吳永慧，李 輝，劉立華，楊 洋，

劉 彬2，李曉煥1，馬長會1

1 問題的提出

隨著世界衛(wèi)生組織對健康概念的進一步深化，新的健康觀念使醫(yī)學模式從單一的生物醫(yī)學模式演變?yōu)樯?-心理 -社會醫(yī)學模式。這個現(xiàn)代健康概念中的心理健康和社會性健康是對生物醫(yī)學模式下的健康的有力補充和發(fā)展，它既考慮到人的自然屬性，又考慮到人的社會屬性，從而擺脫了人們對健康的片面認識，健康觀念得以更新。過去評價健康的指標已不能適應健康評估的要求。

目前，對健康的測量已經(jīng)由單一指標的軀體健康測量走向多維度的軀體、心理、社會測量；由組織器官的客觀測量走向?qū)€體的主觀體驗和滿意度的測量，促使社會心理因素、生活與行為方式對健康的影響日益受到重視與研究。在醫(yī)學上，研究的目的不再只是重視生命數(shù)量 （壽命)的延長，也同樣注重其質(zhì)量 （Quality of L ife，QOL)。由于人類健康狀況受到環(huán)境因素、個人行為因素、人類生物學因素和衛(wèi)生保健因素的影響，因此，支持性健康環(huán)境 （supportive for health)的測量也納入到健康及生命質(zhì)量 （health relate quality of life)測量之中[21]。進入 20世紀 80年代中期，我國社會學界、醫(yī)學界針對特殊人群，如老年人、癌癥病人以及精神病人等，開展了對生命質(zhì)量調(diào)查及其評估指標的研究。近年來，針對不同群體的體育鍛煉以及生命質(zhì)量的研究甚多[1，9，13]，但對農(nóng)村居民生命質(zhì)量研究甚少。

由于體育活動是人類生存和發(fā)展的一個重要方面，體育的本質(zhì)屬性和社會學意義決定了體育必然要承擔促進人類健康的重任，必然以人類健康作為其發(fā)展的終極目的。特別是在改善生活方式與提高生命質(zhì)量方面展示了其獨特的作用和魅力。王松濤 （2005)把 SF-36運用于對老年人健身效果評價的研究結(jié)果顯示，體育人口生命質(zhì)量明顯高于非體育人口[7]。舒劍萍等 （2004)對大學生課外身心活動與其生命質(zhì)量關系的研究顯示，參加體育和學生社團活動可以鍛煉身體，提高社會參與性，培養(yǎng)獨立性和心理素質(zhì)，堅定個人信仰，有利于提高生命質(zhì)量[4]。同時，李廣宇等 （2004)對大學生的運動知識、態(tài)度、信念、行為的研究結(jié)果顯示，大學生的運動行為與其運動知識、信念呈低度或中度正相關，運動次數(shù)與體育特長、體育熱情呈低度或中度正相關關系[2]。知信行理論模式告訴我們，知識的增長并不總是伴隨行為改變，態(tài)度是轉(zhuǎn)變行為的前奏。轉(zhuǎn)變態(tài)度對良好行為的建立是極為重要的[6]。個體運動行為的形成與其運動知識、態(tài)度、信念有關。然而，在廣大的農(nóng)村地區(qū)，由于農(nóng)村居民運動行為缺乏，運動知識較差，鍛煉的態(tài)度不明確，對鍛煉的熱情和渴望程度不高[10]，農(nóng)村人口中只有 8.97％的人參加過體育鍛煉，嚴重阻礙了農(nóng)村體育運動的發(fā)展，制約著農(nóng)村居民生命質(zhì)量的提高。

