健康行為過程理論階段非連續(xù)性在大學(xué)生體育鍛煉行為中的檢驗(yàn)

常振亞

Changsha Normal University，Changsha 410100，China.

1 引言

眾多研究表明，目前大學(xué)生的身體素質(zhì)狀況卻令人擔(dān)憂［2，3，5］，2010江蘇學(xué)生體質(zhì)健康檢測結(jié)果是大學(xué)生的身體素質(zhì)不如中小學(xué)生［8］。究其原因，缺乏鍛煉或鍛煉不足是導(dǎo)致當(dāng)代大學(xué)生身體素質(zhì)下降的重要因素之一［4，6，7］。因此，研究如何促使當(dāng)代大學(xué)生參與和堅(jiān)持體育鍛煉是很有必要的，而實(shí)施促進(jìn)鍛煉行為有效干預(yù)手段的前提是研究體育鍛煉行為變化的理論和模型。

近年，在鍛煉心理學(xué)領(lǐng)域和健康心理學(xué)領(lǐng)域中健康行為過程理論（The Health Action Process Approach，HAPA 模型）倍受關(guān)注，其將健康行為變化過程分為兩個(gè)階段：動機(jī)過程（motivational process），指行為意向的形成過程；決斷過程（volitional process），指意向形成之后行動計(jì)劃的制定，行為的發(fā)動及維持等過程。自我效能和計(jì)劃有利于個(gè)體將行為意向轉(zhuǎn)化為行動，但兩者的具體作用方式不同。自我效能是整個(gè)行為變化過程的調(diào)節(jié)變量，而計(jì)劃則是意向和行動之間的中介變量。通過計(jì)劃可以將決斷過程分為兩個(gè)階段：決定后－行動前階段和行動階段。于是整個(gè)行為變化過程被分為3 個(gè)階段：決定前階段（無意向期），決定后－行動前階段（意向期）和行動階段（行動期）。模型中描述的各種社會認(rèn)知變量在不同階段中的作用也不盡相同［27，28］。目前，國外在健康行為領(lǐng)域已經(jīng)針對HAPA理論進(jìn)行了較為充分的檢驗(yàn)和應(yīng)用［11，22，23，25，26，29］，而國內(nèi)對HAPA的研究還處于初期階段。本研究旨在縱向設(shè)計(jì)中用結(jié)構(gòu)方程模型對HAPA 模型進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭屑俣ǖ男袨殡A段在高校大學(xué)生群體體育鍛煉行為中的社會認(rèn)知變量的階段差異性是否存在，變量之間路徑系數(shù)的階段差異性是否存在。

研究假設(shè)包括：

（1）HAPA 模型適用于大學(xué)生體育鍛煉行為。

（2）HAPA 模型3個(gè)階段群體具有模型測量等同性。

（3）HAPA 模型中社會認(rèn)知變量在無意向期（階段1）、意向期（階段2）和行動期（階段3）上的潛在平均數(shù)（latent mean structures）存在顯著性差異。具體假設(shè)如下：（3a）階段1行動自我效能的潛在平均數(shù)高于階段2 和階段3；維持自我效能的潛在平均數(shù)在階段2 和階段3 沒有顯著性差異，但均顯著高于階段1；階段3恢復(fù)自我效能的潛在平均數(shù)高于階段1和階段2。（3b）積極結(jié)果期待的潛在平均數(shù)，階段1低于階段2和階段3；消極結(jié)果期待和風(fēng)險(xiǎn)知覺的潛在平均數(shù)，階段1高于階段2和階段3；階段2和階段3的積極結(jié)果期待潛在平均數(shù)、消極結(jié)果期待潛在平均數(shù)和風(fēng)險(xiǎn)知覺潛在平均數(shù)均沒有顯著性差異。（3c）意向潛在平均數(shù)，階段1 意向低于階段2，階段2 低于階段3。（3d）計(jì)劃潛在平均數(shù)，階段1低于階段2，但階段2和階段3沒有顯著性差異。（3e）行為的潛在平均數(shù)，階段1 低于階段2，階段2低于階段3。

（4）HAPA 模型中社會認(rèn)知變量之間的路徑系數(shù)在無意向期（階段1）、意向期（階段2）和行動期（階段3）上存在顯著性差異。具體假設(shè)如下：（4a）風(fēng)險(xiǎn)知覺、結(jié)果期待、行動自我效能和意向之間的路徑系數(shù)在階段1 均具有顯著性，但風(fēng)險(xiǎn)知覺和意向的路徑系數(shù)在階段2 不再顯著；風(fēng)險(xiǎn)知覺、結(jié)果期待和意向之間的路徑系數(shù)在階段3 均無顯著性。階段1行動自我效能和意向之間的路徑系數(shù)顯著低于階段2和階段3。（4b）維持自我效能和計(jì)劃之間的路徑系數(shù)在階段2具有顯著性，且顯著高于階段1，階段2和階段3之間沒有顯著性差異。（4c）維持自我效能和體育鍛煉之間的路徑系數(shù)在階段3具有顯著性，且顯著高于階段1，階段2和階段3之間沒有顯著性差異；恢復(fù)自我效能和體育鍛煉之間的路徑系數(shù)在階段3 達(dá)到顯著性，且顯著高于階段2 和階段1，階段1 和階段2 之間沒有顯著性差異。（4d）意向和計(jì)劃之間的路徑系數(shù)，計(jì)劃和行為之間的路徑系數(shù)在階段2和階段3中具有顯著性，且在階段2 和階段3之間均不存在顯著性差異。理論假設(shè)模型如圖1所示。

