老年人參與群體性休閑運動行為意向模式

魏 燁 郭春燕 張中豹

(河南科技大學體育學院，河南 洛陽 471003)

意向是誘發行為決策的重要因素，且行為能度、主觀規范與知覺行為控制等變項可直接影響民眾的行為意向〔1〕。方敏等〔2〕在研究青少年鍛煉行為預測模式的成果中得出TPB模型可以解釋近40%的鍛煉行為變異，其中行為控制感是影響青少年鍛煉意向和鍛煉行為的最重要因素，態度和主觀規范對意向的解釋力較弱。最近在部分研究成果中有加入過去行為的變項，證明過去行為對行為意向有相當的影響力，胥郁〔3〕認為人的行為態度、主觀規范、知覺行為控制和過去行為等變量均與城市居民體育休閑行為意向顯著相關，尤其是知覺行為控制變量對總體行為意向的累積貢獻率最高，相關性最強。可見，計劃行為理論已被中外學者廣泛用于行為研究中，并作為探討解釋個人采取某一特定行為的主要理論基礎。群體性休閑運動的價值意義已被眾多學者證實，但在現有的成果中，很少涉及個體信念對群體性休閑運動意向的研究，因此本研究利用計劃行為理論對老年人參與群體性休閑運動行為意向進行研究，建立行為意向模式，將可以洞悉運動參與者背后選擇的原因，希望能借此改變老年人參與運動的信念、強化正面態度、通過重要參考群體的人員影響力以及提供有利的內、外在環境，促使老年人參與群體性休閑運動，還甚至可作為推廣全民運動時的參考。

1 研究方法

1.1 問卷設計 研究框架以Ajzen所提出的計劃行為理論為理論基礎，探討老年人參與群體性休閑運動的行為意向模式，為增強模式的解釋力，根據Taylor研究證實單構面的信念架構不易闡述具有多維度的意向〔4〕，因而本研究將信念分解成多構面，有助于了解因素與行為意向的關系，見圖1。因此，研究將影響行為意向的能度、主觀規范及知覺行為控制三個變項予以解構，以期提高模式的解釋力，更有助于了解信念與行為意向間的特定關系。問卷設計:參考Ragheb、Berry、Kanuk的調研問卷〔5，6〕，并結合調研狀況，經12名專家和20名老年人研討，最終修訂成《老年人參與群體性休閑運動行為意向研究》問卷，包括認知6題、情感3題、行為3題、主群體意見4題、次群體意見2題、自我效能4題、便利條件3題、能度2題、主觀規范2題、知覺行為控制2題、行為意向2題，研究均采用Likert 5分單極計分方式，即從1(非常不同意)到5(非常同意)，得分越高代表受訪者參與群體性休閑運動的可能性(程度)越高。

1.2 研究假設 假設1:老年人參與群體性休閑運動的能度、主觀規范與知覺行為控制對老年人參與群體性休閑運動的行為意向具有顯著性正向影響。假設2:老年人參與群體性休閑運動的認知、情感和行為能度信念構面，對老年人參與群體性休閑運動的能度具有顯著性正向影響。假設3:老年人參與群體性休閑運動的主群體與次群體主觀規范信念構面，對老年人參與群體性休閑運動的主觀規范信念具有顯著性正向影響。假設4:老年人參與群體性休閑運動的自我效能和便利條件知覺行為控制信念構面，對老年人參與群體性休閑運動的知覺行為控制具有顯著性正向影響。

圖1 研究模式架構

1.3 預測程序 為了解調研問卷的信、校度、用詞恰當及受測者對問卷的了解程度，作為題目增減修改的依據，進行預測。

1.3.1 預測抽樣的方法 預測采用隨機抽樣的方法，隨機抽取洛陽市老年人60人試測(經常參與群體性休閑運動，男36人，女24人)，年齡65～82歲，共計發放60份，回收60份。有效60份。

1.3.2 預測統計結果 認知、情感、行為、能度、主觀規范、主體群、次體群、知覺行為控制、自我效能、便利條件、行為意向的Cronbachα值均在0.552～0.868之間(α值參考文獻資料〔7〕)，表示本研究工具整體上已具備較高的信度。本研究前測效度檢驗采用內容效度，研究者與活動實際參者、專家針對問卷進行3次討論并修改，因此本研究的問卷在內容效度上應具有較高的水平。

1.4 正式問卷內容 經過預測信、效度的檢驗后，并對問項內容修正，完成本研究正式問卷。

表1 老年人參與群體性休閑運動的行為意向模式問卷

1.5 正式問卷調研對象 對河南城市居民，采取立意和隨機相結合的方法，對經常參與群體性休閑運動的老年人抽樣試測。

1.6 問卷發放結果 2012年7月2日至2012年10月8日，共發出302份，回收291份，扣除無效問卷6份，有效問卷285份，男181人，女104人，年齡65～85歲。樣本量依據吳明隆的資料〔8〕。有效問卷率97.94%。

