老年人参与群体性休闲运动行为意向模式

魏 烨 郭春燕 张中豹

(河南科技大学体育学院，河南 洛阳 471003)

意向是诱发行为决策的重要因素，且行为能度、主观规范与知觉行为控制等变项可直接影响民众的行为意向〔1〕。方敏等〔2〕在研究青少年锻炼行为预测模式的成果中得出TPB模型可以解释近40%的锻炼行为变异，其中行为控制感是影响青少年锻炼意向和锻炼行为的最重要因素，态度和主观规范对意向的解释力较弱。最近在部分研究成果中有加入过去行为的变项，证明过去行为对行为意向有相当的影响力，胥郁〔3〕认为人的行为态度、主观规范、知觉行为控制和过去行为等变量均与城市居民体育休闲行为意向显著相关，尤其是知觉行为控制变量对总体行为意向的累积贡献率最高，相关性最强。可见，计划行为理论已被中外学者广泛用于行为研究中，并作为探讨解释个人采取某一特定行为的主要理论基础。群体性休闲运动的价值意义已被众多学者证实，但在现有的成果中，很少涉及个体信念对群体性休闲运动意向的研究，因此本研究利用计划行为理论对老年人参与群体性休闲运动行为意向进行研究，建立行为意向模式，将可以洞悉运动参与者背后选择的原因，希望能借此改变老年人参与运动的信念、强化正面态度、通过重要参考群体的人员影响力以及提供有利的内、外在环境，促使老年人参与群体性休闲运动，还甚至可作为推广全民运动时的参考。

1 研究方法

1.1 问卷设计 研究框架以Ajzen所提出的计划行为理论为理论基础，探讨老年人参与群体性休闲运动的行为意向模式，为增强模式的解释力，根据Taylor研究证实单构面的信念架构不易阐述具有多维度的意向〔4〕，因而本研究将信念分解成多构面，有助于了解因素与行为意向的关系，见图1。因此，研究将影响行为意向的能度、主观规范及知觉行为控制三个变项予以解构，以期提高模式的解释力，更有助于了解信念与行为意向间的特定关系。问卷设计:参考Ragheb、Berry、Kanuk的调研问卷〔5，6〕，并结合调研状况，经12名专家和20名老年人研讨，最终修订成《老年人参与群体性休闲运动行为意向研究》问卷，包括认知6题、情感3题、行为3题、主群体意见4题、次群体意见2题、自我效能4题、便利条件3题、能度2题、主观规范2题、知觉行为控制2题、行为意向2题，研究均采用Likert 5分单极计分方式，即从1(非常不同意)到5(非常同意)，得分越高代表受访者参与群体性休闲运动的可能性(程度)越高。

1.2 研究假设 假设1:老年人参与群体性休闲运动的能度、主观规范与知觉行为控制对老年人参与群体性休闲运动的行为意向具有显著性正向影响。假设2:老年人参与群体性休闲运动的认知、情感和行为能度信念构面，对老年人参与群体性休闲运动的能度具有显著性正向影响。假设3:老年人参与群体性休闲运动的主群体与次群体主观规范信念构面，对老年人参与群体性休闲运动的主观规范信念具有显著性正向影响。假设4:老年人参与群体性休闲运动的自我效能和便利条件知觉行为控制信念构面，对老年人参与群体性休闲运动的知觉行为控制具有显著性正向影响。

图1 研究模式架构

1.3 预测程序 为了解调研问卷的信、校度、用词恰当及受测者对问卷的了解程度，作为题目增减修改的依据，进行预测。

1.3.1 预测抽样的方法 预测采用随机抽样的方法，随机抽取洛阳市老年人60人试测(经常参与群体性休闲运动，男36人，女24人)，年龄65～82岁，共计发放60份，回收60份。有效60份。

1.3.2 预测统计结果 认知、情感、行为、能度、主观规范、主体群、次体群、知觉行为控制、自我效能、便利条件、行为意向的Cronbachα值均在0.552～0.868之间(α值参考文献资料〔7〕)，表示本研究工具整体上已具备较高的信度。本研究前测效度检验采用内容效度，研究者与活动实际参者、专家针对问卷进行3次讨论并修改，因此本研究的问卷在内容效度上应具有较高的水平。

1.4 正式问卷内容 经过预测信、效度的检验后，并对问项内容修正，完成本研究正式问卷。

表1 老年人参与群体性休闲运动的行为意向模式问卷

1.5 正式问卷调研对象 对河南城市居民，采取立意和随机相结合的方法，对经常参与群体性休闲运动的老年人抽样试测。

1.6 问卷发放结果 2012年7月2日至2012年10月8日，共发出302份，回收291份，扣除无效问卷6份，有效问卷285份，男181人，女104人，年龄65～85岁。样本量依据吴明隆的资料〔8〕。有效问卷率97.94%。