圖1 本研究HAPA 模型理論假設(shè)路徑示意圖Figure1.Hypothetical Model of Relationships among Social－cognitive in the HAPA

2 研究對象與方法

2.1 研究被試

研究對象選自武漢體育學(xué)院非體育類專業(yè)的學(xué)生，第1次發(fā)放1 100 份問卷，回收1 050 份，有效問卷885 份，其中，男生428名（48.4%），女生457人（51.6%）；第2次發(fā)放問卷1 101份，回收1 068份，有效問卷975份，其中，男生497人（51.0%），女 生478 名（49.0%）；第3次發(fā)放問卷1118份，回收1 080份，有效問卷978份，其中，男生478份（48.9%），女 生500 份（51.1%）。共計(jì)發(fā)放3319份問卷，回收3198份，有效問卷2823份。3 次連續(xù)的有效個(gè)案（3次配合調(diào)查，且均為有效被試）有580 個(gè)，其中，男生254人，女生325人；2010級271人，2009級170人，2008級139人；文科248人，理科292 人；年齡在18歲至25歲之 間（M ＝21.41，SD＝2.199）；BMI 在15.57 至30.76之間（M＝20.48，SD＝2.38）。

對最終完成3 次測驗(yàn)的被試樣本和最初調(diào)查的被試樣本進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)在性別、年齡、專業(yè)、體育鍛煉行為（第1測量時(shí)間點(diǎn)）等方面均不存在顯著性差異（P＞0.05），在自我效能、結(jié)果期待、風(fēng)險(xiǎn)知覺及意向等社會心理學(xué)變量上也不存在顯著性差異（P＞0.05）。因此，最終的580 個(gè)被試樣本可以代表最初調(diào)查的大學(xué)生885個(gè)整體樣本。

2.2 研究程序

本研究為縱向設(shè)計(jì)，依據(jù)HAPA 的理論結(jié)構(gòu)，分3 個(gè)時(shí)間測量點(diǎn)（T1，T2和T3）進(jìn)行問卷調(diào)查。第1次測量安排在學(xué)期開學(xué)之初，對高校大學(xué)生的風(fēng)險(xiǎn)知覺、結(jié)果期待、行動自我效能、意向進(jìn)行測量。第2 次測量安排在1 個(gè)月之后，分別測量大學(xué)生的維持自我效能和計(jì)劃。第3 次測量安排在2個(gè)月之后，分別測量大學(xué)生的恢復(fù)自我效能和鍛煉水平。

2.3 測量工具

共包括10個(gè)調(diào)查問卷：

問卷1：人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量調(diào)查表，該調(diào)查表包括性別、學(xué)號、年級、專業(yè)、年齡、身高、體重等7個(gè)方面。（T1）

問卷2：“體育鍛煉階段評定量表”［14］，該問卷采用“6選1 迫選法”。間隔3 天的重測信度為：r＝0.90，P＜0.05。（T1）

問卷3：“健康風(fēng)險(xiǎn)知覺量表”［15］，該問卷共3 個(gè)條目，采用Likert 五點(diǎn)計(jì)分法。內(nèi)部一致性信度Cronb.α＝0.736。（T1）

問卷4：“體育鍛煉結(jié)果期待量表”［19］，該量表有兩個(gè)分量表，即結(jié)果期待的兩個(gè)因子：積極結(jié)果期待和消極結(jié)果期待，每一分量表各6 個(gè)條目，均采用Likert 五點(diǎn)計(jì)分法。結(jié)果期待所有測題的內(nèi)部一致性信度Cronb.α＝0.701，其中，積極結(jié)果期待6 個(gè)題目的內(nèi)部一致性信度Cronb.α＝0.781，消極結(jié)果期待的內(nèi)部一致性信度Cronb.α＝0.827。（T1）

問卷5：“行動自我效能量表”［15］（3 個(gè)條目，Cronb.α＝0.849）（T1）

問卷6：“體育鍛煉意向量表”［15］，共3個(gè)條目，采用Likert五點(diǎn)計(jì)分法，其內(nèi)部一致性信度Cronb.α＝0.658。（T1）

