Treatment Intention and Compliance of Injured Athletes: A Mixed Model Testing Based on the TPB Theory
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摘要: 以计划行为理论为基础，选取中国19个省市专业队的350名正在接受治疗的受伤运动员作为研究对象，现场匿名填写计划行为量表、行动计划量表、预期后悔量表及遵医行为量表，构建并检验受伤运动员遵医行为混合模型，揭示受伤运动员康复遵医意图与行为的作用机制。结果显示：①在计划行为理论传统的3个行为意图前因变量中，仅主观规范能有效预测康复遵医行为意图；②行动计划在行为意图与遵医行为之间起部分中介作用；③预期后悔对行为意图与遵医行为之间关系的调节作用通过行动计划的前半部分中介实现。提示：①对于受伤运动员而言，周围重要人物（主观规范）能够显著影响其康复遵医意图；②某些受伤运动员需要通过制订行动计划才能促成遵医行为的实现，另一些则不需要；③相对于预期后悔评分较低的受伤运动员，间接效果对预期后悔评分较高的受伤运动员的影响更显著。Abstract: Based on the theory of planned behavior(TPB), a mixed model of compliance behavior was constructed and tested by SPSS20.0 and Amos22.0 to understand the mechanism between treatment intention and compliance of injured athletes.350 athletes accepted the treatment from professional teams from 19 provinces and cities who conducted on-site questionnaires by anonymous ways, including Planning Behavior Scale (PBS), Behavior Planning Scale (BPS), Anticipated Regret Scale (ARS) and Compliance Behavior Scale (CBS).Results are shown as follows:1) Among the 3 behavioral intention antecedent variables of TPB, only subjective norm could predict effectively treatment intention.2) The behavior planning partially mediated the effects between treatment intention and treatment compliance.3) The anticipated regret can effectively adjust the first half of behavior planning.Conclusions:1) For injured athletes, the important others (subjective norm) could significantly affect their treatment intentions; 2) Some injured athletes needed to develop action plans to promote compliance, while others did not; 3) An indirect effect was much stronger for injured athletes with expect higher regret, compared with those with lower anticipated regret.
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据调查, 在我国备战2004年雅典奥运会的30个运动项目的650名运动员中, 有268人次存在运动损伤, 运动损伤发生率为41%, 而里约奥运周期我国艺术体操运动员的运动损伤发生率高达87.4%[1-2]。由此可见, 我国专业队运动员运动损伤发生率较高, 运动员带伤训练现象普遍。运动损伤是运动员面临最严峻的挑战之一, 对其心理、训练及比赛等方面造成许多负面影响, 具体表现为机体功能的明显下降[3], 自我效能感和对完全重返训练或比赛信心下降[4], 停训或停赛甚至可能就此退出运动生涯。运动损伤发生后, 运动员通常会及时接受良好的治疗, 并遵照医生嘱咐进行康复, 使运动损伤造成的负面影响降至最低。然而, 有研究表明运动员的遵医率偏低, 如心脏康健计划的中断率为30%~80%, 物理治疗中短期康复计划中断率为36%, 长期康复计划中断率高达77%[5]。Concannon等[6]指出, 持续运动伤害康复的比例为40%~91%。运动员的遵医率偏低会大幅降低运动医疗和保健服务的效率, 造成体育卫生资源浪费, 甚至导致竞技体育人才流失, 阻碍高水平竞技运动的发展。因此, 了解运动员康复遵医意图和行为, 有针对性地提高运动员的遵医率, 显得十分重要。
早在20世纪60年代初, 英国的Porter和美国的Bergman首先对患者遵医行为状况进行了描述性调查研究[7]。目前, 国外关于遵医行为的研究在广度和深度上有了很大发展, 诸如在医学行为学、医学心理学、临床药理学以及临床社会学等方面均对遵医行为做了专门的讨论。国外一般采用compliance、treatment compliance、adherence、therapeutic alliance等词汇表示遵医行为, 这些词汇都有遵从的意思, 具有下级服从上级的含义。因此, 有学者建议用cooperative代替compliance, 这样更尊重患者的意愿, 体现平等的医患关系, 但该观点遭到多数学者的反对。反对的理由是医生要对患者负责, 患者不遵从医嘱的行为可能会导致严重的后果, 为了尽快康复, 患者应服从医生的医疗嘱咐和安排。在我国, 对于遵医行为的调查研究工作, 至今尚未引起足够的关注和重视, 对遵医行为的定义也尚无一致看法。一般认为, 遵医行为是患者的行为(服药、节食及改变其他生活方式等)与临床医嘱的相符程度。在体育运动领域, 遵医行为的概念目前更是处于空白。本文从体医结合与运动健康管理理念出发, 将遵医行为定义为:在预防和治疗运动损伤方面, 运动员的行为与医生的医嘱或提供医疗方案的符合程度。
