基于跨理論模型研究居民中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生參與行為*

王 山，譚 巍

（北京中醫(yī)藥大學(xué)管理學(xué)院，北京 100029）

隨著社會(huì)工業(yè)化、現(xiàn)代化發(fā)展，缺乏體力活動(dòng)、長(zhǎng)期久坐現(xiàn)象普遍存在于各類(lèi)人群中。根據(jù)1992年WHO發(fā)表的《維多利亞宣言》，健康=60%生活方式+15%遺傳因素+10%社會(huì)因素+8%醫(yī)療因素+7%氣候因素[1]。生活方式對(duì)個(gè)人健康影響巨大。中醫(yī)養(yǎng)生思想有上千年歷史。張伯禮認(rèn)為“中醫(yī)養(yǎng)生學(xué)是當(dāng)今世界上最積極、最普惠的預(yù)防醫(yī)學(xué)基礎(chǔ)”[2]。中醫(yī)養(yǎng)生包括情志養(yǎng)生、飲食養(yǎng)生、起居養(yǎng)生、運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生，其中運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生與國(guó)際上流行的“運(yùn)動(dòng)是良醫(yī)”理念相契合。研究運(yùn)動(dòng)促進(jìn)健康的理論眾多，跨理論模型（the transtheoretical model，TTM）是常見(jiàn)且實(shí)用的理論工具之一。本研究將該理論引入我國(guó)居民中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生參與行為的研究中，期望了解我國(guó)居民的中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生參與情況并給予相關(guān)建議。

1 資料與方法

1.1 理論模型適用性TTM由James Prochaska于20世紀(jì)70年代末創(chuàng)立，最初用于心理治療中問(wèn)題行為和不良嗜好的修正。1988年Sonstroem首先將其引入鍛煉領(lǐng)域[3]。1994年P(guān)rochaska與Macus合作探討了TTM在鍛煉領(lǐng)域的應(yīng)用，并回顧總結(jié)了相關(guān)研究方法，初步給出了TTM在鍛煉領(lǐng)域的研究范式[4]。2009年Macus為了促進(jìn)人們多運(yùn)動(dòng)，減少久坐行為，出版了Motivating People to Be Physically Active。該書(shū)綜合了TTM在鍛煉領(lǐng)域的多種研究成果，為個(gè)人鍛煉參與行為的改變提供了相關(guān)指導(dǎo)方法，并隨書(shū)附錄了相關(guān)研究問(wèn)卷。TTM在鍛煉領(lǐng)域的應(yīng)用廣泛。TTM應(yīng)用領(lǐng)域的Meta分析顯示TTM在鍛煉領(lǐng)域的發(fā)文量?jī)H次于“戒煙”領(lǐng)域[5]。同時(shí)中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生與現(xiàn)代體育健身鍛煉具有相似的概念[6]，兩者均是通過(guò)運(yùn)動(dòng)促進(jìn)個(gè)體身心健康，因此TTM適用于我國(guó)居民的中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生參與行為研究。

1.2 理論模型構(gòu)建與研究假設(shè)

1.2.1 英文版問(wèn)卷簡(jiǎn)介 參照Motivating People to Be Physically Active[7]中附錄部分提供的相關(guān)研究問(wèn)卷。該問(wèn)卷由4部分共65道題目構(gòu)成，第一部分為變化階段，共4題；第二部分為變化過(guò)程，共40題，涵蓋10項(xiàng)變化過(guò)程的心理學(xué)影響因素（每項(xiàng)4個(gè)問(wèn)題）；第三部分為自我效能，共5題；第四部分為決策平衡，共16題。問(wèn)卷的變化階段為“是”或“否”單選題，變化過(guò)程、自我效能、決策平衡部分均采用李克特5級(jí)評(píng)分表計(jì)分。

