基于計(jì)劃行為理論的中青年肥胖性非酒精性脂肪性肝病患者中醫(yī)健康管理行為意向的結(jié)構(gòu)方程模型分析

高小蓮，鄭文清，肖明中，陶軍秀，曾聃，艾亞婷

非酒精性脂肪性肝病（nonalcoholic fatty liver disease，NAFLD）是一類包含單純性脂肪肝、非酒精性脂肪性肝炎等疾病的臨床病理綜合征［1］。NAFLD被認(rèn)為是一種新興的流行病，NAFLD是歐美等西方發(fā)達(dá)國家肝功能酶學(xué)異常和慢性肝病最常見的原因［2］。在我國，由于生活習(xí)慣與飲食結(jié)構(gòu)的改變，發(fā)病率逐年上升且呈現(xiàn)低齡化發(fā)病趨勢［3］。該病可進(jìn)一步進(jìn)展為肝硬化甚至肝功能衰竭和肝癌，威脅人類健康，增加家庭和社會疾病負(fù)擔(dān)［4］。目前研究認(rèn)為NAFLD與肥胖及其代謝后果密切相關(guān)，肥胖，特別是內(nèi)臟脂肪組織（VAT）和皮下脂肪組織（SAT）水平，在中青年人群肝臟脂肪積累中起著至關(guān)重要的作用［5］。循證醫(yī)學(xué)已經(jīng)證明了NAFLD健康管理的好處，改變生活方式［6］、控制體質(zhì)量［7］，可控制NAFLD的發(fā)生和發(fā)展。慢性病需要加強(qiáng)健康管理已經(jīng)成為全球共識，各國均在探索適合本國國情的慢性病健康管理模式。在中醫(yī)“治未病”工程納入了國家醫(yī)療衛(wèi)生發(fā)展總戰(zhàn)略的背景下，結(jié)合中醫(yī)治療慢性病的優(yōu)勢，各地中醫(yī)院將中醫(yī)“治未病”理論與現(xiàn)代健康管理理念融合，逐步形成了慢性病的中醫(yī)健康管理模式。根據(jù)湖北省中醫(yī)藥研究所NAFLD中醫(yī)健康管理實(shí)踐分析，效果不盡如人意，存在積極性不高［8］、依從性較差［9］、中醫(yī)資源利用率較低［10］等問題。健康管理的主體是患者，了解患者的內(nèi)心很重要，而結(jié)合社會行為理論進(jìn)行患者的疾病意識和中醫(yī)健康管理認(rèn)知研究尚不多見。本研究以計(jì)劃行為理論（theory of planned behavior，TPB）為基礎(chǔ)，建立中青年肥胖性NAFLD患者中醫(yī)健康管理行為意向的結(jié)構(gòu)方程模型，探索中青年肥胖性NAFLD患者參與中醫(yī)健康管理的影響因素，為優(yōu)化NAFLD中醫(yī)健康管理模式提供參考依據(jù)。

AJZEN［11］于1985年提出了TPB（見圖1），廣受社會行為研究者們的青睞。TPB認(rèn)為個(gè)體行為意愿是影響行為最直接的因素，行為意愿主要由行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制3個(gè)變量決定。行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制這3個(gè)變量均受突顯信念的影響。決定態(tài)度的是個(gè)體對執(zhí)行行為后可能產(chǎn)生結(jié)果的信念；決定主觀規(guī)范的是個(gè)體感應(yīng)到重要他人或者團(tuán)體對是否應(yīng)該執(zhí)行某特定行為的期望，即規(guī)范信念；決定感知行為控制的是個(gè)體感知到的可能促進(jìn)或者阻礙執(zhí)行實(shí)際行為的因素，即控制信念。根據(jù)TPB，個(gè)體的行為態(tài)度、主觀規(guī)范越積極、感知行為控制越強(qiáng)，則執(zhí)行某種行為的意向越強(qiáng)，而這種意向越強(qiáng)，則越可能最終執(zhí)行某種行為［12］。本研究基于TPB進(jìn)行變量的選取和結(jié)構(gòu)方程模型的建構(gòu)。

