馮玉娟，毛志雄

1 問題的提出

久坐、少動的生活方式已經(jīng)成為影響身體健康的首要因素，對心血管疾病和其他慢性疾病所造成的高死亡率來說，缺乏身體活動已經(jīng)成為一個關(guān)鍵且可以預(yù)防的危險(xiǎn)因素［4］。同時，缺乏身體活動也成為世界公認(rèn)的公共衛(wèi)生和社會問題［3］。久坐不動人群是風(fēng)險(xiǎn)人群，但是，大多數(shù)人對于身體活動的好處卻停留在知之不行的階段，或者并不是從內(nèi)部動機(jī)出發(fā)，而是由于一時興起，卻不能堅(jiān)持下去。

高中生屬于典型的久坐、少動風(fēng)險(xiǎn)人群，促進(jìn)高中生健康行為的改變和健康行為習(xí)慣的養(yǎng)成非常必要。健康行為領(lǐng)域內(nèi)的專家已經(jīng)提出了眾多的健康行為理論，但是，各個理論均有優(yōu)缺點(diǎn)，不能全面地對人們的活動或鍛煉行為做出預(yù)測、解釋和干預(yù)［3］。而計(jì)劃行為理論（the theory of planned behavior，TPB）是身體活動（physical activity，PA）領(lǐng)域內(nèi)應(yīng)用最多的理論模型，自誕生以來，該理論就成為對行為預(yù)測效度較高的理論模型。但是，計(jì)劃行為理論仍然有近一半的行為意向和行為的方差未得到解釋［3］。因此，尋求對行為意向和行為的更多的解釋力是發(fā)展TPB所追求的目標(biāo)。

計(jì)劃行為理論（TPB，Ajzen，1991）的前提，是意向是行為最直接的預(yù)測源。意向是由3個社會認(rèn)知變量所決定的，即態(tài)度（AT，對行為操作的積極的或消極的評價）、主觀行為規(guī)范（SN，個體所知覺到的重要他人的社會贊許）、主觀行為控制感（PBC，個體主觀感覺到的對行為的自愿的控制感和能力感），其中，PBC也是對行為的直接預(yù)測變量［4］。不過，TPB在解釋與健康相關(guān)的行為決策（decision making）方面存在某種缺陷，主要表現(xiàn)在:其一，對個體為什么堅(jiān)持追求某種行為的原因不能做出明確的詳細(xì)說明［9］；其二，TPB的各個變量并未解釋意向與行為之間的不一致（即為什么好的意向并不一定總是轉(zhuǎn)化成行為）［17］。TPB的上述不足可能是導(dǎo)致其對行為的預(yù)測解釋力不夠充分的原因。

為此，整合其他理論或者引進(jìn)新的變量是TPB的發(fā)展前景，可以提高我們對風(fēng)險(xiǎn)人群的身體活動行為決策過程的理解力［12］，并進(jìn)而增進(jìn)TPB對行為的解釋。所以，本研究的目的是以TPB為核心，從微觀層面的主觀知覺入手，考查微觀層面的主觀知覺對行為意向和行為的預(yù)測力，即對TPB增加適當(dāng)?shù)淖兞浚瑥亩岣咂鋵π袨榈念A(yù)測和解釋力。

2 研究假設(shè)與研究模型

目前，在身體活動領(lǐng)域內(nèi)對TPB模型的檢驗(yàn)主要集中在橋接“意向與行為的鴻溝”。研究的方式以引進(jìn)新的變量為主［1，2，13］，還有研究將連續(xù)性模型與階段性模型進(jìn)行整合［如TPB與健康行為過程理論（Health Action Process Approach，HAPA）］以提高對行為的解釋力［3］。

胡艷和毛志雄（2008）在TPB的意向與行為之間引入新的變量——“計(jì)劃”和“障礙自我效能”，這兩個第三變量的加入對意向到行為之間的聯(lián)系產(chǎn)生了一定的增值作用。李業(yè)敏（2010）在此基礎(chǔ)上對TPB做了更為完整的修訂，將“計(jì)劃”、“家人社會支持”、“朋友社會支持”及“自我效能”作為意向和行為之間的第三變量，結(jié)果顯示，模型對意向和行為的解釋力均有顯著提高。沈夢英（2011）將TPB與HAPA整合為一個模型，該模型對行為解釋力的增值貢獻(xiàn)為16%。上述研究與TPB模型本身相比，都有效提升了對身體活動行為的預(yù)測解釋力。