计划行为理论(theory of planned behavior, TPB)延伸于Fishbein等[8]提出的多属性态度模型(multi-attribute attitude model, MAAM)和理性行动理论(theory of reasoned action, TRA), 是在理性行动理论中加入了行为控制感, 以弥补多态性态度模型和理性行动理论在对无法全由个人意志控制下所产生行为的预测力与解释力方面的不足。Ajzen[9]的计划行为理论主张:从事特定活动的行为意图主要由态度、主观规范及行为控制感3个变量衡量。行为方面, 亦受到行为意图与行为控制感影响, 行为意图越强烈, 其未来从事该行为的可能性就越高。计划行为理论已成功应用于各研究领域, 如健康行为、经济贸易以及教育管理等。直到现在, 应用此理论在遵医行为的研究仍十分有限[10]。实际上, 基于计划行为理论可了解患者对遵医行为的态度, 可找出影响其遵医行为的重要群体或个人, 还可厘清执行遵医行为的促进或阻碍因素, 从而制订有针对性的医疗康复计划, 最终促生患者实施医疗嘱咐的意向并付诸实际行动。如何提高患者对医疗嘱咐的依从性并最终落到实处, 在患者康复过程中应得到足够重视。因此, 本文以计划行为理论为基础解释和预测受伤运动员的遵医行为, 试图了解影响受伤运动员遵医意图的重要因素, 并通过计划行为拓展模型, 进一步分析受伤运动员康复遵医意图与行为之间的作用机制。
1. 文献探讨与假设
影响运动损伤康复遵医行为的因素多且复杂, 据估算, 至少包括200个以上的影响变量。目前, 此类研究的途径大多通过问卷及访谈的方式[11-12], 或以文献回顾的方式[13-14]进行资料分析, 但缺乏理论依据及概念性研究架构。有些研究则对个人投资观点[15]、保护动机[16]、认知评价[17]、成就目标[18]及归因理论[19-20]等开展研究, 但缺乏研究架构的系统性, 无法了解变量间的复杂关系。计划行为理论整合多重属性的理论观点, 既从群体成员规范又从个人内在主观认知解读运动员遵医决策历程可能遭受到的内、外在影响因素, 更可概括运动员遵医行为产生的主要原因, 更深入洞悉运动员的遵医心理与行为倾向, 比其他理论的解释更具合理性和完整性。少数研究[21]以计划行为理论为基础研究遵医行为, 却没能在原理论基础上获得进阶的新理论架构, 无法拓宽原理论探索的视野。鉴于此, 本文在计划行为理论基础上, 加入中介因素和调节因素, 深入研究运动员的康复遵医意图与行为及其认知机制, 并提高理论的解释力。
意图和行为之间的分歧主要归因于意图不能转化为实际行动[22]。Abraham等[23]将其归咎于自我调节策略的缺乏。在行为激发的过程中, 个体心理层面会形成对目标的具体愿望表征, 即目标意图。它反映了个体心理层面对目标的明确知觉和把握, 具有指导行为的作用; 而在对既定目标的执行过程中(后意图阶段), 个体会根据自身所处的特定情境制订具体的行动计划, 有行动计划的意图者更可能将他们的意图转变为具体的行动, 制订具体的行动计划是后意图阶段的典型特征[24]。行动计划就是将实施或采取相应行为的时间、地点和方式具体化, 它反映了个体针对具体情境完成既定目标的行动指向。行动计划的形成以某一具体的目标意图为基础, 而针对具体情境形成的行动计划又增强了个体实现目标追求的可能性。可以说, 行动计划是利用环境线索促进具体行为执行的。Sniehotta等[25]表示, 当人们一旦形成行动计划, 随即就产生一个适合于将来情景(何时、何地)的行动方案(怎么做)的心理表征, 这对于实现行为目标十分有效。因此, 本文加入行动计划(action plan)这一中介因素并试图进一步分析运动员的康复遵医意图与行为之间的执行过程。
预期后悔(anticipated regret)是一种情绪反应, 指行为决策发生之前, 行为主体会想象如果他们做出某种行为或选择之后, 将可能体验到的后悔, 并试图通过各种方法与途径将这种情绪降低到最小限度。预期后悔是由预期的反馈引起的, 即个体想象的结果。依据情感信息模型(affect-as-information model), 情感在个体制订决策过程中充当着信息的角色和作用, 情感对行为有指导作用。与决策紧密联系的情感是后悔, 只要有决策, 后悔就可能存在。Zeelenberg等[26]认为, 后悔是具有强大的力量、能够激发产生改变当下境况的行为动机。被运动伤病困扰着的受伤运动员, 如果不遵从医疗嘱咐, 往往会造成损失或其他不良后果。在任何损失或不良后果变成现实之前, 这种不确定性所附带的各种各样的担心会对运动员行为决策造成影响。传统TPB模型中态度、主观规范以及行为控制感3个变量, 主要考虑的是认知因素, 在某种程度上忽略了情感因素对行为意向及行为的影响。另外, Niven等[10]的研究中发现仅TPB模型似乎还不足以解释康复行为。因此, 为了弥补TPB理论重认知、轻情感的缺陷, 并以更完整的理论架构探讨运动伤害康复遵医行为, 本文又加入预期后悔这一调节因素进行研究。
1.1 态度与行为意图
态度是个人对事物所持的正面或负面的观感与评价, 即个人对事物所持的价值观, 态度会影响个人的行为和活动[27]。行为态度不仅取决于个人的理性判断, 还受到社会舆论、社会规范、群体压力等因素的影响, 社交圈子、社会舆论对特定行为的评价很大程度上塑造和影响个人的行为态度[28]。赵谦等[29]认为, 不遵从医嘱的行为是许多慢性病患者常见的问题, 给个体的健康带来了极大的危害, 其中, 不遵从的影响因素之一就是患者对疾病康复的认知和态度。詹静惠等[30]在探讨过敏性鼻炎儿童医疗遵从行为及其相关因素时指出, 父母疾病认知与医疗遵从行为意图呈显著正相关(r＝0.488, P＝0.000)。一些研究[31-33]的结果也证实患者对疾病康复的态度会影响遵医行为意图。此外, 有研究[34]呼吁对患者进行健康教育, 以改善疾病康复态度, 进而促进遵医行为。
