欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村居民健康行為改變的影響因素
——基于計(jì)劃行為理論的模型建構(gòu)*

龔芳敏，龔逐流

(吉首大學(xué) 文學(xué)與新聞傳播學(xué)院，湖南 吉首 416000)

欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村居民的健康問題與鄉(xiāng)村振興、健康中國、“兩個一百年”奮斗目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)緊密相關(guān).目前，精準(zhǔn)扶貧雖然已取得決定性成就，但相對貧困的欠發(fā)達(dá)地區(qū)還會長期存在.因此，黨中央在現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)全面脫貧后明確提出脫貧攻堅(jiān)與鄉(xiāng)村振興有機(jī)銜接戰(zhàn)略.2018年，黨中央國務(wù)院關(guān)于實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略意見指出要推進(jìn)健康鄉(xiāng)村建設(shè).健康鄉(xiāng)村是鄉(xiāng)村振興的保障，健康家庭和健康個體是欠發(fā)達(dá)地區(qū)不重新返貧的基本前提.個體采取的健康行為和生活方式是影響健康的最重要因素.十九大報(bào)告明確提出，倡導(dǎo)健康文明生活方式，預(yù)防控制重大疾病.《健康中國2030規(guī)劃綱要》明確要求：“強(qiáng)化個體健康責(zé)任，引導(dǎo)形成自主自律、符合自身特點(diǎn)的健康生活方式，有效控制影響健康的生活行為因素.”上述國家層面的政策文件都在強(qiáng)調(diào)要達(dá)成全民健康的目標(biāo)必須強(qiáng)化個體對自身健康行為的管理.

對于欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村居民的幫扶，國家衛(wèi)生健康委提出，健康扶貧不僅僅是單純的給錢給物，更應(yīng)該是個體健康行為管理的自我履責(zé)[1].欠發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)村自然條件和經(jīng)濟(jì)文化水平都弱于全國農(nóng)村平均水平，以前是國家精準(zhǔn)扶貧的主戰(zhàn)場，現(xiàn)在是鄉(xiāng)村振興的前沿陣地.欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村居民的健康行為管理意識比較淡薄，大部分都喜歡高油高鹽、喜食腌制品、吸煙酗酒、暴飲暴食等，缺乏預(yù)防保健意識，這些不良的生活和飲食習(xí)慣，直接導(dǎo)致慢性病發(fā)病率逐年升高[2].欠發(fā)達(dá)地區(qū)居前2位疾病，主要是由個人飲食習(xí)慣、健康知識不足等個體因素導(dǎo)致的慢性病和變性疾病[3].健康的生活方式是預(yù)防慢性疾病的最主要因素，也是今后扶貧工作的重點(diǎn)領(lǐng)域[4].因此，在欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村開展健康傳播，強(qiáng)化農(nóng)村居民自我健康管理，促進(jìn)不良健康行為改變具有重要意義.

健康行為指個體為了預(yù)防疾病、保持自身健康所采取的行為，包括改變健康危險(xiǎn)行為(如吸煙、酗酒、不良飲食及無保護(hù)性行為等)、采取積極健康行為(如有規(guī)律的體育鍛煉、定期體檢等)及遵醫(yī)行為等[5].Kaljee L認(rèn)為進(jìn)行有效的行為預(yù)防與干預(yù)必須在相應(yīng)的理論基礎(chǔ)之上開展[6].國外對健康行為的研究比較深入，使用的理論模型主要有健康信念理論、保護(hù)動機(jī)理論、計(jì)劃行為理論以及跨理論模型等[7].但是這些理論模型普遍忽略了個體媒介使用在健康行為改變上的作用.居民的健康狀況與其生活方式關(guān)系密切，其實(shí)也與各種媒體的健康知識傳播密切相關(guān)[8].當(dāng)今社會已進(jìn)入媒介化時代，農(nóng)民的媒介意識在不斷增強(qiáng)，媒介在農(nóng)村空間建構(gòu)、關(guān)系維系和互動促進(jìn)中，儼然已成不可分割的必然要素[9].媒介在健康扶貧中扮演著越來越重要的角色，對提升個體健康行為，進(jìn)行健康干預(yù)的潛力十分巨大[10].媒介在向人們傳播健康信息的同時，還通過健康議題的設(shè)置、人物的示范、健康教育、廣告等形式傳遞健康知識等，促進(jìn)受眾對健康問題的認(rèn)知、態(tài)度及行為改變.

目前國內(nèi)對個體健康行為的影響因素研究較少，有限的研究主要集中在流行病學(xué)分析和健康教育領(lǐng)域.國外的健康行為研究缺乏對中國本土情境的考量，直接照搬可能水土不服.因此，本研究修正相關(guān)變量，同時輔以深度訪談等方法進(jìn)行補(bǔ)充，對某些問題形成本土化解釋，以一種更全面的視角探討欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村居民健康行為改變的內(nèi)在驅(qū)動機(jī)理，揭示農(nóng)民健康行為、媒介使用之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián).本研究以計(jì)劃行為理論模型為研究框架，把媒介使用、健康知識因素納入到計(jì)劃行為理論模型(TPB)進(jìn)行欠發(fā)地區(qū)農(nóng)村居民健康行為影響因素理論模型的修正，構(gòu)建農(nóng)村居民媒介使用對其健康行為影響路徑的整合模型，在理論上深化拓展健康行為改變理論在欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村的適應(yīng)性，發(fā)掘新的變量間關(guān)系，為中國健康傳播學(xué)的建設(shè)發(fā)展提供一種新的理論視角和解釋框架.

