廣州市小學(xué)校園籃球發(fā)展影響機(jī)理研究

　　摘 要: 為了研究廣州市小學(xué)校園籃球發(fā)展的影響機(jī)理，本研究在梳理我國校園籃球運(yùn)動發(fā)展相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，總結(jié)出了社會、學(xué)校、家庭和學(xué)生個(gè)體四個(gè)影響廣州市小學(xué)校園籃球發(fā)展的因素。然后，研究采用統(tǒng)計(jì)分析法從廣州市11 個(gè)區(qū)按照教學(xué)水平高中低進(jìn)行分層抽樣各選出3 所小學(xué)，對這些小學(xué)的籃球教師隨機(jī)發(fā)放問卷進(jìn)行調(diào)研，對回收的問卷進(jìn)行內(nèi)部一致性信度檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)整個(gè)問卷量表的 α 系數(shù)為 0. 889，問卷的整體信度較好。借助結(jié)構(gòu)方程模型對問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)廣州市小學(xué)校園籃球發(fā)展影響因素結(jié)構(gòu)方程模型中的所有路徑系數(shù)均大于0. 6，符合因素負(fù)荷量的要求。各潛變量滿足 槡AVE >相關(guān)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)，說明潛變量的內(nèi)部相關(guān)性大于外部相關(guān)性，潛變量之間的區(qū)分度較高，判別效度高。最后，分別通過建立不考慮學(xué)生個(gè)體的校園籃球發(fā)展影響因素路徑模型和考慮學(xué)生個(gè)體的校園籃球發(fā)展影響因素路徑模型，得到如下結(jié)論: ( 1) 社會因素與家庭因素兩者之間顯著相關(guān)，而社會因素與學(xué)校因素、學(xué)校因素與家庭因素之間不相關(guān)。( 2) 社會因素、學(xué)校因素、家庭因素對校園籃球發(fā)展具有顯著的正向相關(guān)作用。( 3) 社會因素、學(xué)校因素、家庭因素對學(xué)生個(gè)體因素發(fā)展均有顯著正向影響。學(xué)生個(gè)體因素對校園籃球發(fā)展具有顯著正向影響，即社會、學(xué)校、家庭可以通過影響推動校園籃球的發(fā)展，即學(xué)生個(gè)體在校園籃球發(fā)展中發(fā)揮著中介作用。

