计划行为理论的概化：青少年锻炼行为的预测模式

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

方 敏，孙 影

检验计划行为理论预测青少年锻炼行为的稳定性和适用性。1 292名中学生完成了锻炼态度、主观规范、行为控制感、意图以及自陈锻炼问卷的测量。结构方程模型和多组比较方法分析发现，计划行为理论的预测模型得到各样本数据的良好拟合。预测模型的结构型态、因素负荷量、结构系数、结构协方差及结构残差有着跨性别和年级组的测量不变性，但测量残差组间不等值。模式各因素之间路径系数及因素方差解释力也有着跨组相似性，仅部分变量关系存在跨年级的差异。态度和主观规范对意图的直接影响不明显，而行为控制感是影响锻炼意图和行为的主要因素，对此进行了具体分析。该研究表明，基于计划行为理论的锻炼行为模式对青少年群体具有普遍适用性。

计划行为理论；测量不变性/等值性；青少年；性别；年级；锻炼行为

计划行为理论（Theory of Planned Behavior，TPB）是从信息加工的角度，以期望价值理论为出发点解释个体行为决策过程的理论。该理论认为，行为意图是任何行为表现的必需过程，为行为显现前的决定，它反映了个体从事某特定行为的动机力量和思想倾向，表示人们在计划实施某特定行为中愿意付出的努力程度，被认为是计划行为模型的核心概念[1-2]。行为意图由态度、主观规范和行为控制感3个相关因素决定，各因素预测行为意图的相对重要程度取决于行为类型及情景的差异[3]。其中，态度是指行为主体对特定行为积极或消极结果的总体评价；主观规范是指个体在决策是否执行某特定行为时感知到的社会压力，它反映重要他人或团体对个体行为决策的影响；而行为控制感反映了个体在采取某行为时所感受到的自己可以控制（掌握）的程度，如锻炼知识和技能，同伴的支持，或者克服环境障碍等，这些因素是个体意志无法完全控制的。为此，该理论假设行为控制感不仅可以预测行为意图，也可以直接预测行为[3]。在国外TPB广受研究者的青睐，已被成功应用于多个行为领域，并且绝大多数研究证明了TPB具有良好的解释力和预测力[1-2]。Ajzen宣称TPB模型对特定行为的预测具有普遍适用性[3]，即TPB各变量之间的关系以及对行为解释力的跨样本、跨情境一致性。运用TPB解释和预测锻炼行为也已得到大量研究支持，一项元分析证实了TPB在解释锻炼意图和锻炼行为的有效性和普适性，指出态度、主观规范和行为控制感对锻炼意图和锻炼行为的解释效力可能受到年龄、性别、种族等人口学因素的影响[4]。这样，必须关注人口学因素可能造成的TPB结构模型的测量等值性（measurement invariance）问题，这些问题包括TPB测量于不同组群，是否具有相同的结构型态、因素结构、结构系数、结构协方差、结构残差及测量残差。

理论模式的关系验证都是基于各变量测量结果进行分析的。一个理想的理论模式应该可以用来解释不同组群的观察数据，即不同样本的观察资料在理论模式的关系结构上应该等同，否则，研究者无法知晓研究结果的解释差异是来自于真实现象的差异还是概念测量意义的差异[5-7]。只有TPB测量等值性得到确认，各因素之间关系及行为预测力的跨组分析才有意义，才能明确TPB对某一群体锻炼行为解释效力的稳定性和普遍适用性，这也是制定特定群体干预计划的前提。基于TPB锻炼行为模型的跨文化等值性已得到经验研究的检验，TPB各因素关系及其解释效力的歧异主要归咎于文化背景的差异[8-10]。虽然研究者认识到模型跨性别、年龄测量不变性的重要性[4，10-11]，但少有研究分析该理论解释青少年群体锻炼行为的普适性。