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 計(jì)劃行為理論

計(jì)劃行為理論(Theory of Planned Behavior，TPB)是Ajzen在理性行動理論的基礎(chǔ)之上提出并應(yīng)用于闡述公眾在社會行動中是如何進(jìn)行行為改變的理論模型.該理論認(rèn)為，知覺行為可以預(yù)測行為發(fā)生的可能性，行為態(tài)度、主觀規(guī)范及知覺行為控制決定行為意向[11]，如圖1所示.

圖1 計(jì)劃行為理論Fig. 1 Theory of Planned Behavior

因該理論對于探索行為意愿機(jī)制具有良好的解釋力、一致性和權(quán)威性故廣泛被應(yīng)用于健康行為研究[12]，如飲食、吸煙、飲酒、鍛煉、艾滋病預(yù)防等健康行為[13].行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制三個變量影響著行為意向，進(jìn)而影響實(shí)際行為的發(fā)生與改變[14].行為態(tài)度指個體對開展特定行為抱持的積極或消極評價(jià).林素貞認(rèn)為態(tài)度對行為意圖產(chǎn)生直接影響，行為態(tài)度愈正面，對自己作出該行為的機(jī)率評估愈高[15].主觀規(guī)范是“感知到的執(zhí)行或不執(zhí)行某種行為所受到來自重要他人的社會壓力”[16]，它在一系列健康行為的研究中被認(rèn)為是一個重要的、相對較強(qiáng)的預(yù)測因素[17-19].

知覺行為控制指個體對于自身能在多大程度上掌控該行為的知覺判斷，Ajzen認(rèn)為 “知覺行為控制”與Bandura提出的“自我效能”在影響意圖與行為中的角色十分相似，二者的測量方法也近似[20]，他認(rèn)為知覺行為控制可以用自我效能來替代[21].我國也有學(xué)者認(rèn)為“自我效能”的添加可以顯著增強(qiáng)計(jì)劃行為理論的解釋和預(yù)測力量[22].因此，本研究用自我效能代替知覺行為控制.

人們一直在努力整合不同的行為改變理論，以開發(fā)有效的健康行為活動設(shè)計(jì)[23-24].行為改變是一個復(fù)雜多變的過程，現(xiàn)有的理論大多都是對行為進(jìn)行單獨(dú)縱向分析或者橫向分析，不能具體分析行為改變的所有階段的所有因素，探討多種理論結(jié)合的可能性并整合各理論的核心成分建構(gòu)出更具綜合性的理論體系成為未來健康行為改變理論發(fā)展的新趨勢[25].當(dāng)前，應(yīng)基于各理論的優(yōu)缺點(diǎn)和具體問題的適用性來選擇合適的理論,以解釋、預(yù)測或改變具體行為,從而在感興趣人群中建構(gòu)理論的經(jīng)驗(yàn)性支持[26].

因此，除了計(jì)劃行為理論中的自我效能(知覺行為控制)、行為態(tài)度、主觀規(guī)范3個變量外，筆者試圖增加媒介使用和健康知識2個變量，提供較完備的模型來解釋農(nóng)村居民健康行為干預(yù)或者改變的內(nèi)在機(jī)理.為便于研究與傳播，筆者簡化了計(jì)劃行為理論從“行為態(tài)度”“知覺行為控制”“行為意向”，再到 “實(shí)際行為”的復(fù)雜過程，直接采用“實(shí)際行為”即健康行為作為結(jié)果變量.最終的模型如圖2所示.

圖2 農(nóng)村居民媒介使用對其健康行為影響理論模型Fig. 2 Theoretical Model of The Influence of Media Use of Rural Residents on Their Health Behaviors

1.2 媒介使用、健康行為與計(jì)劃行為理論

個體對于媒介的接觸決定了他們的信息感知和行為改變[27-28].具體到健康行為改變，媒體對于傳播健康信息、改變公眾的健康行為等方面也起著重要作用[29]；Portnoy等認(rèn)為網(wǎng)絡(luò)信息能夠積極促進(jìn)人們飲食習(xí)慣、抽煙、藥物使用、更安全的性行為等健康行為的改變[30].Zhang等通過研究發(fā)現(xiàn)，媒介使用還可以改變?nèi)藗兊倪\(yùn)動方式和頻率[31].Yi Mou等調(diào)查了中國公眾對微博的使用，以及對一系列食品安全危機(jī)的認(rèn)知、情感和行為反應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)，微博的使用有助于對食品安全問題的認(rèn)知和行為反應(yīng)[32].還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)媒介使用會影響和改變個體飲食行為[33-34].大眾媒介在信息傳遞的同時也塑造了公眾行為[35].

