健康态度与健康行为的一致性--一个有调节的中介模型

ＣｈｉｎｅｓｅＭｅｎｔａｌＨｅＭｔｈ

Ｊｏｕｒｎａｌ，Ｖｏｌ２８，Ｎｏ．８，２０１４

・心理卫生评估・

健康态度与健康行为的一致性

——一个有调节的中介模型＋

柳之啸

李其樾甘怡群苗淼冯莹

聂晗颖

陈炜夷

（北京大学心理学系。北京１００８７１通信作者：甘怡群ｙｇａｎ＠ｐｋｕ．ｅｄｕ．ｃｎ）

【摘要】目的：在态度一意向一行为的中介模型的基础上，引入预先应对这一时间知觉特征变量，探索

其对健康态度、健康意向和健康行为３个变量的调节作用。方法：选取北京、上海、深圳、西安等地的企业员工２２０人，分两次进行施测。采用自编健康态度问卷测量健康态度，风险与健康行为量表（ＲＨＢ）测量健康意向和健康行为，未来取向应对量表（ＰＣＩ）测量预先应对，用ＰＲｏｃＥＳＳ程序考察条件化的间接效应，即有中介的调节模型和有调节的中介模型。结果：将健康意向作为因变量，健康态度与预先应对的交互项无统计学意义（Ｐ＝０．９９５），预先应对对健康态度和健康意向的调节作用不成立，因而有中介的调节模型不成立；健康态度到健康意向的回归系数有统计学意义（１３＝０．９３，Ｐ＜０．００１），健康态度与预先应对的交互项对健康行为的回归系数有统计学意义（口＝０．０４，Ｐ＜０．０１）。事后分析表明，只有在高预先应对（得分高于一个标准差）的情况下健康意向的中介效应才成立，低预先应对（得分低于一个标准差）的情况下中介效应不存在，有调节的中介模型成立。结论：预先应对调节健康意向与健康行为之间的关系，有调节的中介模型成立。而预先应对对健康态度和健康意向之间的关系影响不大，有中介的调节模型不成立。

【关键词】健康态度；健康意向；健康行为；预先应对；态度一行为一致性；纵向研究；有调节的中介模型

中图分类号：Ｂ８４１．７。Ｒ１９３文献标识码：Ａ文章编号：１０００—６７２９（２０１４）００８—０５８６—０６ｄｏｉ：１０．３９６９／ｊ．ｉｓｓｒＬ

１０００—６７２９．２０１４．０８．００６

（中国心理卫生杂志，２０１４，２８（８）：５８６—５９１．）

Ｈｅａｌｔｈａｔｔｉｔｕｄｅ－ｂｅｈａｖｉｏｒｃｏｎｓｉｓｔｅｎｃｙ：Ａｍｏｄｅｒａｔｅｄｍｅｄｉａｔｉｏｎｍｏｄｅｌ

ＬＩＵＺｈｉ・Ｘｉａｏ，ＬＩ

Ｑｉ—Ｙｕｅ，ＧＡＮＹｉ—Ｑｕｎ，ＭＩＡＯＭｉａｏ，ＦＥＮＧ

Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｂｅｉｊｉｎｇ

１００８７１，Ｃｈｉｎａ

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ＤｅｐａｒｔｍｅｎｔｏｆＰｓｙｃｈｏｌｏｇｙ，ＰｅｋｉｎｇＣｏｒｒｅｓｐｏｎｄｉｎｇａｕｔｈｏｒ：ＣＡＮ

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｝基金项目：２０１１年国家自然科学基金（未来取向应对的双阶段序列模型及其时间透视机制，自然科学基金面上项目）（３１０７０９１３）２０１３年国家自然科学基金（意义取向应对的认知表征及意义寻求模型的修订，自然科学基金面上项目）（３１２７１０９４）

