農(nóng)村居民生命質(zhì)量與健康促進(jìn)的 K.A.B.P分析

吳永慧，李 輝，劉立華，楊 洋，

劉 彬2，李曉煥1，馬長會1

1 問題的提出

隨著世界衛(wèi)生組織對健康概念的進(jìn)一步深化，新的健康觀念使醫(yī)學(xué)模式從單一的生物醫(yī)學(xué)模式演變?yōu)樯?-心理 -社會醫(yī)學(xué)模式。這個現(xiàn)代健康概念中的心理健康和社會性健康是對生物醫(yī)學(xué)模式下的健康的有力補(bǔ)充和發(fā)展，它既考慮到人的自然屬性，又考慮到人的社會屬性，從而擺脫了人們對健康的片面認(rèn)識，健康觀念得以更新。過去評價(jià)健康的指標(biāo)已不能適應(yīng)健康評估的要求。

目前，對健康的測量已經(jīng)由單一指標(biāo)的軀體健康測量走向多維度的軀體、心理、社會測量；由組織器官的客觀測量走向?qū)€體的主觀體驗(yàn)和滿意度的測量，促使社會心理因素、生活與行為方式對健康的影響日益受到重視與研究。在醫(yī)學(xué)上，研究的目的不再只是重視生命數(shù)量 （壽命)的延長，也同樣注重其質(zhì)量 （Quality of L ife，QOL)。由于人類健康狀況受到環(huán)境因素、個人行為因素、人類生物學(xué)因素和衛(wèi)生保健因素的影響，因此，支持性健康環(huán)境 （supportive for health)的測量也納入到健康及生命質(zhì)量 （health relate quality of life)測量之中[21]。進(jìn)入 20世紀(jì) 80年代中期，我國社會學(xué)界、醫(yī)學(xué)界針對特殊人群，如老年人、癌癥病人以及精神病人等，開展了對生命質(zhì)量調(diào)查及其評估指標(biāo)的研究。近年來，針對不同群體的體育鍛煉以及生命質(zhì)量的研究甚多[1，9，13]，但對農(nóng)村居民生命質(zhì)量研究甚少。

由于體育活動是人類生存和發(fā)展的一個重要方面，體育的本質(zhì)屬性和社會學(xué)意義決定了體育必然要承擔(dān)促進(jìn)人類健康的重任，必然以人類健康作為其發(fā)展的終極目的。特別是在改善生活方式與提高生命質(zhì)量方面展示了其獨(dú)特的作用和魅力。王松濤 （2005)把 SF-36運(yùn)用于對老年人健身效果評價(jià)的研究結(jié)果顯示，體育人口生命質(zhì)量明顯高于非體育人口[7]。舒劍萍等 （2004)對大學(xué)生課外身心活動與其生命質(zhì)量關(guān)系的研究顯示，參加體育和學(xué)生社團(tuán)活動可以鍛煉身體，提高社會參與性，培養(yǎng)獨(dú)立性和心理素質(zhì)，堅(jiān)定個人信仰，有利于提高生命質(zhì)量[4]。同時，李廣宇等 （2004)對大學(xué)生的運(yùn)動知識、態(tài)度、信念、行為的研究結(jié)果顯示，大學(xué)生的運(yùn)動行為與其運(yùn)動知識、信念呈低度或中度正相關(guān)，運(yùn)動次數(shù)與體育特長、體育熱情呈低度或中度正相關(guān)關(guān)系[2]。知信行理論模式告訴我們，知識的增長并不總是伴隨行為改變，態(tài)度是轉(zhuǎn)變行為的前奏。轉(zhuǎn)變態(tài)度對良好行為的建立是極為重要的[6]。個體運(yùn)動行為的形成與其運(yùn)動知識、態(tài)度、信念有關(guān)。然而，在廣大的農(nóng)村地區(qū)，由于農(nóng)村居民運(yùn)動行為缺乏，運(yùn)動知識較差，鍛煉的態(tài)度不明確，對鍛煉的熱情和渴望程度不高[10]，農(nóng)村人口中只有 8.97％的人參加過體育鍛煉，嚴(yán)重阻礙了農(nóng)村體育運(yùn)動的發(fā)展，制約著農(nóng)村居民生命質(zhì)量的提高。