作者单位：安徽师范大学体育学院，芜湖241003。

我国青少年群体的锻炼现况已引起广泛的关注，以理论为导向实施锻炼干预是促进青少年积极参与体育活动的一条主要途径。尽管TPB是目前解释和预测身体活动最成功的理论模型之一，然而国内的相关研究却显得异常匮乏[12]。如果运用TPB解释和干预青少年锻炼行为，首先需要确认TPB对该群体锻炼行为解释的有效性和普适性，即测验结果的解释在不同组群的受试身上有相同的意义，不然，研究结果的推论可能会出现解释上的偏差，我们不知道这种偏差是否来源于概念的测量不等值，结果是在此基础上设计的干预计划可能缺少普遍应用价值。因此，本研究的主要目的是检验青少年群体锻炼行为TPB预测模式的跨性别、年级的测量不变性；如果模式的不变性得到验证，后续探讨TPB各因素之间关系及意图和行为的解释力，分析TPB在解释青少年群体锻炼行为的概化效力。

1 TPB量表的预测

1.1 研究工具

测量工具来源于Ajzen的TPB量表[13]，包括态度、主观规范、行为控制感、意图等4个分量表，共14个题项，项目采用Likert 7点评分。锻炼行为采用自编的3题项自陈式问卷，包括（1） 锻炼次数：不锻炼=1，1～3 次/月=2，1～2 次/周=3，3～4 次/周=4，几乎每天=5；（2）每周锻炼总时间；（3）参加规律性锻炼的持续时间：没有=1，刚开始=2，一个月以上=3，6个月以上=4，一年以上=5。

本研究锻炼标准依美国运动医学委员会（ACSM）推荐的锻炼建议，将锻炼定义为每次超过20 min，有明显出汗和呼吸加快的课余时间体育活动。规律性锻炼指每周3次或以上的锻炼。

1.2 研究步骤

在完成TPB英文量表的翻译后，以1名体育心理学博士和1名英语言专业大学教师对翻译本进行了校译，确定TPB中文版。随机抽取2所中学的188名中学生完成了预测试，使用SPSS 17和AMOS 17软件对量表进行信、效度检验。

1.3 结果

以态度、主观规范、行为控制感、意图和锻炼行为等5个因素为潜变量，建立TPB一阶相关测量模型。基本拟合评价显示模式无违反估计问题。整体拟合评价方面，χ2=198．62，df=109，P＜0．01，CFI=0．94，TLI=0．92，RMSEA=0．06，各项拟合指数均表明模型对数据的拟合较好。TPB各潜变量之间的相关系数介于0．44～0．84，模型中任两个潜变量的受限模式与未受限模式的卡方差异值均达显著水平（P＜0．01），表明量表区别效度符合推荐标准[14]。模型各题项标准因素负荷在0．51～0．90之间，5个构念的建构信度（construct reliability，CR）在 0．71～0．90 之间，Cronbach α 系数在0．70～0．89之间，反映模型各构念具有良好的一致性信度。拟合结果支持了量表的有效性和可靠性。

2 研究对象与方法

2.1 研究对象

采用整群分层抽样方法，分别抽取省级示范中学、城市普通中学和农村普通中学等11所学校的1 346名学生为测试对象，以班级为单位进行团体测试，最后获取有效数据1 292份，其中高中688，初中604；男生580，女生590，22份数据缺失性别信息。年龄12～20岁。因初三和高三年级即将面临中、高考，没有纳入本次测试。整个测试时间2009年5月。

2.2 测量工具

Ajzen的TPB量表中文修订版，为7点式Likert量表。锻炼态度分量表包括2个工具性态度项目（有用的—无用的、明智的—愚蠢的）和3个情感性态度项目（有趣的—厌烦的、放松的—紧张的、快乐的—痛苦的）。题干为“对我而言，未来两周的规律性体育锻炼将是……”。本次测量Cronbach α=0．74。主观规范分量表由3个项目构成，例如，“在我熟悉的人群中，他们大多数参加规律性锻炼”，本次测量Cronbach α=0．70。3个项目的行为控制感分量表，例如，“你觉得有多大的支配能力，保证在今后的两周进行规律性锻炼”，本次测量Cronbach α=0．76。锻炼意图分量表由3个项目组成，例如，“今后两周，我打算进行规律性锻炼”，本次测量α=0．89。3题项自陈式锻炼行为问卷的α=0．81。