1.2.2 問(wèn)卷本土化修訂 結(jié)合我國(guó)居民中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生參與行為的特點(diǎn)將該問(wèn)卷內(nèi)容進(jìn)行本土化修訂。（1）正譯：由1名具有較好中英雙語(yǔ)基礎(chǔ)的研究人員對(duì)原問(wèn)卷進(jìn)行翻譯，該研究者已通過(guò)大學(xué)英語(yǔ)六級(jí)考試。（2）回譯：由1名英語(yǔ)較好的加拿大籍華人進(jìn)行回譯，該負(fù)責(zé)人已定居加拿大超過(guò)10年。（3）審核：研究人員將回譯版問(wèn)卷及原版問(wèn)卷進(jìn)行對(duì)比，針對(duì)兩份問(wèn)卷有差別的地方進(jìn)行討論、分析并給出修改意見(jiàn)，最終確定問(wèn)卷翻譯版本。（4）本土化調(diào)整：由1名副教授和1名研究生對(duì)翻譯后的問(wèn)卷結(jié)合中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生的特點(diǎn)進(jìn)行整合修改，主要基于中國(guó)與西方的運(yùn)動(dòng)文化差異及閱讀習(xí)慣進(jìn)行調(diào)整。（5）小范圍測(cè)試：隨機(jī)選取5名研究對(duì)象進(jìn)行預(yù)調(diào)研，從問(wèn)卷指導(dǎo)語(yǔ)、條目及問(wèn)卷的整體閱讀體驗(yàn)來(lái)測(cè)試。問(wèn)題主要集中在問(wèn)卷題目過(guò)多、句子表述過(guò)于復(fù)雜、題目表達(dá)有重疊等方面。根據(jù)小范圍測(cè)試反饋的意見(jiàn)及建議對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行調(diào)整，在保證問(wèn)卷結(jié)構(gòu)不變的同時(shí)降低問(wèn)卷理解難度，提高可接受程度。（6）問(wèn)卷效度評(píng)定：選取6名相關(guān)領(lǐng)域的專(zhuān)家對(duì)問(wèn)卷內(nèi)容進(jìn)行評(píng)定，條目效度和總體內(nèi)容均符合要求，最終獲得基于TTM的中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生參與行為調(diào)查問(wèn)卷。

1.2.3 研究假設(shè) 查閱以往TTM在鍛煉領(lǐng)域的相關(guān)研究，結(jié)合中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生的特點(diǎn)提出如下假設(shè)：

H1：前意向階段與意向階段的變化過(guò)程影響因素不同；H2：意向階段與準(zhǔn)備階段的變化過(guò)程影響因素不同；H3：準(zhǔn)備階段與行動(dòng)階段的變化過(guò)程影響因素不同；H4：行動(dòng)階段與保持階段的變化過(guò)程影響因素不同；H5：中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生參與行為的變化階段與自我效能呈正相關(guān)關(guān)系；H6：中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生參與行為的變化階段與決策平衡（收益-成本）呈正相關(guān)關(guān)系。

1.3 調(diào)查方法

1.3.1 調(diào)查工具 調(diào)查工具“問(wèn)卷星”是一個(gè)專(zhuān)業(yè)的在線問(wèn)卷調(diào)查、測(cè)評(píng)、投票平臺(tái)。在問(wèn)卷調(diào)查方面，“問(wèn)卷星”與傳統(tǒng)紙質(zhì)問(wèn)卷相比具有眾多優(yōu)勢(shì)。如研究人員可通過(guò)“問(wèn)卷星”后臺(tái)編輯發(fā)布問(wèn)卷，隨后采用多種社交媒體軟件線上收集問(wèn)卷，能節(jié)省時(shí)間、提高效率；該平臺(tái)后臺(tái)可記錄調(diào)查對(duì)象的填寫(xiě)時(shí)間、填寫(xiě)用時(shí)、所在城市等信息，方便后續(xù)對(duì)問(wèn)卷篩選；該平臺(tái)還可以提供簡(jiǎn)單的統(tǒng)計(jì)分析和圖表制作等。目前“問(wèn)卷星”已被眾多企業(yè)、高校和個(gè)人應(yīng)用到調(diào)查相關(guān)的諸多領(lǐng)域之中。

