常振亞

Changsha Normal University，Changsha 410100，China.

1 引言

眾多研究表明，目前大學(xué)生的身體素質(zhì)狀況卻令人擔憂［2，3，5］，2010江蘇學(xué)生體質(zhì)健康檢測結(jié)果是大學(xué)生的身體素質(zhì)不如中小學(xué)生［8］。究其原因，缺乏鍛煉或鍛煉不足是導(dǎo)致當代大學(xué)生身體素質(zhì)下降的重要因素之一［4，6，7］。因此，研究如何促使當代大學(xué)生參與和堅持體育鍛煉是很有必要的，而實施促進鍛煉行為有效干預(yù)手段的前提是研究體育鍛煉行為變化的理論和模型。

近年，在鍛煉心理學(xué)領(lǐng)域和健康心理學(xué)領(lǐng)域中健康行為過程理論（The Health Action Process Approach，HAPA 模型）倍受關(guān)注，其將健康行為變化過程分為兩個階段：動機過程（motivational process），指行為意向的形成過程；決斷過程（volitional process），指意向形成之后行動計劃的制定，行為的發(fā)動及維持等過程。自我效能和計劃有利于個體將行為意向轉(zhuǎn)化為行動，但兩者的具體作用方式不同。自我效能是整個行為變化過程的調(diào)節(jié)變量，而計劃則是意向和行動之間的中介變量。通過計劃可以將決斷過程分為兩個階段：決定后－行動前階段和行動階段。于是整個行為變化過程被分為3 個階段：決定前階段（無意向期），決定后－行動前階段（意向期）和行動階段（行動期）。模型中描述的各種社會認知變量在不同階段中的作用也不盡相同［27，28］。目前，國外在健康行為領(lǐng)域已經(jīng)針對HAPA理論進行了較為充分的檢驗和應(yīng)用［11，22，23，25，26，29］，而國內(nèi)對HAPA的研究還處于初期階段。本研究旨在縱向設(shè)計中用結(jié)構(gòu)方程模型對HAPA 模型進行檢驗，檢驗?zāi)Ｐ椭屑俣ǖ男袨殡A段在高校大學(xué)生群體體育鍛煉行為中的社會認知變量的階段差異性是否存在，變量之間路徑系數(shù)的階段差異性是否存在。

研究假設(shè)包括：

（1）HAPA 模型適用于大學(xué)生體育鍛煉行為。

（2）HAPA 模型3個階段群體具有模型測量等同性。

（3）HAPA 模型中社會認知變量在無意向期（階段1）、意向期（階段2）和行動期（階段3）上的潛在平均數(shù)（latent mean structures）存在顯著性差異。具體假設(shè)如下：（3a）階段1行動自我效能的潛在平均數(shù)高于階段2 和階段3；維持自我效能的潛在平均數(shù)在階段2 和階段3 沒有顯著性差異，但均顯著高于階段1；階段3恢復(fù)自我效能的潛在平均數(shù)高于階段1和階段2。（3b）積極結(jié)果期待的潛在平均數(shù)，階段1低于階段2和階段3；消極結(jié)果期待和風(fēng)險知覺的潛在平均數(shù)，階段1高于階段2和階段3；階段2和階段3的積極結(jié)果期待潛在平均數(shù)、消極結(jié)果期待潛在平均數(shù)和風(fēng)險知覺潛在平均數(shù)均沒有顯著性差異。（3c）意向潛在平均數(shù)，階段1 意向低于階段2，階段2 低于階段3。（3d）計劃潛在平均數(shù)，階段1低于階段2，但階段2和階段3沒有顯著性差異。（3e）行為的潛在平均數(shù)，階段1 低于階段2，階段2低于階段3。

（4）HAPA 模型中社會認知變量之間的路徑系數(shù)在無意向期（階段1）、意向期（階段2）和行動期（階段3）上存在顯著性差異。具體假設(shè)如下：（4a）風(fēng)險知覺、結(jié)果期待、行動自我效能和意向之間的路徑系數(shù)在階段1 均具有顯著性，但風(fēng)險知覺和意向的路徑系數(shù)在階段2 不再顯著；風(fēng)險知覺、結(jié)果期待和意向之間的路徑系數(shù)在階段3 均無顯著性。階段1行動自我效能和意向之間的路徑系數(shù)顯著低于階段2和階段3。（4b）維持自我效能和計劃之間的路徑系數(shù)在階段2具有顯著性，且顯著高于階段1，階段2和階段3之間沒有顯著性差異。（4c）維持自我效能和體育鍛煉之間的路徑系數(shù)在階段3具有顯著性，且顯著高于階段1，階段2和階段3之間沒有顯著性差異；恢復(fù)自我效能和體育鍛煉之間的路徑系數(shù)在階段3 達到顯著性，且顯著高于階段2 和階段1，階段1 和階段2 之間沒有顯著性差異。（4d）意向和計劃之間的路徑系數(shù)，計劃和行為之間的路徑系數(shù)在階段2和階段3中具有顯著性，且在階段2 和階段3之間均不存在顯著性差異。理論假設(shè)模型如圖1所示。