由此提出研究假设1(H1):运动员康复的态度正向影响遵医行为意图。
1.2 主观规范与行为意图
主观规范是指群体内成员往往以其自身对事物的评价、道德观感与所接受的信息影响他人的价值观、态度与信念, 也影响他人的行为[35]。早在1990年, Fisher[36]便指出运动员身边许多重要的人, 如家人、教练员以及队友等给予更多的支持, 则其康复持续性较高。Bianco[37]和Green等[38]的研究显示, 受伤运动员需要社会支持, 包括他们必须知道他们的教练员及队友的关心, 有人倾听他们所关心的事而不是批评他们, 以及其他(有类似经历的)人介绍如何从相同的伤害中恢复。从国外文献中总结发现, 教练员和治疗医师大致可利用2种途径为受伤运动员提供良好的社会支持:①同伴模式(peer modeling), 即介绍曾受同样伤害且康复成功的运动员相互认识, 分享康复成功的经验, 让其多一位可以学习解惑和相互鼓励的对象[39]; ②伤害支持团体(injury support group), 即定期举办受伤害运动员交流会, 以便于彼此讨论心中的想法和感受, 让其感到康复路上并不孤单[40]。
由此提出研究假设2(H2):运动员康复的主观规范正向影响遵医行为意图。
1.3 行为控制感与行为意图
计划行为理论中增加了行为控制感变量, 认为实际状况中, 许多因素会影响人的意志控制; 个人认为自己所拥有的条件与资源愈多, 所遭遇的阻碍愈小, 则对行为的知觉控制就愈强[41]。行为控制感与行为意图在遵医行为方面的文献证据较少, 曾淑津等[42]探讨慢性阻塞性肺疾病患者的遵医行为发现, 服用8种以下药物的遵医行为高于服用8种以上的疾病患者。更早的调查研究[43-44]也得出了类似的观点, 认为太多、太复杂的药物会造成患者服药时的不便, 进而降低遵医行为的概率, 并建议医师们应更加重视单纯、方便的药物处方。由此可看出, 医师们开处方时服用药物的种类、服用难度甚至数量都会对患者的遵医行为产生影响。换言之, 患者康复时服用药物阻碍越小, 遵医率越高。
由此提出研究假设3(H3):运动员康复的行为控制感正向影响遵医行为意图。
过去有研究[45-46]发现, 年龄越大、女性、行动不便、就诊不便及受教育程度较低者, 其医嘱遵从度较低。其中, 受教育程度常能反映一个人的收入, 较低的收入将影响其寻求医疗的意愿, 进而影响医嘱遵从性[47]。Park等[48]对全韩国已纳入保险的高血压患者进行横断面研究, 也发现年龄与收入愈高, 遵医行为愈佳。Patel等[49]研究指出, 高收入且家庭经济状况较好的高血压患者, 有较佳遵医行为。其他研究[50-54]则显示, 年龄、族群、经济对遵医行为好坏无直接影响。
由此提出研究假设4(H4):运动员康复的行为控制感正向影响遵医行为。
1.4 行为意图与遵医行为
计划行为理论最重要的部分, 就是把一种稳定的心理趋向转化为内在的活动, 从而与外在的活动有一个联系, 如果没有内在的活动过程, 没有这种内在准备状态, 那么行为的产生就无一定的动力, 因而也就不能轻易产生[55]。行为意图是行为的准备状态, 其作为中介变量会使得态度、主观规范以及行为控制感与行为的关系更加紧密。总结医学领域过去20年基于计划行为理论的实证研究发现, 行为意图对行为的解释率为20%~40%。迄今为止, 该理论已成功预测戒烟、饮酒、使用避孕套、定期体检、使用牙线、肺尘病患者吸氧、自我检查乳腺和医护人员洗手等行为的发生。在遵医行为方面, 社区中老年高血压患者遵医服药行为意向对行为的解释率为27%[56]; 中老年糖尿病患者遵医服药行为意向对行为的解释率为29%[57]。
由此提出研究假设5(H5):运动员康复的行为意图正向影响遵医行为。
1.5 行动计划的中介作用
行动计划是一种前瞻性的自我调整策略, 可以帮助行为意图转化为行为。行为意图是描述个人对一目标或行为的准备状态和渴望程度, 行动计划则是在心理上模拟连结情境线索与特定行为反应以追求目标, 这样的模拟使情境线索更容易被察觉, 且一旦关键线索出现, 更有可能产生特定行为反应[24]。Milne等[58]的研究发现, 在同样有促进运动意图的介入组别中, 相比于单独意图促进组, 加入行动计划的介入组增加了更多运动行为。在健康行为过程方法(health action process approach, HAPA)模式中, 认为只有通过行动计划, 行为意图对行为才会产生效果, 行动计划被视为意图与行为之间的中介变量, 在有了行为意图之后, 行动计划进一步规划未来执行行为的时间、地点及内容[59]。Webb等[60]的研究结果显示, 行动计划对行为的开始及维持都有不错的效果(d=0.61, d=0.77)。有的研究[61]则指出, 行为意图除了直接影响行为外, 也通过行动计划间接影响行为。
由此提出研究假设6(H6):行动计划在行为意图与遵医行为之间有中介作用。
1.6 预期后悔的调节作用
预期后悔(anticipated regret)是指当人们面对各种反事实比较(counterfactual comparisons)时, 预期他们可能会感觉到的后悔, 并试图通过各种方式把这种未来后悔降低到最小限度[62], 预期后悔发生在决策之前。Rhodes等[63]指出, 预期后悔是调节意图与行为关系的重要因素, 当人们很想要做某件事情, 而迟迟没有去执行, 待有效执行时间错过之后, 常常懊悔无及。人们通常想要避免后悔, 心理学家和经济学家认为预期后悔会影响人们做决定。Abraham等[64]的研究发现, 预期后悔会调节行为意图与行为之间的关系, 当人们有去运动的打算, 且知道不去运动会预期后悔时, 则较有可能去运动。Sandberg等[65]的研究结果也发现, 预期后悔与行为意图的关系较强(r=0.47, k=25, n=11 254), 除了计划行为理论的原有变量外, 预期后悔也显著增加了对行为意图的预测, 预期后悔和行为的关系达到中等强度(r=0.28, k=8, n=2 035)。