1.7 统计学方法 应用SPSS20.0中文版与LISREL8.5英文版，进行描述性统计分析、因子分析、信度和效度分析与结构方程式模型。

2 结果与分析

2.1 探索性因子分析 由于因素结构可能会因修改、删除变量而改变，所以将筛选后的33个因子再次进行分析，采取显示所有系数的方法，根据旋转的因子载荷矩阵中各主因子轴中因子载荷较高的指标进行因子命名，符合表1显示的类别，Bartlett's球型检定结果的P值达0.000显著水平。KMO系数值为0.762，显示本次因素分析具备良好的抽样效果，可萃取出11个特征值大于1的共同因素，解释总变异量为71.587%。

2.2 老年人参与群体性休闲运动行为意向模式及模式验证通过整理LISREL8.5软件输出数据，建构出老年人参与群体性休闲运动行为意向模式，图2可见，模式的路径都呈显著性。

2.2.1 整体模式拟合度 指标符合Joreskong＆Sorborm认为的拟合标准，在0.8到0.9之间算是合理拟合的标准，AGFI拟合度指标为0.86，是合理拟合的标准值，RMSEA为0.03，符合良好契合。由绝对拟合指标的结果看来，已符合可接受的检验标准〔9〕。

图2 老年人参与群体性休闲运动行为意向模式

增量拟合度:增量拟合度是基准模式与理论模式比较的结果。本研究NFI为0.91，符合高于0.9的建议标准值，NNFI为0.96，符合高于0.9的建议标准值，比较拟合度指标CFI为0.96，也符合高于0.9的建议标准值，由增量拟合度指标的结果看来，本研究理论模式与观察数据的模式契合，表示本研究依据计划行为理论所建构的行为意向模式，相对于假设所有变项之间是没有相关的独立模式来说是较好的一个模式。

简效拟合度:简效拟合度主要是调整适合度的衡量，并评估理论模式的精简程度，本研究的PNFI为0.77，符合高于0.5的建议标准，本研究的PGFI为0.73，也符合高于0.5的接受的标准，卡方验证值与其自由度比值为1.38，符合建议值3以下的标准。故本研究建构的模式与观察数据的简效拟合度良好，本研究所建构的模式属于简效模式。

2.2.2 模式的内在结构拟合度 当模型通过整体模式拟合的检验后，本研究以潜在变项的组成信度以及潜在变项的平均变异抽取量进行模式内在结构拟合检验，来检测模式的内在质量。整体而言，群体性休闲运动参与者的行为意向模式潜在变项的组成信度均达到0.5以上标准，平均变异抽取量均可达到0.5以上的评价标准，因此行为意向模式符合内在结构拟合度评价。

2.3 行为意向模式的分析

2.3.1 行为意向影响因素 假设1:参与群体性休闲运动行为的能度、主观规范与知觉行为控制对参与群体性休闲运动的行为意向具有显著正面影响。

行为意向结构方程式为:

行为意向=0.31能度+0.38主观规范+0.16知觉行为控制 R2=0.721

Fishbein＆Ajzen提出理性行动理论，认为行为意向可以来预测一个人的行为，而行为意向又可被能度、主观规范、知觉行为规范来预测〔10〕。

在模式中，参与群体性休闲运动的行为意向可被能度、主观规范与知觉行为控制所解释的变异量达72.1%，各构面对行为意向均达显著正面影响，其中以主观规范构面(0.38)影响最大，其次是能度构面(0.31)。

如同Ajzen所言，个人对所欲执行的行为评估有正面的能度、主观规范和知觉行为控制时，个人将会产生强烈的行为意向〔11〕，与本研究结果一致，即个体对能度越正向，则会产生较高的行为意向，主观规范的影响力愈强，个体越会受到主观规范的影响，进而影响行为意向，个体的知觉行为控制愈强，其行为意向愈强。上述结果已验证假设1。

依计划行为理论的观点可以清楚地知道要增强老年人从事群体性休闲运动的行为意向，必先从行为能度、主观规范和知觉行为控制的改变着手，因此，社区及社会相关单位在推广老年人从事群体性休闲运动的行为意向时，可借计划行为理论模式中的观察变项来提高其参与的意向，再经由群体性休闲运动教育的介入及运动技能的培养来增强参与意向。

2.3.2 能度与能度信念结构 假设2:能度信念中的认知、情感、行为对参与群体性休闲运动行为的能度有显著正面影响。

能度信念结构方程式为:

能度=0.54认知+0.15情感+0.36行为 R2=0.479

个体对于群体性休闲运动的了解、认同、肯定与相关行动，对于群体性休闲运动的能度的形成有所影响，即个体对于群体性休闲运动的了解越深，越认同与肯定，具有越多的事前准备，则对于群体性休闲运动有越正向的认同。在能度信念结构中，认知、情感、行为可解释47.9%的能度变异量，原先假设认知、情感、行为对能度的显著影响成立，即当老年人越认可认知、情感、行为时，对参与群体性休闲运动的能度越趋于正向影响。以上分析结果知假设2成立。