圖1 本研究HAPA 模型理論假設(shè)路徑示意圖Figure1.Hypothetical Model of Relationships among Social－cognitive in the HAPA

2 研究對象與方法

2.1 研究被試

研究對象選自武漢體育學(xué)院非體育類專業(yè)的學(xué)生，第1次發(fā)放1 100 份問卷，回收1 050 份，有效問卷885 份，其中，男生428名（48.4%），女生457人（51.6%）；第2次發(fā)放問卷1 101份，回收1 068份，有效問卷975份，其中，男生497人（51.0%），女 生478 名（49.0%）；第3次發(fā)放問卷1118份，回收1 080份，有效問卷978份，其中，男生478份（48.9%），女 生500 份（51.1%）。共計發(fā)放3319份問卷，回收3198份，有效問卷2823份。3 次連續(xù)的有效個案（3次配合調(diào)查，且均為有效被試）有580 個，其中，男生254人，女生325人；2010級271人，2009級170人，2008級139人；文科248人，理科292 人；年齡在18歲至25歲之 間（M ＝21.41，SD＝2.199）；BMI 在15.57 至30.76之間（M＝20.48，SD＝2.38）。

對最終完成3 次測驗的被試樣本和最初調(diào)查的被試樣本進行分析，發(fā)現(xiàn)在性別、年齡、專業(yè)、體育鍛煉行為（第1測量時間點）等方面均不存在顯著性差異（P＞0.05），在自我效能、結(jié)果期待、風(fēng)險知覺及意向等社會心理學(xué)變量上也不存在顯著性差異（P＞0.05）。因此，最終的580 個被試樣本可以代表最初調(diào)查的大學(xué)生885個整體樣本。

2.2 研究程序

本研究為縱向設(shè)計，依據(jù)HAPA 的理論結(jié)構(gòu)，分3 個時間測量點（T1，T2和T3）進行問卷調(diào)查。第1次測量安排在學(xué)期開學(xué)之初，對高校大學(xué)生的風(fēng)險知覺、結(jié)果期待、行動自我效能、意向進行測量。第2 次測量安排在1 個月之后，分別測量大學(xué)生的維持自我效能和計劃。第3 次測量安排在2個月之后，分別測量大學(xué)生的恢復(fù)自我效能和鍛煉水平。

2.3 測量工具

共包括10個調(diào)查問卷：

問卷1：人口統(tǒng)計學(xué)變量調(diào)查表，該調(diào)查表包括性別、學(xué)號、年級、專業(yè)、年齡、身高、體重等7個方面。（T1）

問卷2：“體育鍛煉階段評定量表”［14］，該問卷采用“6選1 迫選法”。間隔3 天的重測信度為：r＝0.90，P＜0.05。（T1）

問卷3：“健康風(fēng)險知覺量表”［15］，該問卷共3 個條目，采用Likert 五點計分法。內(nèi)部一致性信度Cronb.α＝0.736。（T1）

問卷4：“體育鍛煉結(jié)果期待量表”［19］，該量表有兩個分量表，即結(jié)果期待的兩個因子：積極結(jié)果期待和消極結(jié)果期待，每一分量表各6 個條目，均采用Likert 五點計分法。結(jié)果期待所有測題的內(nèi)部一致性信度Cronb.α＝0.701，其中，積極結(jié)果期待6 個題目的內(nèi)部一致性信度Cronb.α＝0.781，消極結(jié)果期待的內(nèi)部一致性信度Cronb.α＝0.827。（T1）

