健康信念模式對(duì)老年人健走行為意圖的影響：基于自我效能和社會(huì)支持的調(diào)節(jié)

魏燁

(河南科技大學(xué)體育學(xué)院，河南 洛陽 471023)

健走被公認(rèn)為最容易執(zhí)行的休閑運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目，具有不受年齡限制且重復(fù)性高的特征，為一種最具有方便、簡(jiǎn)單、經(jīng)濟(jì)以及有效性健身優(yōu)點(diǎn)同時(shí)又可自我強(qiáng)化的運(yùn)動(dòng)，現(xiàn)已經(jīng)成為老年人運(yùn)動(dòng)的主流項(xiàng)目之一。對(duì)于運(yùn)動(dòng)行為意圖的研討，國(guó)內(nèi)外學(xué)者嘗試以理論或模式解釋人從事運(yùn)動(dòng)的行為，其中包括健康信念模式、保護(hù)動(dòng)機(jī)理論、社會(huì)認(rèn)知理論、理性行動(dòng)理論、人際關(guān)系理論和計(jì)劃行為理論等，并取得很多成果，其中以健康信念模式對(duì)于探討運(yùn)動(dòng)行為與健康的相關(guān)性最為密切，能夠有效預(yù)測(cè)個(gè)人是否會(huì)采取健康行為〔1〕。另外，在運(yùn)動(dòng)行為相關(guān)研究成果中，社會(huì)支持與自我效能對(duì)運(yùn)動(dòng)行為具有顯著的相關(guān)性已在多數(shù)成果被證實(shí)〔2〕。本研究探討健康信念模式、社會(huì)支持和自我效能因素對(duì)老年人健走行為意圖的影響。

1 對(duì)象及方法

1.1研究對(duì)象 以洛陽、商丘、南陽、偃師市常參與休閑健走的老年人(60歲以上)為研究對(duì)象。

1.2問卷預(yù)試 采用滾雪球取樣與立意取樣相結(jié)合的方法，對(duì)94位調(diào)研對(duì)象進(jìn)行問卷調(diào)研(男50人，女44人，平均年齡67.20歲)，歷時(shí)18 d，問卷有效率100%，以完成問卷的信度與效度檢驗(yàn)。

1.3問卷初稿 老年人健走行為意圖調(diào)查問卷參考蕭宗璇〔3〕研究?jī)?nèi)容，共分4部分：健走行為意圖量表，健康信念量表，社會(huì)支持量表，自我效能量表，量表采用Likert 5點(diǎn)尺度計(jì)量，受測(cè)者依據(jù)實(shí)際感受回答，依回答非常不同意、不同意、無意見、同意至非常同意，分別什1、2、3、4、5分，所得分?jǐn)?shù)越高，表示對(duì)該項(xiàng)目越同意。

健康信念量表包含感知運(yùn)動(dòng)阻礙、提示信息、感知運(yùn)動(dòng)利益、感知疾病威脅四個(gè)構(gòu)面，每構(gòu)面題數(shù)各含5題，健走行為意圖量表為單一構(gòu)面量表，全共5題，自我效能量表為單一構(gòu)面量表，全共7題，社會(huì)支持量表為單一構(gòu)面量表，全共6題。

1.4預(yù)試問卷檢驗(yàn) 預(yù)試問卷施測(cè)完后，要進(jìn)行預(yù)試問卷項(xiàng)目分析、效度檢驗(yàn)、信度檢驗(yàn)。預(yù)試問卷回收后，經(jīng)SPSS20.0統(tǒng)計(jì)軟件分析可知，各條目CR 值大于4.416 及相關(guān)系數(shù)達(dá)0.513 以上，各題皆達(dá)顯著水平，問卷無需刪除或修改任何題項(xiàng)。

經(jīng)探索性因素分析，所有題項(xiàng)因素負(fù)荷量介于0.517～0.852，而各構(gòu)面解釋變異量均在56.762%以上，且Bartlett的球型檢定達(dá)顯著水平(P<0.001)，研究構(gòu)面Cronbach α系數(shù)最高為0.893、最低為0.752，總量表 Cronbach α系數(shù)為0.916，符合統(tǒng)計(jì)學(xué)要求，表示本量表的內(nèi)部一致性甚高。