ｗｗｗ．ｃｍｈｊ．ｃｎ

中国心理卫生杂志２０１４年第２８卷第８期

ｃｏｎｆｉｒｍｅｄ．Ｃｏｎｃｌｕｓｉｏｎ：Ｔｈｅｍｏｄｅｒａｔｅｄｍｅｄｉａｔｉｏｎｈｅａｌｔｈｉｎｔｅｎｔｉｏｎａｎｄｈｅａｌｔｈ

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ｃｏｎｓｉｓｔｅｎ．

ｓｔｕｄｉｅｓ；ｍｏｄｅｒａｔｅｄ

（ＣｈｉｎＭｅｎｔＨｅａｌｔｈＪ，２０１４，２８（８）：５８６—５９１．）

在日常生活中，大多数人都会倡导健康生活，每个人都希望通过健康的饮食和生活方式来保持良好的身体状况和生活状态，但并不是每个人都会将这种对健康的态度带到日常的行为中。这种对未来事件持积极的态度，但在实际行动中却往往与之前想法大相径庭的情况常会出现在日常生活中，这就导致了大量态度和行为不一致的现象。

早期的态度一行为一致性的研究偏向于证明态度和行为之间的关系不一致，大量的研究却往往证明“态度与行为的直接相关程度很低”…。但近几

十年出现的态度行为的研究是通过不同领域的大量

质——预先应对为调节变量，并探讨预先应对具体调节态度一意向，还是意向一行为之间的关系，也就是说，高低预先应对的个体，到底是在行为意向上就存在差异，还是在具体的行动上存在差异。本研究用健康态度和健康行为作为测量指标，提出两个模型：①有中介的调节模型，即预先应对调节健康态度与健康意向之间的关系；②有调节的中介模型，即预先应对调节健康意向与健康行为之间的关系。

１对象与方法

１．１对象

采用方便取样的方法，选取北京、上海、深圳、西

研究，探索影响个体态度预测行为的变量旧剖，这些因素可以分为两类，即中介变量和调节变量。

已有研究证实意向在态度与行为之间起中介作

用”。７Ｊ，其中Ｆｉｓｈｂｅｉｎ和Ａｄｚｅ提出的理性行为模型

安的企业员工为研究对象，由各企业的主管现场发放问卷，被试进行纸笔作答，作答时间大约２０

ｍｉｎ。

于２０１３年３月开始发放问卷，第１次发放问卷４００份（时间点１），实际回收３６３份，有效回收率为９０．８％；２个月后对同一批被试第２次发放问卷共２５５份（时间点２），实际回收２２０份，有效回收率为８６．３％，流失率为３９．４％。用姓名对两次问卷进行匹配，在实现匹配的２２０份有效问卷中，男１０８人，

女１０６，缺失６人；年龄２２～５５岁，平均年龄（２８±

很好地解释了态度和其他变量共同作用于行为意图，进而作用于行为的过程旧引。该理论认为，个体对事物所持有的态度，并不一定会直接表现为相应

的行为，而是会根据社会标准进行权衡，通过理性衡

量之后才会形成相应的行为，而权衡利弊后所得出来的结论，很大程度上会影响个体的行动意图，所以态度对行为的预测能力与个体行为意图的强度有

关‘１０］。

态度和行为之间的关系，除了中介变量的影响

５）岁；平均工作年限（３．５±１。５）年；职业：信息行业９３人，服务业３８人，制造业１４人，管理１３人，其他６２入；受教育程度：大专２０人，本科１６５人，硕士１０人，硕士以上１４人，缺失１１人；职位等级：普通员工１６６人，基层领导４７人，经理中层领导５人，高层领导２人。基于人口统计变量和研究变量（健康态度、健康意向、健康行为、预先应对）进行流失分析表明，匹配样本和流失样本在年龄、受教育程度上差

异有统计学意义，流失样本的平均年龄（３２±７）岁，

外，还受环境、心理等因素调节作用的影响。作为一

种特质性的应对方式，预先应对可能是一个重要的

调节变量。预先应对指个体通过精心准备、积累资源迎接未来可能的挑战，这是一个自我提升的过程¨１‘１３］。从定义可以看出，具有预先应对特质的个体，他们着眼于未来，时间透视机能更强，能够长远地分析事件，结合自身的机遇、知识技能等外部环境，妥善地计划好迎接困难和挑战的方案¨４Ｊ５｜。因