問卷5：“行動自我效能量表”［15］（3 個條目，Cronb.α＝0.849）（T1）

問卷6：“體育鍛煉意向量表”［15］，共3個條目，采用Likert五點計分法，其內(nèi)部一致性信度Cronb.α＝0.658。（T1）

問卷7：“維持自我效能量表”［11］（13個條目，Cronb.α＝0.901）（T2）

問卷8：“體育鍛煉計劃量表”，共8 個條目，內(nèi)部一致性信度Cronb.α＝0.888。該量表包括兩個分量表，行動計劃［10］（5個條目，Cronb.α＝0.913）和應(yīng)對計劃［28］3 個條目，Cronb.α＝0.686）。（T2）

問卷9：“恢復(fù)自我效能量表”［28］（3 個條目，Cronb.α＝0.848）。（T3）

問卷10：“體育鍛煉水平量表”［12］，采用自我報告的方式，調(diào)查被試每周的大、中、小強度的活動情況，其內(nèi)部一致性信度Cronb.α＝0.748。由于不同身體活動強度對應(yīng)的每分鐘消耗能量不同，按照國際通用標準：小強度、中等強度和大強度的身體活動對應(yīng)的換算當量分別是4.0 kcal／min、6.5kcal／min和9.0kcal／min，進行計算，將問卷結(jié)果中的頻率、時間、強度轉(zhuǎn)化成能量消耗。（T3）

2.4 統(tǒng)計方法

2.4.1 缺失值處理

在測量問卷中，對于人口統(tǒng)計學(xué)變量（如學(xué)號、性別、年級等）和分類變量的問卷（如體育鍛煉階段評定量表），如果有缺失值存在，則該被試被視為不合格被試，其數(shù)據(jù)無效。對于連續(xù)變量的問卷（如風(fēng)險知覺問卷、結(jié)果期待問卷等），如果每一個變量當中有6 個以上的條目缺失，該被試的所有數(shù)據(jù)被視為無效。如果有6 個以下缺失值的情況，運用SPSS 18.0，采用多重插補（Multiple Imputation）缺失值的估計和代替。

2.4.2 數(shù)據(jù)分析

采 用SPSS 18.0 和AMOS18.0對收集的數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計和分析。由于本研究是大樣本研究且假設(shè)觀測數(shù)據(jù)符合多變量正態(tài)性，因此，選取的參數(shù)估計方法為極大似然法（Maximum Likelihood）。具體統(tǒng)計方法如下：用結(jié)構(gòu)方程模型的各種擬合度指標（χ2／df，TLI，CFI，RMSEA）考查了HAPA 模型在大學(xué)生體育鍛煉行為中的適用性；用驗證性因素分析法（CFA）檢驗了HAPA 模型3 個階段群體的測量等同性；用多組結(jié)構(gòu)方程模型（MSEM）檢驗了HAPA 模型應(yīng)用于大學(xué)生群體體育鍛煉行為中的社會認知變量的階段差異性及變量之間路徑系數(shù)的階段差異性。

3 研究結(jié)果與分析

3.1 階段分布

在580名被試中，16.6%（n＝96）的被試報告他們目前沒有進行體育鍛煉，也沒有考慮體育鍛煉的事情（非意向者）；29.3%（n＝170）的被試報告目前沒有進行體育鍛煉，但正在考慮體育鍛煉的事情或者已經(jīng)決定去鍛煉，正在計劃中（意向者）。54.1%（n＝314）的被試報告進行了體育鍛煉（行動者）（圖2）。

圖2 本研究HAPA 模型的階段分布情況示意圖Figure 2.Percentage of Stage Distuibution in the HAPA Model

3.2 HAPA 模型階段非連續(xù)性檢驗的前提條件

一是，HAPA 模型要適用于對大學(xué)生體育鍛煉行為。用結(jié)構(gòu)方程模型的各種擬合度指標對HAPA 模型和大學(xué)生體育鍛煉總體樣本以及它的3 個階段子樣本進行擬合性檢驗（表1）?？傮w樣本和3 個階段子樣本在擬合指標上，卡方值較大，達到了統(tǒng)計上的顯著性，可能與本研究的被試樣本較大有關(guān)（n＝580）。因此，需參考卡方自由度的比值，從表1可知，無論總體樣本還是3 個階段子樣本卡方自由度比值均小于2，表明HAPA 模型的適配度良好。結(jié)合其他擬合度指標，CFI和TLI都大于0.85，在可接受范圍之內(nèi)，RMSEA 均小于0.05，表示模型的適配度非常好。表明HAPA 模型與大學(xué)生體育鍛煉總體樣本及其3個階段子樣本都擬合良好，HAPA 模型適用于大學(xué)生體育鍛煉行為。