以往研究顯示，在農(nóng)村，參與體育鍛煉的男女比例嚴(yán)重失衡。絕大部分農(nóng)村居民參加體育鍛煉在時間安排上較大程度受到了農(nóng)村季節(jié)性生產(chǎn)勞動的影響，出現(xiàn)較大的隨意性，對體育健身沒有達(dá)到一定的認(rèn)識。一般認(rèn)為農(nóng)民常年從事體力勞動，不需要再進(jìn)行體育鍛煉；大部分農(nóng)村居民頭腦中“小富即安”、“知足常樂”的思想根深蒂固，淡漠的健身意識深深地侵蝕著最需要鍛煉的農(nóng)民。實(shí)際上，勞動和體育運(yùn)動有著本質(zhì)的區(qū)別。農(nóng)業(yè)勞動是一種職業(yè)需要，往往是被動的、機(jī)械的活動，甚至?xí)ι眢w產(chǎn)生損傷；體育則是根據(jù)身體狀況選擇的積極主動的活動，是一種身體的舒展和精神的享受。

為了讓農(nóng)村居民意識到體育鍛煉是提高身心健康水平，關(guān)系到他們生命質(zhì)量的至關(guān)重要的因素，本研究通過對農(nóng)村居民生命質(zhì)量和運(yùn)動知識 K（know ledge)、態(tài)度 A（attitude)、信念 B（behavior)、行為 P（p ractice)的問卷調(diào)查，分析生命質(zhì)量和 K.A.B.P的現(xiàn)狀與問題，找出生命質(zhì)量與K.A.B.P間的相關(guān)關(guān)系。

本研究以河北省農(nóng)村居民為研究對象，以運(yùn)動知識、態(tài)度、信念為前件變量，以生命質(zhì)量為后件變量，研究農(nóng)村居民運(yùn)動行為與這些變量之間的關(guān)系。結(jié)合以往的相關(guān)研究結(jié)果，本研究提出如下研究假設(shè)：

H 1：運(yùn)動行為對運(yùn)動知識、態(tài)度、信念回歸顯著；

H 2：生命質(zhì)量對運(yùn)動行為的回歸顯著；

H 3：運(yùn)動行為是運(yùn)動知識、態(tài)度、信念與生命質(zhì)量之間的中介變量。

圖 1 農(nóng)村居民生命質(zhì)量框架示意圖

2 研究方法

2.1 被試

考慮到經(jīng)濟(jì)、地理、文化等方面的差異，為了提高本研究的前瞻性，按照嚴(yán)格的科學(xué)抽樣方法，以 2005年河北省第二次國民體質(zhì)監(jiān)測的區(qū)、市、縣統(tǒng)計(jì)資料為基礎(chǔ)進(jìn)行抽樣框設(shè)計(jì)。抽取石家莊、保定、唐山、邯鄲和廊坊 5地 （市)為研究區(qū)域，以該地區(qū)農(nóng)村居民為研究對象。采用隨機(jī)抽樣的方法，對 50個行政村的 500個農(nóng)戶進(jìn)行入戶問卷調(diào)查。對象為 20周歲以上 （包括 20周歲)、具有農(nóng)村戶口的成年人。本次調(diào)查共發(fā)放 1 100份問卷，回收 1 100份，回收率 100％；剔除無效問卷 60份，回收有效問卷 1 040份，問卷有效回收率為 94.55％（表 1)。

表 1 本研究被試性別、年齡、學(xué)歷結(jié)構(gòu)特征一覽表 （n)

2.2 量具

2.2.1 【健康調(diào)查簡表 SF-36】

【健康調(diào)查簡表 SF-36】是目前全球應(yīng)用最廣的測量一般健康人群生命質(zhì)量的測評工具[8]。該量表評價(jià)生命質(zhì)量的 8個健康維度，即生理功能 （PF)、社會功能 （SF)、生理職能 （RP)、情感職能 （RE)、精神健康 （MH)、活力（VT)、軀體疼痛 （BP)、總體健康 （GH)。量表采用李克累加法，按最后題值計(jì)算原始分?jǐn)?shù)，再按標(biāo)準(zhǔn)公式計(jì)算轉(zhuǎn)換分?jǐn)?shù)，轉(zhuǎn)換分?jǐn)?shù) =[（原始分?jǐn)?shù) -最低可能分?jǐn)?shù))/可能分?jǐn)?shù)范圍 ]×100，得出生命質(zhì)量的標(biāo)準(zhǔn)分，評分越高生命質(zhì)量狀況越好。本次調(diào)查生理功能、生理職能、精神健康、社會功能、情感職能、活力、軀體疼痛和總體健康 8個健康維度克隆巴赫系數(shù)α在 0.827～0.893之間。