1.7 統計學方法 應用SPSS20.0中文版與LISREL8.5英文版，進行描述性統計分析、因子分析、信度和效度分析與結構方程式模型。

2 結果與分析

2.1 探索性因子分析 由于因素結構可能會因修改、刪除變量而改變，所以將篩選后的33個因子再次進行分析，采取顯示所有系數的方法，根據旋轉的因子載荷矩陣中各主因子軸中因子載荷較高的指標進行因子命名，符合表1顯示的類別，Bartlett's球型檢定結果的P值達0.000顯著水平。KMO系數值為0.762，顯示本次因素分析具備良好的抽樣效果，可萃取出11個特征值大于1的共同因素，解釋總變異量為71.587%。

2.2 老年人參與群體性休閑運動行為意向模式及模式驗證通過整理LISREL8.5軟件輸出數據，建構出老年人參與群體性休閑運動行為意向模式，圖2可見，模式的路徑都呈顯著性。

2.2.1 整體模式擬合度 指標符合Joreskong＆Sorborm認為的擬合標準，在0.8到0.9之間算是合理擬合的標準，AGFI擬合度指標為0.86，是合理擬合的標準值，RMSEA為0.03，符合良好契合。由絕對擬合指標的結果看來，已符合可接受的檢驗標準〔9〕。

圖2 老年人參與群體性休閑運動行為意向模式

增量擬合度:增量擬合度是基準模式與理論模式比較的結果。本研究NFI為0.91，符合高于0.9的建議標準值，NNFI為0.96，符合高于0.9的建議標準值，比較擬合度指標CFI為0.96，也符合高于0.9的建議標準值，由增量擬合度指標的結果看來，本研究理論模式與觀察數據的模式契合，表示本研究依據計劃行為理論所建構的行為意向模式，相對于假設所有變項之間是沒有相關的獨立模式來說是較好的一個模式。

簡效擬合度:簡效擬合度主要是調整適合度的衡量，并評估理論模式的精簡程度，本研究的PNFI為0.77，符合高于0.5的建議標準，本研究的PGFI為0.73，也符合高于0.5的接受的標準，卡方驗證值與其自由度比值為1.38，符合建議值3以下的標準。故本研究建構的模式與觀察數據的簡效擬合度良好，本研究所建構的模式屬于簡效模式。

2.2.2 模式的內在結構擬合度 當模型通過整體模式擬合的檢驗后，本研究以潛在變項的組成信度以及潛在變項的平均變異抽取量進行模式內在結構擬合檢驗，來檢測模式的內在質量。整體而言，群體性休閑運動參與者的行為意向模式潛在變項的組成信度均達到0.5以上標準，平均變異抽取量均可達到0.5以上的評價標準，因此行為意向模式符合內在結構擬合度評價。

2.3 行為意向模式的分析

2.3.1 行為意向影響因素 假設1:參與群體性休閑運動行為的能度、主觀規范與知覺行為控制對參與群體性休閑運動的行為意向具有顯著正面影響。

行為意向結構方程式為:

行為意向=0.31能度+0.38主觀規范+0.16知覺行為控制 R2=0.721

Fishbein＆Ajzen提出理性行動理論，認為行為意向可以來預測一個人的行為，而行為意向又可被能度、主觀規范、知覺行為規范來預測〔10〕。

在模式中，參與群體性休閑運動的行為意向可被能度、主觀規范與知覺行為控制所解釋的變異量達72.1%，各構面對行為意向均達顯著正面影響，其中以主觀規范構面(0.38)影響最大，其次是能度構面(0.31)。

如同Ajzen所言，個人對所欲執行的行為評估有正面的能度、主觀規范和知覺行為控制時，個人將會產生強烈的行為意向〔11〕，與本研究結果一致，即個體對能度越正向，則會產生較高的行為意向，主觀規范的影響力愈強，個體越會受到主觀規范的影響，進而影響行為意向，個體的知覺行為控制愈強，其行為意向愈強。上述結果已驗證假設1。

依計劃行為理論的觀點可以清楚地知道要增強老年人從事群體性休閑運動的行為意向，必先從行為能度、主觀規范和知覺行為控制的改變著手，因此，社區及社會相關單位在推廣老年人從事群體性休閑運動的行為意向時，可借計劃行為理論模式中的觀察變項來提高其參與的意向，再經由群體性休閑運動教育的介入及運動技能的培養來增強參與意向。

2.3.2 能度與能度信念結構 假設2:能度信念中的認知、情感、行為對參與群體性休閑運動行為的能度有顯著正面影響。

能度信念結構方程式為:

能度=0.54認知+0.15情感+0.36行為 R2=0.479

個體對于群體性休閑運動的了解、認同、肯定與相關行動，對于群體性休閑運動的能度的形成有所影響，即個體對于群體性休閑運動的了解越深，越認同與肯定，具有越多的事前準備，則對于群體性休閑運動有越正向的認同。在能度信念結構中，認知、情感、行為可解釋47.9%的能度變異量，原先假設認知、情感、行為對能度的顯著影響成立，即當老年人越認可認知、情感、行為時，對參與群體性休閑運動的能度越趨于正向影響。以上分析結果知假設2成立。