　　張明， 體育科技文獻(xiàn)通報(bào) 發(fā)表時(shí)間：2021-09-10

　　關(guān)鍵詞: 校園籃球; 結(jié)構(gòu)方程模型; 影響機(jī)理; 發(fā)展建議

　　1 研究目的

　　籃球運(yùn)動在上個(gè)世紀(jì)就進(jìn)入了我國，經(jīng)過多年的努力，已經(jīng)初步建立了一套比較完善的培養(yǎng)體系，但是籃球運(yùn)動員在身體素質(zhì)、技術(shù)水平等方面與世界其他國家相比還存在一定的差距?？v觀我國的籃球運(yùn)動培養(yǎng)體系，校園籃球一環(huán)發(fā)展得還不夠成熟，因此推動校園籃球的發(fā)展刻不容緩。繼 2014 年開展校園足球之后，2016 年教育部發(fā)布了《教育部辦公廳關(guān)于校園籃球推進(jìn)試點(diǎn)工作的通知》( 教體藝廳函〔2016〕31 號) [1]，決定從 2016 年起開展校園籃球推進(jìn)的試點(diǎn)工作，校園籃球正式進(jìn)入了小學(xué)。2019 年，《教育部辦公廳關(guān)于繼續(xù)做好 2019 年全國青少年校園籃球特色學(xué)校遴選等有關(guān)工作的通知》( 教體藝廳函〔2019〕11 號) 增加了廣東省作為試點(diǎn)地區(qū)[2]。根據(jù)筆者了解廣州市部分小學(xué)的籃球項(xiàng)目發(fā)展良好，甚至入選了教育部第一批全國青少年校園籃球特色學(xué)校名單[3]，例如，東風(fēng)西路小學(xué)、荔江小學(xué)等。但是，廣州市大部分小學(xué)學(xué)生對籃球的熱情并不是很高，校園籃球發(fā)展的整體狀況并不理想[4]。為了更好地促進(jìn)廣州市小學(xué)校園籃球的發(fā)展徑，本文擬對校園籃球發(fā)展路徑的影響機(jī)理進(jìn)行研究。以往有一些文獻(xiàn)對校園籃球發(fā)展進(jìn)行研究。鄧潔恩( 2017) [5]通過主成分分析法對影響廣州市初級中學(xué)校園籃球開展的影響因素分析，發(fā)現(xiàn)廣州市初級中學(xué)校園籃球開展主要存在師資力量薄弱、缺少政策支持、場地 器 材 不 足、學(xué)校之間開展不平衡 等問題。李 益 迪 ( 2018) [6]從學(xué)?；@球設(shè)施情況、學(xué)生和家長對籃球的認(rèn)同度、籃球師資情況這三個(gè)方面分析了當(dāng)前校園籃球試點(diǎn)學(xué)校現(xiàn)狀，發(fā)現(xiàn)當(dāng)前校園籃球的師資力量以及家長的認(rèn)同度存在一定的問題。張映偉( 2019) [4]通過問卷調(diào)查法和數(shù)理統(tǒng)計(jì)法對廣州青少年特色校園籃球現(xiàn)狀進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)師資隊(duì)伍不合理、籃球隊(duì)員約束能力差等問題。過去的文獻(xiàn)對校園籃球的研究僅停留在現(xiàn)狀層面，對校園籃球影響因素也只是進(jìn)行了部分探討，存在著考慮不全的情況。同時(shí)，鮮有文獻(xiàn)對影響機(jī)理進(jìn)行分析說明。鑒于此，本文總結(jié)出社會因素、學(xué)校因素、家庭因素、學(xué)生個(gè)體因素以及校園籃球發(fā)展五個(gè)潛變量，提出了廣州市小學(xué)校園籃球發(fā)展影響機(jī)理假設(shè)理論模型( 如圖 1 所示) ，認(rèn)為社會、學(xué)校、家庭、學(xué)生與校園籃球發(fā)展息息相關(guān)，并對社會、學(xué)校、家庭、學(xué)生和校園籃球發(fā)展的影響因素進(jìn)行識別，量化社會、學(xué)校、家庭對校園籃球發(fā)展的影響程度，以及學(xué)生個(gè)體的中介作用。本研究提出如下一級和二級假設(shè):

　　H1: 社會因素、學(xué)校因素、家庭因素兩兩之間顯著相關(guān)。 H1a: 社會因素與學(xué)校因素顯著相關(guān); H1b: 社會因素與家庭因素顯著相關(guān); H1c: 學(xué)校因素與家庭因素顯著相關(guān)。 H2: 社會因素、學(xué)校因素、家庭因素對校園籃球發(fā)展均有顯著正向影響。 H2a: 社會因素對校園籃球發(fā)展具有顯著正向影響; H2b: 學(xué)校因素對校園籃球發(fā)展具有顯著正向影響; H2c: 家庭因素對校園籃球發(fā)展具有顯著正向影響。 H3: 社會因素、學(xué)校因素、家庭因素對學(xué)生個(gè)體因素發(fā)展均有顯著正向影響。 H3a: 社會因素對學(xué)生個(gè)體因素具有顯著正向影響; H3b: 學(xué)校因素對學(xué)生個(gè)體因素具有顯著正向影響; H3c: 家庭因素對學(xué)生個(gè)體因素具有顯著正向影響。 H4: 學(xué)生個(gè)體因素對校園籃球發(fā)展具有顯著正向影響。

　　2 研究方法

　　本文所采用的主要研究方法有文獻(xiàn)分析法、問卷調(diào)研法、數(shù)理統(tǒng)計(jì)分析法。

　　2. 1 文獻(xiàn)分析法

　　通過對影響籃球運(yùn)動發(fā)展的相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行分析，得到各潛變量的測量變量，方便后文構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型。