媒介使用和計(jì)劃行為理論的關(guān)系方面，Barbara等指出，計(jì)劃行為理論模型提供了媒體通過態(tài)度和觀念的轉(zhuǎn)變導(dǎo)致行為變化的路徑[36].Fishbein建構(gòu)的包含計(jì)劃行為理論在內(nèi)的綜合模型，將媒體暴露作為變量之一[37]，該模型在傳統(tǒng)的大眾媒體宣傳活動中效果很好，但在解釋互動的社會媒體宣傳活動效果時有一些固有的局限性.Kang Namkoong等在Fishbein的基礎(chǔ)上整合了溝通中介模型(O1-S-R1-O2-R2)建構(gòu)了互動社交媒體活動模型，將計(jì)劃行為理論中的相關(guān)要素作為中介變量，研究了互動式社交媒體活動對吸煙相關(guān)認(rèn)知和行為意向的有效性[38].Yang和Wu將社交媒體接觸作為變量納入計(jì)劃行為理論之中，借此解釋了外源性媒體曝光如何影響人們的認(rèn)知和行為的機(jī)制[39].聶靜虹、金恒江在對患者就醫(yī)影響因素的考察中就將“媒介知覺行為控制”引入計(jì)劃行為理論模型，為媒介發(fā)展成為計(jì)劃行為理論模型中新的單獨(dú)影響因素提供了支持[40].基于此，筆者提出以下研究問題：

Q1：農(nóng)村居民媒介使用是否對其健康行為存在影響？

Q2：農(nóng)村居民媒介使用對其健康行為影響上，計(jì)劃行為理論中的自我效能、行為態(tài)度、主觀規(guī)范是否存在中介效應(yīng)？

1.3 媒介使用、健康知識與健康行為

研究表明媒介使用能影響人們的健康知識，但是健康知識是否能影響健康行為存在一定的爭議性.知識是知信行理論中核心要素，知信行理論是一類描述知識、態(tài)度和行為之間互動機(jī)制的心理認(rèn)知模型.有研究者把知信行模型廣泛應(yīng)用于不同文化背景下健康行為的促進(jìn)研究，認(rèn)為知信行理論表現(xiàn)出了較好的解釋力[41].在單獨(dú)或整合地運(yùn)用知信行理論來研究健康扶貧的概念模型中，健康知識常作為一個重要因素.健康知識與健康行為之間存在正相關(guān)，健康知識掌握得越好，健康行為就愈好[42-45].許多學(xué)者提出媒介使用可以通過影響貧困人群的健康知識促進(jìn)其健康行為，如“12320全國衛(wèi)生熱線”服務(wù)幫助中西部貧困地區(qū)農(nóng)村居民了解衛(wèi)生健康知識，建立健康生活方式[46]；通過新聞報(bào)道、事跡報(bào)告會、公益廣告等形式廣泛宣傳健康扶貧工程及居民健康素養(yǎng)基本知識和技能，提升農(nóng)村貧困人口健康意識，使其形成良好衛(wèi)生習(xí)慣和健康生活方式[47-48]；通過宣傳欄、海報(bào)等喜聞樂見的方式，加強(qiáng)對貧困人口的健康教育，提升貧困人口對健康知識的知曉率，改變其不良的生活習(xí)慣，形成健康的生活方式[49]；新疆從2016年開始，各地州、市、縣、鄉(xiāng)的健康教育宣傳力度不斷加深，利用宣傳欄、宣傳展板、廣播、電子顯示屏、自媒體、網(wǎng)絡(luò)等載體開展了普及健康知識，宣傳健康行為等健康文化建設(shè)活動[50].但也有研究者提出，知信行理論如果只是采取單純的知識宣教，無法將“信”落實(shí)到干預(yù)工作中，會影響行為干預(yù)的效果[51].據(jù)此，筆者提出以下研究問題：

Q3:農(nóng)村居民媒介使用是否對其健康知識產(chǎn)生影響？

Q4:在農(nóng)村居民媒介使用對其健康行為影響上，健康知識是否存在著中介效應(yīng)？

基于上述相關(guān)理論和研究問題，筆者提出一些研究假設(shè)(表1).

表1 農(nóng)村居民媒介使用對其健康行為影響的研究假設(shè)Table 1 Research Hypotheses on The Impact of Media Use on Health Behaviors of Rural Residents

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 研究對象與數(shù)據(jù)收集

本研究采用問卷調(diào)查法與深度訪談法相結(jié)合的研究方法，以問卷調(diào)查為主，以深度訪談作為補(bǔ)充，以湘西土家族苗族自治州(湘西州)為抽樣框.湘西州是精準(zhǔn)扶貧、鄉(xiāng)村振興的重要區(qū)域，區(qū)域內(nèi)的十八洞村是習(xí)近平總書記精準(zhǔn)扶貧思想的首倡地.湘西州是典型的的欠發(fā)達(dá)地區(qū)，有1 110多個相對貧困行政村.在這1 100多個行政村中，隨機(jī)抽樣10個村，每個村的戶主名單上每隔 5戶進(jìn)行抽樣，共抽取樣本 304戶，并在戶內(nèi)采取簡單隨機(jī)抽樣抽取304人.2020年12月進(jìn)行預(yù)調(diào)查，選取周邊方便抽樣的農(nóng)民進(jìn)行試發(fā)問卷調(diào)查，共發(fā)放50份，剔除無效問卷，共收回有效問卷42份.通過初步的信度和效度分析，預(yù)調(diào)查結(jié)果較為理想，對某些效果不理想的問題重新修改后，在2021年1月—2021年3月正式發(fā)放.選擇這個時間段是因?yàn)榇汗?jié)期間外出務(wù)工人員等陸續(xù)回鄉(xiāng)，保證了調(diào)查對象的豐富性和均衡性.

2.2 變量測量

參考以往研究者提出的相關(guān)媒介使用、健康行為、自我效能維度及其測量標(biāo)準(zhǔn)，問卷量表主要測量問項(xiàng)見表2.