問卷7：“維持自我效能量表”［11］（13個(gè)條目，Cronb.α＝0.901）（T2）

問卷8：“體育鍛煉計(jì)劃量表”，共8 個(gè)條目，內(nèi)部一致性信度Cronb.α＝0.888。該量表包括兩個(gè)分量表，行動計(jì)劃［10］（5個(gè)條目，Cronb.α＝0.913）和應(yīng)對計(jì)劃［28］3 個(gè)條目，Cronb.α＝0.686）。（T2）

問卷9：“恢復(fù)自我效能量表”［28］（3 個(gè)條目，Cronb.α＝0.848）。（T3）

問卷10：“體育鍛煉水平量表”［12］，采用自我報(bào)告的方式，調(diào)查被試每周的大、中、小強(qiáng)度的活動情況，其內(nèi)部一致性信度Cronb.α＝0.748。由于不同身體活動強(qiáng)度對應(yīng)的每分鐘消耗能量不同，按照國際通用標(biāo)準(zhǔn)：小強(qiáng)度、中等強(qiáng)度和大強(qiáng)度的身體活動對應(yīng)的換算當(dāng)量分別是4.0 kcal／min、6.5kcal／min和9.0kcal／min，進(jìn)行計(jì)算，將問卷結(jié)果中的頻率、時(shí)間、強(qiáng)度轉(zhuǎn)化成能量消耗。（T3）

2.4 統(tǒng)計(jì)方法

2.4.1 缺失值處理

在測量問卷中，對于人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量（如學(xué)號、性別、年級等）和分類變量的問卷（如體育鍛煉階段評定量表），如果有缺失值存在，則該被試被視為不合格被試，其數(shù)據(jù)無效。對于連續(xù)變量的問卷（如風(fēng)險(xiǎn)知覺問卷、結(jié)果期待問卷等），如果每一個(gè)變量當(dāng)中有6 個(gè)以上的條目缺失，該被試的所有數(shù)據(jù)被視為無效。如果有6 個(gè)以下缺失值的情況，運(yùn)用SPSS 18.0，采用多重插補(bǔ)（Multiple Imputation）缺失值的估計(jì)和代替。

2.4.2 數(shù)據(jù)分析

采 用SPSS 18.0 和AMOS18.0對收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)和分析。由于本研究是大樣本研究且假設(shè)觀測數(shù)據(jù)符合多變量正態(tài)性，因此，選取的參數(shù)估計(jì)方法為極大似然法（Maximum Likelihood）。具體統(tǒng)計(jì)方法如下：用結(jié)構(gòu)方程模型的各種擬合度指標(biāo)（χ2／df，TLI，CFI，RMSEA）考查了HAPA 模型在大學(xué)生體育鍛煉行為中的適用性；用驗(yàn)證性因素分析法（CFA）檢驗(yàn)了HAPA 模型3 個(gè)階段群體的測量等同性；用多組結(jié)構(gòu)方程模型（MSEM）檢驗(yàn)了HAPA 模型應(yīng)用于大學(xué)生群體體育鍛煉行為中的社會認(rèn)知變量的階段差異性及變量之間路徑系數(shù)的階段差異性。

3 研究結(jié)果與分析

3.1 階段分布

在580名被試中，16.6%（n＝96）的被試報(bào)告他們目前沒有進(jìn)行體育鍛煉，也沒有考慮體育鍛煉的事情（非意向者）；29.3%（n＝170）的被試報(bào)告目前沒有進(jìn)行體育鍛煉，但正在考慮體育鍛煉的事情或者已經(jīng)決定去鍛煉，正在計(jì)劃中（意向者）。54.1%（n＝314）的被試報(bào)告進(jìn)行了體育鍛煉（行動者）（圖2）。

圖2 本研究HAPA 模型的階段分布情況示意圖Figure 2.Percentage of Stage Distuibution in the HAPA Model

3.2 HAPA 模型階段非連續(xù)性檢驗(yàn)的前提條件

一是，HAPA 模型要適用于對大學(xué)生體育鍛煉行為。用結(jié)構(gòu)方程模型的各種擬合度指標(biāo)對HAPA 模型和大學(xué)生體育鍛煉總體樣本以及它的3 個(gè)階段子樣本進(jìn)行擬合性檢驗(yàn)（表1）。總體樣本和3 個(gè)階段子樣本在擬合指標(biāo)上，卡方值較大，達(dá)到了統(tǒng)計(jì)上的顯著性，可能與本研究的被試樣本較大有關(guān)（n＝580）。因此，需參考卡方自由度的比值，從表1可知，無論總體樣本還是3 個(gè)階段子樣本卡方自由度比值均小于2，表明HAPA 模型的適配度良好。結(jié)合其他擬合度指標(biāo)，CFI和TLI都大于0.85，在可接受范圍之內(nèi)，RMSEA 均小于0.05，表示模型的適配度非常好。表明HAPA 模型與大學(xué)生體育鍛煉總體樣本及其3個(gè)階段子樣本都擬合良好，HAPA 模型適用于大學(xué)生體育鍛煉行為。