以往研究顯示，在農(nóng)村，參與體育鍛煉的男女比例嚴重失衡。絕大部分農(nóng)村居民參加體育鍛煉在時間安排上較大程度受到了農(nóng)村季節(jié)性生產(chǎn)勞動的影響，出現(xiàn)較大的隨意性，對體育健身沒有達到一定的認識。一般認為農(nóng)民常年從事體力勞動，不需要再進行體育鍛煉；大部分農(nóng)村居民頭腦中“小富即安”、“知足常樂”的思想根深蒂固，淡漠的健身意識深深地侵蝕著最需要鍛煉的農(nóng)民。實際上，勞動和體育運動有著本質(zhì)的區(qū)別。農(nóng)業(yè)勞動是一種職業(yè)需要，往往是被動的、機械的活動，甚至會對身體產(chǎn)生損傷；體育則是根據(jù)身體狀況選擇的積極主動的活動，是一種身體的舒展和精神的享受。

為了讓農(nóng)村居民意識到體育鍛煉是提高身心健康水平，關系到他們生命質(zhì)量的至關重要的因素，本研究通過對農(nóng)村居民生命質(zhì)量和運動知識 K（know ledge)、態(tài)度 A（attitude)、信念 B（behavior)、行為 P（p ractice)的問卷調(diào)查，分析生命質(zhì)量和 K.A.B.P的現(xiàn)狀與問題，找出生命質(zhì)量與K.A.B.P間的相關關系。

本研究以河北省農(nóng)村居民為研究對象，以運動知識、態(tài)度、信念為前件變量，以生命質(zhì)量為后件變量，研究農(nóng)村居民運動行為與這些變量之間的關系。結(jié)合以往的相關研究結(jié)果，本研究提出如下研究假設：

H 1：運動行為對運動知識、態(tài)度、信念回歸顯著；

H 2：生命質(zhì)量對運動行為的回歸顯著；

H 3：運動行為是運動知識、態(tài)度、信念與生命質(zhì)量之間的中介變量。

圖 1 農(nóng)村居民生命質(zhì)量框架示意圖

2 研究方法

2.1 被試

考慮到經(jīng)濟、地理、文化等方面的差異，為了提高本研究的前瞻性，按照嚴格的科學抽樣方法，以 2005年河北省第二次國民體質(zhì)監(jiān)測的區(qū)、市、縣統(tǒng)計資料為基礎進行抽樣框設計。抽取石家莊、保定、唐山、邯鄲和廊坊 5地 （市)為研究區(qū)域，以該地區(qū)農(nóng)村居民為研究對象。采用隨機抽樣的方法，對 50個行政村的 500個農(nóng)戶進行入戶問卷調(diào)查。對象為 20周歲以上 （包括 20周歲)、具有農(nóng)村戶口的成年人。本次調(diào)查共發(fā)放 1 100份問卷，回收 1 100份，回收率 100％；剔除無效問卷 60份，回收有效問卷 1 040份，問卷有效回收率為 94.55％（表 1)。

表 1 本研究被試性別、年齡、學歷結(jié)構特征一覽表 （n)

2.2 量具

2.2.1 【健康調(diào)查簡表 SF-36】

【健康調(diào)查簡表 SF-36】是目前全球應用最廣的測量一般健康人群生命質(zhì)量的測評工具[8]。該量表評價生命質(zhì)量的 8個健康維度，即生理功能 （PF)、社會功能 （SF)、生理職能 （RP)、情感職能 （RE)、精神健康 （MH)、活力（VT)、軀體疼痛 （BP)、總體健康 （GH)。量表采用李克累加法，按最后題值計算原始分數(shù)，再按標準公式計算轉(zhuǎn)換分數(shù)，轉(zhuǎn)換分數(shù) =[（原始分數(shù) -最低可能分數(shù))/可能分數(shù)范圍 ]×100，得出生命質(zhì)量的標準分，評分越高生命質(zhì)量狀況越好。本次調(diào)查生理功能、生理職能、精神健康、社會功能、情感職能、活力、軀體疼痛和總體健康 8個健康維度克隆巴赫系數(shù)α在 0.827～0.893之間。