表2 變量測量問項(xiàng)Table 2 Variable Measurement Questionnaire

自變量媒介使用程度的測量，是對農(nóng)民從被考察媒介獲取健康行為或疾病相關(guān)信息進(jìn)行的，包括5個題項(xiàng).測量采用李克特五級量表作為選項(xiàng)，從“非常不符合”到“非常符合”來加以測量，“1”代表“非常不符合”，表示調(diào)查問卷者最不認(rèn)同該題目所描述的情形；“5”代表“非常符合”.

自我效能的測量，共3個問項(xiàng)，采用李克特五級量表作為選項(xiàng)，從“非常不同意”到“非常同意”來加以測量，“1”代表“非常不同意”，表示調(diào)查問卷者最不認(rèn)同該題目所描述的情形；“5”代表“非常同意”.

關(guān)于行為態(tài)度的測量，共5個問項(xiàng)，從“非常不同意”到“非常同意”來加以測量，被調(diào)查者被要求在五級李克特量表上表明自己對每個陳述的同意度，“1”表示“非常不同意”，“5”表示“非常同意”.

健康知識共6個題目，每題 1 分，共6分.答對 1 題記分，答錯記 0 分.

主觀規(guī)范采用4個問項(xiàng)進(jìn)行測量，讓受訪者評價(jià)來自身邊朋友和他人這些重要他者的態(tài)度.取值范圍從“非常不同意”到“非常同意”.

健康行為的測量共11個問項(xiàng)，采用李克特五級量表作為選項(xiàng)，從“非常不符合”到“非常符合”來加以測量，“1”代表“非常不符合”，“5”代表“非常符合”.

2.3 數(shù)據(jù)質(zhì)量分析

本研究采用 Cronbach α信度系數(shù)法來檢驗(yàn)問卷設(shè)計(jì)的穩(wěn)定性系數(shù).一般Cronbach α系數(shù)值應(yīng)該介于0～1之間：Cronbach α≤0.5時，表示信度過低，問卷不理想;Cronbach α>0.5時，表示該問卷量表的信度比較好.Cronbach α系數(shù)越高信度越好.問卷中媒介使用、健康知識、自我效能、行為態(tài)度、健康行為等5個變量的Cronbach α系數(shù)均大于0.70,整體問卷的信度 Cronbach α系數(shù)為0.856，說明問卷量表穩(wěn)定性高，可以進(jìn)行下一步的研究.效度分析主要是采用 KMO樣本測度以及 Bartlett球形檢驗(yàn)來測量，KMO樣本測度值越貼近1，說明該量表數(shù)據(jù)越適合進(jìn)行因子分析.采用 Bartlett球形檢驗(yàn)來測量顯著性水平，顯著的Bartlett球形檢驗(yàn)表明該測量問卷存在顯著的內(nèi)部相關(guān)性，適合進(jìn)行因子分析.本研究的KMO樣本測度為0.857，Bartlett球形檢驗(yàn)的卡方統(tǒng)計(jì)值的顯著性檢驗(yàn)為 0.000，其顯著性小于0.001，符合分析要求，說明問卷的效度良好(表3).

表3 KMO樣本測度和Bartlett球形檢驗(yàn)Table 3 KMO Sample Measures and Bartlett's Spherical Test

3 數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗(yàn)

3.1 描述性分析

本次調(diào)查中，男性150人占49%，女性154人占51%；青壯年148 人占 48.7%，中年99人占32.6%，老年57人占18.8%.在文化程度方面，不識字的56人占18.4%，小學(xué)79人占 25.9%，初中68人占22.4%，高中、中專59人占19.4%，大專40人占13.1%，本科2人占0.06%，研究生及以上沒有.從數(shù)據(jù)可以看出欠發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)村居民文化水平整體不高.

在媒介使用程度方面，手機(jī)微信使用程度最高，平均數(shù)為3.38(SD=1.13)；其次為快手、抖音，平均數(shù)為3.16(SD=1.28)；通過醫(yī)護(hù)人員、親戚朋友獲取信息平均數(shù)是2.89(SD=1.06)；參加衛(wèi)生部門的健康講座、健康教育培訓(xùn)、健康活動平均數(shù)2.42(SD=1.12)；最低是電視、書籍、報(bào)紙等傳統(tǒng)媒介，平均數(shù)為2.01(SD=1.24).將5個題項(xiàng)的得分加總后平均可得到每個媒介使用程度的得分，媒介使用程度的平均值為2.97(SD=1.14)，處于中等水平.

對于媒介選擇來說，農(nóng)村居民偏好直觀生動、簡單明了的圖片及視頻相關(guān)的媒介，微信既可以發(fā)送圖片也可轉(zhuǎn)發(fā)短視頻，受到村民的喜愛，抖音、快手憑借搞笑接地氣也成為村民的新寵，特別是中青年一代.手機(jī)也是農(nóng)村留守婦女接觸最頻繁的媒介.

自我效能效(M=3.15,SD=0.47)處于中等偏上水平.健康知識(M=2.08,SD=0.61)總體來看，調(diào)查對象對健康知識的知曉率偏低，其中慢性病防治答對率不高.行為態(tài)度(M=3.42,SD=0.81)處于中等偏上水平.主觀規(guī)范(M=3.29,SD=0.51)總體來看，處于中等偏上的水平.健康行為(M=3.89,SD=0.57)總體來看，欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村居民的健康行為處于比較健康的狀態(tài)，不良健康行為主要集中在抽煙、喝酒及吃臘肉和臘香腸.其中“從不抽煙”“從不過量飲酒酒”題項(xiàng)中選擇“非常不符合”的人數(shù)最多，分別有209和165人；“吃臘肉和臘香腸”題項(xiàng)中選擇“符合”的人數(shù)最多，有288人.