二是，HAPA 模型3個(gè)階段群體具有測量等同性。要檢驗(yàn)一個(gè)特定的測量工具的條目是否被不同的階段群體以同等的方式理解，測量工具的因子結(jié)構(gòu)在階段群體間是否是相同的，就需要進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析［14］。驗(yàn)證性因子分析群組不變性檢驗(yàn)中，較常檢驗(yàn)的是測量模型不變性的檢驗(yàn)。本研究就從測量模型檢驗(yàn)開始，再進(jìn)行結(jié)構(gòu)模型不變性檢驗(yàn)或其他參數(shù)不變性檢驗(yàn)，具體設(shè)定如下：

模型1 參數(shù)均未加以限制模型。

模型2 設(shè)定測量系數(shù)相等。

模型3 設(shè)定測量系數(shù)相等、結(jié)構(gòu)協(xié)方差相等。

模型4 設(shè)定測量系數(shù)相等、結(jié)構(gòu)協(xié)方差、結(jié)構(gòu)方差相等。

模型5 設(shè)定測量系數(shù)相等、結(jié)構(gòu)協(xié)方差、結(jié)構(gòu)方差相等、結(jié)構(gòu)系數(shù)相等。

模型6 設(shè)定測量系數(shù)相等、結(jié)構(gòu)協(xié)方差、結(jié)構(gòu)方差相等、結(jié)構(gòu)系數(shù)相等、結(jié)構(gòu)殘差變量方差相等。

表1 本研究整體樣本及其3個(gè)階段子樣本的擬合性指標(biāo)一覽表Table 1 Goodness of Fit Indices for Whole Sample and Three Stage Subsamples

分析結(jié)果表明，模型2和模型3是適宜的（表2），各項(xiàng)擬合指標(biāo)較好（P＞0.05），卡方增量與未限制模型（模型1）沒有顯著性差異。這就表明HAPA 模型測量工具因子結(jié)構(gòu)在各階段上具有恒定性，包括的測量系數(shù)的等同性和結(jié)構(gòu)協(xié)方差的等同性，HAPA 模型3個(gè)階段群體具有測量等同性。從現(xiàn)實(shí)角度來看，所有的被試以同樣的方式理解了量表中的條目，無論他們處于哪個(gè)階段。從理論上來講，測量誤差減少了［9］，測量等同是對階段群體差異進(jìn)行評估的一個(gè)邏輯前提［13］。只有滿足了測量等同這個(gè)前提條件之后，階段群體之間的差異才可以解釋得更加清晰［14］。

表2 本研究3個(gè)階段子樣本系列嵌套模型卡方增量結(jié)果一覽表Table 2 Three Group Nested Models and X2 Differences with Increased Constrains

3.3 HAPA 模型階段非連續(xù)性在大學(xué)生體育鍛煉行為中的檢驗(yàn)

3.3.1 社會認(rèn)知變量的潛在平均數(shù)的階段差異性檢驗(yàn)

HAPA 模型適用于大學(xué)生體育鍛煉行為且其3 個(gè)階段群體具有測量等同性，在此前提下，進(jìn)一步考察該模型中社會認(rèn)知變量在3 個(gè)階段上的潛在平均數(shù)（latent mean structures）的顯著性差異。在群組潛在變量的平均數(shù)與截距項(xiàng)的估計(jì)中，將意向組潛在平均數(shù)設(shè)為0，非意向組和行動組相對應(yīng)的參數(shù)設(shè)為自由參數(shù)，然后，進(jìn)行多群組結(jié)構(gòu)平均數(shù)的檢驗(yàn)（圖3）。

非意向者在行動自我效能（M＝－0.29；P＜0.01），積極結(jié)果期待（M＝－0.27；P＜0.01），風(fēng)險(xiǎn)知覺（M＝0.27；P＜0.01），意向（M＝－0.16；P＜0.05），維持自我效能（M＝－0.13；P＜0.05），計(jì)劃（M＝－0.21；P＜0.01）和體育鍛煉（M＝－0.19；P＜0.05）上與意向者均有顯著不同。行動者在行動自我效能（M＝0.85；P＜0.01），消極結(jié)果期待（M＝－0.22；P＜0.01），風(fēng)險(xiǎn)知覺（M＝－0.22；P＜0.01），意向（M＝0.21；P＜0.01）維持自我效能（M＝0.11；P＜0.05），恢復(fù)自我效能（M＝0.28；P＜0.01），體育鍛煉（M＝0.67；P＜0.01）上與意向者均有顯著不同。

3.3.2 變量之間的路徑系數(shù)的階段差異性檢驗(yàn)