上述研究均致力于橋接意向到行為之間的鴻溝，但是，對于個體堅(jiān)持追求某種行為的原因卻并未涉及。盡管對于該問題的研究可供支持的理論模型有限［12］，但就風(fēng)險(xiǎn)人群而言，明確該問題對身體活動的影響可以確保對其進(jìn)行更有效的干預(yù)措施，從而增加其健康行為［18］，并進(jìn)而提高TPB模型對行為的解釋。

在有關(guān)身體活動動機(jī)和行為的各種研究中，有很多因素如內(nèi)部價值體系、信念、認(rèn)知、自愿過程等已經(jīng)被界定為做出某種決策的內(nèi)部基礎(chǔ)。例如，摒棄不健康行為和執(zhí)行健康行為［12］。這種內(nèi)部的、非壓力性的、自主的動機(jī)就是自我決定動機(jī)（Self-determined Motivation，SDM），自我決定動機(jī)能使個體體驗(yàn)到一種能力感、關(guān)系感和自主感［7，8］，可以提高個體對執(zhí)行身體活動的社會認(rèn)知決策過程［14］。當(dāng)人們的行為動機(jī)是自主性的的時候，人們堅(jiān)持自己的行為并有充分的行動意志力。他們發(fā)現(xiàn)，這種行為能夠激發(fā)他們的內(nèi)部興趣和個體的價值感，可能會使心理更健康，幸福感更高，并產(chǎn)生更有效的行為結(jié)果，進(jìn)而提高對行為的堅(jiān)持性［15，20，22］。正是因?yàn)樽晕覜Q定性的動機(jī)總是與積極的內(nèi)部決策過程相伴隨，所以，人們追求某種目標(biāo)或堅(jiān)持某種行為的原因應(yīng)該是內(nèi)部的、自主的。

一項(xiàng)基于自我決定理論（Self-determination Theory，SDT）的研究［23］發(fā)現(xiàn)，SDM可以直接預(yù)測人們身體活動行為的意向。還有研究者將SDT與TPB進(jìn)行了整合，發(fā)現(xiàn)SDM經(jīng)過TPB的AT和PBC間接的預(yù)測行為的意向，即AT和PBC是SDM和行為意向之間的中介變量［9-11］。研究結(jié)果表明，如果個體的動機(jī)為自我決定性的，那么，他們更可能形成對將來行為的信念（即態(tài)度AT），而且對行為的控制感和效能感（即PBC）也會更高。

主觀規(guī)范（subjective norm，SN）通常被認(rèn)為是一種社會贊許性的外部動機(jī)，它是一種外部的社會壓力，個體感受到的可能是（外部）控制的信息，與內(nèi)部動機(jī)的關(guān)系可能是零或負(fù)向相關(guān)［4］。但是，也有研究表明，SN是一種內(nèi)部的支持形式，原因可能是由于個體執(zhí)行行為的心理需要是來自于個體的重要他人，而個體也愿意去做重要他人認(rèn)為正確的、合適的事情［17］。Hagger和 Chatzisarantis（2009）的元分析表明，SDM與SN之間的路徑系數(shù)顯著（β＝0.14，P＜0.01）。這也許說明SN這一變量既是控制的又是內(nèi)部的:個人從重要他人處受到的支持，會內(nèi)化為個體的內(nèi)部動機(jī)，表現(xiàn)為真心的喜歡和愿意，以促進(jìn)對行為的堅(jiān)持性［17］。就這一點(diǎn)而言，SDM應(yīng)是影響主觀規(guī)范的重要因素。

以上研究表明，SDM不僅是TPB的各社會學(xué)變量的預(yù)測源，而且，能夠直接預(yù)測行為意向?；谏鲜鲇^點(diǎn)，本研究假設(shè):SDM可以積極地預(yù)測態(tài)度、主觀規(guī)范和主觀行為控制感，并進(jìn)而預(yù)測高中生身體活動的意向和行為（圖1）。

圖1 本研究高中生身體活動的SDM六因素預(yù)測模型Figure 1.SDM Six Factors Predictive Model of High School Students’Physical Activity