研究結果顯示，各觀察變項對潛在變項都有顯著影響，可見讓老年人了解更多從事群體性休閑運動所能帶來的好處或利益，能增強老年人對群體性休閑運動的正面肯定信念，社會要強化老年人對群體性休閑運動行為的信息，強調從事群體性休閑運動的重要性，使更多老年人參與此項運動。

2.3.3 主觀規范與規范信念結構 假設3:主群體與次群體的規范信念構面，對參與群體性休閑運動行為的主觀規范具有顯著正面影響。

規范信念結構方程式為:

主觀規范=0.36主群體+0.25次群體 R2=0.74

Ajzen提出主觀規范為個人表現特定行為時，注重他人、團體或媒體對個體的影響，因此在活動參與中所能夠提供參考信息或比較有價值的個人、團體或其他信息媒介，會影響個人從事群體活動時所知覺到的社會支持力量〔11〕，因此，許多學者在實證的基礎上認為主觀規范的影響力越強時，個體則越會受到主觀規范的影響，進而影響行為意向。

觀察方程式可知，主群體與次群體兩構面對主觀規范的解釋力達74%，且具有顯著正面影響，期中主群體對老年人群體影響力較大，因此當老年人對參與群體性休閑運動所感受到的社會壓力越大時，其行為意向越高。以上分析結果知假設3成立。結果顯示可知，老年人從事群體性休閑運動的行為意向會受到參考群體的影響，因此，借參考群體對從事群體性休閑運動的正面鼓勵或刺激，將能提高老年人從事群體性休閑運動的行為意向，社會加強教育的介入，會使更多的老年人將群體性休閑運動的觀念帶入家庭、社區或鄰居，達到影響并鼓勵更多的民眾從事群體性休閑運動。

2.3.4 知覺行為控制與行為控制信念結構 假設4:自我效能與便利條件控制信念構面，對參與群體性休閑運動的知覺行為控制具有顯著正面影響。

知覺行為控制架構結構方程式為:

知覺行為控制=0.52自我效能+0.21便利條件 R2=0.639

知覺行為控制可推論為參與群體性休閑運動活動的基本門坎，知覺行為控制的本質為參與活動能力的具體認定，也就是對于本身能參與群體性休閑運動的自信表現程度，而便利條件為外在資源能支持的程度，因此對于活動能力的自信程度越高且從事活動越方便的情形下，對于能否從事活動的具體能力的認定也就高。

在行為控制信念結構中，自我效能、便利條件可解釋63.9%的知覺行為控制變異量，各構面對知覺行為控制均有顯著正面影響，其中以自我效能的(0.52)影響最大，符合控制場、自我效能與控制能力影響行為能力的意涵。綜合而言，當老年人越認同自我效能、便利條件的存在時，其參與的行為意向也越高。本結果已驗證假設〔4〕。

因此，讓老年人對群體性休閑運動充分的了解，以增加老年人群體性休閑運動的相關知識與所具備的能力，能提高老年人對從事群體性休閑運動行為知覺控制能力去影響行為意向，并產生實際行為，社會要提供便利的群體性休閑運動環境，去增強老年人對群體性休閑運動行為的控制能力。

1 李華敏.鄉村旅游行為意向形成機制研究:基于計劃行為理論的拓展〔M〕.北京:中國社會科學出版社，2009:4-102.

2 方 敏，孫 影.計劃行為理論的概化:青少年鍛煉行為的預測模式〔J〕.天津體育學院學報，2010;25(3):224-7.

3 胥 郁.基于計劃行為理論的長沙市民體育休閑行為意向研究〔D〕.湖南師范大學，2010:8-71.

4 Rojas.Psychology and ecology〔M〕.New York:United Nations Publications，2010:33-6.

5 Conner M.Efficacy of the theory of planned behavior〔M〕.NY:Cold Spring Harbor，2009:21-319.

6 Hughes DJ.The cultural construction of sustainable tourism〔J〕.Tourism Management，2004;24(5):28-32.

7 邱皓政，林碧芳.結構方程模型的原理與應用〔M〕.北京:中國輕工業出版社，2009:3-423.

8 吳明隆.結構方程模型AMOSS的操作與應用〔M〕.重慶:重慶大學出版社，2010:7-520.

9 王濟川，王小倩，姜寶法.結構方程模型:方法與應用〔M〕.北京:高等教育出版社，2011:8-241.

10 Ajzen I.Perceived behavioral control，self-efficacy，locus of control，and the theory of planned behavior〔J〕.Journal of Applied SocialPsychology，2002;32(8):665-83.

11 李明宗.人類的價值取向與環境關系——兼其對休閑的意涵.休閑、觀光、游憩論文集〔M〕.臺北:地景出版社，1996:23-156.