2.3 数据处理

采用结构方程模型的最大似然法对模型估计。χ2/df、RMSEA、CFI、TLI等指标评价模型的拟合程度。χ2/df＜ 5．0，CFI、TLI≥0．90，RMSEA≤0．08，表示模型拟合可接受；χ2/df＜2．0，CFI、TLI≥0．95，RMSEA≤0．05，表示模型拟合良好。采用建构信度评价潜变量一致性信度，接受的下限标准为0．6[5]。运用AMOS的多组分析（multi-sample analysis）检验结构模型的测量不变性/等值性[5，15]。多组分析的顺序为：先对各样本的模型拟合检验，在整体模式与数据拟合的条件下，进行组间数据并组的基础模型（baseline model）检验，亦即模式结构型态等值性的检验。比较基础模型与设限模型间的差异性，依次增加因素负荷量、结构系数、结构协方差、结构残差及测量残差等限制的一系列逐渐严格模型的检验[5-6]。由于测量不变性检验是比较未设限模型与限制模型之间的差异来实现的，对于不变性拟合度评价，除了常用的单一模型拟合指数，主要采用反映模型之间差异的增量拟合指标。常见的比较指标是Δχ2和ΔCFI。Δχ2服从自由度为Δdf的分布。由于Δχ2值易受样本量的影响，在大样本的情况下，即使模型和观测矩阵拟合很好，Δχ2也容易达到显著水平，从而拒绝正确的理论模型；ΔCFI相对来说可以避免此问题，当 ΔCFI＞-0．01 时，表示模型组间具有等值性[6，16]。由于本研究属大样本研究，跨组不变性的虚无假设接受标准为ΔCFI＞-0．01。

3 研究结果

3.1 各样本TPB结构模型的拟合结果

以TPB的结构模式建立青少年锻炼行为的预测模型。对全体和不同性别、年级样本的TPB结构模式进行基本拟合评价、整体拟合评价和模式内在结构拟合标准评价，以确认此模式对各样本数据的拟合情况。基本拟合评价结果：全体、男女、高中和初中模型的误差方差均无负值，因素标准负荷介于0．48～0．92（P＜0．01），估计参数的标准误差介于 0．027～0．277，表明模型拟合没有出现违反估计问题[5]。整体拟合评价结果：各样本模型CFI、TLI均大于 0．90，RMSEA 均小于 0．07（见表 1），显示结构模型拟合得到整体样本、男女生样本、初中和高中样本的数据支持。模式内在结构拟合标准评价结果：各样本组模型5个潜变量的建构信度均大于0．70，反映模型各构念具有良好的一致性信度。这些结果表示该结构模型的型态不变性在性别和年级组间成立，可以作为跨组测量不变性检验的基础模型。

3.2 TPB结构模型的跨性别、年级测量不变性检验

以TPB结构模型为基础模型，分别进行跨性别、跨年级的测量不变性检验。从表2可以发现，性别的多组比较显示，模型1的χ2/df=3．097，TLI、CFI均大于 0．9，RMSEA 小于 0．05，显示模型拟合得到男女生并组数据的支持，模型的结构型态跨性别组间等值性成立。模型 1-模型 5 的依次比较上，ΔCFI差异介于-0．001～0．000之间，Δχ2/Δdf对应 P＞0．01，且单一模型拟合结果良好，这表明模型的因素负荷量、结构系数、结构协方差及结构残差在男、女组间具有完全测量不变性。模型6与模型5比较的ΔCFI差异达到-0．012，Δχ2对应 P＜0．01，说明测量残差在男、女生组间不等值。年级的多组比较显示，高中和初中组间的模型结构型态等值性得到单一模型拟合指标值的支持 （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 的依次比较上，虽然部分依次模型比较的 Δχ2/Δdf对应 P＜0．01，但 ΔCFI差异介于-0．003～0．000之间，显示因素负荷量、结构系数、结构协方差及结构残差也具有跨年级的不变性。模型6与模型5比较的ΔCFI差异达到-0．011，Δχ2对应 P＜0．01，说明测量残差在高中、初中组间不等值。