二是，HAPA 模型3個階段群體具有測量等同性。要檢驗一個特定的測量工具的條目是否被不同的階段群體以同等的方式理解，測量工具的因子結(jié)構(gòu)在階段群體間是否是相同的，就需要進行驗證性因子分析［14］。驗證性因子分析群組不變性檢驗中，較常檢驗的是測量模型不變性的檢驗。本研究就從測量模型檢驗開始，再進行結(jié)構(gòu)模型不變性檢驗或其他參數(shù)不變性檢驗，具體設(shè)定如下：

模型1 參數(shù)均未加以限制模型。

模型2 設(shè)定測量系數(shù)相等。

模型3 設(shè)定測量系數(shù)相等、結(jié)構(gòu)協(xié)方差相等。

模型4 設(shè)定測量系數(shù)相等、結(jié)構(gòu)協(xié)方差、結(jié)構(gòu)方差相等。

模型5 設(shè)定測量系數(shù)相等、結(jié)構(gòu)協(xié)方差、結(jié)構(gòu)方差相等、結(jié)構(gòu)系數(shù)相等。

模型6 設(shè)定測量系數(shù)相等、結(jié)構(gòu)協(xié)方差、結(jié)構(gòu)方差相等、結(jié)構(gòu)系數(shù)相等、結(jié)構(gòu)殘差變量方差相等。

表1 本研究整體樣本及其3個階段子樣本的擬合性指標一覽表Table 1 Goodness of Fit Indices for Whole Sample and Three Stage Subsamples

分析結(jié)果表明，模型2和模型3是適宜的（表2），各項擬合指標較好（P＞0.05），卡方增量與未限制模型（模型1）沒有顯著性差異。這就表明HAPA 模型測量工具因子結(jié)構(gòu)在各階段上具有恒定性，包括的測量系數(shù)的等同性和結(jié)構(gòu)協(xié)方差的等同性，HAPA 模型3個階段群體具有測量等同性。從現(xiàn)實角度來看，所有的被試以同樣的方式理解了量表中的條目，無論他們處于哪個階段。從理論上來講，測量誤差減少了［9］，測量等同是對階段群體差異進行評估的一個邏輯前提［13］。只有滿足了測量等同這個前提條件之后，階段群體之間的差異才可以解釋得更加清晰［14］。

表2 本研究3個階段子樣本系列嵌套模型卡方增量結(jié)果一覽表Table 2 Three Group Nested Models and X2 Differences with Increased Constrains

3.3 HAPA 模型階段非連續(xù)性在大學(xué)生體育鍛煉行為中的檢驗

3.3.1 社會認知變量的潛在平均數(shù)的階段差異性檢驗

HAPA 模型適用于大學(xué)生體育鍛煉行為且其3 個階段群體具有測量等同性，在此前提下，進一步考察該模型中社會認知變量在3 個階段上的潛在平均數(shù)（latent mean structures）的顯著性差異。在群組潛在變量的平均數(shù)與截距項的估計中，將意向組潛在平均數(shù)設(shè)為0，非意向組和行動組相對應(yīng)的參數(shù)設(shè)為自由參數(shù)，然后，進行多群組結(jié)構(gòu)平均數(shù)的檢驗（圖3）。

非意向者在行動自我效能（M＝－0.29；P＜0.01），積極結(jié)果期待（M＝－0.27；P＜0.01），風(fēng)險知覺（M＝0.27；P＜0.01），意向（M＝－0.16；P＜0.05），維持自我效能（M＝－0.13；P＜0.05），計劃（M＝－0.21；P＜0.01）和體育鍛煉（M＝－0.19；P＜0.05）上與意向者均有顯著不同。行動者在行動自我效能（M＝0.85；P＜0.01），消極結(jié)果期待（M＝－0.22；P＜0.01），風(fēng)險知覺（M＝－0.22；P＜0.01），意向（M＝0.21；P＜0.01）維持自我效能（M＝0.11；P＜0.05），恢復(fù)自我效能（M＝0.28；P＜0.01），體育鍛煉（M＝0.67；P＜0.01）上與意向者均有顯著不同。