圖1 計(jì)劃行為理論概念圖［11］Figure 1 Theory of planned behavior conceptual graphs

1 對象與方法

1.1 研究對象 選取2016年10—12月在湖北省中醫(yī)院肝病研究型門診進(jìn)行體檢并被納入肝病研究型門診超重/肥胖人群生物樣本庫建檔的志愿者。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）長期居住在武漢市的居民；（2）年齡20～59歲；（3）體質(zhì)指數(shù)（BMI）≥24.0 kg/m2；（4）體檢報(bào)告符合《中國非酒精性脂肪性肝病診療指南（2010年修訂版）》［13］中的NAFLD診斷標(biāo)準(zhǔn)；（5）無重大疾病史；（6）無特殊用藥史；（7）無認(rèn)知障礙；（8）自愿簽署樣本捐獻(xiàn)知情同意書。本樣本庫共計(jì)建檔1 451例志愿者，男597例，女854例；年齡20～59歲。本研究嚴(yán)格遵循知情、自愿、無傷的倫理原則，本研究已獲得湖北省中醫(yī)院倫理委員會批準(zhǔn)。

1.2 方法

1.2.1 研究工具 采用深度訪談和文獻(xiàn)法收集問卷指標(biāo)池，通過專家咨詢和課題組多輪修訂后形成初始問卷。問卷?xiàng)l目來自兩方面：一是借鑒慢性病資源調(diào)查表［14］、一般自我效能量表［15］、身體健康感知量表［16］的條目；二是在TPB指導(dǎo)下，對10例患者進(jìn)行深度訪談，收集、分析訪談原始資料，歸納出條目。經(jīng)預(yù)調(diào)查后反復(fù)修正調(diào)整，形成了正式問卷《中青年肥胖性非酒精性脂肪性肝病患者中醫(yī)健康管理行為意向調(diào)查表》。問卷包含兩個(gè)部分，第一部分是一般資料調(diào)查，第二部分是中醫(yī)健康管理行為意向調(diào)查，包含65個(gè)測試項(xiàng)，測試項(xiàng)采用Likert-type 5點(diǎn)計(jì)分法，依次為1=非常贊同，2=贊同，3=不確定，4=不贊同，5=非常不贊同。

1.2.2 調(diào)查 按照便利取樣的原則。對超重/肥胖人群生物樣本庫建檔的志愿者在進(jìn)行隨訪管理時(shí)發(fā)放正式問卷，截至2018年10月已經(jīng)發(fā)放調(diào)查問卷552份，收回552份。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 數(shù)據(jù)錄入采用EpiData 3.0軟件，雙人錄入并進(jìn)行一致性核查，排除人為錄入的錯(cuò)誤。一致性檢查完成之后，運(yùn)用SPSS 20.0統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件對問卷中一些答案的邏輯關(guān)系進(jìn)行復(fù)查，找出回答質(zhì)量較低的問卷，予以剔除，最終共獲取432份有效問卷，有效回收率為78.26%。首先進(jìn)行缺失值分析，單變量統(tǒng)計(jì)量使用由指示變量形成的分組進(jìn)行的T檢驗(yàn)，忽略缺失值占總個(gè)案數(shù)的比例〈5%的變量，估計(jì)勾選EM和回歸。然后采用序列均值方法，進(jìn)行缺失值替換。采用描述性統(tǒng)計(jì)分析、內(nèi)部一致性信度檢驗(yàn)、探索性因子分析（exploratory factor analysis，EFA）與驗(yàn)證性因子分析（confirmatory factor analysis，CFA）進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。問卷的內(nèi)部一致性采用Cronbach'sα系數(shù)進(jìn)行信度評定，本研究中Cronbach'sα系數(shù)≥0.600才能接受。模型初始構(gòu)建采用EFA，用KMO檢驗(yàn)和Bartlett's球形檢驗(yàn)分析變量之間的相關(guān)性，主成分分析法提取公因子，運(yùn)用Kaiser標(biāo)準(zhǔn)化的正交旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，使得公因子的涵義更加容易表征。CFA對模型的信效度和穩(wěn)定性進(jìn)行評價(jià)，路徑系數(shù)/載荷系數(shù)的顯著性評價(jià)量表的建構(gòu)信度，結(jié)構(gòu)效度指標(biāo)有比較擬合指數(shù)（CFI）、本特勒-波內(nèi)特規(guī)范擬合指數(shù)（NFI）、Tucker-Lewis指數(shù)（Tucker-Lewis index，TLI）、擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）、近似均方根殘差（RMSEA），假設(shè)檢驗(yàn)用于相關(guān)性的評價(jià)。將全部樣本（n=432）隨機(jī)等分為A、B部分，每部分樣本量n=216，A部分用于EFA，B部分用于CFA。以P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 基本特征 432例中青年肥胖性NAFLD患者中，男238例（55.09%），女194例（44.91%）；年齡20～59歲，≤35歲33例（7.64%），36～40歲51例（11.81%），41～45歲82例（18.98%），46～50歲 89例（20.60%），51～55歲 104例（24.07%），56～59歲73例（16.90%）；文化程度：初中及以下23例（5.32%），高中/中專58例（13.43%），?？萍耙陨?51例（81.25%）；職業(yè)：體力勞動者27例（6.25%），非體力勞動者405例（93.75%）；月收入：≤4 000元76例（17.59%），4 001～5 000元159例（36.81%），≥5 001元197例（45.60%）；社會保險(xiǎn)類型：城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)187例（43.28%），職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)206例（47.69%），新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)25例（5.79%），其他14例（3.24%）；NAFLD認(rèn)知：正確認(rèn)知77例（17.83%），不當(dāng)認(rèn)知355例（82.17%）；有中醫(yī)經(jīng)歷：男55例（23.11%），女67例（34.54%）；中醫(yī)健康管理知曉率：男38例（15.97%），女6例（28.87%）。