表2 TPB结构模型的性别、年级测量不变性

3.3 各样本TPB结构模型的路径系数和因素方差解释率

年级组间模型比较发现（见图1），态度与主观规范、主观规范与行为控制感的相关度，初中组显著高于高中组；高中生的行为控制感对锻炼行为的影响力高于初中生；锻炼意图和锻炼行为的方差解释率没有组间差异。性别组间在因素相关系数、路径系数以及锻炼意图和行为的方差解释率方面的差异不具有统计学意义（见图2）。

图1 高中/初中TPB模式路径系数和因素解释率

4 讨 论

本研究探讨了TPB模式解释青少年锻炼行为的有效性和普适性，分析结果显示，模型得到各样本数据的良好拟合，性别和年级组间的测量不变性得到验证，TPB各变量间关系及意图、行为的解释力也具有跨组间的相似性，仅有部分变量关系有着跨年级的差异。

AMOS程序提供的多组分析主要检验模型的结构型态、因素负荷、结构系数、结构协方差、结构残差及测量残差在同一总体不同样本间或不同总体间的测量等同性或歧异性[5，15]。当模型潜变量数目及观察变量隶属潜变量的关系在不同样本中相同时，即表明测量具有跨组的结构型态不变性（基础模型），这意味着同一测量在不同组内反映了类似的心理结构。结构型态等值是测量等值性检验的前提，一旦结构型态等值得到确立，就可以检验观察变量与其隶属的潜变量之间的负荷在不同组中是否相同，即因素负荷不变性检验。如果成立则说明来自不同群体的潜变量得分相等的个体在相应观测变量上的得分也相等，这使得群体间的均值差异比较有意义。结构系数等值检验指模型中外因变量对内因变量的回归系数，或潜在中介变量的回归系数是否跨组相同，表示外因变量对内因变量的影响程度是否一致。结构协方差等值性指测量或结构模型中潜在变量的方差和潜在因素间协方差的等同或歧异性。结构残差等值性指内因变量的残差方差的等同性，也即表达因素方差解释率的一致性。测量残差等值检验是指观察变量在不同群体中的测量误差是否相同，满足这一条件，观察变量在不同群体组具有相同的信度。这些模型间的依次比较确定模型的测量等值性。本研究多组分析显示，基于TPB的青少年锻炼行为模型的结构型态、因素负荷、结构系数、结构协方差、结构残差在男女生、高中和初中年级之间的等同性得到认可，测量残差的不变性被否定。由于抽样中很难避免测量误差的变异，测量残差的不变性则因要求过于苛刻很少被提及。这样，模型跨性别、年级的不变性得到验证。

图2 男生/女生TPB模式路径系数和因素解释率

本研究结果支持了行为决策过程普遍性的理论假设，同时，也验证了Ajzen提出的TPB各因素之间关系以及行为解释效力存在抽样变异的观点[3，10]。在年级组间，态度、主观规范和行为控制感3变量之间的相关度介于0．46～0．82。设定因素相关系数年级组间相等的假设被否定（χ2/df=17．94/3，P=0．000），参照参数配对比较结果[5]，态度与主观规范、控制感与主观规范两个相关系数的参数差异临界比率分别为 2．738、3．219（P＜0．01），设定两个参数自由估计后，χ2/df=0．131/1，P=0．717，接受模型拟合，反映初中生主观规范与态度和控制感的相关度显著高于高中生。模型结构路径系数的差异主要是行为控制感→锻炼行为的影响（参数差异临界比率 -2．189，P＜0．05），当释放该路径系数后，χ2/df=2．904/4，P=0．574，说明高中生的锻炼行为更多受到行为控制感的影响，这反映他们过去的锻炼经验和预期锻炼障碍的认识更大程度上决定了他们参与锻炼的水平。这些因素相关系数和因素路径系数的年级差异并没有影响它们对意图和行为因素方差解释率的显著性差异，态度、控制感、主观规范对意图，以及控制感、意图对锻炼行为的预测效力于年级间近乎一致（χ2/df=0．074/2，P=0．964）。TPB 模型各因素关系以及因素解释力的性别比较显示，态度、控制感和主观规范3个因素的相关系数组间相等，χ2/df=3．227/3，P=0．358。这 3 个认知变量对意图的影响，及控制感和意图对锻炼行为影响的5个路径系数组间近乎一致，χ2/df=10．690/5，P=0．058。性别组间的意图和行为因素方差解释率也相等，χ2/df=3．390/2，P=0．184。反映结构模型在男女生组别间的测量一致性，这一结果与近期研究结果相符[10-11]。

