促進青少年鍛煉行為的模型檢驗：基于HAPA與TPB兩個理論的整合

李 軍，何籽玉

(湖南工業大學 體育學院，湖南 株洲 412008)

計劃行為理論(TPB)和健康行動過程理論(HAPA)涉及身體活動、安全帶使用、飲食行為、戒煙等多個研究領域[1，2]。對于TPB與HAPA兩個理論的要素概括以及單獨的理論模型應用較為廣泛，但基于兩個理論的整合研究還少有涉及。鑒于這兩種理論結構模型各自的優勢及其不足，沈夢英(2010)提出將TPB和HAPA兩個理論模型進行整合的思路[8]，試圖提高對鍛煉行為的預測力，然而該整合模型僅是一種理論假設結構，其有效性還有待進一步證實。本研究基于這一整合模型，旨在檢驗其在青少年群體中的適應性。根據鍛煉行為的相關研究與認識，提出以下假設：①TPB和HAPA兩個理論在青少年群體中具有跨文化適應性；②TPB和HAPA的整合模型對青少年鍛煉行為有較好的預測效度。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

以初中生為調查對象，發放問卷約1 304份，回收1 287份，有效問卷1 207份，其中初一660人，初二368人，初三179人;男生706人，女生501人。

1.2 測量工具

采用問卷調查法。問卷包括八個量表：鍛煉階段診斷量表(Richert, 2006)、計劃行為理論量表(Ajzen, 1991)、自我效能量表(Schwarzer, 2005)、風險知覺量表(Schwarzer, 2005)、社會支持量表(Grossman，1987)、結果期待量表(Schwarzer, 2005)、計劃量表(Schwarzer, 2005)和鍛煉活動等級量表(梁德清，1992)。

2 結果與分析

2.1 各變量的信度檢驗

用調查數據檢驗計劃行為理論(TPB)和健康行動過程理論(HAPA)中各變量的內部一致性a系數均在0.7以上，表明各變量的信度良好，結果見表1。

表1 模型各變量的信度檢驗和修訂(n=1 207)

2.2 各變量的描述性統計

對各變量進行皮爾遜相關分析，結果見表2。

表2 各變量的均值、標準差及相關系數(n=1 207)

注：*P<0.05，**P<0.01

由表2可知，風險知覺與知覺行為控制、鍛煉行為的相關均不顯著；消極期待與主觀規范、行動效能、應對效能、風險知覺、社會支持、計劃和鍛煉行為的相關均不顯著；其余變量兩兩之間相關顯著。

2.3 檢驗TPB、HAPA以及整合模型的結構效度

采用結構方程模型方法檢驗TPB、HAPA以及整合模型。首先檢驗TPB和HAPA理論在青少年人群的跨文化適應性，在此基礎上再檢驗整合模型的結構效度。因此，需檢驗三個模型，即TPB的5因素模型(模型1)、HAPA的9因素模型(模型2)和HAPA與TPB兩個理論的整合模型(模型3)。

表3 三個模型的擬合指標

2.3.1 模型1的結構檢驗。由表3可知，模型1的小于3；RMSEA小于0.05；TLI、IFI、CFI和NFI擬合指數指標超過了0.9，總的來看，TPB的5因素模型(模型1)的擬合度良好。在模型1中(見圖1)，態度與行為意向的路徑系數不顯著，主觀規范和知覺行為控制與行為意向各路徑系數均顯著，行為意向與鍛煉行為的路徑系數顯著。主觀規范和知覺行為控制共同解釋了84%的行為意向方差。主觀規范、知覺行為控制和行為意向共同解釋了24%的鍛煉行為方差。

圖1 國家體育產業基地年際變化

2.3.2 模型2的結構檢驗。由表3可知，模型2的x2/df小于3；RMSEA小于0.05；TLI、IFI、CFI和NFI擬合指數指標超過了0.9，總的來看，HAPA的9因素模型(模型2)的擬合度良好。在模型2中(見圖2), 其中風險知覺、積極結果期待和消極結果期待與行為意向的路徑系數不顯著，恢復自我效能與鍛煉行為的路徑系數不顯著。行動自我效能解釋了63%的行為意向方差，由行動效能、應對效能、行為意向和計劃共同解釋了28%的鍛煉行為的方差。

圖2 HAPA的 9因素模型

2.3.3 模型3的結構檢驗。根據模型1和模型2的檢驗結果，在對兩個模型進行整合前，首先將兩個模型中路徑系數不顯著的路徑予以刪除，然后整合成模型3。由表3可知，模型3的小于3；RMSEA小于0.05；TLI、IFI、CFI和NFI擬合指數指標超過了0.9，結果表明，HAPA與TPB兩個理論的整合模型(模型3)的擬合度良好。在模型3中(見圖3)，行動自我效能和主觀規范共同解釋了72%的行為意向方差，由行動效能、應對效能、行為意向和計劃共同解釋了27%的鍛煉行為方差。

