方 敏，孫 影

計劃行為理論的概化：青少年鍛煉行為的預(yù)測模式

方 敏，孫 影

檢驗計劃行為理論預(yù)測青少年鍛煉行為的穩(wěn)定性和適用性。1 292名中學(xué)生完成了鍛煉態(tài)度、主觀規(guī)范、行為控制感、意圖以及自陳鍛煉問卷的測量。結(jié)構(gòu)方程模型和多組比較方法分析發(fā)現(xiàn)，計劃行為理論的預(yù)測模型得到各樣本數(shù)據(jù)的良好擬合。預(yù)測模型的結(jié)構(gòu)型態(tài)、因素負荷量、結(jié)構(gòu)系數(shù)、結(jié)構(gòu)協(xié)方差及結(jié)構(gòu)殘差有著跨性別和年級組的測量不變性，但測量殘差組間不等值。模式各因素之間路徑系數(shù)及因素方差解釋力也有著跨組相似性，僅部分變量關(guān)系存在跨年級的差異。態(tài)度和主觀規(guī)范對意圖的直接影響不明顯，而行為控制感是影響鍛煉意圖和行為的主要因素，對此進行了具體分析。該研究表明，基于計劃行為理論的鍛煉行為模式對青少年群體具有普遍適用性。

計劃行為理論；測量不變性/等值性；青少年；性別；年級；鍛煉行為

計劃行為理論（Theory of Planned Behavior，TPB）是從信息加工的角度，以期望價值理論為出發(fā)點解釋個體行為決策過程的理論。該理論認(rèn)為，行為意圖是任何行為表現(xiàn)的必需過程，為行為顯現(xiàn)前的決定，它反映了個體從事某特定行為的動機力量和思想傾向，表示人們在計劃實施某特定行為中愿意付出的努力程度，被認(rèn)為是計劃行為模型的核心概念[1-2]。行為意圖由態(tài)度、主觀規(guī)范和行為控制感3個相關(guān)因素決定，各因素預(yù)測行為意圖的相對重要程度取決于行為類型及情景的差異[3]。其中，態(tài)度是指行為主體對特定行為積極或消極結(jié)果的總體評價；主觀規(guī)范是指個體在決策是否執(zhí)行某特定行為時感知到的社會壓力，它反映重要他人或團體對個體行為決策的影響；而行為控制感反映了個體在采取某行為時所感受到的自己可以控制（掌握）的程度，如鍛煉知識和技能，同伴的支持，或者克服環(huán)境障礙等，這些因素是個體意志無法完全控制的。為此，該理論假設(shè)行為控制感不僅可以預(yù)測行為意圖，也可以直接預(yù)測行為[3]。在國外TPB廣受研究者的青睞，已被成功應(yīng)用于多個行為領(lǐng)域，并且絕大多數(shù)研究證明了TPB具有良好的解釋力和預(yù)測力[1-2]。Ajzen宣稱TPB模型對特定行為的預(yù)測具有普遍適用性[3]，即TPB各變量之間的關(guān)系以及對行為解釋力的跨樣本、跨情境一致性。運用TPB解釋和預(yù)測鍛煉行為也已得到大量研究支持，一項元分析證實了TPB在解釋鍛煉意圖和鍛煉行為的有效性和普適性，指出態(tài)度、主觀規(guī)范和行為控制感對鍛煉意圖和鍛煉行為的解釋效力可能受到年齡、性別、種族等人口學(xué)因素的影響[4]。這樣，必須關(guān)注人口學(xué)因素可能造成的TPB結(jié)構(gòu)模型的測量等值性（measurement invariance）問題，這些問題包括TPB測量于不同組群，是否具有相同的結(jié)構(gòu)型態(tài)、因素結(jié)構(gòu)、結(jié)構(gòu)系數(shù)、結(jié)構(gòu)協(xié)方差、結(jié)構(gòu)殘差及測量殘差。