1.3.2 調(diào)查問(wèn)卷的收集 問(wèn)卷由個(gè)人基本信息、變化階段、變化過(guò)程、主觀效能、決策平衡5個(gè)維度構(gòu)成。根據(jù)經(jīng)驗(yàn)樣本含量估算公式，本研究需要樣本量為87～120[8]。采用方便抽樣的方法，于2021年8—9月通過(guò)問(wèn)卷星在網(wǎng)上隨機(jī)抽取居民進(jìn)行調(diào)查，主要通過(guò)微信轉(zhuǎn)發(fā)分享的方式收集問(wèn)卷269份，隨后進(jìn)行問(wèn)卷的篩選。一般人閱讀速度平均為每分鐘200～500字[9]，該問(wèn)卷閱讀部分共1 626字，據(jù)此估算該問(wèn)卷閱讀時(shí)間應(yīng)為195～488 s。考慮到個(gè)人閱讀速度差異較大，為了避免剔除有效問(wèn)卷，規(guī)定最短填寫(xiě)時(shí)間應(yīng)不少于190 s。最終剔除無(wú)效問(wèn)卷107份，獲得有效問(wèn)卷162份，有效率為60.22%（162/269）。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法采用SPSS 19.0和STATA 14.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，分析內(nèi)容主要包括以下6個(gè)方面：（1）調(diào)查對(duì)象的一般描述性資料，計(jì)量資料采用“均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差”描述，計(jì)數(shù)變量采用樣本數(shù)（百分比）描述；（2）采用Cronbach's α系數(shù)測(cè)量問(wèn)卷的內(nèi)部一致性信度；（3）采用Pearson相關(guān)系數(shù)比較前后3個(gè)月時(shí)間內(nèi)問(wèn)卷填寫(xiě)內(nèi)容的相關(guān)系性，計(jì)算重測(cè)信度；（4）通過(guò)內(nèi)容效度指數(shù)（S-CVI）測(cè)量問(wèn)卷的效度；（5）通過(guò)獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)對(duì)比相鄰兩階段的變化過(guò)程影響因素；（6）采用Spearman相關(guān)系數(shù)分析自我效能和變化階段的關(guān)系、決策平衡和變化階段的關(guān)系。P＜0.05表示差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié) 果

2.1 本土化修訂后問(wèn)卷的信效度檢驗(yàn)重測(cè)信度大于0.6為信度較好[10]。本研究選取20名被調(diào)查對(duì)象，在問(wèn)卷調(diào)查完成3個(gè)月后再次填寫(xiě)問(wèn)卷。問(wèn)卷填寫(xiě)結(jié)果Pearson相關(guān)分析顯示，第一部分重測(cè)信度為0.749，第二部分重測(cè)信度為0.721，第三部分重測(cè)信度為0.604，第四部分重測(cè)信度為0.520，第五部分重測(cè)信度為0.430，總體重測(cè)信度為0.659。由于兩次調(diào)查時(shí)間間隔過(guò)長(zhǎng)，導(dǎo)致第五部分重測(cè)信度較低（P＞0.05），其他部分重測(cè)信度差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）。本土化后的問(wèn)卷總體重測(cè)信度良好。同質(zhì)性信度選用內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach's α系數(shù)測(cè)量，其中變化過(guò)程Cronbach's α系數(shù)為0.965，自我效能Cronbach's α系數(shù)為0.867，決策平衡Cronbach's α系數(shù)為0.914，總體Cronbach's α系數(shù)為0.975，均大于0.8，說(shuō)明問(wèn)卷具有良好的內(nèi)部一致性。（見(jiàn)表1）

表1 本土化修訂后問(wèn)卷的重測(cè)信度和Cronbach's α系數(shù)

內(nèi)容效度包括問(wèn)卷?xiàng)l目水平的內(nèi)容效度指數(shù)（I-CVI）及問(wèn)卷水平的內(nèi)容效度指數(shù)（S-CVI）。內(nèi)容效度指數(shù)測(cè)評(píng)中，由6名及以上專(zhuān)家評(píng)價(jià)時(shí)，I-CVI不低于0.78，S-CVI不低于0.8表示量表內(nèi)容效度較好[11]。本研究遴選6名與本研究領(lǐng)域相關(guān)的專(zhuān)家進(jìn)行內(nèi)容效度評(píng)價(jià)，包括1名北京中醫(yī)藥大學(xué)氣功學(xué)院講師、3名北京中醫(yī)藥大學(xué)中醫(yī)學(xué)院講師、1名中國(guó)科學(xué)院助理研究員、1名北京中醫(yī)藥大學(xué)在讀博士研究生。問(wèn)卷各條目的內(nèi)容效度指數(shù)I-CVI介于0.83～1.00之間，S-CVI=0.85，內(nèi)容效度良好。