由此提出研究假设7(H7)。① H7a:预期后悔对行为意图与遵医行为之间的关系具有调节作用, 即预期后悔越高, 行为意图对遵医行为的影响越大。② H7b:预期后悔对行为意图与遵医行为之间关系的调节作用通过行动计划的前半部分中介实现, 即预期后悔越高, 行为意图对其行动计划的影响越大, 相应地对其遵医行为的积极影响也越强。③ H7c:预期后悔对行为意图与遵医行为之间关系的调节作用通过行动计划的后半部分中介实现, 即预期后悔越高, 行动计划对其遵医行为的积极影响越强。
综上所述, 本文提出的研究架构及假设如图 1所示。
2. 研究对象与方法
2.1 研究对象
选取来自19个省市的350名正在接受治疗的专业队运动员作为研究对象, 共发放并回收有效问卷350份, 有效回收率100%。其中, 男运动员178人, 占50.9%;女运动员172人, 占49.1%。平均年龄为(22.46±1.03)岁, 平均运动年限为(9.12±0.67)年。有受伤经验238人, 占68.0%;无受伤经验112人, 占32.0%。目前做治疗或康复的主要部位, 手部134人, 占38.3%;腿部130人, 占37.1%;躯干69人, 占19.7%;其他17人, 占4.9%。运动损伤原因中, 拉伤147人, 占42.0%;扭伤98人, 占28.0%;骨折69人, 占19.7%;外伤36人, 占10.3%。受伤严重程度中, 第2级中度疼痛(须停止活动, 压迫或触摸该部位会加剧疼痛)198人, 占56.6%;第1级轻微疼痛(轻微肿胀, 局部压痛)131人, 占37.4%;第3级非常疼痛[组织(肌腱或韧带)接近完全或完全撕裂, 且非常疼痛]21人, 占6.0%。本文通过SPSS 20.0以及Amos 22.0软件进行数据处理。
2.2 问卷设计
2.2.1 计划行为量表
参考计划行为理论相关研究[66]的量表, 修订成计划行为量表(planning behavior scale, PBS), 包括4个维度, 分别为态度、主观规范、行为控制感以及行为意图。态度共7个条目, 采用7点2极化形容词量表, 测量受伤运动员对运动损伤康复正面或负面评价。主观规范共3个条目, 采用7点量尺, 测量受伤运动员知觉重要的他人对自己是否进行康复的社会认知压力与支持。行为控制感共3个条目, 采用7点2极化形容词量表, 测量受伤运动员对进行运动损伤康复控制程度的主观评价。运动损伤康复遵医行为意图共3个条目, 采用7点量尺, 测量受伤运动员对从事运动损伤康复遵医的可能性。
本文采用探索性因素分析的主成分分析最大方差法进行直交转轴抽取因素, 以确认其效度。在信度方面则采用量表的内部一致性系数Cronbach’s α值进行评估。结果显示:在态度方面, 本文共萃取出2个因素, 分别为情绪性态度与工具性态度, 解释变异量同为70.20%, 量表信度Cronbach’s α分别为0.83和0.89;在主观规范方面, 共萃取出1个因素, 解释变异量为83.41%, 量表信度Cronbach’s α=0.91;在行为控制感方面, 共萃取出1个因素, 解释变异量为76.48%, 量表信度Cronbach’s α=0.87;在意图方面, 共萃取出1个因素, 解释变异量为77.08%, 量表信度Cronbach’s α=0.85。以上结果初步证实PBS量表具有良好的信效度, 适用于受伤运动员。
2.2.2 行动计划量表
根据Gollwitzer[24]所提出的概念拟定4个条目形成行动计划量表(behavior plan scale, BPS), 采用7点量尺, 询问受伤运动员:在受伤后, 是否常常想着何时要做康复？在哪里做康复？做什么样的康复？如何做康复？Sniehotta等[67]的研究显示, 在3个时间点所测得的量表Cronbach’s α分别为0.92、0.95、0.94, 主成分分析结果显示因素负荷量为0.78~0.85。本文以探索性因素分析共萃取出1个因素, 解释变异量为79.03%, 量表信度Cronbach’s α=0.90。由以上结果初步证实BPS量表具有良好的信效度, 适用于受伤运动员。
2.2.3 预期后悔量表
参考相关研究[62]的量表, 修订成预期后悔量表(anticipated regret scale, ARS)。共3个条目, 采用7点量尺, 测量受伤运动员若不遵从运动损伤康复可能会产生的感受。题例:如果我没有按时做康复我将会①感到后悔; ②感到担心; ③感到不适。本文以探索性因素分析共萃取出1个因素, 解释变异量为76.63%, 量表信度Cronbach’s α=0.88。由以上结果初步证实ARS量表具有良好的信效度, 适用于受伤运动员。
2.2.4 遵医行为量表
参考Brewer等[68]所编制的遵医行为量表(compliance behavior scale, CBS), 采用7点2极化形容词量表让受伤运动员自评, 共3个条目, 用以测量遵医行为频率、康复计划的行为改变程度及受伤运动员康复的强度等。题例:我在伤害康复上所付出的努力程度; 我是否遵照医生指示或建议去做康复; 我对伤害康复计划的接受程度。量表效度方面, 本文以探索性因素分析共萃取出1个因素, 解释变异量为83.38%, 量表信度Cronbach’s α=0.89。以上结果初步证实CBS量表具有良好的信效度, 适用于受伤运动员。
2.3 验证性因素分析
在执行结构模型评估前必须先检验测量模型, 本文CFA测量模型变量缩减根据Kline[69]二阶段模型进行修正。如果测量模型拟合度可接受, 才进行完整的结构方程模型报告。修正指标过高表示条目间测量误差有相关性, 会破坏量窗体一向度性。因此, 对修正指标过高的态度条目AT1、AT2、AT3予以删除。其余CFA分析结果如表 1所示, 因子负荷量为0.56~0.94, 其组成信度(CR)为0.77~0.85, 平均方差提取值(AVE)为0.53~0.59, 均符合Hair等[70]的标准:①因子负荷量大于0.50;②组成信度大于0.60;③平均方差提取值大于0.50。因此, 7个维度均具有良好的信度和聚合效度。