2.2.2 《體育與健康 K.A.B.P問卷》

《體育與健康 K.A.B.P問卷》參照美國疾病預(yù)防控制中心 （CDC)1991年和 1995年青少年危險(xiǎn)行為監(jiān)測問卷，自行設(shè)計(jì)針對我國農(nóng)村居民的運(yùn)動行為問卷。該問卷有較高的結(jié)構(gòu)效度，已在多次研究課題中應(yīng)用。知識、信念、態(tài)度各條目有“絕對錯誤、部分正確、大部分正確、絕對正確”4個選項(xiàng)，知識、態(tài)度按照正確的程度、信念按照其正確和堅(jiān)定程度分別記為 1、2、3、4分。體育行為部分主要包括“鍛煉次數(shù)”、“次鍛煉時間”和“鍛煉強(qiáng)度”3個維度。考慮到被試難以用專業(yè)概念來量度鍛煉的實(shí)際強(qiáng)度，因而以鍛煉時的出汗程度與疲勞自評來量度[16]。用萊科自評法將 3個變量劃分為 5等分順序變量，計(jì)為 1、2、3、4、5分，由此合成鍛煉總分，計(jì)算公式為：鍛煉總分 =鍛煉強(qiáng)度×周鍛煉頻度 ×鍛煉時間[17]。《體育與健康 K.A.B.P問卷》3個維度克隆巴赫系數(shù)α在 0.954～0.673之間。

2.3 程序

1.要求調(diào)查員向被試講清指導(dǎo)語，強(qiáng)調(diào)不記名、不外傳，以鼓勵被試如實(shí)做答。

2.以某高校社會工作專業(yè)的學(xué)生作為調(diào)查員，經(jīng)過培訓(xùn)后，利用他們假期的社會實(shí)踐，通過村干部的協(xié)助，征得被試同意后進(jìn)行入戶調(diào)查工作。在調(diào)查之前，事先向被試強(qiáng)調(diào)問卷只是用于科學(xué)研究，所做的答案沒有對錯之分，所有信息都會完全保密。所有問卷測試現(xiàn)場匿名獨(dú)立填寫，當(dāng)場收回。對受教育程度較低，尤其是文盲的被調(diào)查者，由調(diào)查員讀題，并將書面語言翻譯成口頭語言，最終答案由被調(diào)查者自行判斷，然后做出自評。

2.4 統(tǒng)計(jì)方法

利用 SPSS 11.5提供的功能，對生命質(zhì)量、運(yùn)動知識、態(tài)度、信念、行為進(jìn)行方差分析及相關(guān)系數(shù)分析，以初步了解生命質(zhì)量、知識、態(tài)度、信念、行為等變量間的關(guān)系。根據(jù) Baron和 Kenny（1986)對中介因素分析方法的建議[19]，本研究擬采用三步中介回歸分析檢驗(yàn)本研究提出的假設(shè)。具體操作是運(yùn)用多元線性回歸首先分析運(yùn)動行為對運(yùn)動知識、態(tài)度、信念的回歸是否顯著；其次，再分析生命質(zhì)量對運(yùn)動行為的回歸是否顯著；最后，運(yùn)用層次回歸分析（H ierarchical Regression Analyses)考察加入運(yùn)動行為后，運(yùn)動知識、態(tài)度、信念對生命質(zhì)量的影響是否會變?nèi)酰聪纫赃\(yùn)動知識、態(tài)度、信念為自變量，生命質(zhì)量為因變量進(jìn)行回歸，然后同時將運(yùn)動行為和運(yùn)動知識、態(tài)度、信念作為自變量，生命質(zhì)量作為因變量進(jìn)行層次回歸分析。

3 研究結(jié)果

3.1 方差分析結(jié)果

通過對不同性別、年齡段以及學(xué)歷農(nóng)村居民生命質(zhì)量各維度和 K.A.B.P的方差分析，以確定其現(xiàn)況。將被試年齡由小到大分為 1～5組。A 1組：20～29歲；A 2組：30～39歲；A 3組：40～49歲；A 4組：50～59歲；A 5組：60歲及以上。學(xué)歷由低到高分為 1～5組。E1組：文盲；E2組：小學(xué)；E3組：初中；E4組：高中；E5組：中專以上。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示 （表 2)，不同性別農(nóng)村居民生命質(zhì)量主要在生理功能、社會功能、生理職能、活力和總體健康 5個維度存在顯著性差異；K.A.B.P主要在鍛煉次數(shù)、鍛煉時間、鍛煉總分以及知識和態(tài)度上差異明顯。不同年齡段農(nóng)村居民，除運(yùn)動行為中的鍛煉次數(shù)、鍛煉強(qiáng)度和鍛煉總分差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義外，其他生命質(zhì)量各維度以及知識、態(tài)度和信念都有顯著性差異。在不同學(xué)歷上，農(nóng)村居民生命質(zhì)量中的情感職能維度和運(yùn)動行為中的鍛煉強(qiáng)度差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義外，其他變量在學(xué)歷上均有顯著性差異。結(jié)果提示，農(nóng)村居民生命質(zhì)量和 K.A.B.P存在較大的性別、年齡和學(xué)歷差異。這些差異的產(chǎn)生除受人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量的影響外，生命質(zhì)量之差異是否與 K.A.B.P的不同存在一定的相關(guān)關(guān)系，還需進(jìn)一步進(jìn)行研究。