而这样的个体对未来某种行为的态度更易激活、稳

高于匹配样本（ｔ＝２．０７，Ｐ＝０．０３９）；流失样本的受

教育程度低于匹配样本（ｔ＝６．８６，Ｐ＜０．００１）。１．２工具

定性更高，从而态度一行为一致性更高。

本研究在已有研究证实意向为态度一行为间的

１．２．１自编健康态度问卷

Ｓａｋａｍａｋｉ等２００５年编制了一个测量５４０名中国大学生的健康态度的量表¨引。本研究参照该量

中介变量的基础上∞引，引入一种时间知觉的个体特

ＷＷＷｃｍｈｊ．ｅｎ

ＣｈｉｎｅｓｅＭｅｎｔａｌＨｅａｌｔｈ

Ｊｏｕｒｎａｌ，Ｖｏｌ２８，Ｎｏ．８，２０１４

表并结合风险与健康行为量表（Ｒｉｓｋ

ａｎｄＨｅａｌｔｈＢｅ－

础上修订而成¨８｜。量表共１６个条目，分为预先应

对（Ｐｒｏａｃｔｉｖｅｃｏｐｉｎｇ）和预防应对（Ｐｒｅｖｅｎｔｉｖｅ

ｃｏｐ—

ｈａｖｉｏｒｓ，ＲＨＢ）Ⅲｏ中健康行为的内容编制了健康态度问卷。共６个条目，主要测量被试认为健康及健康行为的重要性，如：“健康的饮食和生活方式对我来说很重要”。采用ｌ（一点都不符合）～４（绝对符合）４点计分。在本研究中，该问卷的内部一致性系

数为０．８８。

１．２．２风险与健康行为量表（ＲＨＢ）¨列

ｉｎｇ）２个分量表，每个分量表８个条目，１（完全不符合）～６（完全符合）６点计分，得分越高表明该种应对倾向越高，其中条目１１和１５为反向计分。本研究采用其中的预先应对分量表，在本研究中其内部一致性信度为０．８４。

１．３研究程序

本研究采用半纵向研究的方法分两次收集数

用于测量人们对健康与疾病的认知以及健康行为。量表共１９２个条目，分为３个分量表：健康与疾病、健康和与疾病相关的意识、健康行为。

本研究采用“健康和与疾病相关的意识”分量表中的“健康行为意向”部分及健康行为分量表中的“营养风格”和“锻炼”两部分来测量健康意向和健康行为。“健康行为意向”包括ｌｏ个条目，ｌ（完全不想这么做）一７（非常想这么做）７点计分，得分越高表明践行健康行为的意向越强。“营养风格”包括１９个条目，ｌ（一点都不符合）～４（绝对符合）４点计分；“锻炼”包括７个条目，测量被试在各项运

动上所花的时间，１（每天锻炼一次）～５（很少或从

据，前后间隔２个月时间。第１次发放自编健康态度问卷、“健康和与疾病相关的意识”分量表、ＰＣＩ；第２次发放健康行为分量表、“健康和与疾病相关的意识”分量表、ＰＣＩ。采用现场纸笔的方式作答，所有被试均为自愿参加并且可以随时退出该问卷调

查，签署了知情同意书。问卷调查分批进行，施测后对其解释测验目的。

１．４统计方法

使用ＳＰＳＳｌ８．０软件进行数据分析。采用Ｐｅａｒ．

ｓｏｎ相关分析探讨年龄、健康态度、健康意向、健康行为和预先应对之间的关系；根据相关分析的结果，用ＰＲＯＣＥＳＳ程序对健康态度、健康意向、健康行为及预先应对进行回归分析，来探讨预先应对具体调节态度一意向，还是意向一行为之间的关系。２结果