理論模式的關(guān)系驗證都是基于各變量測量結(jié)果進行分析的。一個理想的理論模式應(yīng)該可以用來解釋不同組群的觀察數(shù)據(jù)，即不同樣本的觀察資料在理論模式的關(guān)系結(jié)構(gòu)上應(yīng)該等同，否則，研究者無法知曉研究結(jié)果的解釋差異是來自于真實現(xiàn)象的差異還是概念測量意義的差異[5-7]。只有TPB測量等值性得到確認(rèn)，各因素之間關(guān)系及行為預(yù)測力的跨組分析才有意義，才能明確TPB對某一群體鍛煉行為解釋效力的穩(wěn)定性和普遍適用性，這也是制定特定群體干預(yù)計劃的前提?；赥PB鍛煉行為模型的跨文化等值性已得到經(jīng)驗研究的檢驗，TPB各因素關(guān)系及其解釋效力的歧異主要歸咎于文化背景的差異[8-10]。雖然研究者認(rèn)識到模型跨性別、年齡測量不變性的重要性[4，10-11]，但少有研究分析該理論解釋青少年群體鍛煉行為的普適性。

作者單位：安徽師范大學(xué)體育學(xué)院，蕪湖241003。

我國青少年群體的鍛煉現(xiàn)況已引起廣泛的關(guān)注，以理論為導(dǎo)向?qū)嵤╁憻捀深A(yù)是促進青少年積極參與體育活動的一條主要途徑。盡管TPB是目前解釋和預(yù)測身體活動最成功的理論模型之一，然而國內(nèi)的相關(guān)研究卻顯得異常匱乏[12]。如果運用TPB解釋和干預(yù)青少年鍛煉行為，首先需要確認(rèn)TPB對該群體鍛煉行為解釋的有效性和普適性，即測驗結(jié)果的解釋在不同組群的受試身上有相同的意義，不然，研究結(jié)果的推論可能會出現(xiàn)解釋上的偏差，我們不知道這種偏差是否來源于概念的測量不等值，結(jié)果是在此基礎(chǔ)上設(shè)計的干預(yù)計劃可能缺少普遍應(yīng)用價值。因此，本研究的主要目的是檢驗青少年群體鍛煉行為TPB預(yù)測模式的跨性別、年級的測量不變性；如果模式的不變性得到驗證，后續(xù)探討TPB各因素之間關(guān)系及意圖和行為的解釋力，分析TPB在解釋青少年群體鍛煉行為的概化效力。

1 TPB量表的預(yù)測

1.1 研究工具

測量工具來源于Ajzen的TPB量表[13]，包括態(tài)度、主觀規(guī)范、行為控制感、意圖等4個分量表，共14個題項，項目采用Likert 7點評分。鍛煉行為采用自編的3題項自陳式問卷，包括（1） 鍛煉次數(shù)：不鍛煉=1，1～3 次/月=2，1～2 次/周=3，3～4 次/周=4，幾乎每天=5；（2）每周鍛煉總時間；（3）參加規(guī)律性鍛煉的持續(xù)時間：沒有=1，剛開始=2，一個月以上=3，6個月以上=4，一年以上=5。

本研究鍛煉標(biāo)準(zhǔn)依美國運動醫(yī)學(xué)委員會（ACSM）推薦的鍛煉建議，將鍛煉定義為每次超過20 min，有明顯出汗和呼吸加快的課余時間體育活動。規(guī)律性鍛煉指每周3次或以上的鍛煉。

1.2 研究步驟

在完成TPB英文量表的翻譯后，以1名體育心理學(xué)博士和1名英語言專業(yè)大學(xué)教師對翻譯本進行了校譯，確定TPB中文版。隨機抽取2所中學(xué)的188名中學(xué)生完成了預(yù)測試，使用SPSS 17和AMOS 17軟件對量表進行信、效度檢驗。