2.2.2 《體育與健康 K.A.B.P問卷》

《體育與健康 K.A.B.P問卷》參照美國疾病預防控制中心 （CDC)1991年和 1995年青少年危險行為監(jiān)測問卷，自行設計針對我國農(nóng)村居民的運動行為問卷。該問卷有較高的結(jié)構效度，已在多次研究課題中應用。知識、信念、態(tài)度各條目有“絕對錯誤、部分正確、大部分正確、絕對正確”4個選項，知識、態(tài)度按照正確的程度、信念按照其正確和堅定程度分別記為 1、2、3、4分。體育行為部分主要包括“鍛煉次數(shù)”、“次鍛煉時間”和“鍛煉強度”3個維度?？紤]到被試難以用專業(yè)概念來量度鍛煉的實際強度，因而以鍛煉時的出汗程度與疲勞自評來量度[16]。用萊科自評法將 3個變量劃分為 5等分順序變量，計為 1、2、3、4、5分，由此合成鍛煉總分，計算公式為：鍛煉總分 =鍛煉強度×周鍛煉頻度 ×鍛煉時間[17]?！扼w育與健康 K.A.B.P問卷》3個維度克隆巴赫系數(shù)α在 0.954～0.673之間。

2.3 程序

1.要求調(diào)查員向被試講清指導語，強調(diào)不記名、不外傳，以鼓勵被試如實做答。

2.以某高校社會工作專業(yè)的學生作為調(diào)查員，經(jīng)過培訓后，利用他們假期的社會實踐，通過村干部的協(xié)助，征得被試同意后進行入戶調(diào)查工作。在調(diào)查之前，事先向被試強調(diào)問卷只是用于科學研究，所做的答案沒有對錯之分，所有信息都會完全保密。所有問卷測試現(xiàn)場匿名獨立填寫，當場收回。對受教育程度較低，尤其是文盲的被調(diào)查者，由調(diào)查員讀題，并將書面語言翻譯成口頭語言，最終答案由被調(diào)查者自行判斷，然后做出自評。

2.4 統(tǒng)計方法

利用 SPSS 11.5提供的功能，對生命質(zhì)量、運動知識、態(tài)度、信念、行為進行方差分析及相關系數(shù)分析，以初步了解生命質(zhì)量、知識、態(tài)度、信念、行為等變量間的關系。根據(jù) Baron和 Kenny（1986)對中介因素分析方法的建議[19]，本研究擬采用三步中介回歸分析檢驗本研究提出的假設。具體操作是運用多元線性回歸首先分析運動行為對運動知識、態(tài)度、信念的回歸是否顯著；其次，再分析生命質(zhì)量對運動行為的回歸是否顯著；最后，運用層次回歸分析（H ierarchical Regression Analyses)考察加入運動行為后，運動知識、態(tài)度、信念對生命質(zhì)量的影響是否會變?nèi)酰聪纫赃\動知識、態(tài)度、信念為自變量，生命質(zhì)量為因變量進行回歸，然后同時將運動行為和運動知識、態(tài)度、信念作為自變量，生命質(zhì)量作為因變量進行層次回歸分析。

3 研究結(jié)果

3.1 方差分析結(jié)果

通過對不同性別、年齡段以及學歷農(nóng)村居民生命質(zhì)量各維度和 K.A.B.P的方差分析，以確定其現(xiàn)況。將被試年齡由小到大分為 1～5組。A 1組：20～29歲；A 2組：30～39歲；A 3組：40～49歲；A 4組：50～59歲；A 5組：60歲及以上。學歷由低到高分為 1～5組。E1組：文盲；E2組：小學；E3組：初中；E4組：高中；E5組：中專以上。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示 （表 2)，不同性別農(nóng)村居民生命質(zhì)量主要在生理功能、社會功能、生理職能、活力和總體健康 5個維度存在顯著性差異；K.A.B.P主要在鍛煉次數(shù)、鍛煉時間、鍛煉總分以及知識和態(tài)度上差異明顯。不同年齡段農(nóng)村居民，除運動行為中的鍛煉次數(shù)、鍛煉強度和鍛煉總分差異無統(tǒng)計學意義外，其他生命質(zhì)量各維度以及知識、態(tài)度和信念都有顯著性差異。在不同學歷上，農(nóng)村居民生命質(zhì)量中的情感職能維度和運動行為中的鍛煉強度差異無統(tǒng)計學意義外，其他變量在學歷上均有顯著性差異。結(jié)果提示，農(nóng)村居民生命質(zhì)量和 K.A.B.P存在較大的性別、年齡和學歷差異。這些差異的產(chǎn)生除受人口統(tǒng)計學變量的影響外，生命質(zhì)量之差異是否與 K.A.B.P的不同存在一定的相關關系，還需進一步進行研究。