3.3.2 變量之間的路徑系數(shù)的階段差異性檢驗

HAPA 模型適用于大學(xué)生體育鍛煉行為，并且，其3個階段群體具有模型測量等同性，在此前提下，還可進一步考察HAPA 模型中社會認知變量之間的路徑系數(shù)在無意向期（階段1）、意向期（階段2）和行動期（階段3）上是否存在顯著性差異。從統(tǒng)計和實踐角度來看，采用模型3 是最理想的，卡方增值表明模型3和完全未限制模型沒有顯著性差異。因此，采用模型3（設(shè)定測量系數(shù)相等、結(jié)構(gòu)協(xié)方差相等）分別對3個階段子樣本進行路徑分析（圖4）。

在階段1，風(fēng)險知覺、結(jié)果期待與意向之間的路徑系數(shù)均不顯著；行動自我效能和意向之間的路徑系數(shù)顯著，但仍顯著低于階段2和階段3。在階段2，風(fēng)險知覺、結(jié)果期待和意向之間的路徑系數(shù)均不顯著；維持自我效能和計劃之間的路徑系數(shù)顯著，但仍顯著低于階段1 和階段3。在階段3，風(fēng)險知覺、結(jié)果期待和意向之間的路徑系數(shù)依舊不顯著；恢復(fù)自我效能和行為之間的路徑系數(shù)顯著，且顯著高于階段2，階段1和階段2之間沒有顯著性差異；維持自我效能和行為之間的路徑系數(shù)不顯著（階段1 和階段3的也不顯著），且從階段1到階段2，再到階段3依次降低，但差異沒有顯著性。

圖3 本研究階段群體之間的潛在平均數(shù)差異示意圖Figure 3.Latent Means across the Stage Groups

圖4 本研究階段路徑系數(shù)示意圖Figure 4.Standardized Coefficients for the Measurement Equivalence Model across the Stages

最后，意向、計劃和體育鍛煉行為在不同階段上的方差變異解釋量不同（模型3）。階段1，意向方差解釋量為43%，計劃方差解釋量為42%，行為方差解釋量為38%；階段2，意向方差解釋量為43%，計劃方差解釋量為20%，行為方差解釋量為28%；階段3，意向方差解釋量為83%，計劃方差解釋量為39%，行為方差解釋量為67%。

4 討論

本研究以中國高校大學(xué)生為被試對包括意向、計劃和行動變化在內(nèi)的HAPA 模型［28］的結(jié)構(gòu)進行驗證。理論假設(shè)模型中，維持自我效能、恢復(fù)自我效能、意向、計劃和體育鍛煉作為內(nèi)源潛變量，風(fēng)險知覺、積極結(jié)果期待和行動自我效能作為外源潛變量。

4.1 社會認知變量的潛在平均數(shù)階段差異性探討

假設(shè)3得到了部分驗證。HAPA 模型中社會認知變量在階段1、階段2 和階段3 的潛在平均數(shù)（latent mean structures）存在著顯著性差異，但其中的一些差異與原假設(shè)不符。具體來說：

假設(shè)（3a）得到了部分支持：階段2 和階段3 維持自我效能潛在平均數(shù)均顯著高于階段1；階段3 恢復(fù)自我效能潛在平均數(shù)顯著高于階段1 和階段2。然而，階段1 中的行動自我效能潛在平均數(shù)顯著低于階段2 和階段3；維持自我效能潛在平均數(shù)在階段2 和階段3 上存在顯著性差異，與該假設(shè)不一致。

HAPA 的理論建構(gòu)中，只提及自我效能在階段變化中起重要作用且隨著階段的提高而增加，對于3種自我效能的區(qū)分最主要是從功能上加以區(qū)分，沒有提及不同階段是否有顯著性差異，因此，本研究的相應(yīng)假設(shè)僅從其功能層面進行入手。從本研究結(jié)果來看，行動自我效能，維持自我效能和恢復(fù)自我效能在階段變化中的影響力均呈增大趨勢，與理論建構(gòu)一致，也 與Resnick和Nigg［21］和Rosen［24］等的研究結(jié)果一致。具體來說，還沒有決定要參加身體鍛煉的被試與已經(jīng)形成鍛煉意向的被試相比，自我效能較低，而已經(jīng)參加身體鍛煉的被試有著最高水平的自我效能，因為他們體驗著成功操作某一行為（體育鍛煉或其他健康行為）的勝任感和成就感［20］。在其功能層面上，僅恢復(fù)自我效能得到驗證，恢復(fù)自我效能僅在階段3 中具有影響力，彰顯了階段的獨特性，這就為以后采用提高恢復(fù)自我效能的匹配干預(yù)方法對行動者進行干預(yù)提供了實證性支持；行動自我效能和維持自我效能沒能得到充分驗證，它們均隨著階段提高而增加且階段和階段之間差異具有顯著性，意味著行動自我效能和維持自我效能對被試始終具有影響力，且影響力隨著階段提高而增加。在中國大學(xué)生背景下，HAPA 的自我效能功能區(qū)分還需要進一步的分析研究，以明確其細微的差別。