1.3 結(jié)果

以態(tài)度、主觀規(guī)范、行為控制感、意圖和鍛煉行為等5個因素為潛變量，建立TPB一階相關(guān)測量模型?；緮M合評價顯示模式無違反估計問題。整體擬合評價方面，χ2=198．62，df=109，P＜0．01，CFI=0．94，TLI=0．92，RMSEA=0．06，各項擬合指數(shù)均表明模型對數(shù)據(jù)的擬合較好。TPB各潛變量之間的相關(guān)系數(shù)介于0．44～0．84，模型中任兩個潛變量的受限模式與未受限模式的卡方差異值均達顯著水平（P＜0．01），表明量表區(qū)別效度符合推薦標(biāo)準(zhǔn)[14]。模型各題項標(biāo)準(zhǔn)因素負荷在0．51～0．90之間，5個構(gòu)念的建構(gòu)信度（construct reliability，CR）在 0．71～0．90 之間，Cronbach α 系數(shù)在0．70～0．89之間，反映模型各構(gòu)念具有良好的一致性信度。擬合結(jié)果支持了量表的有效性和可靠性。

2 研究對象與方法

2.1 研究對象

采用整群分層抽樣方法，分別抽取省級示范中學(xué)、城市普通中學(xué)和農(nóng)村普通中學(xué)等11所學(xué)校的1 346名學(xué)生為測試對象，以班級為單位進行團體測試，最后獲取有效數(shù)據(jù)1 292份，其中高中688，初中604；男生580，女生590，22份數(shù)據(jù)缺失性別信息。年齡12～20歲。因初三和高三年級即將面臨中、高考，沒有納入本次測試。整個測試時間2009年5月。

2.2 測量工具

Ajzen的TPB量表中文修訂版，為7點式Likert量表。鍛煉態(tài)度分量表包括2個工具性態(tài)度項目（有用的—無用的、明智的—愚蠢的）和3個情感性態(tài)度項目（有趣的—厭煩的、放松的—緊張的、快樂的—痛苦的）。題干為“對我而言，未來兩周的規(guī)律性體育鍛煉將是……”。本次測量Cronbach α=0．74。主觀規(guī)范分量表由3個項目構(gòu)成，例如，“在我熟悉的人群中，他們大多數(shù)參加規(guī)律性鍛煉”，本次測量Cronbach α=0．70。3個項目的行為控制感分量表，例如，“你覺得有多大的支配能力，保證在今后的兩周進行規(guī)律性鍛煉”，本次測量Cronbach α=0．76。鍛煉意圖分量表由3個項目組成，例如，“今后兩周，我打算進行規(guī)律性鍛煉”，本次測量α=0．89。3題項自陳式鍛煉行為問卷的α=0．81。

2.3 數(shù)據(jù)處理

采用結(jié)構(gòu)方程模型的最大似然法對模型估計。χ2/df、RMSEA、CFI、TLI等指標(biāo)評價模型的擬合程度。χ2/df＜ 5．0，CFI、TLI≥0．90，RMSEA≤0．08，表示模型擬合可接受；χ2/df＜2．0，CFI、TLI≥0．95，RMSEA≤0．05，表示模型擬合良好。采用建構(gòu)信度評價潛變量一致性信度，接受的下限標(biāo)準(zhǔn)為0．6[5]。運用AMOS的多組分析（multi-sample analysis）檢驗結(jié)構(gòu)模型的測量不變性/等值性[5，15]。多組分析的順序為：先對各樣本的模型擬合檢驗，在整體模式與數(shù)據(jù)擬合的條件下，進行組間數(shù)據(jù)并組的基礎(chǔ)模型（baseline model）檢驗，亦即模式結(jié)構(gòu)型態(tài)等值性的檢驗。比較基礎(chǔ)模型與設(shè)限模型間的差異性，依次增加因素負荷量、結(jié)構(gòu)系數(shù)、結(jié)構(gòu)協(xié)方差、結(jié)構(gòu)殘差及測量殘差等限制的一系列逐漸嚴(yán)格模型的檢驗[5-6]。由于測量不變性檢驗是比較未設(shè)限模型與限制模型之間的差異來實現(xiàn)的，對于不變性擬合度評價，除了常用的單一模型擬合指數(shù)，主要采用反映模型之間差異的增量擬合指標(biāo)。常見的比較指標(biāo)是Δχ2和ΔCFI。Δχ2服從自由度為Δdf的分布。由于Δχ2值易受樣本量的影響，在大樣本的情況下，即使模型和觀測矩陣擬合很好，Δχ2也容易達到顯著水平，從而拒絕正確的理論模型；ΔCFI相對來說可以避免此問題，當(dāng) ΔCFI＞-0．01 時，表示模型組間具有等值性[6，16]。由于本研究屬大樣本研究，跨組不變性的虛無假設(shè)接受標(biāo)準(zhǔn)為ΔCFI＞-0．01。