表 2 本研究不同性別、年齡、學歷農(nóng)村居民生命質(zhì)量及 K.A.B.P的方差分析檢驗一覽表

3.2 相關分析結(jié)果

表 3給出了被試農(nóng)村居民 K.A.B.P與生命質(zhì)量各維度的相關系數(shù)。結(jié)果顯示，農(nóng)村居民生命質(zhì)量各維度與K.A.B.P之關系，除與運動行為之鍛煉強度與生命質(zhì)量之間關系無顯著性意義外，總體上其他 K.A.B.P均與生命質(zhì)量各維度之間存在顯著的相關關系 （P＜0.01～0.05)。運動知識、態(tài)度、信念與運動行為各變量之間，除信念與運動強度和運動次數(shù)之間相關關系不存在顯著性意義外，其他變量之間均有較強的相關關系。這些相關表明，運動知識、態(tài)度、信念、行為以及生命質(zhì)量這些變量相互之間存在某些聯(lián)系，這些關系可能對生命質(zhì)量具有重要意義。

表 3 本研究農(nóng)村居民生命質(zhì)量與 K.A.B.P的相關系數(shù)一覽表

3.3 多元線性回歸分析結(jié)果

3.3.1 運動知識、態(tài)度、信念與運動行為的回歸分析

根據(jù)中介作用的 3個步驟，首先以運動知識、態(tài)度、信念為自變量，運動行為各維度分別為因變量，對假設 H 1運動行為對運動知識、態(tài)度、信念的回歸顯著進行檢驗。表 4的結(jié)果顯示，除運動知識、態(tài)度、信念對運動行為中的鍛煉強度的預測作用表現(xiàn)得不明顯外。運動知識、態(tài)度是運動行為中鍛煉次數(shù)的主要預測源，其 B值分別為 0.024（P＜ 0.05)和 0.026（P＜0.05)，其解釋的方差變異量累計為5.8％。運動知識、態(tài)度、信念是運動行為中鍛煉時間的主要預測源，其 B值分別為 0.017（P＜0.05)、0.031（P＜0. 01)和 0.022（P＜0.05)，其解釋的方差變異量累計為 22. 6％。運動知識、態(tài)度是運動行為中鍛煉總分的主要預測源，其 B值分別為 0.393（P＜0.05)和 0.381（P＜0.05)，其解釋的方差變異量累計為 6.9％。它們的 F檢驗均達到顯著性水平。表明運動行為對運動知識、態(tài)度、信念的回歸顯著。研究結(jié)果對假設 H 1給予了支持。

表 4 本研究運動行為與運動 K.A.B的回歸結(jié)果一覽表

3.3.2 運動行為與生命質(zhì)量的回歸分析

由生命質(zhì)量各維度為因變量的回歸統(tǒng)計結(jié)果可以看出 （表 5)，自變量運動行為中的次數(shù)和時間 2個變量是生命質(zhì)量的主要預測源，次數(shù)主要表現(xiàn)在生理功能、生理職能、活力、軀體疼痛和總體健康 5個維度上，B值在2.194～8.977之間 （P＜0.05～0.01)；而時間則表現(xiàn)在生命質(zhì)量的 8個維度上，B值在 3.533～8.977之間 （P＜0.01)。雖然強度和總分 2個變量對生命質(zhì)量各維度的回歸未達到顯著性水平，但是對于生命質(zhì)量 8個維度，它們共同解釋的方差變異量累計在 11.3％～85.4％之間，F(xiàn)分析呈顯著性。研究結(jié)果支持了假設 H 2。