圖3 HAPA與TPB兩個理論的整合模型

通過模型1、模型2和模型3之間的比較發現：①與TPB模型相比，整合模型降低了行為意向的預測力，而提高了鍛煉行為的預測力；②與HAPA模型相比，整合模型提高了行為意向的預測力，卻降低了鍛煉行為的預測力。

3 討 論

本研究首先對TPB模型進行檢驗，此模型解釋了84%的鍛煉行為意向方差；解釋了24%的鍛煉行為方差。Sheeran與Norman(2001)的元分析研究認為，行為態度、主觀規范和主觀行為控制感對行為意向的預測率保持在40%～50%之間，同時行為意向和主觀行為控制感對健康行為改變的貢獻率為20%～40%。本研究的結果與前人的研究并不完全一致[6]，主要表現在對行為意向的解釋力上高于元分析結果，但是基本上支持了TPB模型在青少年人群鍛煉行為領域中的跨文化適用性的觀點。

對HAPA理論模型的檢驗結果表明，計劃與鍛煉行為之間的路徑系數為0.23，行為意向與計劃之間的路徑系數為0.15，而行為意向對鍛煉行為的間接效應是0.03(0.23×0.15)，計劃是行為意向和鍛煉行為之間的中介變量。行動自我效能與行為意向間的路徑系數為0.73，應對自我效能與計劃之間的路徑系數為0.63，應對自我效能與鍛煉行為之間的路徑系數為0.38，均具有顯著性。這一結果支持了Schawarzer(2008)的觀點[7]，即認為HAPA理論對當前的鍛煉行為理論與健康行為研究的兩大貢獻之一，就是區分了健康行為的改變內容和過程，如不同的階段具有不同的自我效能。

本研究還發現風險知覺對鍛煉行為意向的路徑系數不顯著。這與前人的研究一致，即認為風險知覺與行為意向相關較微弱[8]。在HAPA模型中，行動自我效能對鍛煉行為意向的解釋力為63%，而TPB模型中，主觀規范和主觀行為控制感對鍛煉行為意向的解釋力達到了84%，但是HAPA理論模型對鍛煉行為的預測力與TPB理論模型的預測力相比，從24%提高至28%。因此，可嘗試對TPB與HAPA理論中行為意向的預測變量進行整合，以獲得對鍛煉行為意向以及鍛煉行為預測變量的最佳組合。

通過TPB與HAPA模型中各變量的整合，形成了由主觀規范、行動效能、行為意向、應對效能、計劃、恢復效能和鍛煉行為7個因素的整合模型，整合模型對行為意向的解釋力達到72%，對鍛煉行為的解釋力達到27%。相對于TPB模型，行為意向的解釋力降低了(由84%變為72%)，鍛煉行為的解釋力卻提高了(由24%變為27%)；而相對于HAPA模型，行為意向的解釋力提高了(由63%變為72%)，鍛煉行為的解釋力卻減低了(由28%變為27%)?？梢钥闯?，整合TPB與HAPA兩個理論后的模型結構雖然具有簡約性，然而在行為預測上并沒有表現出明顯的優勢，研究的結果不支持本研究的假設。今后可能需要進一步整合其它社會認知變量以提高模型的預測力。

本研究的實踐意義在于：①提高主觀規范和運動自我效能促使青少年產生鍛煉行為意向；②通過引導青少年制定行動計劃和應對計劃促進其鍛煉行為的發生；③提高青少年的應對自我效能激勵其通過計劃來達到鍛煉目標。

4 結 論

TPB理論模型和HAPA理論模型在青少年體育鍛煉行為領域中具有跨文化適應性；在青少年體育鍛煉行為預測上，基于TPB與HAPA理論的鍛煉行為整合模型沒有表現出非常明顯的優勢，進一步的研究需要整合其它社會認知變量以提高模型的預測力。

[1] 常振亞.考察“健康行為過程理論”的階段性特征——一項針對大學生體育鍛煉行為的縱向研究[D].武漢：武漢體育學院，2012.

[2] 段文婷，江光榮.計劃行為理論述評[J].心理科學進展,2008，1(2):315-320.

[3] ICEK AJZEN. The Theory of Planned Behavior [J].Organizational Behavior and Human Decision Processes,1991,50(3):179-211.

[4] 方敏．基于計劃行為理論拓展模型的青少年鍛煉行為研究[J].武漢體育學院學報，2011(4).

[5] 曹佃省，謝光榮.從行為意向到健康行為——健康行為程式模型(HAPA)概述[J].中國臨床心理學雜志，2010，18(6):809-812.

[6] Sheeran P．Intention-behavior relations：Aconceptual and Empirical review[J]．European review of social psychology ，2002，12(1)：1-36．

[7] Schwarzer,R.Modeling health behavior change:how to predict and modify the adoption and maintenance of health behaviors .Applied Psychology :An International Review ,2008,57(1):1-29.

[8] 沈夢英,毛志雄,張一民.中國成年人鍛煉行為的影響因素—HAPA與TPB兩個理論模型的整合[J].體育科學,2010,30(12)：48-54.