2.2 調(diào)查對(duì)象基本信息本次調(diào)查共收集了162人的個(gè)人中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生參與信息，其中男女比例為1∶1.16；城鄉(xiāng)比例為1.25∶1；文化程度以高中和大學(xué)人數(shù)最多，占總調(diào)查人口的70.37%（114/162）；年齡分布以18～40歲最多，占總調(diào)查人口的53.09%（86/162）；地區(qū)分布主要以北京和臨沂為為主，占總調(diào)查人口的63.58%（103/162）。（見(jiàn)表2）

表2 個(gè)人基本信息

2.3 變化階段變化階段是TTM的核心，指變化行為發(fā)生的時(shí)間。各行為變化階段的劃分參考了行為改變的時(shí)間性、動(dòng)機(jī)層面和恒心層面。體育鍛煉行為階段劃分如下：前意向階段指在未來(lái)6個(gè)月內(nèi)沒(méi)有采取行動(dòng)的意圖；意向階段準(zhǔn)備指在未來(lái)6個(gè)月內(nèi)采取行動(dòng)；準(zhǔn)備階段指準(zhǔn)備在未來(lái)30 d內(nèi)采取行動(dòng)，并且己采取了一些行為準(zhǔn)備步驟；行動(dòng)階段指行為改變已經(jīng)發(fā)生但少于6個(gè)月；維持階段指行為改變己發(fā)生并超過(guò)6個(gè)月[12]。

男性多處于前意向階段（31.88%），女性多處于保持階段（30.11%）；城市人口大多數(shù)處于保持階段（31.71%），農(nóng)村人口大多數(shù)處于前意向階段（26.25%）；初中及以下學(xué)歷多處于保持階段（30%），高中學(xué)歷處于保持階段和前意向階段的比例相同（30%），大專(zhuān)、本科學(xué)歷多處于意向階段（26.47%），研究生及以上學(xué)歷處于保持階段和意向階段的比例相同（26.32%）。處于行動(dòng)階段之前的人數(shù)為99人（61.11%），處于行動(dòng)階段與保持階段的人數(shù)為63人（38.89%），說(shuō)明居民中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生的實(shí)際參與比例仍處于相對(duì)較低水平，有較大的提升空間。（見(jiàn)表3）

表3 不同人群對(duì)應(yīng)的變化階段[人（%）]

2.4 變化過(guò)程

2.4.1 變化過(guò)程基本情況 變化階段解釋了人何時(shí)改變，變化過(guò)程則描述人如何改變的。問(wèn)卷變化過(guò)程部分共40題，由認(rèn)知過(guò)程和行為過(guò)程兩方面構(gòu)成。其中認(rèn)知過(guò)程由意識(shí)覺(jué)醒、生動(dòng)解脫、自我再評(píng)價(jià)、環(huán)境再評(píng)價(jià)、社會(huì)解放構(gòu)成，行動(dòng)過(guò)程由幫助關(guān)系、反條件作用、強(qiáng)化管理、自我解放、刺激控制構(gòu)成[13]。認(rèn)知過(guò)程、行為過(guò)程的釋義及其相關(guān)影響因素的解讀[7]，可以對(duì)處于不同變化階段的人群的變化過(guò)程方面給予相應(yīng)的指導(dǎo)，促進(jìn)居民變化階段的提升。（見(jiàn)表4）

表4 變化過(guò)程包含的理論釋義

Spearman相關(guān)分析顯示，變化過(guò)程包含的反條件作用（r=0.522）、自我解放（r=0.535）、刺激控制（r=0.465）、意識(shí)覺(jué)醒（r=0.517）、強(qiáng)化管理（r=0.490）、社會(huì)解放（r=0.318）、生動(dòng)解脫（r=0.308）、自我再評(píng)價(jià)（r=0.401）、幫助關(guān)系（r=0.419）、環(huán)境再評(píng)價(jià)（r=0.492）影響因素得分均與變化階段的提升呈正相關(guān)，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）。變化過(guò)程所包含的認(rèn)知過(guò)程和行為過(guò)程隨變化階段的提升而提高。