3 研究結(jié)果

3.1 各樣本TPB結(jié)構(gòu)模型的擬合結(jié)果

以TPB的結(jié)構(gòu)模式建立青少年鍛煉行為的預(yù)測模型。對全體和不同性別、年級樣本的TPB結(jié)構(gòu)模式進行基本擬合評價、整體擬合評價和模式內(nèi)在結(jié)構(gòu)擬合標(biāo)準(zhǔn)評價，以確認(rèn)此模式對各樣本數(shù)據(jù)的擬合情況。基本擬合評價結(jié)果：全體、男女、高中和初中模型的誤差方差均無負值，因素標(biāo)準(zhǔn)負荷介于0．48～0．92（P＜0．01），估計參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差介于 0．027～0．277，表明模型擬合沒有出現(xiàn)違反估計問題[5]。整體擬合評價結(jié)果：各樣本模型CFI、TLI均大于 0．90，RMSEA 均小于 0．07（見表 1），顯示結(jié)構(gòu)模型擬合得到整體樣本、男女生樣本、初中和高中樣本的數(shù)據(jù)支持。模式內(nèi)在結(jié)構(gòu)擬合標(biāo)準(zhǔn)評價結(jié)果：各樣本組模型5個潛變量的建構(gòu)信度均大于0．70，反映模型各構(gòu)念具有良好的一致性信度。這些結(jié)果表示該結(jié)構(gòu)模型的型態(tài)不變性在性別和年級組間成立，可以作為跨組測量不變性檢驗的基礎(chǔ)模型。

3.2 TPB結(jié)構(gòu)模型的跨性別、年級測量不變性檢驗

以TPB結(jié)構(gòu)模型為基礎(chǔ)模型，分別進行跨性別、跨年級的測量不變性檢驗。從表2可以發(fā)現(xiàn)，性別的多組比較顯示，模型1的χ2/df=3．097，TLI、CFI均大于 0．9，RMSEA 小于 0．05，顯示模型擬合得到男女生并組數(shù)據(jù)的支持，模型的結(jié)構(gòu)型態(tài)跨性別組間等值性成立。模型 1-模型 5 的依次比較上，ΔCFI差異介于-0．001～0．000之間，Δχ2/Δdf對應(yīng) P＞0．01，且單一模型擬合結(jié)果良好，這表明模型的因素負荷量、結(jié)構(gòu)系數(shù)、結(jié)構(gòu)協(xié)方差及結(jié)構(gòu)殘差在男、女組間具有完全測量不變性。模型6與模型5比較的ΔCFI差異達到-0．012，Δχ2對應(yīng) P＜0．01，說明測量殘差在男、女生組間不等值。年級的多組比較顯示，高中和初中組間的模型結(jié)構(gòu)型態(tài)等值性得到單一模型擬合指標(biāo)值的支持 （χ2/df=3．207，TLI=0．938、CFI=0．949，均大于 0．90，RMSEA=0．041＜0．05）。模型 1～模型 5 的依次比較上，雖然部分依次模型比較的 Δχ2/Δdf對應(yīng) P＜0．01，但 ΔCFI差異介于-0．003～0．000之間，顯示因素負荷量、結(jié)構(gòu)系數(shù)、結(jié)構(gòu)協(xié)方差及結(jié)構(gòu)殘差也具有跨年級的不變性。模型6與模型5比較的ΔCFI差異達到-0．011，Δχ2對應(yīng) P＜0．01，說明測量殘差在高中、初中組間不等值。