2.2 信度檢驗(yàn) 量表Cronbach'sα系數(shù)為0.808。

2.3 EFA

2.3.1 KMO檢驗(yàn)和Bartlett's球形檢驗(yàn) KMO為0.772，Bartlett's球形檢驗(yàn)的χ2值為10 204.975，df為2 016，P＜0.001，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，說明變量之間并非相互獨(dú)立，取值有關(guān)系，適合做因子分析。

2.3.2 主成分分析 采用主成分分析法提取公因子，選擇特征值≥1.000的因子。經(jīng)方差最大正交旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)后，因子載荷≥0.600的選取原則，提取公因子最相關(guān)的指標(biāo)。經(jīng)過3輪因子分析后得到14個(gè)公因子，累積方差貢獻(xiàn)率為78.006%，表明14個(gè)公因子可以代表樣本數(shù)據(jù)78.006%的信息（見表1）。因子提取碎石圖見圖2。

2.3.3 旋轉(zhuǎn)成分矩陣和內(nèi)部一致性信度檢驗(yàn) 運(yùn)用Kaiser標(biāo)準(zhǔn)化的正交旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，旋轉(zhuǎn)在50次迭代后收斂。對14個(gè)公因子進(jìn)行Cronbach'sα系數(shù)評定，刪除Cronbach'sα系數(shù)〈0.600的7個(gè)公因子，最終獲得29個(gè)條目7個(gè)公因子。旋轉(zhuǎn)成分矩陣后的Cronbach'sα系數(shù)及因子載荷見表2。公因子命名：F1為主觀規(guī)范，F(xiàn)2為自我效能，F(xiàn)3為負(fù)性態(tài)度，F(xiàn)4為身體健康感知，F(xiàn)5為感知行為控制，F(xiàn)6為中醫(yī)健康管理意向，F(xiàn)7為實(shí)際行為。

2.4 CFA 在EFA結(jié)果的基礎(chǔ)上，將B樣本運(yùn)用AMOS 21.0軟件建立TPB結(jié)構(gòu)方程模型，對假設(shè)模型進(jìn)行CFA。中青年肥胖性NAFLD患者中醫(yī)健康管理意愿的影響因素TPB結(jié)構(gòu)方程模型見圖3。

圖2 碎石圖Figure 2 Scree plot

2.4.1 參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯著性 參數(shù)估計(jì)結(jié)果見表3，所有參數(shù)值達(dá)到顯著，表明各變量能夠區(qū)別不同調(diào)查者的反應(yīng)程度，在調(diào)查中有意義。