變化過(guò)程各項(xiàng)心理學(xué)影響因素得分從前意向階段到準(zhǔn)備階段呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，然而行動(dòng)階段的得分出現(xiàn)輕微下降，在行動(dòng)階段到保持階段又有了較大幅度上升。（見(jiàn)表5）該結(jié)果與王來(lái)東等[14]的研究一致，均表明變化階段的第四階段（即行動(dòng)階段）是5個(gè)變化階段中最不穩(wěn)定的階段，參與者在此階段存在著隨時(shí)退出鍛煉的可能性，處于此階段的人群需額外注意。

表5 不同變化階段人群的變化過(guò)程心理學(xué)影響因素得分（±s，分）

表5 不同變化階段人群的變化過(guò)程心理學(xué)影響因素得分（±s，分）

變化階段 人數(shù) 意識(shí)覺(jué)醒 生動(dòng)解脫 自我再評(píng)價(jià) 環(huán)境再評(píng)價(jià) 社會(huì)解放 幫助關(guān)系 反條件作用 強(qiáng)化管理 自我解放 刺激控制前意向階段38 9.97±3.16 10.97±4.08 11.92±4.14 10.21±3.40 12.21±3.78 9.95±3.46 10.84±3.58 11.08±3.77 10.79±3.26 9.47±3.12意向階段 38 13.11±2.68 14.26±3.59 14.50±3.31 13.05±3.83 14.95±3.62 12.21±3.14 13.03±3.44 14.79±3.22 14.45±3.37 11.92±3.07準(zhǔn)備階段 23 13.78±2.59 14.35±2.96 15.30±2.77 14.17±2.50 14.96±2.96 12.65±2.87 14.70±2.65 15.17±3.05 14.70±2.62 12.09±2.11行動(dòng)階段 18 13.11±2.83 13.83±3.22 14.72±2.70 13.67±3.74 14.61±2.57 11.89±3.25 13.94±2.65 15.00±2.95 14.22±2.56 12.33±2.93保持階段 45 15.24±2.54 15.04±2.86 16.29±2.05 15.47±2.65 15.78±2.22 14.20±2.83 16.09±2.53 16.58±2.13 16.60±2.44 13.8±2.92

2.4.2 相鄰兩階段變化過(guò)程影響因素分析 在前意向階段到意向階段，各項(xiàng)影響因素差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），研究假設(shè)H1成立；意向階段到準(zhǔn)備階段、準(zhǔn)備階段到行動(dòng)階段變化過(guò)程各要素差異均無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05），研究假設(shè)H2、H3不成立；行動(dòng)階段到保持階段中，反條件作用、自我解放、意識(shí)覺(jué)醒、強(qiáng)化管理、自我再評(píng)價(jià)、幫助關(guān)系、環(huán)境再評(píng)價(jià)的差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），研究假設(shè)H4成立。因此在前意向階段與意向階段的人群之間，認(rèn)知過(guò)程和行為過(guò)程均存在較大的差異，前意向階段人群的變化過(guò)程各項(xiàng)影響因素均有待提高；在意向階段到準(zhǔn)備階段的人群之間、準(zhǔn)備階段到行動(dòng)階段的人群之間，認(rèn)知過(guò)程和行為過(guò)程方面差異不明顯；在行動(dòng)階段到保持階段的人群之間，認(rèn)知過(guò)程和行為過(guò)程也存在差異，其中認(rèn)知過(guò)程的差異表現(xiàn)在意識(shí)覺(jué)醒、自我再評(píng)價(jià)和環(huán)境再評(píng)價(jià)方面，行為過(guò)程的差異主要表現(xiàn)在幫助關(guān)系、反條件作用、強(qiáng)化管理和自我解放方面。（見(jiàn)表6）

表6 相鄰兩階段變化過(guò)程統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

2.5 自我效能人對(duì)自身是否具備完成某項(xiàng)任務(wù)能力的判斷，在其自我調(diào)節(jié)系統(tǒng)中起主要作用。自我效能是人對(duì)自己實(shí)現(xiàn)特定領(lǐng)域行為目標(biāo)所需能力的信心或信念[15]。

隨著變化階段的提高，自我效能也逐步提高并在保持階段達(dá)到最高水平。自我效能與變化階段的Spearman相關(guān)分析顯示，兩者存在正相關(guān)關(guān)系（r=0.475，P＜0.05），研究假設(shè)H5成立。r＞0.4，說(shuō)明自我效能與變化階段呈中等正相關(guān)關(guān)系，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）。知居民處于中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生不同參與階段的自我效能存在差異，自我效能水平的提高對(duì)變化階段的提升具有積極影響。（見(jiàn)表7）