表2 TPB結(jié)構(gòu)模型的性別、年級測量不變性

3.3 各樣本TPB結(jié)構(gòu)模型的路徑系數(shù)和因素方差解釋率

年級組間模型比較發(fā)現(xiàn)（見圖1），態(tài)度與主觀規(guī)范、主觀規(guī)范與行為控制感的相關(guān)度，初中組顯著高于高中組；高中生的行為控制感對鍛煉行為的影響力高于初中生；鍛煉意圖和鍛煉行為的方差解釋率沒有組間差異。性別組間在因素相關(guān)系數(shù)、路徑系數(shù)以及鍛煉意圖和行為的方差解釋率方面的差異不具有統(tǒng)計學(xué)意義（見圖2）。

圖1 高中/初中TPB模式路徑系數(shù)和因素解釋率

4 討 論

本研究探討了TPB模式解釋青少年鍛煉行為的有效性和普適性，分析結(jié)果顯示，模型得到各樣本數(shù)據(jù)的良好擬合，性別和年級組間的測量不變性得到驗證，TPB各變量間關(guān)系及意圖、行為的解釋力也具有跨組間的相似性，僅有部分變量關(guān)系有著跨年級的差異。

AMOS程序提供的多組分析主要檢驗?zāi)Ｐ偷慕Y(jié)構(gòu)型態(tài)、因素負荷、結(jié)構(gòu)系數(shù)、結(jié)構(gòu)協(xié)方差、結(jié)構(gòu)殘差及測量殘差在同一總體不同樣本間或不同總體間的測量等同性或歧異性[5，15]。當(dāng)模型潛變量數(shù)目及觀察變量隸屬潛變量的關(guān)系在不同樣本中相同時，即表明測量具有跨組的結(jié)構(gòu)型態(tài)不變性（基礎(chǔ)模型），這意味著同一測量在不同組內(nèi)反映了類似的心理結(jié)構(gòu)。結(jié)構(gòu)型態(tài)等值是測量等值性檢驗的前提，一旦結(jié)構(gòu)型態(tài)等值得到確立，就可以檢驗觀察變量與其隸屬的潛變量之間的負荷在不同組中是否相同，即因素負荷不變性檢驗。如果成立則說明來自不同群體的潛變量得分相等的個體在相應(yīng)觀測變量上的得分也相等，這使得群體間的均值差異比較有意義。結(jié)構(gòu)系數(shù)等值檢驗指模型中外因變量對內(nèi)因變量的回歸系數(shù)，或潛在中介變量的回歸系數(shù)是否跨組相同，表示外因變量對內(nèi)因變量的影響程度是否一致。結(jié)構(gòu)協(xié)方差等值性指測量或結(jié)構(gòu)模型中潛在變量的方差和潛在因素間協(xié)方差的等同或歧異性。結(jié)構(gòu)殘差等值性指內(nèi)因變量的殘差方差的等同性，也即表達因素方差解釋率的一致性。測量殘差等值檢驗是指觀察變量在不同群體中的測量誤差是否相同，滿足這一條件，觀察變量在不同群體組具有相同的信度。這些模型間的依次比較確定模型的測量等值性。本研究多組分析顯示，基于TPB的青少年鍛煉行為模型的結(jié)構(gòu)型態(tài)、因素負荷、結(jié)構(gòu)系數(shù)、結(jié)構(gòu)協(xié)方差、結(jié)構(gòu)殘差在男女生、高中和初中年級之間的等同性得到認(rèn)可，測量殘差的不變性被否定。由于抽樣中很難避免測量誤差的變異，測量殘差的不變性則因要求過于苛刻很少被提及。這樣，模型跨性別、年級的不變性得到驗證。