3.2 模型驗(yàn)證

為了證實(shí)在研究設(shè)計(jì)中提出的理論模型，采用結(jié)構(gòu)方程模型的分析方法，借助AMOS24.0軟件進(jìn)行欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村居民媒介使用對健康行為作用的直接影響和間接影響進(jìn)行分析.研究的結(jié)構(gòu)方程模型如圖3所示.

圖3 最終模型擬合結(jié)果Fig. 3 Final Model Fit Results

通過AMOS24.0得到結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果，經(jīng)過修正后的模型擬合優(yōu)度指標(biāo)見表4.X2/Df的值為1.763(在1～3之間)，在可接受的范圍之內(nèi)；RMSEA=0.043<0.08，且模型的CFI為0.921，TLI為0.914.從表4可以看出，一系列擬合指數(shù)都符合標(biāo)準(zhǔn)，從不同的方面說明了本研究所提出的理論模型與實(shí)際觀察數(shù)據(jù)擬合得很好，因此欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村居民健康行為影響因素的結(jié)構(gòu)方程模型在數(shù)據(jù)上得到了支持.Cohen指出路徑系數(shù)值可以解釋路徑系數(shù)與潛變量之間因果關(guān)系強(qiáng)弱的關(guān)系，絕對值小于 0.1是小效果，絕對值在0.1～0.5之間是中效果，絕對值在0.5以上是大效果[52].

表4 模型擬合度指標(biāo)Table 4 Model Fit Indicators

研究假設(shè)1的檢測：媒介使用與健康行為之間的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)是0.32，處于中效果范圍，并且均都通過了顯著性檢驗(yàn)(P<0.01).這說明農(nóng)村居民與健康或疾病有關(guān)的媒介使用正向影響其健康行為，說明H1 成立.

研究假設(shè)2的檢測：農(nóng)村居民媒介使用與自我效能之間的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)是0.28，處于中效果范圍，并且均都通過了顯著性檢驗(yàn)(P<0.01).這說明農(nóng)村居民與健康或疾病有關(guān)的媒介使用正向影響其自我效能，說明H2成立.

研究假設(shè)3的檢測：自我效能與健康行為之間的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)是0.43，處于中效果范圍，并且均都通過了顯著性檢驗(yàn)(P<0.01).這說明自我效能正影響其健康行為，說明H3成立.

研究假設(shè)4的檢測：農(nóng)村居民媒介使用與健康知識之間的標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)是0.18，P值小于0.01，處于中效果范圍.這說明媒介使用正影響健康知識，說明H4成立.

研究假設(shè)5的檢測：健康知識與健康行為之間的標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)是0.052，P值為0.68.表明健康知識對健康行為影響不顯著，H5不成立.

研究假設(shè)6的檢測：媒介使用與行為態(tài)度之間的標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)是0.25，P值小于0.01，處于中效果范圍.表明媒介使用正向影響行為態(tài)度，H6成立.

研究假設(shè)7的檢測：行為態(tài)度與健康行為之間的標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)是0.38，P值小于0.01，處于中效果范圍.表明行為態(tài)度正向影響健康行為，H7成立.

研究假設(shè)8的檢測：媒介使用與主觀規(guī)范之間的標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)是0.26，P值小于0.01，處于中效果范圍.表明媒介使用正向影響主觀規(guī)范，H8成立.

研究假設(shè)9的檢測：主觀規(guī)范與健康行為之間的標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)是0.41，P值小于0.01，處于中效果范圍.表明行為態(tài)度正向影響健康行為，H9成立.

研究假設(shè)10的檢測：農(nóng)村居民媒介使用會通過自我效能對健康行為產(chǎn)生正向的間接影響，間接效應(yīng)為0.28×0.43=0.120 4，處于中效果范圍，并且均都通過了顯著性檢驗(yàn)(P<0.01)，H10成立.

研究假設(shè)11的檢測：農(nóng)村居民媒介使用通過行為態(tài)度對健康行為產(chǎn)生正向的間接影響，間接效應(yīng)為0.25×0.38=0.095，處于小效果范圍，并且均都通過了顯著性檢驗(yàn)(P<0.01)，H11成立.

研究假設(shè)12的檢測：從圖 3 可以看出，媒介使用通過健康知識對健康行為產(chǎn)生正向的間接影響，因?yàn)榻】抵R對健康行為的影響不顯著而中斷，因此拒絕研究假設(shè) H12.

研究假設(shè)13的檢測：媒介使用通過主觀規(guī)范對健康行為產(chǎn)生正向的間接影響，間接效應(yīng)為0.26×0.41=0.11，處于中效果范圍，并且均都通過了顯著性檢驗(yàn)(P<0.01)，H13 成立.