表 2 本研究不同性別、年齡、學(xué)歷農(nóng)村居民生命質(zhì)量及 K.A.B.P的方差分析檢驗(yàn)一覽表

3.2 相關(guān)分析結(jié)果

表 3給出了被試農(nóng)村居民 K.A.B.P與生命質(zhì)量各維度的相關(guān)系數(shù)。結(jié)果顯示，農(nóng)村居民生命質(zhì)量各維度與K.A.B.P之關(guān)系，除與運(yùn)動行為之鍛煉強(qiáng)度與生命質(zhì)量之間關(guān)系無顯著性意義外，總體上其他 K.A.B.P均與生命質(zhì)量各維度之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系 （P＜0.01～0.05)。運(yùn)動知識、態(tài)度、信念與運(yùn)動行為各變量之間，除信念與運(yùn)動強(qiáng)度和運(yùn)動次數(shù)之間相關(guān)關(guān)系不存在顯著性意義外，其他變量之間均有較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系。這些相關(guān)表明，運(yùn)動知識、態(tài)度、信念、行為以及生命質(zhì)量這些變量相互之間存在某些聯(lián)系，這些關(guān)系可能對生命質(zhì)量具有重要意義。

表 3 本研究農(nóng)村居民生命質(zhì)量與 K.A.B.P的相關(guān)系數(shù)一覽表

3.3 多元線性回歸分析結(jié)果

3.3.1 運(yùn)動知識、態(tài)度、信念與運(yùn)動行為的回歸分析

根據(jù)中介作用的 3個步驟，首先以運(yùn)動知識、態(tài)度、信念為自變量，運(yùn)動行為各維度分別為因變量，對假設(shè) H 1運(yùn)動行為對運(yùn)動知識、態(tài)度、信念的回歸顯著進(jìn)行檢驗(yàn)。表 4的結(jié)果顯示，除運(yùn)動知識、態(tài)度、信念對運(yùn)動行為中的鍛煉強(qiáng)度的預(yù)測作用表現(xiàn)得不明顯外。運(yùn)動知識、態(tài)度是運(yùn)動行為中鍛煉次數(shù)的主要預(yù)測源，其 B值分別為 0.024（P＜ 0.05)和 0.026（P＜0.05)，其解釋的方差變異量累計(jì)為5.8％。運(yùn)動知識、態(tài)度、信念是運(yùn)動行為中鍛煉時間的主要預(yù)測源，其 B值分別為 0.017（P＜0.05)、0.031（P＜0. 01)和 0.022（P＜0.05)，其解釋的方差變異量累計(jì)為 22. 6％。運(yùn)動知識、態(tài)度是運(yùn)動行為中鍛煉總分的主要預(yù)測源，其 B值分別為 0.393（P＜0.05)和 0.381（P＜0.05)，其解釋的方差變異量累計(jì)為 6.9％。它們的 F檢驗(yàn)均達(dá)到顯著性水平。表明運(yùn)動行為對運(yùn)動知識、態(tài)度、信念的回歸顯著。研究結(jié)果對假設(shè) H 1給予了支持。

表 4 本研究運(yùn)動行為與運(yùn)動 K.A.B的回歸結(jié)果一覽表

3.3.2 運(yùn)動行為與生命質(zhì)量的回歸分析

由生命質(zhì)量各維度為因變量的回歸統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看出 （表 5)，自變量運(yùn)動行為中的次數(shù)和時間 2個變量是生命質(zhì)量的主要預(yù)測源，次數(shù)主要表現(xiàn)在生理功能、生理職能、活力、軀體疼痛和總體健康 5個維度上，B值在2.194～8.977之間 （P＜0.05～0.01)；而時間則表現(xiàn)在生命質(zhì)量的 8個維度上，B值在 3.533～8.977之間 （P＜0.01)。雖然強(qiáng)度和總分 2個變量對生命質(zhì)量各維度的回歸未達(dá)到顯著性水平，但是對于生命質(zhì)量 8個維度，它們共同解釋的方差變異量累計(jì)在 11.3％～85.4％之間，F(xiàn)分析呈顯著性。研究結(jié)果支持了假設(shè) H 2。