２．１健康态度、健康意向、健康行为和预先应对之间

的相关分析

不）５点计分，总分为１１１，总分越高表明践行的健康

行为越多。在本研究中２个分量表的内部一致性系数为０．９５和０．８４。

本研究所采用的量表由１名北京大学心理系研究生翻译，然后由和１名深圳大学英语专业本科生回译成中文，不一致的地方进行讨论，最后完成翻

译。

１．２．３未来取向应对量表（Ｐｒｏａｃｔｉｖｅ

ＣｏｐｉｎｇＩｎｖｅｎｔｏ—

自编健康态度问卷得分与健康行为得分呈正相关，健康意向得分与健康态度、健康行为得分呈正相关，预先应对得分与健康行为得分呈正相关（表１）。

ｒｙ，ＰＣｉ）㈣

该量表是在Ｇｒｅｅｎｇｌａｓｓ和Ｓｃｈｗａｒｚｅｒ编制的预先应对量表（Ｐｒｏａｃｔｉｖｅ

Ｃｏｐｉｎｇ

Ｉｎｖｅｎｔｏｒｙ，ＰＣＩ）的基

表１各变量的平均数、标准差和相关分析结果（ｒ，ｎ＝２２０）

注：＋Ｐ＜０．０５，一Ｐ＜０．Ｏｌ。

２。２有中介的调节模型

条件化的间接效应包括有中介的调节和有调节

的中介，为了能够有效检验各种条件化间接效应模型，Ｈａｙｅｓ于２０１２年开发了一个程序，能精确检验

ＷＷＷ．ｃｍｈｊ．ｃｉＲ

中国心理卫生杂志２０１４年第２８卷第８期５８９

所假设的模型中哪条路径是被调节的¨弘划。其中，有中介的调节模型的具体检验方法应该分为３步：第一，检验自变量到中介变量之间的调节效应；第

二，检验自变量到因变量之间的调节效应；第三，检验调节效应（交互项）是否通过中介变量影响因变

得分为因变量进行多重回归，结果表明：性别对因变

量有显著的贡献（口＝０．１１，Ｐ＝０．００８），故在模型检验中放人性别作为控制变量。然后放入自变量健康态度（时间点１）、中介变量健康意向（时间点１）、调节变量预先应对（时间点１）和因变量健康行为（时间点２）。由表２可以看出，将健康意向作为因变量，健康态度与预先应对的交互项无统计学意义，即，预先应对对健康态度和健康意向之间的调节作

用不成立，因而有中介的调节模型不成立。

量。也就是说，检验有中介的调节效应时，要先检验调节效应，再检验中介效应‘２１。。

在本研究中，首先将性别（０＝男，１＝女）、年龄、教育程度３个人口学变量作为自变量，健康行为

表２以健康意向（Ｔ１）为因变量（以健康态度、预先应对、健康态度与预先应对的交互项和性别为白变量）的多重逐步回归（凡

＝２２０）（步骤１）

注：复相关系数平方（Ｒ２）＝０．１２０，调整复相关系数平方（ａｄｊＲ２）＝０．３４６。Ｔ１，时间点ｌ发放的问卷。

表３以健康意向（Ｔ１）为因变量（以健康态度和性别为白变量）的多重逐步回归（凡＝２２０）

注：复相关系数平方（Ｒ２）＝０．３ｌｌ，调整复相关系数平方（ａ由Ｒ２）＝０．０９７。Ｔ１，时间点１发放的问卷。

有中介的调节模型不同的是，检验有调节的中介效应时，要先检验中介效应，再检验调节效应旧１｜。同样在这个模型中，放人性别作为调节变量。然后放入自变量健康态度（时间点１）、中介变量健康意向（时间点１）、调节变量预先应对（时间点１）和因变

图１

健康态度、健康意向、健康行为和预先应对的有调节的中介模型

量健康行为（时间点２）。从表３、４可以看出，健康态度到健康意向的偏回归系数有统计学意义，交互项对健康行为的偏回归系数有统计学意义。在调节效应下检验健康态度到健康行为的间接效应，取预

先应对高于一个标准差和低于一个标准差的分数进

２．３有调节的中介模型

与有中介的调节变量相似，有调节的中介模型

的检验方法也分３个步骤：第一，做自变量对中介变量的回归，自变量系数显著；第二，用中介变量、调节

变量、自变量、调节变量和中介变量的乘积项预测因变量交互作用显著；第三，检验在调节变量的不同水平下，自变量到因变量的条件化的间接效应旧２｜。与

行自抽样（Ｂｏｏｔｓｔｒａｐ）检验，结果显示，只有在高预先应对的情况下健康意向的中介效应才成立［９５％的置信区间为（０．１６—０．４４）］，低预先应对的情况下中介效应不存在［９５％的置信区间为（一０．３７一