3 研究方法

研究過程分兩個階段:第1階段為預(yù)調(diào)查，第2階段為正式測試。

3.1 預(yù)調(diào)查

研究參與者:采用方便樣本的方法選取中國北方兩所高中，共發(fā)放320份量表，剔除不合格的量表后，有效量表為304份（男:n＝163，年齡＝17.53±0.722歲；女:n＝141，年齡＝17.43±0.758歲），有效率為93.3%。

研究所用的量表為《SDM量表》、《態(tài)度量表》、《主觀規(guī)范量表》、《主觀行為控制感量表》、《行為意向量表》和《體育活動等級量表》（以下簡稱PARS-3）及人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量數(shù)據(jù)。前5個量表均來自Hamilton等（2012），身體活動行為的測量以梁德清的PARS-3為測量工具。這些量表廣泛應(yīng)用于鍛煉領(lǐng)域的研究中。由于前5個量表來自西方學(xué)者的研究，因此，需要對量表進(jìn)行必要的修正，以適應(yīng)中國的文化背景。首先，遵照往返式翻譯的要求，先由1名英語專業(yè)博士將上述5個量表譯成中文，再由另外1名英語專業(yè)博士回翻譯成英文，然后，由這兩人討論與原英文有明顯差異的譯句并進(jìn)行修改。最后，請2名鍛煉心理學(xué)博士和20名體育專業(yè)的博士對所有譯句的表述方式和語義進(jìn)行最終修訂，形成初始中文量表用于預(yù)調(diào)查，進(jìn)一步檢驗(yàn)測量工具的信效度。

對《自我決定動機(jī)量表》中的4個條目進(jìn)行因素分析，抽取特征根大于1的因素1個，共解釋方差的65.77%（KMO＝0.789，P＜0.001），其內(nèi)部一致性信度為α＝0.812。

對《行為意向量表》中的3個條目進(jìn)行因素分析，抽取特征根大于1的因素1個，共解釋方差的74.22%（KMO＝0.643，P＜0.001），其內(nèi)部一致性信度為α＝0.817。

對《態(tài)度量表》中的3個條目進(jìn)行因素分析，抽取特征根大于1的因素1個，共解釋方差的82.58%（KMO＝0.746，P＜0.001），其內(nèi)部一致性信度為α＝0.893。

對《主觀規(guī)范量表》中的2個條目進(jìn)行因素分析，抽取特征根大于1的因素1個，共解釋方差的84.7%（KMO＝0.746，P＜0.001），其內(nèi)部一致性信度為α＝0.813。

對《主觀行為控制感量表》中的4個條目進(jìn)行因素分析，抽取特征根大于1的因素1個，共解釋方差的62.66%（KMO＝0.736，P＜0.001），其內(nèi)部一致性信度為α＝0.797。

PARS-3共3個題項(xiàng)，廣泛應(yīng)用于身體活動領(lǐng)域內(nèi)，其信效度已經(jīng)過多次檢驗(yàn)，本研究未對其信度進(jìn)行再次檢驗(yàn)。

3.2 正式測試

研究參與者:采用方便抽樣法選取中國北方4所高中學(xué)生400名，共發(fā)放400份初始中文量表，回收后對其中不合格的問卷進(jìn)行刪除，得到有效問卷326份（男:n＝151，年齡＝17.34±0.99歲；女:n＝175，年齡＝17.15±0.89歲），回收率為81.5%。

本研究的數(shù)據(jù)處理采用SPSS 18.0，結(jié)構(gòu)公式模型的驗(yàn)證采用AMOS 17.0。

4 結(jié)果與分析

由表1可知，SDM六因素模型中的變量除SN與PA不相關(guān)之外，其他各變量之間相關(guān)顯著，且相關(guān)系數(shù)為小到中等。結(jié)果表明，各因素之間相互獨(dú)立，適合進(jìn)行結(jié)構(gòu)公式模型檢驗(yàn)。

表1 本研究預(yù)測模型各變量的Pearson相關(guān)和描述性統(tǒng)計(jì)一覽表Table 1 Descriptive Statistics and Zero-order Correlations for All Variables （n＝326）

4.1 TPB對高中生身體活動行為的預(yù)測

TPB五因素模型的路徑系數(shù)如圖2所示（虛線表示路徑系數(shù) 不 顯 著），＝118.2，χ2／df＝2.51，P＜0.05，GFI＝0.946；CFI＝0.965；TLI＝0.951；NFI＝0.944；RMSEA＝0.068。模型的擬合優(yōu)度良好，各指標(biāo)均可以接受。對行為意向的解釋力r2＝0.48，對行為的解釋力r2＝0.06。