表 5 本研究農(nóng)村居民生命質(zhì)量與運動行為回歸結(jié)果一覽表（B)

表 6 本研究生命質(zhì)量 8個維度與運動 K.A.B.P的分層回歸結(jié)果一覽表

3.3.3 運動知識、態(tài)度、信念與生命質(zhì)量 （Step1)以及加入運動行為后 （Step2)的回歸分析

表 6數(shù)據(jù)顯示，以生命質(zhì)量 8個維度分別為因變量回歸運動知識、態(tài)度、信念的方程中，除信念與社會功能、活力和總體健康之間回歸未達到顯著性水平外，其他變量之間的回歸均達到顯著性水平，B值在 0.114～0.465之間（P＜0.05～0.01)，它們解釋的方差變異量累計在11.7％～28.3％之間，且F檢驗呈顯著性。表明運動知識、態(tài)度、信念對生命質(zhì)量各維度有較強的預測作用。當同時考慮運動知識、態(tài)度、信念和運動行為時，Step1中運動知識、態(tài)度、信念與生命質(zhì)量各維度之間回歸系數(shù)都有所減小，甚至對生命質(zhì)量個別維度的影響變得無顯著性 （P＞0.05)，如知識、態(tài)度、信念與生理功能；知識與社會功能、生理職能等。另外，加入運動行為變量后，解釋的方差變異量累計從 Step1的 11.7％～28.3％增加到 Step2的22.0％～84. 7％，其F比值均達到顯著性水平。數(shù)據(jù)結(jié)果說明，運動知識、態(tài)度、信念對生命質(zhì)量的影響是通過運動行為來實現(xiàn)的。研究結(jié)果支持了假設 H 3。

4 分析與討論

回歸方程的預測力主要看 R2及其F分析的顯著性， R2表示被預測變量與預測變量之間的方程共變百分數(shù)。R2顯著，說明預測變量對被預測變量有顯著的預測力。對于分層回歸方程的影響力，主要看 △R2（Ad justed R Square)及其F分析的顯著性?！鱎2顯著，說明自變量對因變量有顯著的影響力。在此基礎上，△R2越大，表示自變量與因變量之間的重疊程度越高，自變量 （集)的影響力越強。

對于因變量運動行為，自變量運動知識、態(tài)度和信念，其解釋因變量鍛煉次數(shù)、鍛煉時間、鍛煉總分的方差變異量累計分別為 5.8％、22.6％和 6.9％，且F分析呈顯著性。表明運動知識、態(tài)度、信念對運動行為有較強的預測力。張河川等 （2000)的研究結(jié)果顯示，知識越多，信念越堅定，行為越多[14]。有關研究表明，在組成態(tài)度的認知、情感和行為意向 3個要素中，情感與意向的相關程度高于認知與情感、認知與意向的相關程度。吳永慧 （2009)[11]對不同專業(yè)類別大學生體育鍛煉與生命質(zhì)量之間關系的研究表明，體育類大學生有較高的“行為習慣”、“行為意向”和“行為控制感”與其擁有較豐富的人體保健方面的知識、在鍛煉中能獲得更多的良性情感體驗有直接關系。