調(diào)查結(jié)果顯示，媒介使用除了可以直接影響健康行為也可以通過中介變量間接影響健康行為.3條間接路徑分別是媒介使用通過自我效能對健康行為產(chǎn)生影響，間接效應(yīng)為0.120 4；媒介使用通過行為態(tài)度對健康行為產(chǎn)生影響，間接效應(yīng)為0.095；媒介使用通過主觀規(guī)范對健康行為產(chǎn)生影響，間接效應(yīng)為0.11.這3條路徑相比，自我效能間接效應(yīng)高于主觀規(guī)范和行為態(tài)度，行為態(tài)度的間接效應(yīng)最低.而研究假設(shè)中健康知識這條路徑，則因?yàn)榻】抵R對健康行為的影響不顯著而不成立.媒介使用對健康行為的總效應(yīng)是0.645 4處于大效果范圍之內(nèi)，說明農(nóng)村居民的媒介使用對其健康行為的影響比較大.

4 質(zhì)性訪談與結(jié)果解釋

為了更好對模型擬合結(jié)果進(jìn)行解釋，本研究采用質(zhì)性訪談作為補(bǔ)充.因?yàn)橘|(zhì)性研究在一定程度上可以彌補(bǔ)量化研究的短板，探尋量化研究中被忽視的現(xiàn)象與特點(diǎn)[53].本研究訪談對象的抽樣原則主要依據(jù)目標(biāo)式抽樣，通過滾雪球的抽樣方法獲得22位農(nóng)村居民訪談樣本.通過訪談，主要驗(yàn)證和解釋以下問題:(1)為什么農(nóng)村居民的媒介使用對健康知識有影響，但其獲得的健康知識卻對健康行為的影響不顯著？(2)媒介是如何通過自我效能、主觀規(guī)范影響健康行為？(3)為什么抽煙、喝酒以及吃臘制品相較其他行為更難以改變?

4.1 健康知識對農(nóng)村居民健康行為的影響不顯著

首先，健康知識不能直接影響健康行為.IMB模型(信息、動機(jī)、行為技巧模型)顯示健康知識需經(jīng)行為改變動機(jī)、行為技巧等階段才能達(dá)到行為改變[54-55].“知-信-行”框架下，健康促進(jìn)計(jì)劃致力于設(shè)計(jì)說服項(xiàng)目，制作健康信息，通過宣傳冊、報(bào)紙、廣播、電視或互聯(lián)網(wǎng)平臺等渠道發(fā)布信息[56]，此類健康知識是自上而下，沒有以村民為主體，往往忽略了弱勢群體的情感因素，導(dǎo)致行為改變的干預(yù)效果比較有限[57].健康知識傳播需要以注重效率的生物醫(yī)學(xué)為基礎(chǔ)，但同樣需要注重人的價(jià)值修復(fù)、尊嚴(yán)維護(hù)和情感支持[58].50歲的石叔(訪談編號1)說：“大醫(yī)院的醫(yī)生來給我們免費(fèi)體檢，說我的肺有點(diǎn)問題，問我是不是抽煙？我說抽煙沒什么不好，我婆婆抽煙都活到了90多歲.醫(yī)生說我竟然信一些錯誤的知識，雖然我感激他們免費(fèi)給我檢查身體，但是一上來就說我尊敬的長輩錯了，我有點(diǎn)接受不了.”62歲的吳伯(訪談編號2)陳述：“我是苗族人，懂一些草藥，平時屋里人感冒肚子痛，會扯一些草藥，也有效果.但是醫(yī)生說那是騙人的，不是現(xiàn)代醫(yī)學(xué)，告誡我草藥偏方會害死人的.我聽了很反感.”就此看來，健康知識傳播與接受并非簡單的去主體、去情境、去情感的行為，應(yīng)該將其置入具體的、復(fù)雜的社會情境中去考量，尊重個體內(nèi)隱的文化、價(jià)值與信念，才能促成人們不良健康行為的改變.

其次，真假健康知識魚龍混雜，農(nóng)民難以辨別.一些偽健康信息極善于偽裝，常常誘使人們形成錯誤的健康認(rèn)知[59]，造成的錯誤健康信念更是會導(dǎo)致嚴(yán)重的后果[60-61].農(nóng)民的媒介素養(yǎng)本來就不高，讀書也不多，見識有限，在遭受偽健康信息的欺騙之后，失去了對媒介傳播的健康信息的信任，對健康知識的采納和使用會更加的慎重.村民王叔(訪談編號12)今年53歲，身患肝病多年，他反映當(dāng)?shù)氐目h級電視臺常年循環(huán)播放各種治肝病、治胃病的廣告，他說：“當(dāng)我懷著試一試的心態(tài)去當(dāng)?shù)厮幏抠I了幾個療程的藥，結(jié)果藥物并沒有電視廣告中的療效，錢都白花.自那以后，我就不再相信電視里的廣告了.”

4.2 媒介使用通過自我效能、主觀規(guī)范影響健康行為

首先，農(nóng)村居民通過媒介使用提升自我效能影響健康行為.媒介技術(shù)的發(fā)展和基礎(chǔ)設(shè)施的完善，改變了欠發(fā)達(dá)地區(qū)健康傳播的格局，尤其是社交媒體、自媒體的出現(xiàn)，讓農(nóng)村居民能比較便捷獲取健康信息.45歲的王大哥(訪談編號M11)身患前列腺炎多年，考慮隱私他一般不與鄰里交流這方面問題，但去年他偶然在抖音上看到了男性健康的推送之后就關(guān)注了一個賬號，他說：“閑暇時會在抖音上瀏覽跟自身有關(guān)的健康信息，還可以看到患者在上面唱歌、表演.線上還有醫(yī)生回復(fù)他的問題.我感覺又找回了自信，改變了一些不良行為，身體漸漸有了好轉(zhuǎn).”抖音上的榜樣人物分享的替代性經(jīng)驗(yàn)借助社交媒體進(jìn)行傳播，能提升自我效能.受訪農(nóng)民(訪談編號9)表示，“通過留言與之互動，會產(chǎn)生情感上的共鳴，感覺自己也會與他們一樣好”，進(jìn)而增加自我效能達(dá)到行為上的同步.自我效能作為中介變量影響健康行為，這與已有觀點(diǎn)相一致[62-63].當(dāng)村民的行為發(fā)生改變之后，他們的行為結(jié)果也會進(jìn)一步增強(qiáng)個體的自我效能.根據(jù)班杜拉三元交互決定論的觀點(diǎn)，自我效能與行為改變之間存在交互影響，進(jìn)而帶來二者之間的良性循環(huán).