圖2的結(jié)果顯示，行為態(tài)度（AT）、主觀規(guī)范（SN）、主觀行為控制感（PBC）解釋了行為意向48%的方差，行為意向和PBC共解釋了行為6%的方差；AT、PBC均能顯著地預(yù)測行為意向，但是，SN對行為意向的預(yù)測不顯著；行為意向顯著地預(yù)測了行為，PBC對行為的預(yù)測不顯著。研究結(jié)果提示，高中生具有較高的身體活動行為意向，重要他人的規(guī)范性壓力并未提高高中生的行為意向；高中生對身體活動行為的控制感和效能感可能較低。

圖2 本研究TPB五因素模型示意圖Figure 2.TPB Five Factors Predictive Model

4.2 SDM六因素模型對高中生身體活動行為的預(yù)測

SDM六因素結(jié)構(gòu)公式模型的路徑系數(shù)如圖3所示（虛線表示路徑系數(shù)不顯著）。研究結(jié)果顯示，假設(shè)模型的擬合優(yōu)度可以接受:＝291.1，χ2／df＝2.67；P＜0.05，GFI＝0.905；CFI＝0.944；TLI＝0.929；NFI＝0.914；RMSEA＝0.072。

圖3 本研究SDM六因素模型示意圖Figure 3.SDM Six Factors Predictive Model

由圖3可知，SDM六因素假設(shè)模型對行為意向的解釋力r2＝0.53，對行為的解釋力r2＝0.06。與五因素模型相比，六因素模型對行為意向的解釋力的變化率為△r2＝0.05。

采用分層多元回歸進(jìn)一步考查SDM對行為意向的增值貢獻(xiàn)是否顯著。第1層，控制了AT、SN和PBC之后，第2層，引入SDM，決定系數(shù)的變化率為:△r2＝0.041（表2）。

圖3的結(jié)果顯示，SDM能夠顯著地預(yù)測行為的態(tài)度、SN和PBC，并且，SDM也顯著地預(yù)測了行為的意向。TPB模型引入SDM之后，SDM、AT、SN和PBC對行為意向的解釋力提高了5%。分層多元回歸的結(jié)果顯示（表2），引入SDM以后，SDM對行為意向的增值貢獻(xiàn)顯著（P＜0.05）。

表2 本研究多元回歸模型一覽表Table 2 Multiple Regression Model （n＝326）

SDM六因素模型研究結(jié)果顯示，TPB中的態(tài)度和PBC是SDM和意向之間的中介變量，且是部分中介的作用。值得注意的是，在TPB五因素模型中，SN不能夠顯著地預(yù)測行為意向，引入SDM之后，雖然SDM對SN具有顯著地預(yù)測作用，但SN對行為意向的預(yù)測力更低了。

SDM六因素模型研究結(jié)果還顯示，行為意向可以顯著地預(yù)測行為，PBC對行為的預(yù)測仍然不顯著。SDM六因素模型中，意向與PBC共解釋行為6%的方差，與TPB五因素模型對行為的解釋力持平。以上研究結(jié)果部分支持了研究假設(shè)。

4.3 分析與討論

本研究以TPB為核心，以SDT為基礎(chǔ)，構(gòu)建一個預(yù)測模型以探索提高身體活動意向與行為的因素，驗(yàn)證了TPB五因素模型和SDM六因素模型。高中生屬于久坐、少動風(fēng)險(xiǎn)人群，本研究目的是為促進(jìn)高中生身體活動行為的增加和鍛煉習(xí)慣的養(yǎng)成提供理論上的支持。該模型假設(shè)SDM能夠預(yù)測身體活動（PA）的意向和行為，TPB的3個社會學(xué)變量是SDM到意向之間的中介變量。研究結(jié)果部分支持了研究假設(shè)。

Sheeran等（2001）的研究結(jié)果表明，態(tài)度、SN和PBC對行為意向的預(yù)測力在40%～50%之間，而對行為的預(yù)測力的貢獻(xiàn)一般在20%～40%之間。一項(xiàng)囊括了111篇論文的TPB元分析研究顯示［6］，態(tài)度、SN和PBC共解釋了意向30.4%的方差。而意向和PBC解釋了行為21%的方差；國內(nèi)學(xué)者李業(yè)敏［1］和沈夢英［3］分別對TPB模型進(jìn)行了驗(yàn)證，態(tài)度、SN和PBC對意向的預(yù)測力分別為47.3%、49%，而意向和PBC對行為的解釋力分別為28.3%和15%。