ｗｗｗ．ｃｒｎｈｊ．ｃｎ

５９０

ＣｈｉｎｅｓｅＭｅｎｔａｌＨｅａｌｔｈ

Ｊｏｕｒｎａｌ，Ｖｏｌ２８，Ｎｏ．８，２０１４

０．０６）］，因而有调节的中介模型成立（图１）。

表４以健康行为（砭）为因变量（以健康态度、健康意向、预先应对、健康态度与预先应对的交互项和性别为自变量）的多重

逐步回归（／Ｉ，＝２２０）

注：复相关系数平方（月２）＝０．５５３，调整复相关系数平方（ａ由Ｒ２）＝０．３０６。Ｔ１，时间点１发放的问卷。

３讨论

本研究采用纵向设计的方式，通过测量被试的健康态度、健康意向和健康行为进行研究，并引人预先应对作为调节变量，精确检验态度一意向、意向一行为哪条通路是被调节的，结果表明带调节的中介模型成立，即预先应对调节健康意向与健康行为之间的关系，也就是说，无论预先应对高低，个体的态度都很容易转换成行动的意向，而只有预先应对高分的个体，才更倾向于将行动的意向转化为实实在在的行动。前人研究表明，预先应对高分的个体，在察觉压力源的时候，很快就会进行资源积累，也就是说他们会为未来做准备∞训。所以其实从一开始，他们就在为想要的结果做一些事情，而不止是停留在某种态度或者“想做”的阶段。

在Ｓｃｈｗａｒｚｅｒ的ＨＡＰＡ模型中，个体健康意图的产生到健康意图转变成健康行为的过程，个体的危险感知、结果预期，以及自我效能感等都在起作用∞１。预先应对的个体，他们的时间知觉较强，因此对危险的感知能力也较强，当他们面对未来可能发生的危险时，会积极地进行辨识及评估，并且通过资源积累为妥善解决问题做好准备。这就使得他们会有更好的结果预期和自我效能感，这些因素反过来，也促使他们将意图转化成行动。

同时，预先应对的个体具有乐观、顽强、高自我效能等积极的人格特征Ⅲ１。这些特质能够促使个体坚持自己的立场、计划，有效排除其他干扰因素，将意图转化为行动，所以他们的意向一行为一致性高于低预先应对者。所以由本研究可以看出，预先

应对是一种积极的人格特征，这种特征促使个体能积极的面对未来，不仅是对未来进行考虑和规划，而且能将自己对未来的这些洞察转化为现在的行动，从而更好地应对压力，是一种适应良好的应对方式。

由于预先应对更高的效能感和幸福感，在现实生活中，着重培养人们的预先应对能力能够提升他们的生活质量和幸福感，尤其对于人们维持身心健康、实践并坚持健康行为具有重要意义。一方面，具有未来视野的人更加积极乐观、更有信心能完成具有挑战的目标，因此他们更能将自己的健康理念和健康意向付诸行动旧Ｍ８】；另一方面，由于高预先应对的个体对健康风险更加敏感，健康行为的意向更强，所以他们更能维持健康行为旧Ｊ，这对于处于现代压力下亚健康状态的人群来说是提升自身健康状况的重要策略。此外，对于已经罹患慢性疾病的个体，预先应对能力则能延缓病情的发展，促进其痊愈的进程，有利于其恢复并维持正常的生活旧∞１｜。

