员工体育锻炼行为的实证研究
鲍政栋;张双玲;段艳平;常振亚
【摘 要】基于健康心理学研究领域内的“健康行为过程理论”(Health Action Process Approach; HAPA),采用纵向研究设计,历时4个月对331名高校教职员工的体育锻炼行为及其相关社会认知变量进行3次调查.研究结果表明,积极结果期待和行动自我效能对锻炼意向的预测作用显著,锻炼意向能够很好地预测锻炼计划;恢复自我效能、锻炼意向和锻炼计划是体育锻炼行为的近轴预测因子；行动自我效能通过维持自我效能预测恢复自我效能.该研究验证了HAPA模型的连续性特征,为今后制定有效的体育锻炼干预措施,促进高校教职员工参与和坚持体育锻炼,提升健康水平提供了理论依据.
【期刊名称】《武汉体育学院学报》 【年(卷),期】2012(046)001 【总页数】5页(P52-56)
【关键词】健康行为过程理论;连续性特征;体育锻炼;高校教职员工 【作 者】鲍政栋;张双玲;段艳平;常振亚
【作者单位】浙江省建设职业技术学院基础部,浙江杭州311231;武汉体育学院研究生部,湖北武汉430079;武汉体育学院健康科学学院,湖北武汉430079;武汉体育学院研究生部,湖北武汉430079 【正文语种】中 文
【中图分类】G804.8
高校教职员工作为一个特殊的群体，长期的伏案工作，加之沉重的工作压力，其健康状况令人堪忧。大量的调查研究表明，全国各类高校的教职员工中有近一半的人处于亚健康状态，近1/3的人处于疾病的边缘或疾病状态［1-2］。有学者在研究中指出，高校教职员工的健康状况与锻炼情况有密切关系，即锻炼群体的健康状况明显优于非锻炼群体［3］。而在高校中能够经常（每周至少两次）参加体育锻炼的人数比例仅占18.7%，远远低于世界发达国家的比例［4-5］。
激发和促进更多的高校教职员工参与和坚持体育锻炼，进而提高健康水平是非常必要的。合理的理论或模型在身体活动促进研究中起着指导性作用。“健康行为过程理论”（The Health Action Process Ap proach，HAPA；Schwarzer，1992，2008）是近 20年来在健康行为领域内较有影响力的模型。该模型体现了健康行为变化过程中连续性和阶段性的特征。在连续性方面，该模型认为个体的风险知觉、结果期待和行动自我效能共同影响行为意向的产生；行为意向、行为计划和行为发动形成了一个行为产生的认知、心理和行动的连续体。在阶段性方面，该模型将行为变化过程划分为3个阶段：决定前阶段，决定后-行动前阶段和行动阶段。各种社会认知变量在不同阶段中的作用也不尽相同［6-7］。目前，国外在健康行为领域已经针对HAPA理论进行了充分的检验和应用 ［8-12］。而国内对HAPA的研究还处于初期阶段。大部分研究都是针对HAPA的阶段性特征进行考察［13-16］，而对其连续性特征，并没有纵向的实证研究。本研究基于HAPA模型，对高校教职员工体育锻炼行为进行调查，旨在检验HAPA模型的连续性特征，为今后制定有效的体育锻炼干预措施，促进高校教职员工参与和坚持体育锻炼，提升健康体质提供了理论依据。
研究假设包括：①风险知觉、结果期待和行动自我效能对行为意向具有预测作用，行为意向又可以很好地预测行动计划；②行为意向、行动计划是锻炼行为的近轴预
测因子，对锻炼行为起促进作用；③行动自我效能通过维持自我效能预测恢复自我效能。
本研究以浙江省3所高校教职员工为研究被试。共接受3次问卷调查。3次连续的有效被试共331人，男性 165 人（占 49.8%），女性 166 人（占 50.2%），平均年龄 37.8 岁（25-58 岁，SD=6.944）。
本研究采用的问卷共包含6份心理测量问卷。通过预测验，验证了各个问卷均具有良好的信度水平。
1） “健康风险知觉量表”（Lippke，2004）［17］，该问卷共3个条目，采用Likert 5点计分法。内部一致性信度Cronbach α=0.736。