HAPA 模型適用于大學(xué)生體育鍛煉行為，并且，其3個(gè)階段群體具有模型測量等同性，在此前提下，還可進(jìn)一步考察HAPA 模型中社會認(rèn)知變量之間的路徑系數(shù)在無意向期（階段1）、意向期（階段2）和行動期（階段3）上是否存在顯著性差異。從統(tǒng)計(jì)和實(shí)踐角度來看，采用模型3 是最理想的，卡方增值表明模型3和完全未限制模型沒有顯著性差異。因此，采用模型3（設(shè)定測量系數(shù)相等、結(jié)構(gòu)協(xié)方差相等）分別對3個(gè)階段子樣本進(jìn)行路徑分析（圖4）。

在階段1，風(fēng)險(xiǎn)知覺、結(jié)果期待與意向之間的路徑系數(shù)均不顯著；行動自我效能和意向之間的路徑系數(shù)顯著，但仍顯著低于階段2和階段3。在階段2，風(fēng)險(xiǎn)知覺、結(jié)果期待和意向之間的路徑系數(shù)均不顯著；維持自我效能和計(jì)劃之間的路徑系數(shù)顯著，但仍顯著低于階段1 和階段3。在階段3，風(fēng)險(xiǎn)知覺、結(jié)果期待和意向之間的路徑系數(shù)依舊不顯著；恢復(fù)自我效能和行為之間的路徑系數(shù)顯著，且顯著高于階段2，階段1和階段2之間沒有顯著性差異；維持自我效能和行為之間的路徑系數(shù)不顯著（階段1 和階段3的也不顯著），且從階段1到階段2，再到階段3依次降低，但差異沒有顯著性。

圖3 本研究階段群體之間的潛在平均數(shù)差異示意圖Figure 3.Latent Means across the Stage Groups

圖4 本研究階段路徑系數(shù)示意圖Figure 4.Standardized Coefficients for the Measurement Equivalence Model across the Stages

最后，意向、計(jì)劃和體育鍛煉行為在不同階段上的方差變異解釋量不同（模型3）。階段1，意向方差解釋量為43%，計(jì)劃方差解釋量為42%，行為方差解釋量為38%；階段2，意向方差解釋量為43%，計(jì)劃方差解釋量為20%，行為方差解釋量為28%；階段3，意向方差解釋量為83%，計(jì)劃方差解釋量為39%，行為方差解釋量為67%。

4 討論

本研究以中國高校大學(xué)生為被試對包括意向、計(jì)劃和行動變化在內(nèi)的HAPA 模型［28］的結(jié)構(gòu)進(jìn)行驗(yàn)證。理論假設(shè)模型中，維持自我效能、恢復(fù)自我效能、意向、計(jì)劃和體育鍛煉作為內(nèi)源潛變量，風(fēng)險(xiǎn)知覺、積極結(jié)果期待和行動自我效能作為外源潛變量。

4.1 社會認(rèn)知變量的潛在平均數(shù)階段差異性探討

假設(shè)3得到了部分驗(yàn)證。HAPA 模型中社會認(rèn)知變量在階段1、階段2 和階段3 的潛在平均數(shù)（latent mean structures）存在著顯著性差異，但其中的一些差異與原假設(shè)不符。具體來說：

假設(shè)（3a）得到了部分支持：階段2 和階段3 維持自我效能潛在平均數(shù)均顯著高于階段1；階段3 恢復(fù)自我效能潛在平均數(shù)顯著高于階段1 和階段2。然而，階段1 中的行動自我效能潛在平均數(shù)顯著低于階段2 和階段3；維持自我效能潛在平均數(shù)在階段2 和階段3 上存在顯著性差異，與該假設(shè)不一致。

HAPA 的理論建構(gòu)中，只提及自我效能在階段變化中起重要作用且隨著階段的提高而增加，對于3種自我效能的區(qū)分最主要是從功能上加以區(qū)分，沒有提及不同階段是否有顯著性差異，因此，本研究的相應(yīng)假設(shè)僅從其功能層面進(jìn)行入手。從本研究結(jié)果來看，行動自我效能，維持自我效能和恢復(fù)自我效能在階段變化中的影響力均呈增大趨勢，與理論建構(gòu)一致，也 與Resnick和Nigg［21］和Rosen［24］等的研究結(jié)果一致。具體來說，還沒有決定要參加身體鍛煉的被試與已經(jīng)形成鍛煉意向的被試相比，自我效能較低，而已經(jīng)參加身體鍛煉的被試有著最高水平的自我效能，因?yàn)樗麄凅w驗(yàn)著成功操作某一行為（體育鍛煉或其他健康行為）的勝任感和成就感［20］。在其功能層面上，僅恢復(fù)自我效能得到驗(yàn)證，恢復(fù)自我效能僅在階段3 中具有影響力，彰顯了階段的獨(dú)特性，這就為以后采用提高恢復(fù)自我效能的匹配干預(yù)方法對行動者進(jìn)行干預(yù)提供了實(shí)證性支持；行動自我效能和維持自我效能沒能得到充分驗(yàn)證，它們均隨著階段提高而增加且階段和階段之間差異具有顯著性，意味著行動自我效能和維持自我效能對被試始終具有影響力，且影響力隨著階段提高而增加。在中國大學(xué)生背景下，HAPA 的自我效能功能區(qū)分還需要進(jìn)一步的分析研究，以明確其細(xì)微的差別。