2.4.2 結(jié)構(gòu)效度 初始CFA模型的χ2=2 313.847，df=656，CFI=0.664，NFI=0.592，TLI=0.620，GFI=0.670，χ2/df=3.527，RMSEA=0.111，擬合效果不理想，通過刪除未達(dá)到顯著性水平的影響路徑進(jìn)行模型修正，調(diào)整后CFA模型的χ2=2 063.437，df=847，CFI=0.949，NFI=0.977，TLI=0.932，GFI=0.868，χ2/df=2.436，RMSEA=0.065，除GFI略低，其他指標(biāo)均符合建議標(biāo)準(zhǔn)。

圖3 中青年肥胖性NAFLD患者中醫(yī)健康管理意愿的影響因素TPB結(jié)構(gòu)方程模型Figure 3 TPB-based SEM of intention for young and middle-aged patients with obesity-related NAFLD participating in TCM health management

表1 因子分析解釋的總方差Table 1 Factor analysis to explain the total variance

2.4.3 假設(shè)檢驗(yàn) 從行為意向的視角，主觀規(guī)范、感知行為控制與中醫(yī)健康管理意向具有正相關(guān)性（路徑系數(shù)分別為0.144、0.098，P＜0.001），負(fù)性態(tài)度、身體健康感知與中醫(yī)健康管理意向具有負(fù)相關(guān)性（路徑系數(shù)分別為-0.097、-0.168，P＜0.001），自我效能與中醫(yī)健康管理意向不具有相關(guān)性（路徑系數(shù)為-0.023，P=0.471）；從實(shí)際行為的角度，主觀規(guī)范、自我效能、身體健康感知與實(shí)際行為不具有相關(guān)性（路徑系數(shù)分別為-0.038、0、0.095，P值分別為0.457、0.991、0.083），感知行為控制與實(shí)際行為具有正相關(guān)性（路徑系數(shù)為0.093，P＜0.001），負(fù)性態(tài)度與實(shí)際行為具有負(fù)相關(guān)性（路徑系數(shù)為-0.110，P＜0.001）；從中醫(yī)健康管理意向與實(shí)際行為的相互關(guān)系來看，中醫(yī)健康管理意向與實(shí)際行為不具有相關(guān)性（路徑系數(shù)為-0.091，P=0.074，見表4）。

表2 旋轉(zhuǎn)成分矩陣后的Cronbach'sα系數(shù)及因子載荷Table 2 Factor loading and Cronbach's alpha coefficient

3 討論

3.1 結(jié)構(gòu)方程模型分析 本研究對湖北省中醫(yī)院肝病研究型門診超重/肥胖人群生物樣本庫的志愿者進(jìn)行問卷調(diào)查，構(gòu)建了一套中青年肥胖性NAFLD患者參與中醫(yī)健康管理意愿的測量模型與測量工具。EFA在65個(gè)測量指標(biāo)體系中找出主觀規(guī)范、自我效能、負(fù)性態(tài)度、身體健康感知、感知行為控制、中醫(yī)健康管理意向及實(shí)際行為7個(gè)潛在因子；CFA驗(yàn)證了上述7個(gè)潛在因子的相互關(guān)系，結(jié)構(gòu)方程模型擬合評價(jià)良好（χ2/df=2.436，RMSEA=0.065，CFI=0.949，NFI=0.977，TLI=0.932）。說明基于TPB的模型構(gòu)建適用于解釋中青年肥胖性NAFLD患者的中醫(yī)健康管理意愿，可以按照上述7個(gè)維度進(jìn)行中青年肥胖性NAFLD患者中醫(yī)健康管理模式的研究，提高患者健康干預(yù)的依從性。