1.5正式問卷資料分析 預(yù)試問卷后，采用滾雪球取樣與立意取樣相結(jié)合的方法，對(duì)452位調(diào)研對(duì)象(所述研究對(duì)象)進(jìn)行問卷調(diào)研，問卷共回收420份，有效問卷404份(男223人，女181人，平均年齡66.80歲。

1.6統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用 SPSS20.0軟件進(jìn)行階層回歸分析。

2 結(jié) 果

感知運(yùn)動(dòng)阻礙得分(3.91±0.89)分、提示信息(3.77±0.82)分、感知運(yùn)動(dòng)利益(3.89±0.79)分、感知疾病威脅(2.72±0.86)分、社會(huì)支持(3.70±0.98)分、自我效能(3.81±0.88)分。由表1可知，第一階層背景變項(xiàng)中，性別對(duì)老年人健走行為意圖的預(yù)測(cè)力顯著(P<0.05)，表示老年人健走行為意圖受性別的影響。

表1 階層回歸摘要參數(shù)估計(jì)值

1)P<0.05，2)P<0.01，3)P<0.001

將健康信念的4個(gè)構(gòu)面作為自變量加入階層二進(jìn)行回歸分析可知，老年人健走行為意圖受到提示信息與感知運(yùn)動(dòng)利益因素的顯著影響(P=0.000)，可解釋老年人健走行為意圖變異的26.6%，由標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為正值可知，兩個(gè)因素對(duì)老年人健走行為意圖為正向影響。模式2的F=30.503，P=0.000，R2=0.277，△R2=0.266，表示加入健康信念后，可解釋整體模式的27.7%，相比模式1，模式2解釋力增加了26.6%，整體模式達(dá)到顯著水平。見表1。

將社會(huì)支持及自我效能2個(gè)構(gòu)面作為自變量加入階層三進(jìn)行回歸分析，顯示老年人健走行為意圖受到社會(huì)支持及自我效能因素的顯著影響(ΔP=0.000)，并可解釋老年人健走行為意圖變異的3.4%；由標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為正值可知，兩個(gè)因素對(duì)老年人健走行為意圖為正向影響。模式3的F值為25.523，P=0.000，R2=0.311，△R2=0.034，表示2個(gè)因素加入階層三后，可解釋整體模式的31.1%，相比模式2，模式3解釋力增加3.4%，整體模式達(dá)到顯著水平。見表1。

第四階層投入健康信念與社會(huì)支持、自我效能交互作用因素后，模型4的預(yù)測(cè)力為36.5%(R2=0.365)，且達(dá)顯著水平(P=0.000)。由模型4中的數(shù)據(jù)可知，投入的8項(xiàng)交互作用因素，有4項(xiàng)交互作用因素能顯著地影響老年人的健走行為意圖，即提示信息與社會(huì)支持交互項(xiàng)、感知疾病威脅與社會(huì)支持交互項(xiàng)、提示信息與自我效能交互項(xiàng)、感知疾病威脅與自我效能交互項(xiàng)能顯著地影響老年人的健走行為意圖(ΔP=0.019)，且能解釋老年人健走行為意圖變異的5.4%，由標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為來看，4個(gè)交互作用項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為正值，表示其對(duì)老年人健走意圖皆有正向的顯著影響。見表1。

3 討 論

根據(jù)訪談可知，男性調(diào)研對(duì)象多以休閑健走運(yùn)動(dòng)作為休閑健身的項(xiàng)目，會(huì)出現(xiàn)深度休閑感。女性調(diào)研對(duì)象多以廣場(chǎng)舞作為休閑健身的項(xiàng)目，而把健走運(yùn)動(dòng)作為輔助項(xiàng)目，因而，產(chǎn)生的健走行為意圖沒男性明顯。另外，研究結(jié)果也可能與男性調(diào)研對(duì)象較多有關(guān)。