其次，農(nóng)村居民通過媒介使用影響主觀規(guī)范來影響健康行為.農(nóng)村留守老人會因?yàn)橛H人、朋友或者他人的影響和示范而改變其健康行為.李嬸(訪談編號7)53歲，常年患病，丈夫和子女都在外務(wù)工，她獨(dú)自一人在家里照顧年邁的婆婆.她表示：“我每天都和家人視頻，他們會在電話里關(guān)心我身體怎么樣，有沒有適當(dāng)?shù)剡\(yùn)動.以前我還會偷個懶，但自從去年中秋女兒給我打開了微信步數(shù)，她們每天都會看我的微信步數(shù)監(jiān)督我.以前是我管他們，現(xiàn)在是他們管我，這種被人關(guān)心的感覺特別好.有時候還會比誰走的步數(shù)多，這就是生活的盼頭.”面包車女司機(jī)王姐(訪談編號8)35歲，經(jīng)常在外面跑車送貨，很少跟父母呆在一起，父母住在鄉(xiāng)里而且有高血壓.她說：“我經(jīng)常打電話讓父母少吃臘肉、菜里少放鹽，還會在微信里發(fā)一些健康飲食科普視頻.目前老父老母很少吃臘肉了，鹽也放少了，改變了多年的飲食習(xí)慣.”

4.3 抽煙、喝酒以及吃臘制品的行為為何難以改變

數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)顯示，抽煙、喝酒、吃臘肉和臘香腸等腌制品是欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村居民最難以改變的不良健康行為，且村民對這些不良健康行為大多持模糊及肯定的態(tài)度.根據(jù)訪談發(fā)現(xiàn)：首先，農(nóng)村居民抽煙、喝酒、吃臘貨受其習(xí)得的文化觀念影響較深.小張(訪談編號11)是一位26歲的在外務(wù)工者，當(dāng)問起他為什么戒不掉臘貨時他說道：“我們這里沒有不吃臘肉、臘香腸的，我們自古就吃這個東西，過年還送這個東西.湘西的臘肉就像北京的烤鴨、蘭州的拉面，臘肉都不吃算什么湘西人.至于抽煙，苗族人對煙情有獨(dú)鐘，還有專門的稱呼——‘喝煙’.在我們這里喝煙就跟喝水、喝茶一樣習(xí)以為常，是生活的一部分.而且你見到了抽煙的人不敬煙(類似于敬酒)是一種不禮貌、不尊重人的行為.”由此可見，受自然環(huán)境和文化習(xí)俗的影響，訪談對象在認(rèn)知上已經(jīng)將臘肉、香腸等臘制品作為了自身的身份符號，同時還將臘貨、香煙當(dāng)成了當(dāng)?shù)厝穗H交往中流動的禮物.生活其中的居民已被這種文化觀念規(guī)制，形成了一種無意識的認(rèn)同.這種影響根深蒂固，導(dǎo)致抽煙、喝酒以及吃臘制品這些在科學(xué)上不健康在文化上有支撐的行為方式難以改變.

其次，當(dāng)?shù)鼐用駥煵菀暈橐环N權(quán)力的載體或者權(quán)力的象征.在訪談對象看來，煙草的價(jià)碼、等級在他們的眼中是一種權(quán)力的物質(zhì)門檻，有權(quán)的人，或者權(quán)力越大的人會抽更貴更好的煙；通過送煙、敬煙動作和點(diǎn)煙姿勢等行為可以對權(quán)力進(jìn)行甄別.另外，香煙還是一種權(quán)力的符號象征，人們可以通過抽煙的儀式獲得一種精神層面的對等與平權(quán).在調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，不僅是男性，在當(dāng)?shù)赜泻芏嗯詫煵葑鳛闄?quán)力的載體或者符號并試圖通過抽煙來獲得這種權(quán)力.50歲的王嬸(訪談編號20)是一位中年喪夫的寡婦，她說：“我抽煙的原因是因?yàn)槲液ε麓迕褚蛭夷腥巳ナ懒丝床黄鹞?，欺?fù)我的孩子，所以才像男人一樣開始抽煙.”張婆婆(訪談編號21)今年78歲，是當(dāng)?shù)貜埵霞易宓拈L輩.她說：“我是個女人，但是我絕對不比村里的任何一個男人差.現(xiàn)在是什么時代了?婦女可以頂半邊天啊，男人可以抽煙，為什么我們女人不行.”在訪談中，可以清楚地看到當(dāng)?shù)嘏詧?jiān)持抽煙是因?yàn)樗齻冋J(rèn)為抽煙是一種男性身份表征和男性權(quán)力的象征，通過抽煙女性可以獲得與男性同樣的權(quán)力與地位，進(jìn)而改變她們的弱勢身份與被規(guī)訓(xùn)的命運(yùn).正是因?yàn)閷Τ闊熁蛘呦銦煹倪@種闡釋與解讀，媒介傳播的健康信息就會被選擇性地屏蔽，其不良健康行為也就難以改變.