表 1 验证性因素分析结果汇总Table 1. Summary of verification factor analysis潜在变量 观察变量 显著性检验参数 Std. 题目信度 组成信度 平均方差提取值 Unstd. SE Z-value P SMC CR AVE AT AT4 1.00 0.76 0.58 0.85 0.59 AT5 1.24 0.10 12.13 *** 0.94 0.88 AT6 0.86 0.09 9.93 *** 0.70 0.49 AT7 0.84 0.09 9.13 *** 0.65 0.42 SN SN1 1.00 0.62 0.38 0.77 0.53 SN2 1.58 0.24 6.71 *** 0.89 0.79 SN3 1.10 0.15 7.28 *** 0.65 0.42 PBC PBC1 1.00 0.69 0.48 0.79 0.56 PBC2 1.21 0.16 7.75 *** 0.88 0.77 PBC3 0.86 0.11 7.89 *** 0.65 0.42 BI BI1 1.00 0.63 0.40 0.79 0.56 BI2 1.52 0.20 7.59 *** 0.89 0.79 BI3 1.11 0.14 8.02 *** 0.71 0.50 BE BE1 1.00 0.66 0.44 0.78 0.54 BE2 1.09 0.14 7.74 *** 0.70 0.49 BE3 1.27 0.17 7.55 *** 0.83 0.69 AR AR1 1.00 0.56 0.31 0.80 0.59 AR2 1.91 0.28 6.89 *** 0.94 0.88 AR3 1.46 0.19 7.66 *** 0.75 0.56 AP AP1 1.00 0.73 0.53 0.85 0.59 AP2 1.21 0.11 10.85 *** 0.86 0.74 AP3 1.14 0.11 10.52 *** 0.81 0.66 AP4 0.86 0.10 8.37 *** 0.64 0.41 注:AT为态度; SN为主观规范; PBC为行为控制感; BI为行为意图; BE为遵医行为; AR为预期后悔; AP为行动计划; ***表示P＜0.001。 3. 研究结果
3.1 基本情况描述与相关分析
由表 2可知, skew的绝对值为0.66~1.64, 小于2.00, kurtosis的绝对值为0.11~5.05, 小于8.00, 因此本文资料可视为常态。7个维度的评价均分为5.67~6.00, 表示专业队受伤运动员总体对康复遵医意图和行为均在正面评价范围内, 也表示如果没有按时做康复他们会感到后悔。另外, 运用AVE法对区分效度予以分析, 每个变量AVE开方需大于各成对变量的相关系数, 即表示变量间具有区分效度。表 2中对角线为各变量AVE开方均大于其他变量的标准化相关系数, 显示出变量间具有区分效度, 进一步验证了本文量表的可行性。
表 2 基本情况描述与相关分析结果Table 2. Basic situation description and correlation analysis results类别 M SD Skew Kurtosis AT PBC BE SN BI AR AP AT 5.82 1.08 -1.36 1.63 0.77 PBC 6.00 0.91 -1.64 5.05 0.49 0.75 BE 5.90 0.87 -0.66 -0.11 0.35 0.34 0.73 SN 5.83 0.96 -1.13 2.36 0.23 0.10 0.35 0.73 BI 5.91 0.95 -1.29 3.42 0.18 0.14 0.28 0.58 0.75 AR 5.67 1.02 -1.14 1.29 0.14 0.12 0.27 0.30 0.49 0.77 AP 5.73 0.92 -1.12 1.72 0.34 0.27 0.28** 0.48*** 0.47*** 0.60 0.77 注:**表示P＜0.01, ***表示P＜0.001。 3.2 研究假设H1~H5的检验
以巢型竞争模型判断共同方法偏差是否存在, 其中由单因子CFA分析得出, χ2=1 276.37, df=171;多因子CFA分析得出, χ2=360.09, df=155, 两个模型△df=16, △χ2=916.28, P＜0.01, 因此本文无共同方法偏差影响。样本大于200通常易造成χ2过大导致拟合度不佳, 因此拟合度值需由Bootstrap修正[71]。Bollen-Stine Bootstrap修正模型拟合度结果如下:χ2=211.98, df=160, χ2/df=1.32, GFI=0.91, AGFI=0.87, CFI=0.98, NFI=0.91, TLI=0.97, RMSEA=0.04。本文各项拟合度均通过检验, 表示模型结果可接受。其中, 态度对行为意图的预测γ为-0.02, P>0.05;主观规范对行为意图的预测γ为0.76, P＜0.05;行为控制感对行为意图的预测γ为0.16, P>0.05;行为意图对遵医行为的预测γ为0.28, P＜0.05;行为控制感对遵医行为的预测γ为0.20, P＜0.05。综上可知, 假设H2、H4、H5成立, 而假设H1、H3不成立。
3.3 行动计划的中介效果分析
由图 2可知, 行为意图对遵医行为的预测γ为0.28, P＜0.05;行为意图对行动计划的预测γ为0.60, P＜0.05;行动计划对遵医行为的预测γ为0.32, P＜0.05, 预示着行动计划在行为意图与遵医行为之间起着中介作用。为更精确地计算中介效果, 本文以结构方程模型分析检验中介效果, 首先利用Bootstrap估计技术, 估计中介效果的标准误, 再进一步计算中介效果的显著水平。结果显示(表 3), 行为意图对遵医行为的总效果为0.47, 标准误为0.16, Z值为2.94, 符合大于1.96的标准。在95%置信水平下, Bias-corrected估计法所得的置信区间下限为0.18, 上限为0.78;Percentile估计法所得的置信区间下限为0.16, 上限为0.74;均未包含0, 故总效果成立。同理, 间接效果和直接效果同样成立。故行动计划对行为意图与遵医行为呈部分中介效果, 故假设H6成立。
表 3 中介效果分析Table 3. Mediator effect analysis类别 点估计值 系数相乘积 Bootstrapping SE Z Bias-Corrected 95%CI Percentile 95%CI Lower Upper Lower Upper 总效果 0.47* 0.16 2.94 0.18 0.78 0.16 0.74 间接效果 0.19* 0.08 2.38 0.06 0.37 0.06 0.36 直接效果 0.28* 0.11 2.55 0.10 0.49 0.09 0.47 注:*表示P＜0.05。 3.4 预期后悔的调节作用检验