假設(shè)（3b）得到部分支持：積極結(jié)果期待的潛在平均數(shù)，階段1要顯著低于階段2和階段3且在階段2和階段3上沒有顯著性差異；風(fēng)險(xiǎn)知覺的潛在平均數(shù)，階段1 顯著高于階段2和階段3。然而，消極結(jié)果期待的潛在平局?jǐn)?shù)在階段1和階段2之間沒有顯著性差異；階段2 和階段3的消極結(jié)果期待、風(fēng)險(xiǎn)知覺平均數(shù)均存在顯著性差異，與該假設(shè)不符，這可能與本研究采用的大學(xué)生樣本有關(guān)。如上所述，大學(xué)生體育鍛煉的狀況之一就是知行分離，知道長期不參加體育鍛煉或參加體育鍛煉不足會導(dǎo)致身體機(jī)能和健康水平的逐步下降，甚至?xí)l(fā)免疫力下降，產(chǎn)生疾病，無論對于階段1沒計(jì)劃參加體育鍛煉和階段2 正在計(jì)劃參加體育鍛煉的學(xué)生來說風(fēng)險(xiǎn)知覺較高。而階段3學(xué)生由于長期參加體育鍛煉，身體素質(zhì)較好，風(fēng)險(xiǎn)知覺較低。同時(shí)，階段1、2 的大學(xué)生與階段3 的大學(xué)生相比，對于長期參與鍛煉所帶來的效益還沒有深刻體驗(yàn)，而對參與鍛煉的各方面弊端感受（占用時(shí)間，引發(fā)損傷等）就更為突出，導(dǎo)致了他們在消極結(jié)果期待上顯著的高于階段3，在積極結(jié)果期待上低于階段3。

對于階段2意向者，有其特殊性，一方面，感受到身體素質(zhì)的下降、鍛煉可能存在的一些弊端；另一方面，也知道參加體育鍛煉的必要性。因此，他們打算參加體育鍛煉，但還沒有行動起來。自身處于一個(gè)矛盾狀態(tài)，消極結(jié)果期待高，積極結(jié)果期待也高，故需要制定一個(gè)科學(xué)合理的體育鍛煉計(jì)劃來趨利避害。

總之，從本假設(shè)研究結(jié)果來看，隨著階段提高，學(xué)生的積極結(jié)果期待越來越高，而風(fēng)險(xiǎn)知覺和消極結(jié)果期待越來越低，階段和階段之間存在顯著性差異，凸顯了HAPA 的階段性。

假設(shè)（3c）和假設(shè)（3d）得到了支持：意向潛在平均數(shù)，階段1意向顯著低于階段2，階段2 顯著低于階段3；計(jì)劃潛在平均數(shù)，階段1顯著低于階段2，但階段2和階段3沒有顯著性差異。表明意向既可以區(qū)分非意向期和意向期，也可以區(qū)分意向期和行動期；計(jì)劃可以區(qū)分非意向期和意向期，但不可以區(qū)分意向期和行動期。從另一個(gè)角度來說，計(jì)劃不可以區(qū)分意向期和行動期說明意向者和行動者的決斷過程的相似性。本研究結(jié)果與HAPA 理論［27］一致：非意向者和意向者的主要區(qū)別在于是否決定要參與鍛煉即有無鍛煉意向。意向者形成了鍛煉意向，決定要開始鍛煉，于是他們制定鍛煉計(jì)劃，一旦計(jì)劃實(shí)施，他們便進(jìn)入行動期。而非意向者還沒有鍛煉意向，更不可能去制定鍛煉計(jì)劃。也與lippke［14］、Duan［10］的研究結(jié)果一致，再次表明了HAPA關(guān)于動機(jī)過程（motivational process）和決斷過程（volitional process）階段劃分的合理性和階段的非連續(xù)性。

假設(shè)（3e）得到了支持：行為（能量消耗）的潛在平均數(shù)，階段1顯著低于階段2，階段2 顯著低于階段3。與實(shí)際情況相符合，隨著鍛煉階段的不斷提升，能量消耗不斷增加，且增值具有顯著性差異，進(jìn)而凸顯了HAPA 模型階段的非連續(xù)性。

4.2 變量之間的路徑系數(shù)的階段差異性探討

研究假設(shè)4 得到部分驗(yàn)證。HAPA 模型中社會認(rèn)知變量之間的路徑系數(shù)在無意向期（階段1）、意向期（階段2）和行動期（階段3）上存在顯著性差異。具體來說：