　　2. 2 問卷調(diào)查法

　　在發(fā)放正式調(diào)查問卷之前，首先要確定樣本容量。結(jié)構(gòu)方程模型對樣本量的需求應(yīng)當(dāng)使得測量變量與樣本的比例在 1: 5 至1: 10 之間，且樣本總數(shù)不得少于100 個(gè)[7]。本文的調(diào)查問卷有 26 個(gè)題項(xiàng)，因此樣本總數(shù)應(yīng)當(dāng)在 130 至 260 之間，取中間值發(fā)放 195 份問卷。問卷采用五點(diǎn)量表法，設(shè)定的選項(xiàng)分別為非常同意、同意、一般、不同意、非常不同意。樣本抽取過程如下: 首先按照廣州市的行政區(qū)劃先對 11 個(gè)市轄區(qū)進(jìn)行編碼，然后從廣州市每個(gè)區(qū)按照教學(xué)水平高中低進(jìn)行分層抽樣各選出 3 所小學(xué)，共 33 所小學(xué)，對這些小學(xué)的籃球教師隨機(jī)發(fā)放問卷進(jìn)行調(diào)研，受訪年齡在 26 - 48 歲之間。問卷共收回 170 份，回收率為 87. 18% 。剔除無效問卷 2 份，得到有效問卷 168 份，有效回收率為 86. 15% 。

　　2. 3 數(shù)理統(tǒng)計(jì)分析法

　　數(shù)理統(tǒng)計(jì)法是論文寫作中一項(xiàng)非常重要的研究方法。本研究主要采用 SPSS23. 0 統(tǒng)計(jì)軟件對問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析和信度分析。有文獻(xiàn)借助結(jié)構(gòu)方程對體育研究領(lǐng)域的問題進(jìn)行建模分析[8 - 10]，所以筆者將利用結(jié)構(gòu)方程建模軟件 AMOS26. 0 進(jìn)行驗(yàn)證因子分析，并對廣州市小學(xué)校園籃球發(fā)展影響機(jī)理進(jìn)行模型的構(gòu)建。

　　3 結(jié)果與分析

　　3. 1 問卷的信度分析

　　本文借助 SPSS 可靠性分析功能，對回收的問卷進(jìn)行內(nèi)部一致性信度檢驗(yàn)，結(jié)果如表2 所示。整個(gè)問卷量表的 α 系數(shù)為 0. 889，大于 0. 8，這表示問卷的整體信度較好。此外，26 個(gè)變量題項(xiàng)與其他題項(xiàng)總分的相關(guān)值都超過 0. 5，同時(shí)所對應(yīng)的 Cronbach’s Alpha 也大于 0. 8，這說明問卷具有較好的內(nèi)部一致性，符合信度檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)。

　　3. 2 驗(yàn)證因子分析

　　在進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程建模前，首先要對問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證因子分析[11]。本文借助 AMOS26. 0 對調(diào)研問卷進(jìn)行驗(yàn)證因子分析，結(jié)果如圖 2 所示。

　　從圖 2 中可以看出，廣州市小學(xué)校園籃球發(fā)展影響因素結(jié)果模型中的所有路徑系數(shù)均大于 0. 6，符合因素負(fù)荷量的要求。表 3 是對驗(yàn)證因子分析指標(biāo)詳細(xì)判斷的結(jié)果。