表 5 本研究農(nóng)村居民生命質(zhì)量與運(yùn)動行為回歸結(jié)果一覽表（B)

表 6 本研究生命質(zhì)量 8個維度與運(yùn)動 K.A.B.P的分層回歸結(jié)果一覽表

3.3.3 運(yùn)動知識、態(tài)度、信念與生命質(zhì)量 （Step1)以及加入運(yùn)動行為后 （Step2)的回歸分析

表 6數(shù)據(jù)顯示，以生命質(zhì)量 8個維度分別為因變量回歸運(yùn)動知識、態(tài)度、信念的方程中，除信念與社會功能、活力和總體健康之間回歸未達(dá)到顯著性水平外，其他變量之間的回歸均達(dá)到顯著性水平，B值在 0.114～0.465之間（P＜0.05～0.01)，它們解釋的方差變異量累計(jì)在11.7％～28.3％之間，且F檢驗(yàn)呈顯著性。表明運(yùn)動知識、態(tài)度、信念對生命質(zhì)量各維度有較強(qiáng)的預(yù)測作用。當(dāng)同時考慮運(yùn)動知識、態(tài)度、信念和運(yùn)動行為時，Step1中運(yùn)動知識、態(tài)度、信念與生命質(zhì)量各維度之間回歸系數(shù)都有所減小，甚至對生命質(zhì)量個別維度的影響變得無顯著性 （P＞0.05)，如知識、態(tài)度、信念與生理功能；知識與社會功能、生理職能等。另外，加入運(yùn)動行為變量后，解釋的方差變異量累計(jì)從 Step1的 11.7％～28.3％增加到 Step2的22.0％～84. 7％，其F比值均達(dá)到顯著性水平。數(shù)據(jù)結(jié)果說明，運(yùn)動知識、態(tài)度、信念對生命質(zhì)量的影響是通過運(yùn)動行為來實(shí)現(xiàn)的。研究結(jié)果支持了假設(shè) H 3。

4 分析與討論

回歸方程的預(yù)測力主要看 R2及其F分析的顯著性， R2表示被預(yù)測變量與預(yù)測變量之間的方程共變百分?jǐn)?shù)。R2顯著，說明預(yù)測變量對被預(yù)測變量有顯著的預(yù)測力。對于分層回歸方程的影響力，主要看 △R2（Ad justed R Square)及其F分析的顯著性。△R2顯著，說明自變量對因變量有顯著的影響力。在此基礎(chǔ)上，△R2越大，表示自變量與因變量之間的重疊程度越高，自變量 （集)的影響力越強(qiáng)。

對于因變量運(yùn)動行為，自變量運(yùn)動知識、態(tài)度和信念，其解釋因變量鍛煉次數(shù)、鍛煉時間、鍛煉總分的方差變異量累計(jì)分別為 5.8％、22.6％和 6.9％，且F分析呈顯著性。表明運(yùn)動知識、態(tài)度、信念對運(yùn)動行為有較強(qiáng)的預(yù)測力。張河川等 （2000)的研究結(jié)果顯示，知識越多，信念越堅(jiān)定，行為越多[14]。有關(guān)研究表明，在組成態(tài)度的認(rèn)知、情感和行為意向 3個要素中，情感與意向的相關(guān)程度高于認(rèn)知與情感、認(rèn)知與意向的相關(guān)程度。吳永慧 （2009)[11]對不同專業(yè)類別大學(xué)生體育鍛煉與生命質(zhì)量之間關(guān)系的研究表明，體育類大學(xué)生有較高的“行為習(xí)慣”、“行為意向”和“行為控制感”與其擁有較豐富的人體保健方面的知識、在鍛煉中能獲得更多的良性情感體驗(yàn)有直接關(guān)系。