本研究結(jié)果顯示，預(yù)測模型可以解釋行為意向53%的方差，對行為的解釋力為6%。SDM可以積極的預(yù)測AT、SN和PBC，并對行為意向有直接的預(yù)測作用。預(yù)測模型雖然對行為結(jié)果的預(yù)測力偏低，但行為意向仍然是對行為較強(qiáng)的預(yù)測變量，研究結(jié)果與前人的研究部分一致。Hagger和Chatzisarantis（2009）的研究發(fā)現(xiàn)，態(tài)度、SN和PBC是SDM與行為意向之間的完全中介變量，而Hamilton（2012）等支持了他們的研究。本研究的結(jié)果卻與其不盡相同:AT和PBC是SDM和行為意向之間的中介變量，但僅有部分的中介作用。

研究結(jié)果提示，SDM轉(zhuǎn)化為行為的意向依賴于TPB的社會認(rèn)知變量AT和PBC，而高中生對身體活動行為的決策依賴于動機(jī)、社會認(rèn)知和意向。高中生對身體活動行為的執(zhí)行與他們對與此相關(guān)的社會認(rèn)知是一致的，如果他們認(rèn)為身體活動行為是與自身密切相關(guān)和有價值的，將會促使他們行為意向的形成并會堅(jiān)持執(zhí)行規(guī)律性的身體活動。因此，在認(rèn)知決策階段干預(yù)是有效的，提示，促進(jìn)高中生身體活動的行為應(yīng)該提高其自主感、能力感和控制感，培養(yǎng)他們對體育活動本身的興趣和認(rèn)知。

對身體活動行為來說，TPB五因素模型和假設(shè)模型的行為意向和PBC對身體活動行為的解釋力只有6%，這一點(diǎn)與預(yù)想的不一致。不過，從模型的理論結(jié)構(gòu)來說，也許該結(jié)果支持了Sheeran（2002）等人的研究，47%的人對執(zhí)行健康行為有積極的意向，但是卻只有7%的人真正付諸實(shí)施。高中生對身體活動行為具有較高的意向，但是真正參與身體活動的卻很少，結(jié)果提示，也許在高中生的行為意向與行為之間存在更加有意義的變量。另外，對行為結(jié)果解釋偏低的原因也許與高中生樣本本身有關(guān)，高中生在中國屬于比較特殊的群體，或許升學(xué)的壓力使他們的高意向無法轉(zhuǎn)化成高行為。Downs和Hausenblas（2005）對TPB的元分析研究發(fā)現(xiàn)，量表的一致性高，研究結(jié)果的一致性也高，對該問題的研究，量表的不一致性也許是造成對行為結(jié)果解釋力偏低的又一原因。

值得注意的是，預(yù)測模型中，SN并非是SDM和行為意向之間的中介變量。這一點(diǎn)與Hagger和Chatzisarantis（2009）及Hamilton（2012）的研究也不一致。TPB模型中，與以往的研究相反，SN并未顯著預(yù)測行為意向，提示，也許對高中生來說，他們并未感受到重要他人對身體活動行為的支持。預(yù)測模型引入SDM后，SN對行為意向的路徑系數(shù)變得更小。這一點(diǎn)應(yīng)該不難理解，如果高中生的自我決定性高，自主性強(qiáng)，可能感受到的規(guī)范性的壓力就變低，從而導(dǎo)致SN對行為意向的預(yù)測更低，但是較高的自主性卻可以直接導(dǎo)致行為意向的提高。

此外，不管是在TPB原模型中，還是在假設(shè)模型中，PBC對行為均沒有顯著的預(yù)測作用。這與TPB本身相矛盾。但是也有研究證明，PBC不能直接的預(yù)測行為，Hamilton（2012）的研究也發(fā)現(xiàn)，PBC對身體活動行為的預(yù)測力不顯著。PBC主要體現(xiàn)個體的控制感和效能感，就高中生來說，學(xué)習(xí)的壓力可能高于一切，從而使他們失去了對身體活動行為的控制感和效能感，由于他們大部分時間都被安排了功課的學(xué)習(xí)，能否參與身體活動行為是他們所不能控制的。