假設(shè)（4a）得到了部分支持，階段1 行動自我效能和意向之間的路徑系數(shù)具有顯著性，且顯著低于階段2 和階段3。然而，風(fēng)險(xiǎn)知覺、積極結(jié)果期待和消極結(jié)果期待和意向之間的路徑系數(shù)均無顯著性，也沒有階段性差異，均該假設(shè)不一致。

對于風(fēng)險(xiǎn)知覺和意向之間的路徑系數(shù)，本研究結(jié)果與Duan［10］，Schwarzer［29］和段艷平、劉立凡［1］等的研究結(jié)果一致，風(fēng)險(xiǎn)知覺是意向的遠(yuǎn)軸預(yù)測因子，對意向意向作用不明顯。然而，Lippke等2005年用骨科康復(fù)病人所做的研究結(jié)果卻表明風(fēng)險(xiǎn)知覺在對階段1 具有影響力，在階段2和階段3上逐漸失去作用，風(fēng)險(xiǎn)知覺具有階段特異性［14］。這可能與Lippke等人以骨科病人為被試有關(guān)，骨科康復(fù)期病人會特別關(guān)注自身的健康狀況，相應(yīng)的風(fēng)險(xiǎn)知覺的作用就會比較突出。而本研究的研究被試為高校大學(xué)生，由于其正值風(fēng)華正茂的年齡，身體素質(zhì)在人的一生當(dāng)中都處于巔峰階段，因此，對自己身體狀況關(guān)注度較低，進(jìn)而導(dǎo)致了風(fēng)險(xiǎn)知覺的作用不明顯。

風(fēng)險(xiǎn)知覺、積極結(jié)果期待和消極結(jié)果期待和意向之間的路徑系數(shù)均無顯著性，也沒有階段性差異，與以往相關(guān)研究一致。Lippke認(rèn)為在意向形成、計(jì)劃制定和行為變化的過程中，自我效能是最重要的預(yù)測因子［16］。Plotnikoff等也認(rèn)為自我效能在所有的階段都是重要的［20］。Luszczynska在女性乳房自我檢查行為的研究中，僅通過提高實(shí)驗(yàn)組被試的自我效能方式［言語勸說、直接性經(jīng)驗(yàn)（自檢）和替代性經(jīng)驗(yàn)（觀看視頻）3種方式］進(jìn)行干預(yù)，結(jié)果表明，13周后，以前沒有進(jìn)行乳房自檢的被試開始進(jìn)行自檢，以前自檢的被試增加自檢的頻率，增強(qiáng)了自檢的技能，實(shí)驗(yàn)組和對照組存在顯著性差異，也表明了自我效能的的重要性和有效性［17］。

假設(shè)（4b）得到部分支持，維持自我效能和計(jì)劃之間的路徑系數(shù)在階段2具有顯著性。然而，階段2 維持自我效能和計(jì)劃之間的路徑系數(shù)顯著低于階段1 和階段3，與該假設(shè)不一致，原因可能為非意向者理論上還沒有形成鍛煉意向，計(jì)劃更無從談起，所以，對于計(jì)劃條目的選擇具有盲目性與偶然性；階段3維持自我效能對行動計(jì)劃路徑系數(shù)顯著高于階段2，表明維持自我效能對行動者還有著較大的影響力。

假設(shè)（4c）得到部分支持，恢復(fù)自我效能和體育鍛煉之間的路徑系數(shù)在階段3達(dá)到顯著性，且顯著高于階段2，階段1和階段2之間沒有顯著性差異。行動者，或者說鍛煉者，其參與到了鍛煉中來，體驗(yàn)到了鍛煉所帶來的身心效益，但行動期個(gè)體會由于各種各樣的原因退出鍛煉，這時(shí)其關(guān)心的是如何才能重新開始鍛煉。因此，恢復(fù)自我效能就顯得特別重要，其他的社會認(rèn)知變量相應(yīng)的重要性大大降低。然而，維持自我效能和體育鍛煉之間的路徑系數(shù)全部沒有達(dá)到顯著性，階段之間也不存在顯著性差異，與該假設(shè)不一致。

恢復(fù)和維持自我效能的效果可能是獨(dú)立的：Scholz，Sniehotta和Schwarzer發(fā)現(xiàn)，心臟病患者中，維持自我效能可以預(yù)測2～8 個(gè)月后的身體活動，而在一個(gè)經(jīng)歷過倒退的子群體患者中，只有恢復(fù)自我效能可以預(yù)測超過8 個(gè)月的身體活動［30］。Luszczynska和Sutton表明，大多數(shù)心肌梗塞患者可以按照建議的頻率去維持身體活動，在這群患者中，維持自我效能能預(yù)測6 個(gè)月以后的身體活動，而恢復(fù)自我效能沒有作用；在經(jīng)歷倒退的患者中恢復(fù)自我效能可以預(yù)測6 個(gè)月以后的身體活動，維持自我效能沒有作用［18］。Luszczynska等的研究表明，恢復(fù)自我效能是兩年以上有規(guī)律性的跑步或慢跑行為的重要預(yù)測因子，沒有發(fā)現(xiàn)維持自我效能的作用［16］。本研究中對于大學(xué)生來說，發(fā)現(xiàn)維持自我效能和恢復(fù)自我效能均有良好的預(yù)測作用，但維持自我效能沒能完全支持研究假設(shè)，可能與二者效果的獨(dú)立性相關(guān)。