在運動行為與生命質(zhì)量的關系方面，鍛煉次數(shù)和鍛煉時間對生命質(zhì)量的貢獻更大一些。鍛煉次數(shù)是生命質(zhì)量之生理功能、生理職能、活力、軀體疼痛和總體健康 5個維度的主要預測源，B值在 2.194～4028之間 （P＜0.05～0. 01)；鍛煉時間卻是生命質(zhì)量 8個維度的主要預測源，B值在 3.533～8.977之間 （P＜0.01)。盡管強度和總分 2個變量對生命質(zhì)量各維度的回歸未達到顯著性水平，但它們共同解釋生命質(zhì)量不同維度的方差變異量累計在11.3％～84.5％之間，且F檢驗呈非常顯著性。這表明運動行為對于生命質(zhì)量的顯著影響主要來源于鍛煉時間的長短和鍛煉次數(shù)的多少，其趨勢是鍛煉時間較長與鍛煉次數(shù)較多的農(nóng)村居民的生命質(zhì)量狀況顯著優(yōu)于鍛煉時間較短和鍛煉次數(shù)少者，這一結(jié)果在其他同類研究中也得到證實[18]。另外，總體上看，鍛煉時間與生命質(zhì)量中生理、心理和社會方面各維度都有較強的影響作用，但鍛煉次數(shù)對生命質(zhì)量中各生理維度表現(xiàn)出較強的預測力，卻對生命質(zhì)量中各心理和社會維度的影響未表現(xiàn)出顯著性。運動醫(yī)學的研究證實，運動行為缺乏不僅導致體質(zhì)下降，還可增加肥胖、心腦血管疾病、糖尿病、高血壓等疾病的患病危險性，因此，缺乏運動是健康危險行為[20]。美國研究人員認為，體育活動和好的生活習慣是我們維護自身健康、提高生活質(zhì)量最為積極、最為經(jīng)濟的手段，他的作用是任何醫(yī)療手段不能代替的[12]。舒劍萍 （2004)[4]等對大學生課外身心活動與其生命質(zhì)量的關系研究表明，每周活動時間不同的大學生，其總生命質(zhì)量和健康狀況及其 6個領域各項評分差異均有統(tǒng)計學意義（P＜0.05)，二者基本上呈正相關。本研究的結(jié)果在一定程度上支持了上述觀點。然而，農(nóng)村居民在主觀認識上的誤區(qū)以及“勞動可以代替鍛煉”、“小富即安”、“知足常樂”、“男主外、女主內(nèi)”等思想導致了農(nóng)村居民運動行為嚴重缺乏，必須引起相關部門的重視。

在運動知識、態(tài)度、信念與生命質(zhì)量的關系方面，除信念對社會功能、活力和總體健康的預測力表現(xiàn)不顯著外，其他運動知識、態(tài)度、信念與生命質(zhì)量各維度之間的回歸均達到顯著性水平。表明運動知識、態(tài)度、信念對生命質(zhì)量有較強的預測力。然而，當運動行為作為中介變量加入后，運動知識、態(tài)度、信念與生命質(zhì)量各維度之間的關系發(fā)生了較大的變化，運動知識、態(tài)度、信念對生命質(zhì)量的預測力減弱甚至影響變得無顯著性。另外，加入運動行為變量后，解釋的方差變異量累計顯著增加，其F比值均達到顯著性水平。從△R2來看，K.A.B.P在生理功能上引起的 △R2（0.842)最大；其次是活力，△R2為0.317；第三是精神健康、情感職能、生理職能、社會功能和軀體疼痛，△R2分別為 0.278、0.264、0.262、0.254和0.231。K.A.B.P在總體健康上引起的△R2（0.191)最小。表明 K.A.B.P對生命質(zhì)量各維度的影響是不同的。