假設(shè)（3b）得到部分支持：積極結(jié)果期待的潛在平均數(shù)，階段1要顯著低于階段2和階段3且在階段2和階段3上沒有顯著性差異；風(fēng)險知覺的潛在平均數(shù)，階段1 顯著高于階段2和階段3。然而，消極結(jié)果期待的潛在平局數(shù)在階段1和階段2之間沒有顯著性差異；階段2 和階段3的消極結(jié)果期待、風(fēng)險知覺平均數(shù)均存在顯著性差異，與該假設(shè)不符，這可能與本研究采用的大學(xué)生樣本有關(guān)。如上所述，大學(xué)生體育鍛煉的狀況之一就是知行分離，知道長期不參加體育鍛煉或參加體育鍛煉不足會導(dǎo)致身體機能和健康水平的逐步下降，甚至?xí)l(fā)免疫力下降，產(chǎn)生疾病，無論對于階段1沒計劃參加體育鍛煉和階段2 正在計劃參加體育鍛煉的學(xué)生來說風(fēng)險知覺較高。而階段3學(xué)生由于長期參加體育鍛煉，身體素質(zhì)較好，風(fēng)險知覺較低。同時，階段1、2 的大學(xué)生與階段3 的大學(xué)生相比，對于長期參與鍛煉所帶來的效益還沒有深刻體驗，而對參與鍛煉的各方面弊端感受（占用時間，引發(fā)損傷等）就更為突出，導(dǎo)致了他們在消極結(jié)果期待上顯著的高于階段3，在積極結(jié)果期待上低于階段3。

對于階段2意向者，有其特殊性，一方面，感受到身體素質(zhì)的下降、鍛煉可能存在的一些弊端；另一方面，也知道參加體育鍛煉的必要性。因此，他們打算參加體育鍛煉，但還沒有行動起來。自身處于一個矛盾狀態(tài)，消極結(jié)果期待高，積極結(jié)果期待也高，故需要制定一個科學(xué)合理的體育鍛煉計劃來趨利避害。

總之，從本假設(shè)研究結(jié)果來看，隨著階段提高，學(xué)生的積極結(jié)果期待越來越高，而風(fēng)險知覺和消極結(jié)果期待越來越低，階段和階段之間存在顯著性差異，凸顯了HAPA 的階段性。

假設(shè)（3c）和假設(shè)（3d）得到了支持：意向潛在平均數(shù)，階段1意向顯著低于階段2，階段2 顯著低于階段3；計劃潛在平均數(shù)，階段1顯著低于階段2，但階段2和階段3沒有顯著性差異。表明意向既可以區(qū)分非意向期和意向期，也可以區(qū)分意向期和行動期；計劃可以區(qū)分非意向期和意向期，但不可以區(qū)分意向期和行動期。從另一個角度來說，計劃不可以區(qū)分意向期和行動期說明意向者和行動者的決斷過程的相似性。本研究結(jié)果與HAPA 理論［27］一致：非意向者和意向者的主要區(qū)別在于是否決定要參與鍛煉即有無鍛煉意向。意向者形成了鍛煉意向，決定要開始鍛煉，于是他們制定鍛煉計劃，一旦計劃實施，他們便進入行動期。而非意向者還沒有鍛煉意向，更不可能去制定鍛煉計劃。也與lippke［14］、Duan［10］的研究結(jié)果一致，再次表明了HAPA關(guān)于動機過程（motivational process）和決斷過程（volitional process）階段劃分的合理性和階段的非連續(xù)性。

假設(shè)（3e）得到了支持：行為（能量消耗）的潛在平均數(shù)，階段1顯著低于階段2，階段2 顯著低于階段3。與實際情況相符合，隨著鍛煉階段的不斷提升，能量消耗不斷增加，且增值具有顯著性差異，進而凸顯了HAPA 模型階段的非連續(xù)性。