2） “体育锻炼结果期待调查表”（Marcus，Rakowski， ＆ Rossi， 1992）［18］，该量表包括积极结果期待和消极结果期待，每一分量表各6个条目，均采用Likert 5点计分法。结果期待所有测题的内部一致性信度Cronbach α=0.701，其中积极结果期待 6个题目的内部一致性信度 Cronbach α=0.781，消极结果期待的内部一致性信度 Cronbach α=0.827。
3） “体育锻炼意向调查表”（Lippke，2004）［17］，共 3个条目，采用Likert 5点计分法，其内部一致性信度Cronbach α=0.658。
4）“体育锻炼的自我效能问卷”，共19个条目，内部一致性信度Cronbach α=0.912。该问卷包括3个分量表：行动自我效能（Lippke，2004）［17］（3 个条目，Cronbach α=0.849）、维持自我效能（Fuchs，1997）［14］（13 个条目，Cronbach α=0.901）和恢复自我效能（schwarzer.，2008）［15］（3 个条目，Cronbach α=0.848）。
5） “体育锻炼计划调查表” （Lippke，2004）［17］，共
6）“体育锻炼水平问卷”（Godin，1985）［19］，采用自我报告的方式，调查被试每周的大中小强度的活动情况。 其内部一致性信度 Cronbach α=0.748。
本研究为纵向研究设计，依据HAPA的理论结构，分3个时间测量点（T1，T2和T3）进行问卷调查。
第一次测量安排在学期开学之初，对高校教职员工的风险知觉、结果期待、行动自我效能、意向和锻炼水平进行测量。
1个月之后进行第二次测量。分别测查高校教职员工的意向、维持自我效能、计划和锻炼水平。
2个月之后进行第三次测量。分别测查高校教职员工的意向、维持自我效能、计划、恢复自我效能和锻炼水平。
采用SPSS 16.0和AMOS 6.0对收集的数据进行统计和分析。
表1呈现了所有变量的集中趋势（均值）和离中趋势（标准差和极值）。 从表2中可以看出，风险知觉（T1）除与积极结果期待（T1）显著相关外，与其他变量均无显著性相关。积极结果期待（T1）与消极结果期待（T1）、行动自我效能（T1）、意向（T1）、体育锻炼能耗量（T1）之间具有显著的相关关系。行动自我效能（T1）和意向（T1）、体育锻炼能耗量（T1）、维持自我效能（T2）之间具有较高的正相关。意向（T1）和体育锻炼能耗量（T1）之间具有显著的正相关。意向（T2）和维持自我效能（T2）、计划（T2）、体育锻炼能耗量（T2）之间具有显著的相关关系。意向（T3）和维持自我效能（T3）、计划（T3）、恢复自我效能、体育锻炼能耗量（T3）之间存在显著相关。
采用AMOS 6.0进行结构方程模型分析。将体育锻炼能耗量（T3）作为内源性潜变量，行动自我效能（T1）、结果期待（T2）和风险知觉（T1）作为外源性潜变量，意向（T1）、计划（T2）、维持自我效能（T2）和恢复自我效能（T3）作为中介变量。采用最大似然比的估计方法，分析整个模型中意向和计划作为中介因子，对体育锻炼的促进作用。在分析过程中，适当调整和限制模型，结果发现图1模型具有最佳的拟合指数。
该模型具有较好的拟合优度，χ2＝2118.272，df＝1016，χ2／df＝2.085，GFI＝.874，CFI＝.892，RMSEA＝.057。
从图1中的路径系数来看，第一测量点的行动自我效能和积极结果期待是意向的最佳预测因子，能够解释其71%的变异，而消极结果期待和风险知觉对于意向的预测作用并不显著。维持自我效能和意向对计划（T2）有较好的预测作用，可以解释其53%的变异。
对体育锻炼行为而言，最好的直接预测因素是意向、计划和恢复自我效能，其中意向的总预测值（直接和间接作用）达0.193，维持自我效能的预测作用并不显著。 自我效能的3个不同变量，分别在不同的锻炼过程发挥作用。行动自我效能对维持自我效能的预测作用显著，维持自我效能对恢复自我效能具有明显的预测作用，但行动自我效能不能显著地预测恢复自我效能。