４未来研究方向

首先，本研究的样本流失量较大，对后续的分析

造成一定的影响。流失样本与匹配样本之间年龄和

受教育程度存在差异，可能表明那些年纪较大和受

教育程度较低的被试在态度一行为一致性和预先应

对上与其他被试不同，将来可以将这两个变量纳人研究中。其次，在研究时间间隔方面，本研究两次施

测间隔两个月时间，后续的研究可以延长间隔时间，

并且采用３个时间点施测，进一步探索态度一健康意向一健康行为之间的关系。再次，在本研究中，没有考虑到健康知识对于健康态度一健康意向一健康

ｃｎ

ｗｗｗ．ｃｍｈｊ

中国心理卫生杂志２０１４年第２８卷第８期５９１

行为的关系的影响，因为健康知识的储备不同，势必会影响实际的健康行为，未来研究应考虑纳入这一变量。最后，本研究仅选取了预先应对，而未来取向

应对包括预先应对和预防应对，有研究显示，预先应

［１６】ＲｅｎｎｅｒＢ，ＳｃｈｗａｒｚｅｒＲ，ＫｗｏｎＳ，ｅｔａ１．Ｒｉｓｋａｎｄｈｅａｌ山ｂｅｈａｖｉｏｒｓ：

Ｄｏｃｕｍｅｎｔａｔｉｏｎｏｆ

ｔｈｅＳｃａｌｅｓ

ｏｆ

ｔＩｌｅＲｅｓｅａｒｃｈ

Ｐｒｏｊｅｃｔ：”ＲｉｓｋＡｐ．

ｐｒａｉｓａｌＣｏｎｓｅｑｕｅｎｃｅｓｉｎＫｏｒｅａ”（ＲＡＣＫ），２ｎｄｅｄ【Ｚ／０Ｌ】．（２００５一

ｌ・１０）【２０１４－ｌ－２５】ｈｔｔｐ：∥ｃｉｔｅｓｅｅｒｘ．ｉｓｔ．ｐｓｕ．ｅｄｕ／ｖｉｅｗｄｏｃ／ｄｏｗｎ．

１０ａｄ？ｄｏｉ＝１０．１．１．３８８．５６７１＆ｆｅＤ＝ｒｅｐＩ＆ｔｙｐｅ＝ｐｄｆ

【１７】ＳａｋａｍａｋｉＲ，ＴｏｙａｍａＫ，ＡｎｌａｎｌｏｔｏＲ，ｅｔａ１．Ｎｕｔｒｉｔｉｏｎａｌｋｎｏｗｌｅｄｇｅ，

ｆｏｏｄｈａｂｉｔｓａｎｄｈｅａｌｔｈａｔｔｉｔｕｄｅｏｆＣｈｉｎｅｓｅｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙｓｔｕｄｅｎｔｓ—ａ

ｃｒｏｓｓ

对应该是比预防应对更具适应性的应对方式¨４‘１引，所以预先应对和预防应对的调节作用可能不同，未来研究可以对此假设进行进一步论证。

参考文献

ｓｅｃｔｉｏｎａｌ

ｓｔｕｄｙ【Ｊ］．ＮｕｔｒＪ，２００５，４（１）：４一ｌＯ．

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ｖａｒｉａｂｌｅｍｅｄｉａｔｉｏｎ，ｍｏｄｅｒａｔｉｏｎ，ａｎｄｃｏｎｄｉｔｉｏｎａｌｐｒｏｃｅｓｓｍｏｄｅｌｉｎｇ

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ｏｌｓｏｎ

ＪＭ，ＺａｎｎａＭＰ．ＡｔｔｉｔｕｄｅｓａｎｄａＲｉｔｕｄｅｃｈａｎｇｅ【Ｊ】．ＡｎｎＲｅｖ

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ｔｈｅｔａｂｌｅｓ：ｍｉｔｉｇａｔｉｎｇ

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编辑：靖华

２０１４一０１—２５收稿

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健康态度与健康行为的一致性——一个有调节的中介模型

作者：作者单位：刊名：英文刊名：年，卷(期)：

柳之啸， 李其樾， 甘怡群， 苗淼， 冯莹， 聂晗颖， 陈炜夷， LIU Zhi-Xiao， LI Qi-Yue， GAN Yi-Qun ， MIAO Miao， FENG Ying， NIE Han-Ying， CHEN Wei-Yi北京大学心理学系,北京,100871中国心理卫生杂志

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引用本文格式：柳之啸. 李其樾. 甘怡群. 苗淼. 冯莹. 聂晗颖. 陈炜夷. LIU Zhi-Xiao. LI Qi-Yue. GAN Yi-Qun. MIAO Miao. FENG Ying. NIE Han-Ying. CHEN Wei-Yi 健康态度与健康行为的一致性——一个有调节的中介模型[期刊论文]-中国心理卫生杂志 2014(8)