基于TPB的青少年锻炼行为模式在多方面分析都验证了理论假设。与先前的研究结果一样[4，8-10，16]，TPB解释了近40%的锻炼行为方差，意图的中介作用、行为控制感对锻炼行为的直接作用都得到数据的有力解释，行为控制感是决定意图和行为最重要的变量[2]。这充分说明了非个人意志完全控制的行为不仅受行为意向的影响，还受执行行为的个人能力、机会以及资源等实际控制条件的制约，在实际控制条件充分的情况下，行为意向直接决定行为。研究普遍认为态度对意图有强影响[4，8-10]，这一观点没有得到本研究的验证。路径分析的结果表明，4个亚样本模型中，态度对意图的路径系数在-0．01～0．01 之间（P＞0．05），这意味着有高锻炼态度的个体不一定有着高动机[17]。调查数据中，5个态度指标均值介于 5．2～5．6，标准差在 1．5～1．9 之间，从工具性态度和情感性态度两方面都能反映学生对体育锻炼的积极认知评价。调查中发现，许多青少年具有高的锻炼态度，但锻炼意图较低，也很少从事体育锻炼。路径模型中，行为控制感对锻炼意图的作用非常明显，这可能反映态度、主观规范通过影响行为控制感并共同作用锻炼意图。当社会期望和青少年锻炼内在需要与他们繁重的课程表和紧张的学习压力发生冲突的时候，他们的锻炼意图只能顺从于现实的学业生活方式，在权衡执行行为的机会和资源后作出是否锻炼的选择。被调查的学校基本上实行早7点晚6点的课堂作息时间，虽然部分学校下午最后一节为课外自习课，但也毫无例外地被主课占用。缺少锻炼时间和运动环境，很大程度上制约了锻炼态度和主观规范对青少年锻炼动机的影响。相对于态度对锻炼意图的影响，主观规范的作用可能有效一些（见图1、图2），这反映学校体育锻炼氛围、以及同学、家长的锻炼态度和行为，在一定程度上影响着个体的锻炼行为决策。本研究的结果验证了意图和行为控制感对锻炼行为的影响，路径系数的比较发现行为控制感对锻炼行为的影响力强于锻炼意图，这说明个体意志无法完全控制的因素，如运动氛围、运动时间、运动能力等，可能比内在动机更有效地影响青少年的锻炼行为，可能是研究对象的特征导致了本研究TPB各因素间关系与理论假设的部分差异。模型各因素关系及其解释效力的分析结果折射出青少年锻炼的现况，如果不能解决学生课余体育活动的时间问题，没有学校和家长的支持，就不能有效保障“阳光体育运动”的顺利实施。

5 结 语

本研究分析了锻炼行为TPB结构模型在青少年群体的跨年级、跨性别的普遍适用性，这提示，基于TPB模式对青少年锻炼行为的解释具有广泛一致性。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图和锻炼行为的最重要因素，而态度和主观规范对意图的解释力较弱；虽然意图是青少年锻炼行为的有效预测因素，但行为控制感的预测效力更强，这可能与青少年群体的学习和生活特征有很大相关，还可能与其他变量的影响有关，如爱好、兴趣、环境等因素。未来研究应寻找其他对意图和行为更关键的影响因素，以延伸计划行为理论，建构更完整、有效的理论模型来解释和预测青少年的锻炼行为。

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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；录用日期：2010-03-08

安徽省哲学社会科学规划课题（项目编号：AHSKF07－08D38）

方 敏（1969-），男，安徽巢湖人，安徽师范大学副教授。