《體育教師健康教育能力量表》的編制與信效度檢驗

解 超，金 昱

（湖北文理學(xué)院 體育學(xué)院，湖北 襄陽441053）

2019年7月國家衛(wèi)生健康委發(fā)布的《健康中國行動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、生長發(fā)育與青春期保健、安全應(yīng)急與避險等知識，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。”［1］近年來，加強學(xué)生健康教育，提高學(xué)生健康素養(yǎng)越來越被各級衛(wèi)生教育部門所重視。兒童青少年時期是認(rèn)知、情感和行為形成的重要階段，是健康素養(yǎng)評價和干預(yù)的最佳時期，這一階段的健康素養(yǎng)可以延續(xù)到成年期，并對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題的現(xiàn)象。因此，提升我國健康教育水平，培養(yǎng)我國中小學(xué)學(xué)生的健康素養(yǎng)是我國教育部門和衛(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)，通過多種教學(xué)途徑培養(yǎng)學(xué)生保持和增進健康的態(tài)度與實踐能力，為一生的健康打下堅實基礎(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課時向?qū)W生傳授健康知識和技能。”［5］由此可見，體育教師在我國中小學(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》在對學(xué)校健康教育的評價和督導(dǎo)部分指出：“將教師的健康教育實施過程和實施效果作為評價的重點，主要包括教師健康教育課程的安排，實施情況以及健康教育效果。”［5］通過前期的文獻調(diào)研發(fā)現(xiàn)，在我國健康教育研究領(lǐng)域至今仍未有學(xué)者專門研究針對體育教師健康教育能力進行評價的相關(guān)量表。因此，本研究希望通過編制《體育教師健康教育能力量表》為我國體育教師的健康教育能力評價工作提供一個信效度較高的測量工具，為構(gòu)建我國體育教師健康教育能力評價體系提供一定參考。

1 研究對象與方法

1.1 被試對象

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）進行了小樣本的預(yù)試問卷調(diào)查，共發(fā)放預(yù)試問卷300份，回收有效問卷284份，問卷有效回收率94.67%。其中男生157人（55.3%），女生127人（44.7%）；五年級57人（20.1%），六年級56人（19.7%），七年級56人（19.7%），八年級60人（21.1%），九年級55人（19.4%）；平均年齡12.99±1.54歲。

1.1.2 正式測試

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

1.2 量表的編制過程

1.2.1 預(yù)試量表題庫的建立

預(yù)試量表條目編制的主要依據(jù)：1）我國近年來頒布的一系列健康教育政策文件，以《“健康中國”2030規(guī)劃綱要》［6］《健康中國行動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）查閱國內(nèi)外健康教育評價的相關(guān)研究文獻，總結(jié)整理與體育教師健康教育能力有關(guān)的評價內(nèi)容；3）對基層體育教師進行訪談，為題項的編制提供實踐依據(jù)；4）對14名體育教育、心理教育、預(yù)防醫(yī)學(xué)領(lǐng)域的專家進行訪談，根據(jù)專家意見對編制的條目進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)試量表為他評量表，采用Likert 5點式計分，共包括50題，5個預(yù)設(shè)維度，每個維度10題。對遼寧省大連市某區(qū)的284名中小學(xué)生進行了預(yù)試問卷發(fā)放，并對回收的問卷數(shù)據(jù)進行項目分析和因子分析，經(jīng)過篩選后的預(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

[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.

正式量表對湖北和遼寧兩省8所學(xué)校623名中小學(xué)生進行調(diào)查，并對量表數(shù)據(jù)進行信效度檢驗。信度檢驗包括內(nèi)在信度（內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach's α）、外在信度（再測信度r值）以及組成信度（組成信度CR值）。效度檢驗包括內(nèi)容效度（專家訪談）、結(jié)構(gòu)效度（驗證性因子分析）、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)計分析

采用SPSS 22.0和AMOS 21.0對研究數(shù)據(jù)進行處理。運用獨立樣本t檢驗對預(yù)試問卷進行項目分析，探索性因子分析（EFA）界定量表的維度，驗證性因子分析（CFA）進行量表的模型擬合檢驗，運用內(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值來檢驗量表的信度和效度。

2 結(jié)果

2.1 項目分析

項目分析采用獨立樣本t檢驗決斷值（Critical Ratio，CR值）法，根據(jù)Kelley［8］的觀點，將測驗分?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，并對兩組均值進行比較，比較結(jié)果達到顯著性水平（p<0.05；p<0.01），其決斷值即為顯著，說明條目內(nèi)容設(shè)計具有較高的辨別力，可以使用。項目分析結(jié)果顯示，T13、T21、T22、T31共4個條目檢驗未達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)適合進行因子分析。因子分析采用主成分最大方差法［9］進行分析，根據(jù)學(xué)者Hair［10］和吳明隆［11］的觀點，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率71.92%，共包括5個因子29題，其中因子1包含7個條目、因子2包含6個條目、因子3包含6個條目、因子4包含5個條目、因子5包含5個條目，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)容對量表的5個因子進行命名。因子1命名為“健康知識行為教育”；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)防知識教育”；因子5命名為“安全應(yīng)急知識教育”。

2.3 信度檢驗

本研究共檢驗了量表的內(nèi)在信度（內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach's α）、外在信度（再測信度r值）以及組成信度（組成信度CR值）。表2量表信度檢驗結(jié)果顯示，量表5個維度的內(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。再測信度在預(yù)試后第14天選取樣本71人進行再測，分量表再測信度r值在0.709～0.881，總量表r值為0.850。量表5個維度的組成信度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

2.4.1 內(nèi)容效度

2.4.2 結(jié)構(gòu)效度

采用驗證性因子分析對量表的結(jié)構(gòu)效度進行檢驗，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值檢驗量表的收斂效度，5個維度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)分析檢驗量表各維度的區(qū)別效度，結(jié)果顯示5個維度的相關(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

3 討論

本研究編制的《體育教師健康教育能力量表》共29個條目，5個維度包括：健康知識行為教育、心理健康教育、青春期保健教育、疾病預(yù)防知識教育以及安全應(yīng)急知識教育。量表的信度檢驗結(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；分量表再測信度r值在0.709～0.881，總量表r值為0.850；5個維度的組成信度CR值在0.863～0.899之間。量表的效度檢驗結(jié)果顯示，驗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。《體育教師健康教育能力量表》達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～6年級）和水平四（初中階段）的學(xué)生，之所以選取這兩個水平的學(xué)生為樣本是因為這兩個階段的學(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，此時體育教師的健康教育尤為重要。康玫等［2］構(gòu)建的中學(xué)生健康素養(yǎng)量表中的5個維度：健康理念、基本健康知識、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)。王強等［16］對安徽省中小學(xué)體育教師健康教育能力進行了測評，該研究從健康知識與技能、健康教育能力和健康教育知識拓展能力3個維度對中小學(xué)體育教師的健康教育能力進行了評價，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價體系發(fā)展不均衡等特點，該評價量表對體育教師健康教育能力的評價具有一定借鑒意義。

表3 量表的信度檢驗

本研究存在兩方面局限性：1）驗證性因子分析的模型擬合度在統(tǒng)計學(xué)上可以接受，但未達到理想水平，可能是因為量表各維度納入條目過多使χ2值膨脹造成的，有待后續(xù)進行二階比較模型檢驗；2）研究采用整群抽樣法對湖北、遼寧兩省的8所學(xué)校623名中小學(xué)生進行調(diào)查，樣本量較小，代表性有待提升。