对于调节效果的估计, 先采用分层回归的方法进行分析, 这样做未考虑测量误差的影响, 分析结果可能不精确, 但能大致判断出预期后悔是否是调节变量。本文将变量做中心化, 再经过3次分层回归分析, 分别建立了3个分层回归模型M1、M2和M3, 预期后悔的调节作用检验结果见表 4。由表 4可知, M1模型中, 第2步中乘积项BI×AR的回归系数不显著(t=0.07, R2的变化为0.5%), 所以预期后悔在行为意图与遵医行为之间的调节作用不显著。M2模型中, 第2步中乘积项BI×AR的回归系数显著(t=2.71, P＜0.01), 所以预期后悔在行为意图与行动计划之间的调节作用显著, 且R2的变化为2.2%, 超过2.0%, 因此结果有实质性意义。这一结果为后面进一步检验预期后悔可通过行为意图前半段中介路径间接影响遵医行为发挥调节的中介效果(H7b)奠定了基础。M3模型中, 第2步中乘积项AP×AR的回归系数不显著(t=0.46, R2的变化为0.1%), 所以预期后悔在行动计划与遵医行为之间的调节作用不显著。
表 4 预期后悔的调节作用检验Table 4. Test of the moderating effect of anticipated regret模型 回归方程 R2 R2的变化 F的变化 P M1 第1步 BE=0.18BI+0.16AR 0.096 0.005 0.006 0.940 第2步 BE=-0.003+0.18BI+0.16AR+0.003BI×AR 0.091 M2 第1步 AP=0.16BI+0.48AR 0.384 0.022 7.362 0.007** 第2步 AP=0.04+0.07BI+0.47AR-0.11BI×AR 0.406 M3 第1步 BE=0.19AP+0.13AR 0.098 0.001 0.213 0.650 第2步 BE=0.01+0.17AP+0.13AR-0.02AP×AR 0.099 注:**表示P＜0.01。 以上初步检验结果发现, 预期后悔可以显著调节行为意图与行动计划之间的关系, 而行动计划在行为意图与行为之间起着部分中介作用。另外, 为进一步验证本文所有的研究假设, 且研究假设中同时包含了有中介的调节变量和有调节的中介变量, 因此本文构建了一个混合模型(mixed model)[72], 并对混合模型进行了分析, 进一步检验已得到初步验证的研究假设, 重点检验H7a~H7c的研究假设。
3.5 遵医行为混合模型的检验
运用结构方程模型对行为意图、预期后悔、上述两者的交互作用以及行动计划对遵医行为的作用机制进行考察, 采用极大似然估计的方法对图 3所示假设模型进行检验。其中, 将交互作用项简化成一个指标, 先估计主效果的因素负荷量及残差, 将所求得值对交互作用项的因素负荷量及残差加以固定, 若交互作用项显著则交互作用存在[73]。图 3中, 模型的各项拟合指数如下:χ2=314.14, df=250, χ2/df=1.26, GFI=0.90, AGFI=0.85, CFI=0.98, NFI=0.90, TLI=0.97, RMSEA=0.04, 拟合指标都在良好的范围之内, 因此可以认为, 数据与模型拟合较好。结果显示, 交互项(行为意图×预期后悔)对遵医行为的路径系数γ为0.02, CR=1.06, P=0.25>0.05, 表明预期后悔的直接调节效果不显著, 研究假设H7a不成立。交互项(行动计划×预期后悔)对遵医行为的路径系数γ为0.02, CR=1.06, P=0.29>0.05, 说明预期后悔调节行动计划与遵医行为之间的关系不成立, 即预期后悔对行为意图与遵医行为之间关系的调节作用无法通过行动计划的后半部分中介实现, 研究假设H7c不成立。
行为意图对行动计划的路径系数γ为0.32, CR=3.77, P＜0.001;行动计划对遵医行为的路径系数γ为0.32, CR=3.68, P＜0.001, 表明行动计划的中介效果显著, 研究假设H6进一步得到验证。交互项(行为意图×预期后悔)对行动计划的路径系数γ为0.04, CR=2.14, P=0.03＜0.05, 表明预期后悔对行为意图与行动计划之间的调节效果成立, 为研究假设H7b成立的进一步验证打下基础。预期后悔对行动计划的路径系数γ为0.49, CR=6.10, P＜0.001;预期后悔对遵医行为的路径系数γ为0.01, CR=0.09, P=0.93>0.05;而模型测量部分的各非标准化参数估计为0.71~1.37, P＜0.001。这一结果验证了计划行为是有调节的中介变量, 行动计划对遵医行为的影响是有调节的中介效果, 即行为意图→行动计划→遵医行为的前半部分路径受预期后悔的调节, 研究假设H7b成立。当然, 研究假设H1~H5也在混合模型中进一步得到了验证。
4. 讨论
4.1 受伤运动员康复的态度无法有效解释遵医行为的意图
以往研究[74]发现, 计划行为理论中的态度维度大部分都可以有效预测行为意图, 且相比之下, 态度对行为意图的预测力要比行为控制感和主观规范强, 但本文结果发现态度无法有效解释行为意图, 与过去大部分研究结果不一致。其原因可能是以往的研究大都是针对健康促进行为或健身运动行为, 被试者大多是为了更进一步获得身心健康的效益, 进而产生行为意图, 而本文被试者的行为意图来自于要避免进一步遭受健康威胁或风险以及要尽快恢复健康, 否则就会对自己的训练和比赛造成不良后果, 较不会因为康复的有趣与否或喜欢与否而做康复, 进而产生行为意图。换言之, 健康威胁或风险的态度研究更多地不在于强调积极和消极的感情, 而是强调健康促进行为为他们带来的感知成本和收益, 受伤运动员的遵医行为亦如此。因为行为性质不同, 造成了研究结果的差异。本文的结果得到以往同类行为性质研究的支持, 针对乳房自我检查的研究结果也发现态度无法有效预测行为意图[75]; 背部疼痛疾病康复者, 其重要他人或团体对自己健康康复的看法可以预测康复意图, 但个人对康复所持的态度则否[76]。
4.2 受伤运动员康复的主观规范正向影响遵医行为的意图