在運(yùn)動行為與生命質(zhì)量的關(guān)系方面，鍛煉次數(shù)和鍛煉時間對生命質(zhì)量的貢獻(xiàn)更大一些。鍛煉次數(shù)是生命質(zhì)量之生理功能、生理職能、活力、軀體疼痛和總體健康 5個維度的主要預(yù)測源，B值在 2.194～4028之間 （P＜0.05～0. 01)；鍛煉時間卻是生命質(zhì)量 8個維度的主要預(yù)測源，B值在 3.533～8.977之間 （P＜0.01)。盡管強(qiáng)度和總分 2個變量對生命質(zhì)量各維度的回歸未達(dá)到顯著性水平，但它們共同解釋生命質(zhì)量不同維度的方差變異量累計(jì)在11.3％～84.5％之間，且F檢驗(yàn)呈非常顯著性。這表明運(yùn)動行為對于生命質(zhì)量的顯著影響主要來源于鍛煉時間的長短和鍛煉次數(shù)的多少，其趨勢是鍛煉時間較長與鍛煉次數(shù)較多的農(nóng)村居民的生命質(zhì)量狀況顯著優(yōu)于鍛煉時間較短和鍛煉次數(shù)少者，這一結(jié)果在其他同類研究中也得到證實(shí)[18]。另外，總體上看，鍛煉時間與生命質(zhì)量中生理、心理和社會方面各維度都有較強(qiáng)的影響作用，但鍛煉次數(shù)對生命質(zhì)量中各生理維度表現(xiàn)出較強(qiáng)的預(yù)測力，卻對生命質(zhì)量中各心理和社會維度的影響未表現(xiàn)出顯著性。運(yùn)動醫(yī)學(xué)的研究證實(shí)，運(yùn)動行為缺乏不僅導(dǎo)致體質(zhì)下降，還可增加肥胖、心腦血管疾病、糖尿病、高血壓等疾病的患病危險(xiǎn)性，因此，缺乏運(yùn)動是健康危險(xiǎn)行為[20]。美國研究人員認(rèn)為，體育活動和好的生活習(xí)慣是我們維護(hù)自身健康、提高生活質(zhì)量最為積極、最為經(jīng)濟(jì)的手段，他的作用是任何醫(yī)療手段不能代替的[12]。舒劍萍 （2004)[4]等對大學(xué)生課外身心活動與其生命質(zhì)量的關(guān)系研究表明，每周活動時間不同的大學(xué)生，其總生命質(zhì)量和健康狀況及其 6個領(lǐng)域各項(xiàng)評分差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05)，二者基本上呈正相關(guān)。本研究的結(jié)果在一定程度上支持了上述觀點(diǎn)。然而，農(nóng)村居民在主觀認(rèn)識上的誤區(qū)以及“勞動可以代替鍛煉”、“小富即安”、“知足常樂”、“男主外、女主內(nèi)”等思想導(dǎo)致了農(nóng)村居民運(yùn)動行為嚴(yán)重缺乏，必須引起相關(guān)部門的重視。

在運(yùn)動知識、態(tài)度、信念與生命質(zhì)量的關(guān)系方面，除信念對社會功能、活力和總體健康的預(yù)測力表現(xiàn)不顯著外，其他運(yùn)動知識、態(tài)度、信念與生命質(zhì)量各維度之間的回歸均達(dá)到顯著性水平。表明運(yùn)動知識、態(tài)度、信念對生命質(zhì)量有較強(qiáng)的預(yù)測力。然而，當(dāng)運(yùn)動行為作為中介變量加入后，運(yùn)動知識、態(tài)度、信念與生命質(zhì)量各維度之間的關(guān)系發(fā)生了較大的變化，運(yùn)動知識、態(tài)度、信念對生命質(zhì)量的預(yù)測力減弱甚至影響變得無顯著性。另外，加入運(yùn)動行為變量后，解釋的方差變異量累計(jì)顯著增加，其F比值均達(dá)到顯著性水平。從△R2來看，K.A.B.P在生理功能上引起的 △R2（0.842)最大；其次是活力，△R2為0.317；第三是精神健康、情感職能、生理職能、社會功能和軀體疼痛，△R2分別為 0.278、0.264、0.262、0.254和0.231。K.A.B.P在總體健康上引起的△R2（0.191)最小。表明 K.A.B.P對生命質(zhì)量各維度的影響是不同的。