圖2 男生/女生TPB模式路徑系數(shù)和因素解釋率

本研究結(jié)果支持了行為決策過程普遍性的理論假設(shè)，同時，也驗證了Ajzen提出的TPB各因素之間關(guān)系以及行為解釋效力存在抽樣變異的觀點[3，10]。在年級組間，態(tài)度、主觀規(guī)范和行為控制感3變量之間的相關(guān)度介于0．46～0．82。設(shè)定因素相關(guān)系數(shù)年級組間相等的假設(shè)被否定（χ2/df=17．94/3，P=0．000），參照參數(shù)配對比較結(jié)果[5]，態(tài)度與主觀規(guī)范、控制感與主觀規(guī)范兩個相關(guān)系數(shù)的參數(shù)差異臨界比率分別為 2．738、3．219（P＜0．01），設(shè)定兩個參數(shù)自由估計后，χ2/df=0．131/1，P=0．717，接受模型擬合，反映初中生主觀規(guī)范與態(tài)度和控制感的相關(guān)度顯著高于高中生。模型結(jié)構(gòu)路徑系數(shù)的差異主要是行為控制感→鍛煉行為的影響（參數(shù)差異臨界比率 -2．189，P＜0．05），當(dāng)釋放該路徑系數(shù)后，χ2/df=2．904/4，P=0．574，說明高中生的鍛煉行為更多受到行為控制感的影響，這反映他們過去的鍛煉經(jīng)驗和預(yù)期鍛煉障礙的認(rèn)識更大程度上決定了他們參與鍛煉的水平。這些因素相關(guān)系數(shù)和因素路徑系數(shù)的年級差異并沒有影響它們對意圖和行為因素方差解釋率的顯著性差異，態(tài)度、控制感、主觀規(guī)范對意圖，以及控制感、意圖對鍛煉行為的預(yù)測效力于年級間近乎一致（χ2/df=0．074/2，P=0．964）。TPB 模型各因素關(guān)系以及因素解釋力的性別比較顯示，態(tài)度、控制感和主觀規(guī)范3個因素的相關(guān)系數(shù)組間相等，χ2/df=3．227/3，P=0．358。這 3 個認(rèn)知變量對意圖的影響，及控制感和意圖對鍛煉行為影響的5個路徑系數(shù)組間近乎一致，χ2/df=10．690/5，P=0．058。性別組間的意圖和行為因素方差解釋率也相等，χ2/df=3．390/2，P=0．184。反映結(jié)構(gòu)模型在男女生組別間的測量一致性，這一結(jié)果與近期研究結(jié)果相符[10-11]。

基于TPB的青少年鍛煉行為模式在多方面分析都驗證了理論假設(shè)。與先前的研究結(jié)果一樣[4，8-10，16]，TPB解釋了近40%的鍛煉行為方差，意圖的中介作用、行為控制感對鍛煉行為的直接作用都得到數(shù)據(jù)的有力解釋，行為控制感是決定意圖和行為最重要的變量[2]。這充分說明了非個人意志完全控制的行為不僅受行為意向的影響，還受執(zhí)行行為的個人能力、機會以及資源等實際控制條件的制約，在實際控制條件充分的情況下，行為意向直接決定行為。研究普遍認(rèn)為態(tài)度對意圖有強影響[4，8-10]，這一觀點沒有得到本研究的驗證。路徑分析的結(jié)果表明，4個亞樣本模型中，態(tài)度對意圖的路徑系數(shù)在-0．01～0．01 之間（P＞0．05），這意味著有高鍛煉態(tài)度的個體不一定有著高動機[17]。調(diào)查數(shù)據(jù)中，5個態(tài)度指標(biāo)均值介于 5．2～5．6，標(biāo)準(zhǔn)差在 1．5～1．9 之間，從工具性態(tài)度和情感性態(tài)度兩方面都能反映學(xué)生對體育鍛煉的積極認(rèn)知評價。調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，許多青少年具有高的鍛煉態(tài)度，但鍛煉意圖較低，也很少從事體育鍛煉。路徑模型中，行為控制感對鍛煉意圖的作用非常明顯，這可能反映態(tài)度、主觀規(guī)范通過影響行為控制感并共同作用鍛煉意圖。當(dāng)社會期望和青少年鍛煉內(nèi)在需要與他們繁重的課程表和緊張的學(xué)習(xí)壓力發(fā)生沖突的時候，他們的鍛煉意圖只能順從于現(xiàn)實的學(xué)業(yè)生活方式，在權(quán)衡執(zhí)行行為的機會和資源后作出是否鍛煉的選擇。被調(diào)查的學(xué)?；旧蠈嵭性?點晚6點的課堂作息時間，雖然部分學(xué)校下午最后一節(jié)為課外自習(xí)課，但也毫無例外地被主課占用。缺少鍛煉時間和運動環(huán)境，很大程度上制約了鍛煉態(tài)度和主觀規(guī)范對青少年鍛煉動機的影響。相對于態(tài)度對鍛煉意圖的影響，主觀規(guī)范的作用可能有效一些（見圖1、圖2），這反映學(xué)校體育鍛煉氛圍、以及同學(xué)、家長的鍛煉態(tài)度和行為，在一定程度上影響著個體的鍛煉行為決策。本研究的結(jié)果驗證了意圖和行為控制感對鍛煉行為的影響，路徑系數(shù)的比較發(fā)現(xiàn)行為控制感對鍛煉行為的影響力強于鍛煉意圖，這說明個體意志無法完全控制的因素，如運動氛圍、運動時間、運動能力等，可能比內(nèi)在動機更有效地影響青少年的鍛煉行為，可能是研究對象的特征導(dǎo)致了本研究TPB各因素間關(guān)系與理論假設(shè)的部分差異。模型各因素關(guān)系及其解釋效力的分析結(jié)果折射出青少年鍛煉的現(xiàn)況，如果不能解決學(xué)生課余體育活動的時間問題，沒有學(xué)校和家長的支持，就不能有效保障“陽光體育運動”的順利實施。