在表現(xiàn)生命質(zhì)量生理健康方面的生理功能、生理職能、活力和軀體疼痛 4個維度上，知識和態(tài)度對其均有顯著性影響，信念除活力維度外，對其他 3個維度也均有顯著性影響。這些影響由于運動行為中鍛煉次數(shù)和鍛煉時間的加入，知識對生理功能、生理職能和軀體疼痛；態(tài)度對生理功能和軀體疼痛；信念對生理功能的影響變得不顯著。說明運動知識、態(tài)度、信念對這幾個生命質(zhì)量維度的影響是完全通過運動行為中鍛煉次數(shù)和鍛煉時間實現(xiàn)的。知識對活力；態(tài)度對生理職能和活力；信念對生理職能、活力和軀體疼痛的影響變小。說明運動知識、態(tài)度、信念對這幾個生命質(zhì)量維度的影響既有直接作用，又有間接作用，其間接作用是通過運動行為中鍛煉次數(shù)和鍛煉時間實現(xiàn)的。在表現(xiàn)生命質(zhì)量心理健康和社會健康的社會功能、情感職能和精神健康 3個維度上，運動知識、態(tài)度、信念對它們的顯著性影響，總體上并未因運動行為各變量的加入發(fā)生較大的變化。表明運動知識、態(tài)度、信念對表現(xiàn)生命質(zhì)量心理健康和社會健康的社會功能、情感職能和精神健康 3個維度的影響是直接的?！绑w育鍛煉能夠增強身心健康”已達成共識。經(jīng)常參加鍛煉，建立良好的體育生活方式，養(yǎng)成運動習慣，可促進機體機能提高，促進身體各項運動素質(zhì)的發(fā)展，對身體健康有重要作用[5]。社會心理學中對態(tài)度 -行為關系的定性論述和實證研究認為，行為意向影響行為；同時，行為又受行為習慣、行為態(tài)度和行為控制感的直接影響。健康知識的掌握并不能完全取代行為的轉(zhuǎn)變，從接受知識到行為轉(zhuǎn)變是一個非常復雜的過程，知、信、行三者之間只存在因果關系，沒有必然性[3]。吳永慧（2010)[10]研究結(jié)果顯示，男性與女性農(nóng)村居民在體育知識、信念和態(tài)度方面得分普遍不高，且男、女間存在較大的差異。因此，要想提高農(nóng)村居民參與鍛煉的次數(shù)和時間，養(yǎng)成良好的鍛煉習慣，必須激發(fā)他們的鍛煉熱情，端正體育鍛煉態(tài)度，提高體育鍛煉“行為意向”。這一結(jié)果比較符合主觀能動理論和自我效能理論的有關行為動機理論[15]。

5 結(jié)論與建議

1.農(nóng)村居民運動知識、態(tài)度、信念可有效的預測運動行為。依據(jù)知信行理論結(jié)合本研究結(jié)果，在從運動知識、態(tài)度、信念入手進行運動行為干預時，要在轉(zhuǎn)變觀念、提高認識、增強“行為認知”的基礎上，激發(fā)農(nóng)村居民進行鍛煉的熱情，增加其“行為意向”，教育其養(yǎng)成科學健康的體育生活方式，并形成良好的“行為習慣”，增強其正性“情感體驗”，則是保持和提高農(nóng)村居民運動行為的有效途徑。

2.運動行為能有效的影響生命質(zhì)量。特別是鍛煉次數(shù)和鍛煉時間對表現(xiàn)生命質(zhì)量的生理健康的預測力更強。提示，對農(nóng)村居民運動行為的干預以提高其生命質(zhì)量，必須注重對鍛煉時間和鍛煉次數(shù)的控制，這也符合我國體育人口評價標準的評判要求。

3.運動行為對運動知識、態(tài)度、信念與生命質(zhì)量之間的關系具有中介作用。通過對農(nóng)村居民運動知識、態(tài)度、信念的干預來促進生命質(zhì)量的提高，必須要重視運動行為的中介作用。以運動知識、態(tài)度、信念的干預為手段，養(yǎng)成健康向上的運動行為為中介，以提高生命質(zhì)量為目的。

4.本研究是以農(nóng)村居民為研究對象，分析了 K.A. B.P以及生命質(zhì)量之間的關系。研究結(jié)果對于在新農(nóng)村建設中提高農(nóng)村居民生命質(zhì)量相關政策的制定，健康促進策略的實施具有一定的參考價值。本研究采用的相關分析的研究方法，同其他眾多的理論研究一樣，這種相關只說明各變量之間的密切程度，不能直接反映這些變量之間是否存在因果關系。要進一步明確運動行為中介作用的形成與作用機制，還應通過采用更科學的方法進行實證研究，這將是本研究努力的方向。

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