3.2 假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果分析

3.2.1 主觀規(guī)范對中醫(yī)健康管理意向的影響 本研究CFA顯示，主觀規(guī)范與中醫(yī)健康管理意向具有正相關(guān)性，表明主觀規(guī)范對中醫(yī)健康管理意向具有直接正向影響，重要的人或群體（專家、親人、朋友）對中青年肥胖性NAFLD患者參與中醫(yī)健康管理意向具有直接促進(jìn)作用，患者從重要人物或群體獲得的鼓勵(lì)和引導(dǎo)越多，其參與中醫(yī)健康管理的意愿就越強(qiáng)。這提示，建立醫(yī)護(hù)、患者、親友三方合作的健康管理模式更有利于中醫(yī)健康管理的順利開展。尤其要注意醫(yī)務(wù)人員對NAFLD的態(tài)度和行為具有不可忽視的導(dǎo)向作用。實(shí)際工作中，因?yàn)镹AFLD是新興流行病，醫(yī)務(wù)人員對該病的認(rèn)識非常片面，存在NAFLD認(rèn)知度低［17］，低估該病在人群中的患病率［18］，忽略患者潛在的危險(xiǎn)因素［19］，對患者做出不恰當(dāng)?shù)暮Y查［20］，當(dāng)前診療與《非酒精性脂肪性肝病診療指南》標(biāo)準(zhǔn)差距較大［21］等問題。鑒于此，當(dāng)務(wù)之急還需加強(qiáng)醫(yī)務(wù)人員NAFLD綜合管理培訓(xùn)，提高醫(yī)務(wù)人員NAFLD知識水平。

表3 參數(shù)估計(jì)結(jié)果Table 3 Parameter estimation results

表4 假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 Hypothesis test results

3.2.2 負(fù)性態(tài)度對中醫(yī)健康管理意向的影響 態(tài)度信念是執(zhí)行某種行為的原因，會直接影響行為。本研究中，中青年肥胖性NAFLD患者對中醫(yī)和NAFLD的負(fù)性態(tài)度（即消極評價(jià)）對意向的形成有直接影響?；颊呦麡O態(tài)度的根源在于對NAFLD缺乏認(rèn)識。本研究顯示，患者對NAFLD正確認(rèn)知比例僅占17.83%，而不當(dāng)認(rèn)知比例占82.17%。普通人群認(rèn)為NAFLD是“城市化”生活方式中的一種自然現(xiàn)象，而不是需要特殊治療或管理的嚴(yán)重疾?。?2］。各地學(xué)者的調(diào)查報(bào)道顯示，盡管脂肪肝發(fā)病已漸趨年輕化，但30～40歲的患者中對該病危害的錯(cuò)誤認(rèn)知率居高不下；在發(fā)現(xiàn)患有脂肪肝時(shí)，只有少數(shù)人會到醫(yī)院進(jìn)一步就診；健康體檢人群會主動實(shí)施相關(guān)預(yù)防措施的比例極低［23-26］。對NAFLD的不當(dāng)認(rèn)知會影響患者參與中醫(yī)健康管理的意愿，因此亟待普及NAFLD的基本知識，促使患者樹立正確的疾病認(rèn)知和健康管理態(tài)度。

缺乏中醫(yī)經(jīng)歷、不知曉中醫(yī)健康管理形式、中醫(yī)監(jiān)管不到位的現(xiàn)狀可能是患者持消極態(tài)度的原因。本研究中，有中醫(yī)經(jīng)歷的比例較低（男性占23.11%，女性占34.54%），對中醫(yī)健康管理知曉率極低（男性占15.97%，女性占28.87%）。也有文獻(xiàn)證實(shí)，在民眾對中醫(yī)藥知識普遍認(rèn)知不足的前提下，農(nóng)民、低收入者、低教育程度者的認(rèn)知水平更為有限［27］；即使是對健康管理認(rèn)知及需求度較高體檢人群，對中醫(yī)健康管理服務(wù)項(xiàng)目的了解也較為片面［28］；劣質(zhì)中醫(yī)產(chǎn)品和假借中醫(yī)名號行騙是影響消費(fèi)者中醫(yī)消費(fèi)行為的主要原因之一，導(dǎo)致民眾對中醫(yī)消費(fèi)持反感態(tài)度［10］。

因此，若要建立起中青年肥胖性NAFLD患者對中醫(yī)健康管理的信心，除了不斷規(guī)范中醫(yī)市場，優(yōu)化中醫(yī)健康管理策略、提升中醫(yī)健康管理效果，還應(yīng)根據(jù)中青年人群的特點(diǎn)，結(jié)合互聯(lián)網(wǎng)途徑，加強(qiáng)正確的中醫(yī)信息輸出，開展多種形式的宣傳和體驗(yàn)，幫助人群辨識中醫(yī)，提高人群對中醫(yī)健康管理形式的知曉率。