假設(shè)（4d）路徑系數(shù)的顯著性得到支持，在階段2 和階段3，意向和計(jì)劃之間的路徑系數(shù)顯著，計(jì)劃和體育鍛煉之間的路徑系數(shù)顯著，意味著意向者和行動者通過計(jì)劃將意向轉(zhuǎn)為行動的路徑方式相似，即意向期個(gè)體和行動期個(gè)體都能很好的通過計(jì)劃將鍛煉意向轉(zhuǎn)為鍛煉行為。即對于HAPA 模型3個(gè)階段群體來說，非意向者由于沒有打算要參與體育鍛煉，但隨著他們對鍛煉行為相關(guān)知識的了解和經(jīng)驗(yàn)的積累，其參加身體鍛煉的意向被不斷發(fā)展著，而意向者和行動者都已經(jīng)形成了鍛煉意向，都將或已經(jīng)以鍛煉計(jì)劃為中介變量，把自己的鍛煉意向轉(zhuǎn)化實(shí)際的體育鍛煉行為，支持了二者決斷階段過程相似的研究假設(shè)。

假設(shè)（4d）的路徑系數(shù)差異性得到部分支持，計(jì)劃和體育鍛煉之間的路徑系數(shù)，階段2 和階段3 都具有顯著性，表明意向者、行動者在體育鍛煉的過程中鍛煉計(jì)劃都發(fā)揮了重要的作用。然而，階段3計(jì)劃和體育鍛煉之間的路徑系數(shù)顯著大于階段2，與該假設(shè)不符。這在一定程度上說明了中國大學(xué)生被試一旦打算參與體育鍛煉，計(jì)劃的作用便越來越重要。這與Lippke［14］的研究結(jié)果不一致，計(jì)劃和體育鍛煉之間的路徑系數(shù)，階段2 和階段3 沒有顯著性差異，認(rèn)為隨著意向者進(jìn)入階段3，開始并堅(jiān)持體育鍛煉，逐漸形成了鍛煉習(xí)慣，計(jì)劃的作用力便保持在一個(gè)水平，甚至有所降低。原因可能為階段3 中國大學(xué)生被試形成鍛煉習(xí)慣的與西方相比比重較低，因此，還需要通過計(jì)劃來維持自己的鍛煉行為。

另外，從方差變異解釋量來看，也支持了在意向形成和計(jì)劃過程中非連續(xù)性模式的假說。3 個(gè)階段子群體（非意向者、意向者和行動者）的意向、計(jì)劃和體育鍛煉方差變異解釋量不同，這可能是假設(shè)模型中存在具有階段非連續(xù)性社會認(rèn)知變量的預(yù)測模式的證據(jù)之一。

4.3 研究的不足及展望

1.采用自陳式問卷，問卷信度對樣本的依賴性較強(qiáng)。

2.在縱向數(shù)據(jù)的收集過程中，數(shù)據(jù)的流失嚴(yán)重可能導(dǎo)致樣本數(shù)據(jù)的代表性不足。另外，在數(shù)據(jù)處理當(dāng)中，沒有對階段算法的效度進(jìn)行有效評估，單憑被試的主觀報(bào)告來判斷其所處的階段，階段算法的效度有待檢驗(yàn)和提高。

3.本研究由于缺少干預(yù)性實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，無法考察模型中社會認(rèn)知變量對行為的預(yù)測作用，變量間因果關(guān)系無法確定，未來研究需要在這一方面深入考察。

5 結(jié)論

本研究在縱向設(shè)計(jì)中采用結(jié)構(gòu)方程模型對HAPA 模型［28］進(jìn)行驗(yàn)證的研究。結(jié)果表明，1）HAPA 模型適用于大學(xué)生體育鍛煉行為，HAPA 模型3 個(gè)階段群體具有測量等同性；2）大部分社會認(rèn)知變量的潛在平均數(shù)在3 個(gè)階段上存在顯著性差異，部分社會認(rèn)知變量之間的路徑系數(shù)在不同階段上具有顯著性差異。因此，本研究部分驗(yàn)證了HAPA 模型的階段非連續(xù)性特征，為健康行為促進(jìn)中階段匹配干預(yù)提供了相關(guān)依據(jù)。

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