhì)健康結(jié)果和通過問卷調(diào)查得到青少年體質(zhì)健康影響因素的相關結(jié)果。

(二)模型構(gòu)造

對于每個可能的等級，反應變量Y≤j的概率是累積率(cumulative probability)，則第j等級(j=1，2，……，J)的累積概率為：

P(Y≤j)=P1+P2+…+Pj，j=1，2，…，J

用累積概率可將累積Logit模型表示為：

本研究中，自變量X是學生體質(zhì)健康各相關因素，反應變量Y是學生體質(zhì)健康測試結(jié)果，j=1，2，3和4分別為不及格、及格、良好和優(yōu)秀4個有序的等級水平。

(三)研究工具

使用SAS9.0軟件進行數(shù)據(jù)分析與處理。

二、研究結(jié)果

本文調(diào)查及測試對象為初中一、二年級的學生，在初始分析中，發(fā)現(xiàn)在控制其它因素影響之后，不同性別學生之間的體質(zhì)健康存在差異，這也與陳潤等人(2010)對學生不同性別體質(zhì)健康基于學校的影響因素存在差異結(jié)果相同[15]。在針對學生體質(zhì)健康干預實驗中也顯示，不同方式的有氧體育鍛煉在改善不同性別的大學生身心健康狀況方面表現(xiàn)出不同效果[16]。性別差異導致的體質(zhì)健康差異可以作為客觀因素來分析。基于此，本文將學生分為男、女生兩個組別分別進行模型擬合，以便篩選影響各組學生體質(zhì)健康的重要因素。模型對自變量進行篩選，指定變量納入標準為0.05，排除標準為0.10。

(一)初中男生體質(zhì)健康影響因素

初中男生的數(shù)據(jù)擬合得到Logistic回歸方程，對方程進行似然比檢驗χ2=23.9848，P<0.0001，說明至少有一個自變量的偏回歸系數(shù)不為0，方程具有統(tǒng)計學意義。累積Logit回歸模型分析可以找出影響因素并可以根據(jù)標準化回歸系數(shù)βk的大小判斷各個因素作用大小，初中男生的體質(zhì)健康受到3個主要因素的影響，各因素的作用按照由大到小依次是：父母對學生體育運動支持程度、父母對學生身體健康關注程度、父母體育運動參與程度。

表1中的OR值可以對自變量的作用進行定量分析，在控制其他影響因素的前提下，初中男生父母對學生體育運動支持程度每降低一個等級其體質(zhì)健康傾向優(yōu)秀的比數(shù)是前一等級的0.412倍，說明學生獲得父母支持參與體育運動的程度越高，學生體質(zhì)健康狀況越好；父母對對生健康關注的程度每降低一個等級其體質(zhì)健康傾向優(yōu)秀的比數(shù)是前一等級的0.335倍數(shù)，說明學生身體健康獲得父母關注程度越高，學生體質(zhì)狀況越好；父母參與體育運動的程度每降低一個等級學生體質(zhì)健康傾向優(yōu)秀的比數(shù)是前一等級的0.317倍，說明父母參與體育運動越高，學生體質(zhì)狀況越好。

(二)初中女生體質(zhì)健康的影響因素

初中女生的數(shù)據(jù)擬合得到Logisitc回歸方程，對方程進行似然比檢驗χ2=23.4682，P<0.0001，初中女生的體質(zhì)健康受到2個主要因素的影響，各因素的作用按照由大到小依次是：父母對健康飲食的重視程度、父母對學生身體健康關注程度。

表2中的OR值可以對自變量的作用進行定量分析，在控制其他影響因素的前提下，初中男生父母對學生體育運動支持程度每降低一個等級其體質(zhì)健康傾向優(yōu)秀的比數(shù)是前一等級的0.452倍，說明學生獲得父母支持參與體育運動的程度越高，學生體質(zhì)健康狀況越好；父母對學生健康關注的程度每降低一個等級其體質(zhì)健康傾向優(yōu)秀的比數(shù)是前一等級的0.341倍數(shù)，說明學生身體健康獲得父母關注程度越高，學生體質(zhì)狀況越好。

表1 初中男生體質(zhì)健康累積Logit模型參數(shù)估計

表2 初中女生體質(zhì)健康累積Logit模型參數(shù)估計

三、分析與討論

父母支持是影響青少年體力活動水平的重要相關因素[17-18]。父母體力活動的參與程度是孩子參與體力活動的重要紐帶[19]。尤其是女生體力活動場所的安全性有助于減少家長對學生體力活動的限制[20]。父母的健身知識可以促進學生進行體力活動[21]。

將學生分為男生和女生兩組分別進行影響因素分析發(fā)現(xiàn)，影響初中男女學生體質(zhì)健康狀況的因素是有差異的。如對于男生，父母對學生體育運動支持程度是男生體質(zhì)健康的首要影響因素；而女生則是父母對健康飲食的重視程度是其體質(zhì)健康的重要因素。男女生的這種差異一方面是由于自身的因素，即男生更容易參與到體育運動中去，而女生在同樣支持的情況下卻沒有對體質(zhì)健康產(chǎn)生較為明顯的影響。

累積Logit模型的參數(shù)估計采用極大似然法，參數(shù)β描述的自變量Xk改變一個自變量時，反應變量≤j的對數(shù)比數(shù)比，也就是說β反應了自變量對反應類別≤j的效應大小，該模型適用于學生體質(zhì)健康資料的分析。本研究采用累積Logit模型擬合Logistic回歸方程對學生體質(zhì)健康資料進行分析，能有效篩選出有意義的影響因素，從而更好的為決策者提供理論依據(jù)。

四、結(jié)論

(1)父母對青少年體質(zhì)健康影響因素具有性別差異，男生以來自父母的支持為首要因素，女生以父母對活動場所安全性滿意度為首要因素。

(2)父母對青少年身體健康關注程度是學生體質(zhì)健康重要影響因素。

(3)父母參與程度是男生體質(zhì)健康的重要影響因素。

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