　　從上面的表格可以看出，各個(gè)測量變量的因素負(fù)荷量均大于0. 6，且顯著水平均在0. 001 上，這說明測量變量對潛變量的解釋能能力強(qiáng)。潛變量的組合信度 CR 均大于 0. 8，這說明各個(gè)潛變量的測量變量之間相關(guān)性強(qiáng)，內(nèi)部一致性好。潛變量的平均方差抽取量 AVE 值大于 0. 5，說明潛變量能夠解釋它所能對應(yīng)的測量變量，各潛變量的測量變量能夠收斂于一點(diǎn)，收斂度較好。上述指標(biāo)均滿足驗(yàn)證性因素分析的要求。同時(shí)，表3 中的路徑系數(shù)一欄反映出測量變量對潛變量的影響程度，路徑系數(shù)越大，影響程度越大。社會因素中 a2 測量變量“政府對校園籃球投入經(jīng)費(fèi)”的影響是最重要的，其路徑系數(shù)為 0. 74; 學(xué)校因素中 a9、a11、a15 三個(gè)變量路徑系數(shù)都為 0. 78，是同等重要的，分別對應(yīng)了“利用課余時(shí)間開展籃球活動”、“籃球場地器材”、“籃球教師師資力量”; 家庭因素中 a18“父母喜歡孩子參加籃球運(yùn)動”是最重要的影響變量，路徑系數(shù)為0. 85; 學(xué)生個(gè)體因素中 a20“學(xué)生喜歡參加籃球運(yùn)動”的路徑系數(shù)最大，為0. 80。

　　下面對效度的結(jié)果進(jìn)行分析。為了方便計(jì)算，將判斷標(biāo)準(zhǔn)“槡AVE > 相關(guān)系數(shù)”轉(zhuǎn)化為“AVE > 相關(guān)系數(shù)的平方”，計(jì)算結(jié)果如表 4 所示:計(jì)算得到潛變量相關(guān)系數(shù)之間的平方后，繪制問卷數(shù)據(jù)判別效度表，如表 5 所示。

　　從上表可以看出，各潛變量的 AVE 值均大于潛變量之間的相關(guān)系數(shù)的平方，即滿足 槡AVE > 相關(guān)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)，說明潛變量的內(nèi)部相關(guān)性大于外部相關(guān)性，潛變量之間的區(qū)分度較高，判別效度高。由此基于上述分析可知，正式調(diào)研數(shù)據(jù)滿足了驗(yàn)證性因素分析的所有指標(biāo)要求，可以進(jìn)行下一步的分析。

　　3. 3 結(jié)構(gòu)方程模型的構(gòu)建與評價(jià)

　　在前文，筆者提出了廣州市小學(xué)校園籃球發(fā)展影響機(jī)理假設(shè)理論模型，但實(shí)際路徑效果需要做進(jìn)一步的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)和分析，從而提出能夠指導(dǎo)現(xiàn)實(shí)校園籃球發(fā)展的建議。

　　考慮到假設(shè)理論模型具有社會、學(xué)校、家庭、學(xué)生個(gè)體和校園籃球發(fā)展等多個(gè)潛變量，每個(gè)潛變量對應(yīng)多個(gè)觀察變量，因此采用結(jié)構(gòu)方程模型的作為分析工具。結(jié)構(gòu)方程模型可以處理大量的外生和內(nèi)生因素，以及潛變量及其觀察變量的線性組合因素，展示出變量之間的因果關(guān)系[12]。本 文 通 過 AMOS26. 0 對理論模型進(jìn)行檢驗(yàn)和修正。

　　為了驗(yàn)證假設(shè) 2，本文構(gòu)建社會、學(xué)校、家庭與校園籃球發(fā)展的結(jié)構(gòu)方程模型，該模型有社會、學(xué)校、家庭與校園籃球發(fā)展 4 個(gè)潛變量。其中，社會、學(xué)校和家庭是外生變量，校園籃球發(fā)展是內(nèi)生變量。模型計(jì)算結(jié)果如圖 3 所示。

　　圖 3 中的單向箭頭表示線性因果關(guān)系，例如社會和校園籃球發(fā)展之間的單向箭頭就表示校園籃球?qū)ι鐣囊蕾嚦潭龋窂较禂?shù) 0. 30 表示依賴程度大小; 雙向箭頭代表兩個(gè)變量的共變關(guān)系，表示這兩個(gè)潛變量之間的相關(guān)，不表示因果關(guān)系，例如社會與家庭之間雙向箭頭上的路徑系數(shù) 0. 53 為兩個(gè)變量的相關(guān)系數(shù); e 表示殘差。