3.2.3 感知行為控制、自我效能對中醫(yī)健康管理意向的影響本研究假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，感知行為控制與中醫(yī)健康管理意向和行為均具有正相關(guān)；而自我效能與中醫(yī)健康管理意向、行為均不具有相關(guān)性。這說明感知行為控制對中醫(yī)健康管理意向有直接影響，對實(shí)際行為有直接和間接兩種效應(yīng)，而自我效能與中醫(yī)健康管理意向和實(shí)際行為之間的關(guān)系很弱或不顯著。

在感知行為控制維度中，決定控制力的信念具有突顯性。本研究中，決定控制力的信念是指促進(jìn)或阻礙執(zhí)行中醫(yī)健康管理行為的因素，如“進(jìn)行中醫(yī)健康管理需要有良好的中醫(yī)資源”“進(jìn)行中醫(yī)健康管理需要時(shí)間靈活和經(jīng)濟(jì)寬裕”以及這些因素的影響力，如“若環(huán)境周圍有簡便易行的中醫(yī)資源會激發(fā)中醫(yī)健康管理的可能性”“醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷比例提高有助于提高中醫(yī)健康管理的參與度”?；颊邆鬟f的這些信息說明，在搭建中醫(yī)健康管理框架時(shí)，應(yīng)加強(qiáng)良好的中醫(yī)資源（包括人力、技術(shù)、設(shè)備、環(huán)境等）及資源的可及性和可行性的建設(shè)。盡管此次研究顯示自我效能與中醫(yī)健康管理意向和實(shí)際行為之間的關(guān)系不顯著，但基于文獻(xiàn)證實(shí)自我效能是行為的重要預(yù)測因子。故而，具體的中醫(yī)健康管理實(shí)踐不能忽視患者的自我效能，應(yīng)注重培養(yǎng)患者的能力信念，幫助其克服畏難和自恃心理。

3.2.4 身體健康感知對中醫(yī)健康管理意向的影響 前人的研究表明，慢性病患者對自我健康狀況的主觀感知和評價(jià)在很大程度上決定了其執(zhí)行健康行為的狀態(tài)［29］。本研究顯示，身體健康感知與中醫(yī)健康管理意向具有負(fù)相關(guān)性，也就是說，中青年肥胖性NAFLD患者感知到的健康狀況越好，其參與中醫(yī)健康管理的意向越低；中青年肥胖性NAFLD患者感知到的健康狀況越差，其參與中醫(yī)健康管理的意向越強(qiáng)。顯然，身體健康感知可顯著影響患者的就醫(yī)決策和健康管理的依從性。研究表明，“健康樂觀主義者”對自己的身體健康感知水平比其實(shí)際健康狀況好，而“悲觀健康主義者”對自己的健康評估比其實(shí)際健康狀況差［30］；“健康樂觀主義者”對自己的健康感知有更多的控制感，對自己的健康問題也能通過鍛煉和合理飲食進(jìn)行更好的自我管理［31］。由此可知，身體健康感知將最終影響慢性病患者的健康結(jié)局。在中醫(yī)健康管理進(jìn)一步研究過程，還應(yīng)注重探索NAFLD患者的人格特征和心理健康水平，制定個(gè)性化的健康管理內(nèi)容，提高依從性及改善預(yù)后。

3.2.5 中醫(yī)健康管理意向與行為之間的中介變量 本研究顯示，中醫(yī)健康管理意向與實(shí)際行為不具有相關(guān)性。這表明中醫(yī)健康管理意向轉(zhuǎn)化為實(shí)際行為還存在距離，中醫(yī)健康管理意向與實(shí)際行為之間的關(guān)系研究還有待于完善，還要繼續(xù)尋找意向與行為之間的可能存在其他重要的變量。GOLLWITZER［32］認(rèn)為，行為發(fā)生之前有兩個(gè)階段，首先是運(yùn)籌階段，個(gè)體會推論自己的行為目標(biāo)，此時(shí)形成的意向稱之為目標(biāo)意向（goal intention），然后是執(zhí)行階段，個(gè)體將根據(jù)形成的目標(biāo)意向決定何時(shí)、何地、怎樣執(zhí)行計(jì)劃，即執(zhí)行意向（implementation intention）。執(zhí)行意向是目標(biāo)意向與行為之間的中介變量。這一假設(shè)得到了一定程度的研究支持［33］，但關(guān)于該假設(shè)的驗(yàn)證性研究較少。在本項(xiàng)目未來的研究中，可以依據(jù)此假設(shè)，挖掘目標(biāo)意向和執(zhí)行意向的影響因素，以進(jìn)一步合理預(yù)測中醫(yī)健康管理意向與行為之間的關(guān)系。