表7 不同變化階段人群的自我效能得分（±s，分）

表7 不同變化階段人群的自我效能得分（±s，分）

變化階段 人數(shù) 自我效能得分前意向階段 38 11.74±4.26意向階段 38 12.39±3.69準(zhǔn)備階段 23 14.70±4.17行動(dòng)階段 18 15.00±4.84保持階段 45 17.64±4.74

2.6 決策平衡決策平衡來(lái)源于決策制定模型，包括知覺(jué)利益和知覺(jué)障礙兩方面。當(dāng)知覺(jué)利益大于知覺(jué)障礙時(shí)，個(gè)體比較傾向于過(guò)渡到下一階段，反之個(gè)體可能不會(huì)選擇行為的改變，甚至?xí)霈F(xiàn)行為階段的倒退[16]。

隨著變化階段的提高，決策平衡（收益-成本）從前意向階段到準(zhǔn)備階段呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，在行動(dòng)階段出現(xiàn)輕微下降，最后在保持階段又升到最高水平。決策平衡（收益-成本）和變化階段的Spearman相關(guān)分析顯示，兩者存在正相關(guān)關(guān)系（r=0.323，P＜0.001），研究假設(shè)H6成立。r＜0.4，說(shuō)明決策平衡（收益-成本）與變化階段呈正相關(guān)，但相關(guān)性較弱，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）。居民選擇是否要參加中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生活動(dòng)時(shí)內(nèi)心會(huì)衡量參加該活動(dòng)的收益和要付出的成本代價(jià)，但決策平衡的影響有限，增強(qiáng)居民的決策平衡（收益-成本）水平可在一定程度上促進(jìn)變化階段的提升。（見(jiàn)表8）

表8 不同變化階段人群的決策平衡得分（±s，分）

表8 不同變化階段人群的決策平衡得分（±s，分）

變化階段 人數(shù) 決策平衡（優(yōu)勢(shì)）決策平衡（劣勢(shì)）決策平衡（收益-成本）前意向階段38 2.89±1.03 2.59±0.93 13.90±7.51意向階段 38 3.65±0.86 3.08±0.75 17.97±8.03準(zhǔn)備階段 23 3.70±0.71 2.83±0.63 20.00±7.34行動(dòng)階段 18 3.58±0.74 2.78±0.72 19.11±7.07保持階段 45 4.10±0.62 3.52±1.24 21.11±7.36

3 討 論

健康是幸福生活的基礎(chǔ)，在促進(jìn)健康方面，中醫(yī)養(yǎng)生影響深遠(yuǎn)。2018年全國(guó)中醫(yī)藥健康文化知識(shí)普及水平調(diào)查結(jié)果顯示居民的普及率為90.86%，閱讀率為88.57%，信任率為90.47%，行動(dòng)率為55.93%[17]。居民對(duì)中醫(yī)藥健康文化知識(shí)有了解且信任，但實(shí)際生活中應(yīng)用相對(duì)較少，行動(dòng)率有待提高。促進(jìn)居民中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生參與水平的提高也是提高行動(dòng)率的方法之一。近年來(lái)TTM在鍛煉領(lǐng)域的應(yīng)用發(fā)展迅速，其主要研究方式集中在干預(yù)性研究、驗(yàn)證性研究和人群研究3種類(lèi)型[5]。干預(yù)性研究主要針對(duì)TTM已成熟應(yīng)用的領(lǐng)域，通過(guò)開(kāi)發(fā)相應(yīng)的干預(yù)措施對(duì)個(gè)人進(jìn)行干預(yù)，干預(yù)一段時(shí)間后，分析個(gè)人行為變化情況；驗(yàn)證性研究主要針對(duì)TTM的理論基礎(chǔ)構(gòu)成進(jìn)行研究探討；人群研究主要通過(guò)橫斷面研究探討不同人群的體育鍛煉參與行為的變化階段、變化過(guò)程、自我效能、決策平衡等特點(diǎn)，探究不同階段人群的主要行為變化影響因素。TTM在中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生領(lǐng)域的應(yīng)用相對(duì)較少，故適宜采用人群研究的方法進(jìn)行調(diào)查。因此本研究基于TTM開(kāi)展了針對(duì)我國(guó)居民的中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生參與行為的人群研究。目的是研究我國(guó)居民參加中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生的基本情況并給出相應(yīng)的建議，從而促進(jìn)我國(guó)居民中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生參與水平的提高。