4.2 變量之間的路徑系數(shù)的階段差異性探討

研究假設(shè)4 得到部分驗證。HAPA 模型中社會認知變量之間的路徑系數(shù)在無意向期（階段1）、意向期（階段2）和行動期（階段3）上存在顯著性差異。具體來說：

假設(shè)（4a）得到了部分支持，階段1 行動自我效能和意向之間的路徑系數(shù)具有顯著性，且顯著低于階段2 和階段3。然而，風(fēng)險知覺、積極結(jié)果期待和消極結(jié)果期待和意向之間的路徑系數(shù)均無顯著性，也沒有階段性差異，均該假設(shè)不一致。

對于風(fēng)險知覺和意向之間的路徑系數(shù)，本研究結(jié)果與Duan［10］，Schwarzer［29］和段艷平、劉立凡［1］等的研究結(jié)果一致，風(fēng)險知覺是意向的遠軸預(yù)測因子，對意向意向作用不明顯。然而，Lippke等2005年用骨科康復(fù)病人所做的研究結(jié)果卻表明風(fēng)險知覺在對階段1 具有影響力，在階段2和階段3上逐漸失去作用，風(fēng)險知覺具有階段特異性［14］。這可能與Lippke等人以骨科病人為被試有關(guān)，骨科康復(fù)期病人會特別關(guān)注自身的健康狀況，相應(yīng)的風(fēng)險知覺的作用就會比較突出。而本研究的研究被試為高校大學(xué)生，由于其正值風(fēng)華正茂的年齡，身體素質(zhì)在人的一生當中都處于巔峰階段，因此，對自己身體狀況關(guān)注度較低，進而導(dǎo)致了風(fēng)險知覺的作用不明顯。

風(fēng)險知覺、積極結(jié)果期待和消極結(jié)果期待和意向之間的路徑系數(shù)均無顯著性，也沒有階段性差異，與以往相關(guān)研究一致。Lippke認為在意向形成、計劃制定和行為變化的過程中，自我效能是最重要的預(yù)測因子［16］。Plotnikoff等也認為自我效能在所有的階段都是重要的［20］。Luszczynska在女性乳房自我檢查行為的研究中，僅通過提高實驗組被試的自我效能方式［言語勸說、直接性經(jīng)驗（自檢）和替代性經(jīng)驗（觀看視頻）3種方式］進行干預(yù)，結(jié)果表明，13周后，以前沒有進行乳房自檢的被試開始進行自檢，以前自檢的被試增加自檢的頻率，增強了自檢的技能，實驗組和對照組存在顯著性差異，也表明了自我效能的的重要性和有效性［17］。

假設(shè)（4b）得到部分支持，維持自我效能和計劃之間的路徑系數(shù)在階段2具有顯著性。然而，階段2 維持自我效能和計劃之間的路徑系數(shù)顯著低于階段1 和階段3，與該假設(shè)不一致，原因可能為非意向者理論上還沒有形成鍛煉意向，計劃更無從談起，所以，對于計劃條目的選擇具有盲目性與偶然性；階段3維持自我效能對行動計劃路徑系數(shù)顯著高于階段2，表明維持自我效能對行動者還有著較大的影響力。

假設(shè)（4c）得到部分支持，恢復(fù)自我效能和體育鍛煉之間的路徑系數(shù)在階段3達到顯著性，且顯著高于階段2，階段1和階段2之間沒有顯著性差異。行動者，或者說鍛煉者，其參與到了鍛煉中來，體驗到了鍛煉所帶來的身心效益，但行動期個體會由于各種各樣的原因退出鍛煉，這時其關(guān)心的是如何才能重新開始鍛煉。因此，恢復(fù)自我效能就顯得特別重要，其他的社會認知變量相應(yīng)的重要性大大降低。然而，維持自我效能和體育鍛煉之間的路徑系數(shù)全部沒有達到顯著性，階段之間也不存在顯著性差異，與該假設(shè)不一致。