研究结果显示，各观察变项对潜在变项都有显著影响，可见让老年人了解更多从事群体性休闲运动所能带来的好处或利益，能增强老年人对群体性休闲运动的正面肯定信念，社会要强化老年人对群体性休闲运动行为的信息，强调从事群体性休闲运动的重要性，使更多老年人参与此项运动。

2.3.3 主观规范与规范信念结构 假设3:主群体与次群体的规范信念构面，对参与群体性休闲运动行为的主观规范具有显著正面影响。

规范信念结构方程式为:

主观规范=0.36主群体+0.25次群体 R2=0.74

Ajzen提出主观规范为个人表现特定行为时，注重他人、团体或媒体对个体的影响，因此在活动参与中所能够提供参考信息或比较有价值的个人、团体或其他信息媒介，会影响个人从事群体活动时所知觉到的社会支持力量〔11〕，因此，许多学者在实证的基础上认为主观规范的影响力越强时，个体则越会受到主观规范的影响，进而影响行为意向。

观察方程式可知，主群体与次群体两构面对主观规范的解释力达74%，且具有显著正面影响，期中主群体对老年人群体影响力较大，因此当老年人对参与群体性休闲运动所感受到的社会压力越大时，其行为意向越高。以上分析结果知假设3成立。结果显示可知，老年人从事群体性休闲运动的行为意向会受到参考群体的影响，因此，借参考群体对从事群体性休闲运动的正面鼓励或刺激，将能提高老年人从事群体性休闲运动的行为意向，社会加强教育的介入，会使更多的老年人将群体性休闲运动的观念带入家庭、社区或邻居，达到影响并鼓励更多的民众从事群体性休闲运动。

2.3.4 知觉行为控制与行为控制信念结构 假设4:自我效能与便利条件控制信念构面，对参与群体性休闲运动的知觉行为控制具有显著正面影响。

知觉行为控制架构结构方程式为:

知觉行为控制=0.52自我效能+0.21便利条件 R2=0.639

知觉行为控制可推论为参与群体性休闲运动活动的基本门坎，知觉行为控制的本质为参与活动能力的具体认定，也就是对于本身能参与群体性休闲运动的自信表现程度，而便利条件为外在资源能支持的程度，因此对于活动能力的自信程度越高且从事活动越方便的情形下，对于能否从事活动的具体能力的认定也就高。

在行为控制信念结构中，自我效能、便利条件可解释63.9%的知觉行为控制变异量，各构面对知觉行为控制均有显著正面影响，其中以自我效能的(0.52)影响最大，符合控制场、自我效能与控制能力影响行为能力的意涵。综合而言，当老年人越认同自我效能、便利条件的存在时，其参与的行为意向也越高。本结果已验证假设〔4〕。

因此，让老年人对群体性休闲运动充分的了解，以增加老年人群体性休闲运动的相关知识与所具备的能力，能提高老年人对从事群体性休闲运动行为知觉控制能力去影响行为意向，并产生实际行为，社会要提供便利的群体性休闲运动环境，去增强老年人对群体性休闲运动行为的控制能力。

1 李华敏.乡村旅游行为意向形成机制研究:基于计划行为理论的拓展〔M〕.北京:中国社会科学出版社，2009:4-102.

2 方 敏，孙 影.计划行为理论的概化:青少年锻炼行为的预测模式〔J〕.天津体育学院学报，2010;25(3):224-7.

3 胥 郁.基于计划行为理论的长沙市民体育休闲行为意向研究〔D〕.湖南师范大学，2010:8-71.

4 Rojas.Psychology and ecology〔M〕.New York:United Nations Publications，2010:33-6.

5 Conner M.Efficacy of the theory of planned behavior〔M〕.NY:Cold Spring Harbor，2009:21-319.

6 Hughes DJ.The cultural construction of sustainable tourism〔J〕.Tourism Management，2004;24(5):28-32.

7 邱皓政，林碧芳.结构方程模型的原理与应用〔M〕.北京:中国轻工业出版社，2009:3-423.

8 吴明隆.结构方程模型AMOSS的操作与应用〔M〕.重庆:重庆大学出版社，2010:7-520.

9 王济川，王小倩，姜宝法.结构方程模型:方法与应用〔M〕.北京:高等教育出版社，2011:8-241.

10 Ajzen I.Perceived behavioral control，self-efficacy，locus of control，and the theory of planned behavior〔J〕.Journal of Applied SocialPsychology，2002;32(8):665-83.

11 李明宗.人类的价值取向与环境关系——兼其对休闲的意涵.休闲、观光、游憩论文集〔M〕.台北:地景出版社，1996:23-156.