Cronbach's α系數(shù)和重測(cè)信度是反映測(cè)量工具內(nèi)在一致性及穩(wěn)定性特征的重要指標(biāo)。問(wèn)卷信度統(tǒng)計(jì)分析顯示，內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach's α均大于0.8，總體重測(cè)信度為0.659，表明該問(wèn)卷信度良好。問(wèn)卷效度評(píng)價(jià)結(jié)果顯示，經(jīng)過(guò)相關(guān)領(lǐng)域?qū)＜以u(píng)估后，各條目?jī)?nèi)容效度指數(shù)I-CVI為0.83～1.00，總體內(nèi)容效度指數(shù)S-CVI=0.85，顯示該問(wèn)卷內(nèi)容效度較好，問(wèn)卷?xiàng)l目?jī)?nèi)容準(zhǔn)確有效。本土化修訂后的問(wèn)卷適用于我國(guó)居民中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生參與行為的研究。

TTM的以往研究中，處于不同變化階段人群的變化過(guò)程提升重點(diǎn)不同。研究顯示前意向階段與意向階段比較，變化過(guò)程中各影響因素均存在較大差異，意向階段認(rèn)知和行動(dòng)水平整體高于前意向階段，因此須要綜合提高前意向階段的人群的認(rèn)知和行為水平。意向階段和準(zhǔn)備階段、準(zhǔn)備階段和行動(dòng)階段的人群對(duì)比，變化過(guò)程各影響因素差別不明顯，但準(zhǔn)備階段的認(rèn)知和行動(dòng)水平整體高于意向階段，行動(dòng)階段除“刺激控制”外認(rèn)知和行動(dòng)水平均高于準(zhǔn)備階段，因此促進(jìn)這兩個(gè)階段居民認(rèn)知和行動(dòng)水平的提高仍有意義。行動(dòng)階段和保持階段比較，認(rèn)知過(guò)程方面的差別主要體現(xiàn)在意識(shí)覺(jué)醒、自我再評(píng)價(jià)和環(huán)境再評(píng)價(jià)方面，行為過(guò)程方面的差別主要體現(xiàn)在幫助關(guān)系、反條件作用、強(qiáng)化管理和自我解放方面，此階段的人群須對(duì)應(yīng)的提高他們的認(rèn)知和行動(dòng)水平。

自我效能和決策平衡均對(duì)個(gè)人變化階段的提升有積極影響。本研究顯示自我效能與變化階段的提升呈中等正相關(guān)關(guān)系，而決策平衡（收益-成本）與變化階段的提升呈弱正相關(guān)關(guān)系。因此提升居民的自我效能和決策平衡對(duì)于變化階段的提升有重要意義。自我效能的提高主要包括結(jié)果期望和效能期望的提高。建議通過(guò)樹(shù)立榜樣宣傳居民的良好形象提高其結(jié)果期望，同時(shí)鼓勵(lì)居民分享具體經(jīng)驗(yàn)提高居民的效能期望。在決策平衡方面，當(dāng)居民認(rèn)為參加中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生給自己的日常生活和身體健康帶來(lái)的收獲要遠(yuǎn)大于付出成本的時(shí)候，他們才更有可能參加中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生。因此，探索居民參加中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生的困難與難題，消除障礙，同時(shí)積極宣揚(yáng)中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生的優(yōu)勢(shì)，有助于居民在決策平衡方面傾向于更積極參與其中。

居民中醫(yī)運(yùn)動(dòng)養(yǎng)生參與行為的改變不是單向的，在行為改變的過(guò)程中難免會(huì)遇到各種困難阻礙導(dǎo)致故態(tài)復(fù)萌的發(fā)生。因此有必要研發(fā)實(shí)施各種有針對(duì)性的干預(yù)措施。本研究不足之處為尚未開(kāi)展相關(guān)干預(yù)對(duì)照試驗(yàn)研究。