綜上所述，基于TPB的模型適用于解釋中青年肥胖性NAFLD患者的中醫(yī)健康管理意愿。EFA在65個(gè)測量指標(biāo)體系中找出主觀規(guī)范、自我效能、負(fù)性態(tài)度、身體健康感知、感知行為控制、中醫(yī)健康管理意向及實(shí)際行為7個(gè)潛在因子；CFA驗(yàn)證了上述7個(gè)潛在因子的相互關(guān)系，結(jié)構(gòu)方程模型擬合評價(jià)良好。假設(shè)檢驗(yàn)證實(shí)，主觀規(guī)范對中醫(yī)健康管理意向具有直接的正向影響。中青年肥胖性NAFLD患者負(fù)性態(tài)度對中醫(yī)健康管理意向和行為有直接的負(fù)向影響。感知行為控制對中醫(yī)健康管理意向有直接影響，對行為有直接和間接兩種效應(yīng)，而自我效能與中醫(yī)健康管理意向和行為之間的關(guān)系很弱或不顯著。身體健康感知與中醫(yī)健康管理意向具有負(fù)相關(guān)性，中青年肥胖性NAFLD患者感知到的健康狀況越好，其參與中醫(yī)健康管理的意向越低。中醫(yī)健康管理意向與行為不具有相關(guān)性，表明中醫(yī)健康管理意向與實(shí)際行為的發(fā)生還存在距離，關(guān)于中醫(yī)健康管理意向與行為之間的關(guān)系研究還有待于完善。本研究建議：一是優(yōu)化中醫(yī)藥資源，保證中醫(yī)藥資源的質(zhì)量、可得性和可行性。其次，無論是在未來還是現(xiàn)在，中醫(yī)藥信息標(biāo)準(zhǔn)化始終是中醫(yī)藥管理的關(guān)鍵。第三，當(dāng)務(wù)之急還要通過互聯(lián)網(wǎng)加強(qiáng)對脂肪肝知識的宣傳，提高人們對該病的認(rèn)識。最后，進(jìn)一步分析患者的性格特征和行為模式，有利于制定個(gè)性化的中醫(yī)健康管理計(jì)劃。

3.3 研究的局限性 本研究尚存在以下局限性：（1）樣本的代表性還需要擴(kuò)展。調(diào)查對象僅為中青年肥胖性NAFLD患者，調(diào)查地點(diǎn)主要集中在一家三級甲等中醫(yī)醫(yī)院肝病研究型門診，人群的廣度和調(diào)查的深度有限，影響了研究論證的全面性；（2）本次實(shí)證調(diào)研只采用了截面數(shù)據(jù)，變量間因果關(guān)系的檢驗(yàn)受到局限，不利于研究結(jié)論的推廣；（3）行為意向?qū)π袨榈挠绊懽饔梦吹玫津?yàn)證，與TPB存在沖突，可能是由于所選擇的測量條目代表性不足，或是意向與行為之間還隱含其他重要的變量，未來的研究將繼續(xù)驗(yàn)證這一結(jié)論。以上局限為未來更深入的研究提供了思路。關(guān)于中醫(yī)健康管理這一主題，未來的研究更要關(guān)注中醫(yī)文化、中醫(yī)體驗(yàn)、患者人格特征等因素的影響。

作者貢獻(xiàn)：高小蓮進(jìn)行文章的構(gòu)思與設(shè)計(jì)，進(jìn)行結(jié)果的分析與解釋，撰寫論文；陶軍秀、艾亞婷進(jìn)行數(shù)據(jù)收集與整理；曾聃進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)處理；鄭文清負(fù)責(zé)文章的質(zhì)量控制及審校；肖明中對文章整體負(fù)責(zé)，監(jiān)督管理。

本文無利益沖突。