HAPA模型认为，风险知觉、结果期待、行动自我效能共同促进意向的形成。研究结果部分支持了研究假设1。积极结果期待和行动自我效能是意向的最佳预测因子，能够解释意向变异的71%，而风险知觉和消极结果期待的促进作用并不显著。 风险知觉，是指人们对不运动的生活方式将要引发健康危险的一种认识。一般情况下，风险知觉首先使人们产生改变不良生活方式的动机，随后其他社会认知因素开始产生影响作用。作为进行锻炼的前提，本研究发现已有部分高校教职员工开始意识到自己静态的生活方式可能会带来的身心健康问题，有了一定的危机意识。这对于以后进一步参与体育锻炼和对其进行干预有重要的前提意义，但它的影响作用有限，不足以让人们改变目前的行为方式。这一结果与国内针对大学生体育锻炼的干预性研究相一致［14］。
人们对于参与体育锻炼的预期期待既有积极的方面（如放松、塑形等），也有消极的方面（如耽误时间等），且两方面的作用也不尽相同。从本结果可以看出，消极结果期待对意向的预测是负的，并且不显著，这与国内学者的研究一致［20］。
行动自我效能对意向的预测作用是0.566，也就是说是否具有锻炼的意向很大程度上取决于行动自我效能的高低［7］，高行动自我效能者较容易产生锻炼的意向。 进一步路径分析表明，意向对计划的预测作用较为显著，意向水平的提高对计划有明显的促进作用，意向形成后，很容易制定较为详尽的、具体可行的行动计划，有助于体育锻炼行为的产生和坚持［21］。
由路径系数可知，体育锻炼行为的最佳预测因子依次是恢复自我效能、计划和意向。研究结果支持了研究假设2。意向既可以直接预测锻炼行为，也可以在计划的中介作用下起间接的预测和促进作用。这一结果与 Scholz et al.（2005）对心脏康复病人的锻炼行为研究结论一致［8］。
本研究中恢复自我效能对体育锻炼行为的预测作用较为突出，一方面是因为在模型中，恢复自我效能和体育锻炼行为的能量消耗均来自第三测量点，另一方面可能是由于此次连续性研究持续4个月，第三测量点恰逢学期末，教职员工的事务相对期中繁忙，在一定程度上影响了其参加体育锻炼的积极性。因此，恢复自我效能的作用开始凸显，具有高恢复自我效能的个体，无论遇到什么情况，都能够重新开始锻炼。这与luszczynska（2007）一项对跑步或慢跑活动长达两年的纵向研究结果一致，认为恢复自我效能对行为的预测效果较显著［22］。
为了进一步对自我效能的结构进行深入的研究，本研究在Schwarzer（2008）模型的基础之上，增加了行动自我效能到恢复自我效能的路径。结果显示：行动自我效能、维持自我效能和恢复自我效能在体育锻炼认知和行为的自然变化中，具有依次的预测性，但是行动自我效能对恢复自我效能的预测作用不显著，支持了研究假设3。三种自我效能在体育锻炼的不同阶段其影响力均不相同，一种自我效能的作用减弱，另一种则相对突出，而且前一种自我效能的水平能够有效地预测后者。例如，高行动自我效能的个体较容易形成行为意向，而且行动一旦发生，长期坚持下去的可能性也较大，因为行动自我效能对维持自我效能有明显的预测作用。当出现
行为的倒退和反复时，较有可能再次恢复体育锻炼。
其中，维持自我效能对计划的促进作用十分显著，但是却不能很好地预测体育锻炼情况。这是因为维持自我效能的作用是帮助个体制定应对计划，使锻炼者在遇到天气不好等客观原因时，或者自己心情不好、没有时间等主观原因时，能够克服困难调整计划，继续锻炼，通过调节计划间接地影响体育锻炼行为。
本研究通过对高校教职员工体育锻炼情况的纵向调查，验证了HAPA模型的连续性特征，为今后制定有效的体育锻炼干预措施，促进高校教职员工参与和坚持体育锻炼，提升健康水平提供了理论依据。
本研究是在借鉴国外研究基础上首次进行的本土化尝试性研究，仅探讨了体育锻炼行为的自然变化过程，并没有涉及干预过程。未来，应进一步展开纵向干预性研究。
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