　　從表 6 中可以看出，路徑系數(shù)分別為 0. 303、0. 295、0. 410，均大于 0，且三條路徑均有 p < 0. 001，說明社會、學(xué)校、家庭對校園籃球發(fā)展呈顯著正向影響，即接受 H2?？梢钥闯?，除了家庭路徑系數(shù)最大以外，社會和學(xué)校的路徑系數(shù)很接近。

　　為了驗(yàn)證 H1、H3 和 H4，下文構(gòu)建了關(guān)于社會、學(xué)校、家庭、學(xué)生個(gè)體和校園籃球發(fā)展五個(gè)潛變量的結(jié)構(gòu)方程模型，設(shè)定 Bootstrap 再抽樣次數(shù)為 5000 次，模型運(yùn)行結(jié)果如圖 4 所示。

　　下文對結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行檢驗(yàn)并分析結(jié)果。

　　模型的各項(xiàng)擬合結(jié)果如表7 所示，除了 x 2 / Df 和 GFI 在可接受區(qū)間范圍內(nèi)，其余擬合指標(biāo)均滿足最佳參考值，說明模型的擬合度較好，對于變量之間關(guān)系的解釋力度比較高，因此該模型可以接受。

　　從表 8 中可以看出，除了“社會←→學(xué)校”和“學(xué)校←→家庭”之間的路徑不顯著以外，其他路徑系數(shù)都在合理范圍之內(nèi)，并且均已達(dá)到顯著性水平。這說明 H1a 和 H1c 不成立， H1b、H3 和 H4 均成立，即社會、學(xué)校、家庭兩兩之間顯著相關(guān)的假設(shè)部分成立。

　　此外，根據(jù) H2、H3 以及 H4，可以看出學(xué)生個(gè)體在整個(gè)假設(shè)模型中充當(dāng)中介的作用。為了能夠?qū)χ薪樽饔玫男ЧM(jìn)行分析，筆者考慮了沒有“學(xué)生個(gè)體”作為中介情況下的各路徑系數(shù)。因此，構(gòu)建了如圖 4 所示的結(jié)構(gòu)方程模型，并得到了表 8 數(shù)據(jù)。

　　下面對“學(xué)生個(gè)體”的中介效應(yīng)進(jìn)行分析。Bootstrap 法的檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)“社會→學(xué)生個(gè)體→校園籃球發(fā)展”、“學(xué)校→學(xué)生個(gè)體→校園籃球發(fā)展”和“家庭→學(xué)生個(gè)體→校園籃球發(fā)展”三條中介路徑 95% 的置信區(qū)間均不包含 0，說明個(gè)體行為的復(fù)合中介模型成立。各路徑的中介效應(yīng)值和效果量見表 9，學(xué)生個(gè)體在社會與校園籃球發(fā)展之間的中介效應(yīng)值為 0. 089，效果量為 29. 36% ; 在學(xué)校與校園籃球發(fā)展之間的中介效應(yīng)值為 0. 109，效果量為 37% ; 在家庭與校園籃球發(fā)展之間的中介效應(yīng)值為 0. 095，效果量為 23. 17% 。學(xué)生個(gè)體起到部分中介作用。

　　3. 4 假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果匯總

　　對上文的假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行匯總，可得表 10，即本文的假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果匯總表。

　　根據(jù)假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果匯總表可知，4 個(gè)一級假設(shè)中有 3 個(gè)成立、1 個(gè)部分成立; 9 個(gè)二級假設(shè)中有 7 個(gè)假設(shè)成立。

　　4 結(jié)論與建議

　　4. 1 研究結(jié)論

　　本文通過文獻(xiàn)資料方法梳理出影響校園籃球發(fā)展的因素，并以對廣州市小學(xué)進(jìn)行調(diào)研獲得的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)構(gòu)建廣州市小學(xué)校園籃球發(fā)展影響機(jī)理的結(jié)構(gòu)方程模型，得到如下結(jié)論:

　　4. 1. 1 社會因素與家庭因素兩者之間顯著相關(guān)，而社會因素與學(xué)校因素、學(xué)校因素與家庭因素之間不相關(guān)。

　　4. 1. 2 社會因素、學(xué)校因素、家庭因素對校園籃球發(fā)展具有顯著的正向相關(guān)作用，正相關(guān)作用最大的為家庭，社會和學(xué)校的正相關(guān)作用接近相同。對社會因素影響程度排名前三的測量變量分別是政府對校園籃球投入的經(jīng)費(fèi)、群眾關(guān)注籃球運(yùn)動程度以及引導(dǎo)校園籃球的相關(guān)政策; 在學(xué)校因素中，利用課余時(shí)間開展籃球活動、籃球場地器材投入、籃球教師師資力量三個(gè)變量影響程度相當(dāng); 在家庭因素中，父母支持孩子參加籃球運(yùn)動是最大影響因素; 在學(xué)生個(gè)體因素中，學(xué)生對籃球運(yùn)動的熱愛這一行為對學(xué)生的影響程度最大。

　　4. 1. 3 社會因素、學(xué)校因素、家庭因素對學(xué)生個(gè)體因素發(fā)展均有顯著正向影響，正相關(guān)作用從大到小依次為學(xué)校、家庭、社會。學(xué)生個(gè)體因素對校園籃球發(fā)展具有顯著正向影響，即社會、學(xué)校、家庭可以通過影響推動校園籃球的發(fā)展，即學(xué)生個(gè)體在校園籃球發(fā)展中發(fā)揮著中介作用。

　　4. 2 建議

　　4. 2. 1 廣州市各區(qū)政府部門要積極落實(shí)教育部的政策，通過制訂具體的校園籃球制度和建立有效的監(jiān)督機(jī)制以促進(jìn)其發(fā)展。加大對校園籃球經(jīng)費(fèi)的投入，完善校園籃球基礎(chǔ)設(shè)施，滿足廣州各小學(xué)對籃球運(yùn)動的需要，讓更多學(xué)生參與到籃球運(yùn)動中。同時(shí)，舉辦籃球明星進(jìn)校園、明星與學(xué)生面對面交流活動，積極向群眾宣傳籃球特有的價(jià)值文化，吸引更多的群眾參與到籃球運(yùn)動中。

　　4. 2. 2 學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)要重視校園籃球，積極落實(shí)相關(guān)的籃球政策制度，開展課余籃球活動，根據(jù)不同年齡的學(xué)生建立相應(yīng)的特色籃球課程，使學(xué)生充分享受到籃球的樂趣。加大對籃球的經(jīng)費(fèi)投入，完善籃球場地和器材，為學(xué)生創(chuàng)造良好的籃球運(yùn)動環(huán)境。加強(qiáng)學(xué)校體育教師師資隊(duì)伍的建設(shè)，適當(dāng)引進(jìn)籃球?qū)ｍ?xiàng)教師，增加學(xué)?；@球教師與教練員培訓(xùn)的機(jī)會，強(qiáng)化他們的專業(yè)素養(yǎng)和教學(xué)水平。

　　4. 2. 3 加強(qiáng)“體教結(jié)合”融合，轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)的思想觀念，淡化成績第一的模式觀念，完善相應(yīng)的訓(xùn)練和競賽體系，學(xué)校通過運(yùn)動隊(duì)、俱樂部等形式，為有籃球天賦的學(xué)生提供針對性的學(xué)習(xí)內(nèi)容，為他們成才創(chuàng)造路徑，為國家籃球體育培養(yǎng)后備人才。

　　4. 2. 4 政府可以通過利用電視、互聯(lián)網(wǎng)轉(zhuǎn)播籃球競技比賽，并為社區(qū)建設(shè)良好的籃球運(yùn)動基礎(chǔ)設(shè)施，從而營造良好的家庭籃球運(yùn)動氛圍，讓學(xué)生受到籃球文化的熏陶，繼而充分發(fā)揮學(xué)生對校園籃球發(fā)展的中介作用。