Ajzen[77]整理以TPB理论为研究架构的研究中发现, 多数的研究结果都显示主观规范→行为意图的因果关系不显著。Hagger等[78]整理1975—2002年应用TPB理论的文献发现, 主观规范对行为意图的预测力最低, 仅有9%的解释效果。恰恰相反的是, 本文结果显示, 主观规范对遵医行为意图的解释力最强(γ=0.76, P＜0.05), 这说明重要他人是影响受伤运动员遵医行为意图最重要的因素, 这样的结果可能与我国专业运动队文化有关。在专业运动队中, 教练员是运动训练中的核心人物, 承担着训练与管理运动员的主要任务, 对运动员生理、心理、社会层面发展的全面性, 运动员运动成绩的提升以及运动团队文化建设具有关键的影响。不同的民族文化背景往往会造成不同国家教练员与运动员之间互动的迥异。尤其是西方国家与亚洲国家教练员、运动员之间的互动方式极为不同, 美国教练员较偏向民主自由式的领导风格, 而亚洲国家(如中国、韩国等)则较偏向集权式的领导风格[79]。在此运动队文化脉络下, 可以预见教练员等重要他人的遵医信念, 会对受伤运动员遵医行为的意图有很大程度的影响。
4.3 受伤运动员康复的行为控制感能直接解释遵医行为
相关文献研究[80]结果表明, 社会不同群体所拥有的社会资源和权力, 及其在社会中融合程度的差异, 导致不同群体的心理认知和行为决策模式存在很大的差异。缺乏社会资源和权力的弱势群体, 其行为决策更依赖于行为控制感的程度, 并且行为控制感对行为的影响较大时, 会伴随行为意向对行为的影响较弱的情况[81]。这说明, 对于受伤的竞技运动员这样的弱势群体, 更多时候是靠行为控制感决定行为的发生而不是行为意图, 这样的解释符合本文行为控制感能够直接预测遵医行为, 并不需要通过行为意图预测遵医行为的研究结果。行为控制感反映了个体在采取行为时所感受到的自己可以控制(掌握)的程度。实际上, 受伤运动员的康复遵医行为, 除需要必要的医疗知识和医疗服务保障外, 往往还需要教练员的配合, 或克服必要的环境(训练、比赛环境以及体制环境等)障碍, 这些因素是个人意志无法完全控制的, 也是受伤运动员无论对遵医行为愿意付出多大努力都无法改变的。因此, 应给受伤运动员提供更多康复的条件(如让运动员知觉及实际获得治疗的可接近性、便利性及可控制性等), 以直接促进遵医行为的实现, 进而促进他们的身体康复。
4.4 行动计划在行为意图与遵医行为之间起部分中介作用
经由行动计划中介效果的分析结果发现, 行为意图除了与遵医行为达显著相关外, 也与行动计划达显著相关, 并通过行动计划间接解释遵医行为, 确认了部分中介效果存在。虽然经由计算所得间接效果低于直接效果, 但由于皆达统计水平, 因此行动计划在行为意图与遵医行为之间仍存在实际意义。这也说明本文所抽取的样本中, 某些受伤运动员在有了康复遵从行为意图后, 无须制订行动计划, 直接就可以产生遵医行为。但对某些受伤运动员而言, 则可能需要为其制订出康复遵医行动计划, 才有可能达成遵医行为的目标。行动计划在行为意图与遵医行为之间起部分中介这一结果与过去大部分的研究结果一致, 即在有了意图之后, 行动计划进一步增加了行为[58], 意图除了直接影响行为外, 也通过行动计划间接影响行为[82-83]。此结果也与少部分研究[84]发现行动计划无法中介行为意图与行为的结果不一致。因此, 可能还需要考虑是否有其他因素会影响(调节)中介效果, 致使研究结果不一致的情形, 这正好与本文得出的预期后悔会调节行为意图与遵医行为之间的中介效果这一研究结果相呼应。
4.5 预期后悔对行为意图与遵医行为之间的关系起调节作用
本文研究结果发现, 预期后悔对行为意图与遵医行为之间关系的调节作用通过行动计划的前半部分中介实现, 说明预期后悔越高, 行为意图对其行动计划的影响越大, 相应地对其遵医行为的积极影响也越强。当遵医行为意图产生后, 部分受伤运动员会为自己在康复行为过程中的懈怠或拖延而感到懊恼, 希望能取消现有结果并更正行为时, 或直接预测到康复失败导致的后果无法接受而后悔时, 为防止将来后悔, 受伤运动员会倾向于做出后悔最小化的选择。具体而言, 相对于预期后悔较低的受伤运动员(间接效果为0.10, SE=0.07), 间接效果对预期后悔较高的受伤运动员(间接效果为0.27, SE=0.03)影响更加显著(Z=2.23, P＜0.05)。
在TPB理论中, 增加预期后悔这一变量可以提高对行为或行为意向的预测, 是因为传统的3个变量主要关注的是作为(action)行为, 预期后悔关注到了不作为(inaction)行为[85]。对比图 2和图 3的模型可知, 本文预期后悔的调节作用没能使得模型对遵医行为的方差解释率显著增加。究其因可能是, 预期后悔可分为作为预期后悔和不作为预期后悔, 忽略任何一方面都会降低对它的解释与预测力度[86], 但本文仅考察不进行遵医行为(即不作为)的预期后悔, 却没有考察遵医行为(作为)的预期后悔。事实上, 考察遵医行为(作为)的预期后悔并无很大意义, 因为遵从医疗的受伤运动员不会因担心最终没有达到康复效果而放弃治疗, 这也是遵医行为领域特殊的方面。
通过以上分析可以得出3个结论:①对于受伤运动员而言, 周围重要他人(主观规范)能够显著影响他们的康复遵医意图; ②一些受伤运动员需要通过制订行动计划才能促成遵医行为的实现, 而另一些则不需要; ③相对于预期后悔程度较低的受伤运动员, 间接效果对预期后悔程度较高的受伤运动员更加显著。
5. 研究启示及展望
综合以上讨论和结论, 在研究应用实践中可得出以下启示。①在未来实施介入策略提升受伤运动员康复遵医行为的计划中, 除了针对受伤运动员外, 其身边的重要他人, 都是康复计划成功与否的关键因素, 因此教练员、医护员、医生、物理治疗师或运动员的家人、队友等都应纳入计划中, 并对重要他人及其本人进行康复教育。②让受伤运动员提高行为控制感并实际获得治疗的可接近性、便利性及可控制性等, 如:治疗室开放时间更弹性; 制冰机等放在随手可得的地方; 安排在家可自行做的康复计划; 告知受伤可复原程度及进展情况等。③行动计划在行为意图与遵医行为之间有部分中介作用, 这就提示了行动是经由深思熟虑的认知过程产生的。因此, 对于受伤运动员而言, 欲提高遵医行动率, 就应为其制订详细的遵医行动计划, 内容包括康复目标、注意事项、治疗措施以及晋级标准等。行动计划具有缩短决策时间、提高效率及避免外界事物干扰等作用, 进而增进行为与表现成效。④当受伤运动员预约伤害康复计划的出席率不佳, 或觉察到其康复意图不强时, 除了通过告知康复计划的价值之外, 还可通过提醒受伤运动员不遵从医嘱的不良后果, 以增加其预期后悔程度, 进而调节遵医意图对行动计划的影响, 以达到省时省力、事半功倍的效果。