5 結(jié)論與討論

5.1 自我效能是影響農(nóng)村居民健康行為最有效的變量

通過數(shù)據(jù)分析，計(jì)劃行為理論中的3個核心要素(自我效能、行為態(tài)度、主觀規(guī)范)都對農(nóng)村居民健康行為有一定的解釋力.其中自我效能是預(yù)測健康行為最有效的中介變量.在類似研究中，自我效能也常被設(shè)定為調(diào)節(jié)或者中介變量[64].有學(xué)者認(rèn)為自我效能的高低能夠影響“收益—損失”框架對民眾健康行為的作用，并且認(rèn)為促進(jìn)健康行為的信息應(yīng)該與民眾的自我效能水平相匹配[65].同時，我們通過訪談發(fā)現(xiàn)，行為改變既是自我效能的結(jié)果變量，同時也會在一定情境下轉(zhuǎn)化為自我效能的前因變量，這與學(xué)者袁勤儉研究發(fā)現(xiàn)一致[66].因此，在欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村傳播健康信息時要重點(diǎn)關(guān)注自我效能低的群體，提升自我效能感時要根據(jù)文化語境與受眾的具體情況對受眾進(jìn)行細(xì)分，并制作和傳播適合這一受眾特征的媒介內(nèi)容，重視“媒介—自我效能—行為改變”之間的聯(lián)系.

5.2 媒介使用可以通過自我效能、行為態(tài)度、主觀規(guī)范影響健康行為

數(shù)據(jù)表明自我效能、行為態(tài)度和主觀規(guī)范在媒介使用對健康行為的影響中，存在中介作用.這表明要改變不良健康行為，首先，要增加他的自我效能，因?yàn)楦淖兌嗄陙淼纳罘绞讲皇且患菀椎氖虑?，沒有很強(qiáng)的信心，可能堅(jiān)持不了多久；其次，要改變一個人的不良健康行為必須先從態(tài)度上改變，只有態(tài)度改變了，行為才會逐漸改變；再次，村民很在意親戚朋友周圍人的看法，對于農(nóng)村老人來說，固有的觀念使他在接受健康行為科普時有所排斥，但是他們會在意子輩或朋友的建議.在以前的健康教育中，因?yàn)闆]注意到中介因素的作用，導(dǎo)致行為干預(yù)效果不佳.傳統(tǒng)醫(yī)科教育體系下培養(yǎng)出來的臨床醫(yī)生或公共衛(wèi)生醫(yī)生未受過系統(tǒng)的健康干預(yù)技能訓(xùn)練，常以專家講座、健康宣傳單向傳播模式代替了健康行為干預(yù)工作，使得健康行為干預(yù)工作被簡單化和弱化[67].因此，在今后的健康教育中，不能只看到媒介強(qiáng)大的影響力，在傳播主體、傳播內(nèi)容的選擇和傳播方案的設(shè)計(jì)上應(yīng)該充分考慮中介因素的影響.選擇合適的傳播方式可以深化個體衛(wèi)生意識，主動承擔(dān)健康責(zé)任，增加個體健康管理的主體性，使健康真正成為生活方式[68].

5.3 社交媒體是影響農(nóng)村居民健康行為的有效渠道

現(xiàn)代媒介作為熟人社會之外的外部力量不斷嵌入和改變鄉(xiāng)村.從“打通最后1公里”到實(shí)施“數(shù)字鄉(xiāng)村”戰(zhàn)略，現(xiàn)代媒介在欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村的發(fā)展和振興中，開辟了新的傳播場景、改變了原有的鄉(xiāng)土媒介生態(tài)，它所蘊(yùn)含的祛魅力量也使村民重新認(rèn)識到自己所持的固有觀念的局限，最終改變原來的行為.特別是伴隨社交媒體時代的來臨，抖音、快手、微信這些社交類媒體已成為村民不可缺少的寵兒.有研究表明，社交媒體能夠影響到人們的行為改變[69].首先，社交媒體通過打破媒介的時空界限加速了健康信息在農(nóng)村的流動，尤其是熟人之間借助社交媒體的健康信息傳播，使主觀規(guī)范的影響打破了地域、時間的限制.其次，個體的健康感知和行為改變由他們收到的信息形成[70]，算法推薦使得社交媒體傳播健康信息更加具有針對性和接近性，由此可以更為精準(zhǔn)的推送健康知識，提升健康感知，促進(jìn)不良行為改變.最后，社交媒體為村民提供了一個自我展演的舞臺，村民可以通過信息的發(fā)送、轉(zhuǎn)發(fā)、評論，主動表達(dá)和傳播自己的觀念和態(tài)度，亦可由此提升自我效能.與此同時，大數(shù)據(jù)時代信息繁雜、碎片化，海量信息真假難辨，影響了農(nóng)村居民對媒介的信任及對健康知識的判斷.因此，政府應(yīng)加大對社交媒體監(jiān)管力度，提高健康信息質(zhì)量，讓農(nóng)民得到優(yōu)質(zhì)可信可及的健康信息是健康行為改變和形成健康生活方式的重要保障.