运动教育干预后中老年人使用智能穿戴健康产品行为意图的研究

发布时间：2020-03-04 12:44

【摘要】：以计划行为理论为研究架构,探讨中老年人接受运动教育后,对使用智能穿戴健康产品的行为意图,并进一步探讨行为态度、主观规范与知觉行为控制对行为意图的影响。方法:选取高雄市14个行政区432名50岁以上的中老年人,运用自编智能型中老年人科技接受量表进行调查。结果:中老年人对智能穿戴健康产品的行为态度和知觉行为控制对使用行为意向的正效应显著(路径系数分别为0.91、0.11,P≤0.01);主观规范负向影响中老年人对智能穿戴健康产品的使用行为意图(路径系数为-0.17,P0.01);中老年人使用智能穿戴健康产品的行为态度在主观规范与使用行为意图之间起部分中介作用(总效果、间接效果和直接效果分别为0.24、0.41和-0.17,C.R.1.96)。结论:中老年人的主观规范能够通过使用智能穿戴健康产品的态度影响使用行为意图。
【图文】：

架构图,架构

梢越宕?深入探讨在新科技发展背景下，中老年人对于新兴创新科技产业的认知，并试图了解此人群接受运动教育后对新科技产品使用的行为意图。1研究设计与数据收集1.1概念模型余泰魁等［1］、Mathieson［2］、Davis等［3］、Igbaria等［4］、Dishaw等［5］的研究指出：主观规范对态度有直接效果，主观规范对行为意图有间接效果，态度为主观规范与行为意图的中介变量。在体育领域中，知觉行为控制对运动行为意图有重要的直接影响效果［6］。经以上文献探讨，在计划行为理论基础上，拟定研究架构（如图1所示），并设列假设，见表1。1.2研究对象为确保测量工具问卷的信、效度，预试问卷选取我国台湾地区50岁以上中老年人进行施测，共发放52份问卷，回收50份有效问卷，有效回收率为96.2%。以施测地区2014年底的人口年龄数据为准，50岁以上为968万7155人。运用绝对精密度估算所需样本数，于95%置信水平与±5%抽样误差下，至少需抽样384人才具有代表性。据此，正式问卷共计施测432人，回收有效问卷413份，超过代表样本数最低要求，样本特征见表2。1.3研究工具参考许嘉麟等［7］的量表，经过2次专家会议讨论后，改编成《智能型中老年人科技接受量表》。量表以Ajzen［8］所提出的计划行为理论为基础，设计包括行为态度、主观规范、知觉行为控制与行为意图4个分量表。采用李克特7点计分，从完全不同意到完全同意，分值越高表示同意程度越高。2数据处理与结果分析2.1问卷的信度分析由表3可知，题目与总分相关的值均大于0.3。各因子的克朗巴哈系数均大于0.7，属良好信度系数，表示内部一致性较好。2.2问卷的效度分析在维度之间的相关超过0.7的情况下，可利用Bootstrap的方式进行区分效度的分析［9］。运

路径分析,拟合指标,拟合度,区分效度

第5期第29卷第5期/2017年9月Vol.29No.5/September2017图4假设模型路径分析表5修正拟合度与标准对照拟合指标BollenStine卡方值卡方值/自由度拟合度指标修正拟合度指标均方根近似误比较拟合指标增值拟合指标正规化拟合指标相关拟合指标非正规化拟合指标理想标准愈小愈好＜3＞0.9＞0.9＜0.08＞0.9＞0.9＞0.9＞0.9＞0.9Bootstrap修正模型117.34（P=0.00）1.360.960.940.030.990.990.960.960.99拟合结果通过通过通过通过通过通过通过通过通过通过注：2000bootstrap样本。维度的区分效度，若置信区间的上下限值区间未包括1，则称维度具有区分效度［10］。估计结果见表4，维度的置信区间大致相同，且低于1，可见，各维度具有区分效度。2.3共同方法偏差分析单因子验证式因素分析结果如图2所示，卡方值为1312.793，自由度为90；多因子验证式因素分析结果如图3所示，卡方值为231.933，自由度为84；单因子验证式因素分析与多因子验证式因素分析模型的Δχ2=1080.86，Δdf=6，差异显著性P<0.01，显示两模型有显著差异，，说明研究不会因共同方法偏差而造成估计系数偏误，增加了分析结果解释的正确性。2.4整体模型拟合度分析在结构方程模型中，当样本数大于200以上时，模型的卡方值容易造成膨胀，导致模型拟合度不佳，数据未符合多元正态分布，故拟合度需经由Bollen-StineP-valuecorrection修正［11］。令虚无假设H0为最大概似法的卡方值（χ2）和经修正后的卡方值相等，P<0.05代表拒绝虚无假设，即最大概似法所得卡方值与Bollen-StineP-valuecorrection所估计的卡方值不同。本研究经Bollen-Stinebootstrap修正后所得P值为0.00049，故可接受以

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