感知運(yùn)動(dòng)阻礙構(gòu)面對(duì)健走行為意圖無顯著預(yù)測(cè)力，本研究結(jié)果與駱頌陽〔4〕、賈望偉〔5〕研究結(jié)果不符，而在過去的研究中，感知運(yùn)動(dòng)阻礙因素是最具有顯著預(yù)測(cè)力的因素，探究其原因可能是近幾年，政府積極推動(dòng)全民健身運(yùn)動(dòng)相關(guān)政策及改善民眾體育環(huán)境、興建體育公共設(shè)施、改善城區(qū)道路有極大的關(guān)系，由此可知，感知運(yùn)動(dòng)阻礙因素隨著體育環(huán)境的改變，老年人對(duì)健走阻礙的認(rèn)知感受不太強(qiáng)烈，致使知覺健走障礙因素不足以影響健走行為意圖。

感知疾病威脅構(gòu)面對(duì)健走行為意圖無顯著預(yù)測(cè)力，本研究結(jié)果與張中豹〔6〕研究結(jié)果相符，根據(jù)張中豹研究結(jié)果可知，老年人自身感覺是疾病高危險(xiǎn)群或已罹患疾病者對(duì)于采取健康行為才有顯著預(yù)測(cè)力。另外，根據(jù)訪談可知，當(dāng)個(gè)體感受到疾病已構(gòu)成對(duì)自身健康的威脅時(shí)，才會(huì)產(chǎn)生強(qiáng)烈的健走行為意圖，并采取有利的健康行為，而對(duì)于不運(yùn)動(dòng)可能產(chǎn)生疾病的高度認(rèn)知，是人老化過程不可抗拒的規(guī)律，是無法顯著地預(yù)測(cè)個(gè)體的健走行為意圖。

研究結(jié)果與Wikoff〔7〕、介春陽〔8〕研究結(jié)果相符，結(jié)果證實(shí)提示信息構(gòu)面對(duì)健走行為意圖具有顯著影響力，當(dāng)老年人對(duì)于提示信息的認(rèn)知越高時(shí)，個(gè)體能產(chǎn)生警惕作用，潛移默化地促使其健走行為意圖的提高。本研究結(jié)果與胡明文〔9〕、魏燁〔10〕研究結(jié)果相符，研究結(jié)果也進(jìn)一步證實(shí)老年健走者對(duì)于健走運(yùn)動(dòng)效益具有高度認(rèn)知，如健走有助于身體功能、身體活動(dòng)力、人際功能、情緒問題以及心理健康的提升，因此，感知運(yùn)動(dòng)利益構(gòu)面是直接影響身體活動(dòng)意圖重要因素。

本研究結(jié)果與Satf〔11〕、傅蘭英等〔12〕研究結(jié)果相符，家人和朋友運(yùn)動(dòng)行為的陪伴、信息、建議、指導(dǎo)和共同興趣等能顯著預(yù)測(cè)運(yùn)動(dòng)行為意圖，其中以擁有家人或朋友的陪伴認(rèn)知感受最高，也證明社會(huì)支持是影響個(gè)體運(yùn)動(dòng)行為意圖的重要因素。

本研究結(jié)果與田寶山〔13〕研究結(jié)果相符，自我效能是維持健康行為或改變健康行為的重要因素，老年人對(duì)于面臨特殊困境的情況下，具有能夠克服困境的自信心認(rèn)知、相信本身擁有足夠能力，促進(jìn)運(yùn)動(dòng)相關(guān)行為意圖的提高，個(gè)人行為才有機(jī)會(huì)產(chǎn)生或改變，根據(jù)Banda〔14〕研究可知，可通過他人過去成功的經(jīng)驗(yàn)與他人示范學(xué)習(xí)來強(qiáng)化自我效能，有助于建立個(gè)體自信心。根據(jù)調(diào)研可知，社會(huì)支持與自我效能對(duì)所調(diào)節(jié)的因素具有目標(biāo)性和情緒性，由測(cè)量問項(xiàng)可知，感知運(yùn)動(dòng)利益、知覺運(yùn)動(dòng)障礙屬于個(gè)人對(duì)于知覺的評(píng)估，故無顯著的調(diào)節(jié)情形，而提示信息、感知疾病威脅因素的知覺評(píng)估具有目標(biāo)性，故對(duì)健走行為意圖有顯著的調(diào)節(jié)情形。