恢復(fù)和維持自我效能的效果可能是獨立的：Scholz，Sniehotta和Schwarzer發(fā)現(xiàn)，心臟病患者中，維持自我效能可以預(yù)測2～8 個月后的身體活動，而在一個經(jīng)歷過倒退的子群體患者中，只有恢復(fù)自我效能可以預(yù)測超過8 個月的身體活動［30］。Luszczynska和Sutton表明，大多數(shù)心肌梗塞患者可以按照建議的頻率去維持身體活動，在這群患者中，維持自我效能能預(yù)測6 個月以后的身體活動，而恢復(fù)自我效能沒有作用；在經(jīng)歷倒退的患者中恢復(fù)自我效能可以預(yù)測6 個月以后的身體活動，維持自我效能沒有作用［18］。Luszczynska等的研究表明，恢復(fù)自我效能是兩年以上有規(guī)律性的跑步或慢跑行為的重要預(yù)測因子，沒有發(fā)現(xiàn)維持自我效能的作用［16］。本研究中對于大學(xué)生來說，發(fā)現(xiàn)維持自我效能和恢復(fù)自我效能均有良好的預(yù)測作用，但維持自我效能沒能完全支持研究假設(shè)，可能與二者效果的獨立性相關(guān)。

假設(shè)（4d）路徑系數(shù)的顯著性得到支持，在階段2 和階段3，意向和計劃之間的路徑系數(shù)顯著，計劃和體育鍛煉之間的路徑系數(shù)顯著，意味著意向者和行動者通過計劃將意向轉(zhuǎn)為行動的路徑方式相似，即意向期個體和行動期個體都能很好的通過計劃將鍛煉意向轉(zhuǎn)為鍛煉行為。即對于HAPA 模型3個階段群體來說，非意向者由于沒有打算要參與體育鍛煉，但隨著他們對鍛煉行為相關(guān)知識的了解和經(jīng)驗的積累，其參加身體鍛煉的意向被不斷發(fā)展著，而意向者和行動者都已經(jīng)形成了鍛煉意向，都將或已經(jīng)以鍛煉計劃為中介變量，把自己的鍛煉意向轉(zhuǎn)化實際的體育鍛煉行為，支持了二者決斷階段過程相似的研究假設(shè)。

假設(shè)（4d）的路徑系數(shù)差異性得到部分支持，計劃和體育鍛煉之間的路徑系數(shù)，階段2 和階段3 都具有顯著性，表明意向者、行動者在體育鍛煉的過程中鍛煉計劃都發(fā)揮了重要的作用。然而，階段3計劃和體育鍛煉之間的路徑系數(shù)顯著大于階段2，與該假設(shè)不符。這在一定程度上說明了中國大學(xué)生被試一旦打算參與體育鍛煉，計劃的作用便越來越重要。這與Lippke［14］的研究結(jié)果不一致，計劃和體育鍛煉之間的路徑系數(shù)，階段2 和階段3 沒有顯著性差異，認為隨著意向者進入階段3，開始并堅持體育鍛煉，逐漸形成了鍛煉習(xí)慣，計劃的作用力便保持在一個水平，甚至有所降低。原因可能為階段3 中國大學(xué)生被試形成鍛煉習(xí)慣的與西方相比比重較低，因此，還需要通過計劃來維持自己的鍛煉行為。

另外，從方差變異解釋量來看，也支持了在意向形成和計劃過程中非連續(xù)性模式的假說。3 個階段子群體（非意向者、意向者和行動者）的意向、計劃和體育鍛煉方差變異解釋量不同，這可能是假設(shè)模型中存在具有階段非連續(xù)性社會認知變量的預(yù)測模式的證據(jù)之一。

4.3 研究的不足及展望

1.采用自陳式問卷，問卷信度對樣本的依賴性較強。

2.在縱向數(shù)據(jù)的收集過程中，數(shù)據(jù)的流失嚴重可能導(dǎo)致樣本數(shù)據(jù)的代表性不足。另外，在數(shù)據(jù)處理當中，沒有對階段算法的效度進行有效評估，單憑被試的主觀報告來判斷其所處的階段，階段算法的效度有待檢驗和提高。

3.本研究由于缺少干預(yù)性實驗設(shè)計，無法考察模型中社會認知變量對行為的預(yù)測作用，變量間因果關(guān)系無法確定，未來研究需要在這一方面深入考察。

5 結(jié)論

本研究在縱向設(shè)計中采用結(jié)構(gòu)方程模型對HAPA 模型［28］進行驗證的研究。結(jié)果表明，1）HAPA 模型適用于大學(xué)生體育鍛煉行為，HAPA 模型3 個階段群體具有測量等同性；2）大部分社會認知變量的潛在平均數(shù)在3 個階段上存在顯著性差異，部分社會認知變量之間的路徑系數(shù)在不同階段上具有顯著性差異。因此，本研究部分驗證了HAPA 模型的階段非連續(xù)性特征，為健康行為促進中階段匹配干預(yù)提供了相關(guān)依據(jù)。

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