SDM六因素模型對TPB的貢獻(xiàn)在于顯著提高了對行為意向的解釋力，而基于“行為意向是對行為的最強(qiáng)預(yù)測變量”這一前提，該模型對身體活動行為的解釋力也會得到相應(yīng)的提高。然而，研究結(jié)果卻并非如此。導(dǎo)致該結(jié)果可能的原因:所有研究的量表并非用的同一個量表，題目可能存在不一致性，對行為的測量形式也不相同，有些量表只有一個題目，這可能會導(dǎo)致研究結(jié)果的差異；研究的樣本特殊，高中生本身是比較特殊的群體，并且本研究中存在多個群組，既有男女性別的差異，又有不同年級的差別，這也許會影響研究的結(jié)果。此外，另一個值得思考和回味的問題是:本研究雖竭力尋找彌合身體活動意向到行為之間“鴻溝”的方法，但結(jié)果卻再次驗(yàn)證了“鴻溝”的存在？

本研究的不足之處:局限于理論層面；各量表的信、效度還有待進(jìn)一步檢驗(yàn)；對身體活動行為的測量采用回顧式主觀報(bào)告法，能否真正代表行為尚待商榷；未考慮測試過程可能的社會期許效應(yīng)。

5 結(jié)論與建議

SDM能夠積極的預(yù)測高中生身體活動行為的態(tài)度、SN和PBC并對行為意向具有顯著的直接預(yù)測作用。

SDM六因素模型能夠較好的預(yù)測高中生的身體活動意向，基于意向是對行為的最強(qiáng)預(yù)測變量，本研究的假設(shè)模型可以作為對高中生身體活動意向和行為的預(yù)測干預(yù)模型。

TPB引入SDM后，顯著地提高了對行為意向的解釋力，但是假設(shè)模型對身體活動行為的解釋力卻未見提高。

在高中生身體活動過程中，基于意向是對行為的最強(qiáng)預(yù)測變量，干預(yù)其自主性動機(jī)以提高身體活動意向。例如，高中生最主要的干預(yù)者應(yīng)該是其老師，老師在干預(yù)時應(yīng)充分發(fā)揮高中生的自主性，讓他們自主的選擇身體活動的方式等，使其體驗(yàn)到自主感；使體育項(xiàng)目多樣化，提供他們感興趣的體育器材，安排他們喜歡的體育項(xiàng)目，教授他們想學(xué)習(xí)的體育課程，并大力宣傳體育活動的益處，從而提高他們對身體活動的興趣和內(nèi)部動機(jī)；適當(dāng)降低任務(wù)的操作難度，以提高他們的控制感和效能感。

由于假設(shè)模型對身體活動行為的預(yù)測力不高，建議繼續(xù)考查意向到行為之間的有意義的影響變量，或者參考前人的研究，將意向到行為之間的變量引入該模型，那么，對TPB模型來說，前文所述的兩點(diǎn)不足都將得到彌補(bǔ)，或許可以更好的預(yù)測身體活動行為。對TPB來說，既要尋求執(zhí)行行為的內(nèi)部原因變量，又需降低意向到行為之間的鴻溝是將來發(fā)展的方向。

建議后續(xù)研究加入干預(yù)；由于本研究最后的結(jié)果并未全部支持假設(shè)，因此，在后續(xù)研究中，應(yīng)力求量表的一致性，如選取信、效度良好且經(jīng)過多次檢驗(yàn)的量表，減少由于量表的不一致而導(dǎo)致的誤差；在處理數(shù)據(jù)時，采取多群組的分析，考查由于性別或年齡引起的差異。繼續(xù)探討意向到行為之間有意義的變量，以解決兩者之間的鴻溝。

［1］李業(yè)敏.鍛煉意向與行為的關(guān)系:計(jì)劃，自我效能與社會支持的作用［D］.北京:北京體育大學(xué)，2010.

［2］毛榮建.青少年學(xué)生鍛煉態(tài)度一行為九因素模型的建立及檢驗(yàn)［D］.北京:北京體育大學(xué)，2003.

［3］沈夢英.中國成年人鍛煉行為的干預(yù)策略——TPB與HAPA兩個理論模型的整合［D］.北京:北京體育大學(xué)，2011.

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