在表現(xiàn)生命質(zhì)量生理健康方面的生理功能、生理職能、活力和軀體疼痛 4個維度上，知識和態(tài)度對其均有顯著性影響，信念除活力維度外，對其他 3個維度也均有顯著性影響。這些影響由于運(yùn)動行為中鍛煉次數(shù)和鍛煉時間的加入，知識對生理功能、生理職能和軀體疼痛；態(tài)度對生理功能和軀體疼痛；信念對生理功能的影響變得不顯著。說明運(yùn)動知識、態(tài)度、信念對這幾個生命質(zhì)量維度的影響是完全通過運(yùn)動行為中鍛煉次數(shù)和鍛煉時間實(shí)現(xiàn)的。知識對活力；態(tài)度對生理職能和活力；信念對生理職能、活力和軀體疼痛的影響變小。說明運(yùn)動知識、態(tài)度、信念對這幾個生命質(zhì)量維度的影響既有直接作用，又有間接作用，其間接作用是通過運(yùn)動行為中鍛煉次數(shù)和鍛煉時間實(shí)現(xiàn)的。在表現(xiàn)生命質(zhì)量心理健康和社會健康的社會功能、情感職能和精神健康 3個維度上，運(yùn)動知識、態(tài)度、信念對它們的顯著性影響，總體上并未因運(yùn)動行為各變量的加入發(fā)生較大的變化。表明運(yùn)動知識、態(tài)度、信念對表現(xiàn)生命質(zhì)量心理健康和社會健康的社會功能、情感職能和精神健康 3個維度的影響是直接的。“體育鍛煉能夠增強(qiáng)身心健康”已達(dá)成共識。經(jīng)常參加鍛煉，建立良好的體育生活方式，養(yǎng)成運(yùn)動習(xí)慣，可促進(jìn)機(jī)體機(jī)能提高，促進(jìn)身體各項(xiàng)運(yùn)動素質(zhì)的發(fā)展，對身體健康有重要作用[5]。社會心理學(xué)中對態(tài)度 -行為關(guān)系的定性論述和實(shí)證研究認(rèn)為，行為意向影響行為；同時，行為又受行為習(xí)慣、行為態(tài)度和行為控制感的直接影響。健康知識的掌握并不能完全取代行為的轉(zhuǎn)變，從接受知識到行為轉(zhuǎn)變是一個非常復(fù)雜的過程，知、信、行三者之間只存在因果關(guān)系，沒有必然性[3]。吳永慧（2010)[10]研究結(jié)果顯示，男性與女性農(nóng)村居民在體育知識、信念和態(tài)度方面得分普遍不高，且男、女間存在較大的差異。因此，要想提高農(nóng)村居民參與鍛煉的次數(shù)和時間，養(yǎng)成良好的鍛煉習(xí)慣，必須激發(fā)他們的鍛煉熱情，端正體育鍛煉態(tài)度，提高體育鍛煉“行為意向”。這一結(jié)果比較符合主觀能動理論和自我效能理論的有關(guān)行為動機(jī)理論[15]。

5 結(jié)論與建議

1.農(nóng)村居民運(yùn)動知識、態(tài)度、信念可有效的預(yù)測運(yùn)動行為。依據(jù)知信行理論結(jié)合本研究結(jié)果，在從運(yùn)動知識、態(tài)度、信念入手進(jìn)行運(yùn)動行為干預(yù)時，要在轉(zhuǎn)變觀念、提高認(rèn)識、增強(qiáng)“行為認(rèn)知”的基礎(chǔ)上，激發(fā)農(nóng)村居民進(jìn)行鍛煉的熱情，增加其“行為意向”，教育其養(yǎng)成科學(xué)健康的體育生活方式，并形成良好的“行為習(xí)慣”，增強(qiáng)其正性“情感體驗(yàn)”，則是保持和提高農(nóng)村居民運(yùn)動行為的有效途徑。

2.運(yùn)動行為能有效的影響生命質(zhì)量。特別是鍛煉次數(shù)和鍛煉時間對表現(xiàn)生命質(zhì)量的生理健康的預(yù)測力更強(qiáng)。提示，對農(nóng)村居民運(yùn)動行為的干預(yù)以提高其生命質(zhì)量，必須注重對鍛煉時間和鍛煉次數(shù)的控制，這也符合我國體育人口評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)的評判要求。

3.運(yùn)動行為對運(yùn)動知識、態(tài)度、信念與生命質(zhì)量之間的關(guān)系具有中介作用。通過對農(nóng)村居民運(yùn)動知識、態(tài)度、信念的干預(yù)來促進(jìn)生命質(zhì)量的提高，必須要重視運(yùn)動行為的中介作用。以運(yùn)動知識、態(tài)度、信念的干預(yù)為手段，養(yǎng)成健康向上的運(yùn)動行為為中介，以提高生命質(zhì)量為目的。