5 結(jié) 語

本研究分析了鍛煉行為TPB結(jié)構(gòu)模型在青少年群體的跨年級、跨性別的普遍適用性，這提示，基于TPB模式對青少年鍛煉行為的解釋具有廣泛一致性。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圖和鍛煉行為的最重要因素，而態(tài)度和主觀規(guī)范對意圖的解釋力較弱；雖然意圖是青少年鍛煉行為的有效預(yù)測因素，但行為控制感的預(yù)測效力更強，這可能與青少年群體的學(xué)習(xí)和生活特征有很大相關(guān)，還可能與其他變量的影響有關(guān)，如愛好、興趣、環(huán)境等因素。未來研究應(yīng)尋找其他對意圖和行為更關(guān)鍵的影響因素，以延伸計劃行為理論，建構(gòu)更完整、有效的理論模型來解釋和預(yù)測青少年的鍛煉行為。

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Generalizability of the Theory of Planned Behavior：A Study on Predictions of Exercise Behavior in Adolescents

FANG Min，SUN Ying
（School of PE，Anhui Normal University，Wuhu 241003，China）

The present study tested the stability and generalization of the measurement and structural parameters of the Theory of Planned Behavior（TPB）among adolescents in a physical exercise context．1 292 students completed measures of attitudes，subjective norms，perceived behavioral control and intentions for physical exercise，and self-report measures of exercise behavior．Structural equation models and multi-sample analysis revealed well-fitting models within each sample with minimal variations．Support was found for invariance of configurable，factor loadings，structure weight，structure variancecovariance matrices，structure residuals of the TPB across gender and grade，the error of measurement however was not equivalent．In addition，the measures and pattern of effects for the TPB constructs in all sub-samples were similar；there were a few significant cross-grade differences in the structural relations．Attitude and subjective norms on the intention of the direct impact was not significant（P＞0．05），conversely，the effect of perceived behavior control on intentions and behavior was important and direct（P＜0．001），and a detailed analysis of this was involved in the article．Findings support the generalizability of the TPB applied to exercise among young people．

Theory of Planned Behavior；measurement invariance/equivalence；adolescent；gender；grade；exercise behavior

G 804．8

A

1005-0000（2010）03-0224-04

2009-12-17；

2010-03-05；錄用日期：2010-03-08

安徽省哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃課題（項目編號：AHSKF07－08D38）

方 敏（1969-），男，安徽巢湖人，安徽師范大學(xué)副教授。