在行为意图与行为之间还存在诸多影响因素有待探讨, 其中过去行为经验也是近期备受关注的研究议题。许多专业运动员的伤病是旧伤, 因此以TPB理论为基础, 从过去行为经验的观点介入, 在行动计划和预期后悔干预下, 再对受伤运动员后续遵医行为情况进行重访, 形成一项由过去至未来的一系列行为发生过程的纵贯性研究, 将可能更有助于了解专业运动员受伤康复遵医行为。
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表 1 验证性因素分析结果汇总
Table 1 Summary of verification factor analysis
潜在变量 观察变量 显著性检验参数 Std. 题目信度 组成信度 平均方差提取值 Unstd. SE Z-value P SMC CR AVE AT AT4 1.00 0.76 0.58 0.85 0.59 AT5 1.24 0.10 12.13 *** 0.94 0.88 AT6 0.86 0.09 9.93 *** 0.70 0.49 AT7 0.84 0.09 9.13 *** 0.65 0.42 SN SN1 1.00 0.62 0.38 0.77 0.53 SN2 1.58 0.24 6.71 *** 0.89 0.79 SN3 1.10 0.15 7.28 *** 0.65 0.42 PBC PBC1 1.00 0.69 0.48 0.79 0.56 PBC2 1.21 0.16 7.75 *** 0.88 0.77 PBC3 0.86 0.11 7.89 *** 0.65 0.42 BI BI1 1.00 0.63 0.40 0.79 0.56 BI2 1.52 0.20 7.59 *** 0.89 0.79 BI3 1.11 0.14 8.02 *** 0.71 0.50 BE BE1 1.00 0.66 0.44 0.78 0.54 BE2 1.09 0.14 7.74 *** 0.70 0.49 BE3 1.27 0.17 7.55 *** 0.83 0.69 AR AR1 1.00 0.56 0.31 0.80 0.59 AR2 1.91 0.28 6.89 *** 0.94 0.88 AR3 1.46 0.19 7.66 *** 0.75 0.56 AP AP1 1.00 0.73 0.53 0.85 0.59 AP2 1.21 0.11 10.85 *** 0.86 0.74 AP3 1.14 0.11 10.52 *** 0.81 0.66 AP4 0.86 0.10 8.37 *** 0.64 0.41 注:AT为态度; SN为主观规范; PBC为行为控制感; BI为行为意图; BE为遵医行为; AR为预期后悔; AP为行动计划; ***表示P＜0.001。 
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表 2 基本情况描述与相关分析结果
Table 2 Basic situation description and correlation analysis results
类别 M SD Skew Kurtosis AT PBC BE SN BI AR AP AT 5.82 1.08 -1.36 1.63 0.77 PBC 6.00 0.91 -1.64 5.05 0.49 0.75 BE 5.90 0.87 -0.66 -0.11 0.35 0.34 0.73 SN 5.83 0.96 -1.13 2.36 0.23 0.10 0.35 0.73 BI 5.91 0.95 -1.29 3.42 0.18 0.14 0.28 0.58 0.75 AR 5.67 1.02 -1.14 1.29 0.14 0.12 0.27 0.30 0.49 0.77 AP 5.73 0.92 -1.12 1.72 0.34 0.27 0.28** 0.48*** 0.47*** 0.60 0.77 注:**表示P＜0.01, ***表示P＜0.001。
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表 3 中介效果分析
Table 3 Mediator effect analysis
类别 点估计值 系数相乘积 Bootstrapping SE Z Bias-Corrected 95%CI Percentile 95%CI Lower Upper Lower Upper 总效果 0.47* 0.16 2.94 0.18 0.78 0.16 0.74 间接效果 0.19* 0.08 2.38 0.06 0.37 0.06 0.36 直接效果 0.28* 0.11 2.55 0.10 0.49 0.09 0.47 注:*表示P＜0.05。
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表 4 预期后悔的调节作用检验
Table 4 Test of the moderating effect of anticipated regret
模型 回归方程 R2 R2的变化 F的变化 P M1 第1步 BE=0.18BI+0.16AR 0.096 0.005 0.006 0.940 第2步 BE=-0.003+0.18BI+0.16AR+0.003BI×AR 0.091 M2 第1步 AP=0.16BI+0.48AR 0.384 0.022 7.362 0.007** 第2步 AP=0.04+0.07BI+0.47AR-0.11BI×AR 0.406 M3 第1步 BE=0.19AP+0.13AR 0.098 0.001 0.213 0.650 第2步 BE=0.01+0.17AP+0.13AR-0.02AP×AR 0.099 注:**表示P＜0.01。
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