4.本研究是以農(nóng)村居民為研究對象，分析了 K.A. B.P以及生命質(zhì)量之間的關(guān)系。研究結(jié)果對于在新農(nóng)村建設(shè)中提高農(nóng)村居民生命質(zhì)量相關(guān)政策的制定，健康促進(jìn)策略的實(shí)施具有一定的參考價(jià)值。本研究采用的相關(guān)分析的研究方法，同其他眾多的理論研究一樣，這種相關(guān)只說明各變量之間的密切程度，不能直接反映這些變量之間是否存在因果關(guān)系。要進(jìn)一步明確運(yùn)動行為中介作用的形成與作用機(jī)制，還應(yīng)通過采用更科學(xué)的方法進(jìn)行實(shí)證研究，這將是本研究努力的方向。

[1]董曉梅，王聲勇，池桂波，等.廣州市大學(xué)生生存質(zhì)量及其影響因素[J].中國學(xué)校衛(wèi)生，2003，24（3)：225-226.

[2]李廣宇，劉燕，張寶榮，等.573名大學(xué)生的運(yùn)動知識、態(tài)度、信念、行為[J].中國學(xué)校衛(wèi)生，2004，25（1)：50-51.

[3]李浴峰，陳峰，王心，等.武警指揮類院校學(xué)員健康知識和行為影響因素分析[J].中國學(xué)校衛(wèi)生，2004，25（1)：15-16.

[4]舒劍萍，毛宗福，何宏寶.大學(xué)生課外身心活動與其生命質(zhì)量的關(guān)系[J].醫(yī)學(xué)臨床研究，2004，21（9)：979-981.

[5]陶勇，代春玲.大學(xué)生體育生活方式與身心健康關(guān)系的研究[J].武漢體育學(xué)院學(xué)報(bào)，2004，38（6)：141-143.

[6]王健，馬軍.健康教育[M].北京：高等教育出版社，2004：60-68.

[7]王松濤.SF-36量表在老年人運(yùn)動健身效果評價(jià)中的應(yīng)用[J].體育科學(xué)，2006，26（2)：78-81.

[8]萬崇華.常用生命質(zhì)量測定量表簡介[J].中國行為醫(yī)學(xué)科學(xué)， 2000，9（1)：69-71.

[9]吳永慧.我國大學(xué)生的生命質(zhì)量與體育鍛煉因素的相關(guān)性研究[J].中國體育科技，2009，45（2)：88-91.

[10]吳永慧.農(nóng)民運(yùn)動行為及生命質(zhì)量的健康促進(jìn)策略研究[J].武漢體育學(xué)院學(xué)報(bào)，2010，44（1)：87-91.

[11]吳永慧.體育鍛煉對大學(xué)生社會支持和生命質(zhì)量的影響研究[D].河北師范大學(xué)碩士學(xué)位論文，2009.

[12]運(yùn)動健康完全手冊[M].劉忻，李偉，楊存真，等譯.長沙：湖南文藝出版社，2002：14-48.

[13]張寶榮，李廣宇，李銘，等.河北省 1135名高校教師生命質(zhì)量調(diào)查[J].中國學(xué)校衛(wèi)生，2006，27（4)：328-329.

[14]張河川，郭思智.昆明大學(xué)生運(yùn)動行為與相關(guān)心理因素分析[J].中國學(xué)校衛(wèi)生，2000，21（1)：452-454.

[15]張河川，郭思智.大學(xué)生鍛煉行為與相關(guān)知識、態(tài)度、自我效能的研究[J].中國行為醫(yī)學(xué)科學(xué)，2001，10（2)：133-135.

[16]朱健民.基于新健康：不同BM I類型的大學(xué)生自主性運(yùn)動對于緩解應(yīng)激狀態(tài)效果的研究[J].中國體育科技，2007，43（3)：75-79.

[17]朱健民.超重肥胖型男大學(xué)生的與實(shí)施度與恥意識分析[J].上海體育學(xué)院學(xué)報(bào)，2007，26（12)：12-14.

[18]朱健民，居蔚青.大學(xué)生健康自評完好量表的檢驗(yàn)與生活方式關(guān)聯(lián)因素的回歸分析[J].體育科學(xué)，2008，28（5)：44-49.

[19]BARON RM，KENNY D A.TheModerator-mediator variable distinction in social psycho logical research：concep tual，strategic，and statistical consideration[J].J Person Soc Psycho l，1986，51（6)： 1173-1182.

[20]DOUGLASK A，COLL INSJL，WANEN C，etal.Results from the 1995 national college risk behavior surver[J].J Am College Health，1997，46（2)：55-66.

[21]GOYNE J C，DOWNEY G.Stress，Social support and the cop ing p rocess[J].Ann Rev Psycho logy，1991，42：401-426.