杜建林，李曉旭，張玉婷，羅雪梅，羅家順，馮 洋，歐廷政，高 思

(1.吉首大學(xué)醫(yī)學(xué)院，湖南 吉首 416000；2.吉首大學(xué)數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，湖南 吉首 416000)

基于PLS路徑模型的農(nóng)村婦女體育行為影響因素
——以湘鄂渝黔邊區(qū)為例*

杜建林1，李曉旭2，張玉婷2，羅雪梅1，羅家順1，馮 洋2，歐廷政1，高 思1

(1.吉首大學(xué)醫(yī)學(xué)院，湖南 吉首 416000；2.吉首大學(xué)數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，湖南 吉首 416000)

探討了湘鄂渝黔邊區(qū)農(nóng)村婦女體育行為的主要影響因素，為體育干預(yù)和健康促進(jìn)提供理論依據(jù).采用隨機(jī)整群抽樣方法抽取年齡在18～60歲的湘鄂渝黔邊區(qū)農(nóng)村婦女(520人)進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查，運(yùn)用偏最小二乘法構(gòu)建體育行為影響因素的結(jié)構(gòu)方程模型.研究結(jié)果顯示，不同職業(yè)、不同文化的農(nóng)村婦女之間存在顯著差別，健康狀況、社區(qū)因素、社會(huì)支持是影響體育行為的重要因素，心理狀況、體育價(jià)值觀的直接影響并不是很顯著，但存在間接影響路徑.加大社會(huì)支持力度，創(chuàng)造良好的社會(huì)環(huán)境，滿足湘鄂渝黔邊區(qū)農(nóng)村婦女的多元化體育需求，提高農(nóng)村婦女體育認(rèn)知，形成積極體育價(jià)值觀，可促進(jìn)農(nóng)村婦女身心健康全面發(fā)展.

結(jié)構(gòu)方程模型；農(nóng)村婦女；體育行為；實(shí)證分析

體育行為是人類有目的、有意識(shí)地利用各種手段和方法，為滿足某種體育需要而進(jìn)行的活動(dòng).它是一個(gè)比較寬泛的概念，即凡是與體育發(fā)生聯(lián)系的行為活動(dòng)，都可稱之為體育行為[1].目前，對(duì)婦女體育行為的研究主要集中在城鎮(zhèn)職業(yè)婦女[4-6]，方法上主要運(yùn)用一般描述性分析、多元回歸分析[5]，多是從體育學(xué)、社會(huì)學(xué)的角度對(duì)婦女的體育活動(dòng)影響因素進(jìn)行回歸分析，而對(duì)農(nóng)村婦女體育與健康關(guān)注不夠.農(nóng)村婦女體育行為影響因素多從人口學(xué)特征、社會(huì)支持、健康狀況[2]、體育價(jià)值觀[3]等方面進(jìn)行描述性分析，由于影響因素之間往往存在多元相關(guān)性即多重共線性的限制，在影響因素分析的選取上通常不得不剔除一些重要的解釋變量，且傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)方法忽略了各變量間的相互作用,因此不能很好地處理潛在影響因素的問(wèn)題.

為了全面了解農(nóng)村婦女體育行為影響因素，筆者探討了一般因素(年齡、性別、文化程度等)、健康狀況、心理狀況、社會(huì)支持、社區(qū)因素、政策因素等多個(gè)因素對(duì)湘鄂渝黔邊區(qū)農(nóng)村婦女體育行為的影響，構(gòu)建了基于偏最小二乘(Partial Least Squares,PLS)法的結(jié)構(gòu)方程模型.該模型是一種能對(duì)多個(gè)變量提取充分信息并進(jìn)行路徑建模的算法，在很大程度上克服變量之間的多重共線性問(wèn)題.筆者不僅討論每個(gè)變量的單獨(dú)作用,而且從相互影響的多變量中提煉出不能直接測(cè)量的潛在因子,分析各影響因子間的因果關(guān)系,確定影響農(nóng)村婦女體育行為直接路徑和間接路徑，為制定農(nóng)村婦女體育行為干預(yù)和健康促進(jìn)措施提供科學(xué)依據(jù).

1 研究對(duì)象與內(nèi)容

1.1研究對(duì)象

湘鄂渝黔邊區(qū)主要指湖南省湘西苗族土家族自治州、張家界市、懷化市，湖北恩施土家族苗族自治州，重慶黔江和貴州銅仁地區(qū)，它是以土家族、苗族等14個(gè)民族為主的少數(shù)民族聚居地[7].從中國(guó)的行政管理體制看，縣以下被認(rèn)為農(nóng)村，包括鄉(xiāng)和村，與鄉(xiāng)村相對(duì)應(yīng)的集鎮(zhèn)也應(yīng)包含在其中[8].文中農(nóng)村婦女是指居于縣級(jí)以下行政區(qū)域內(nèi)且戶籍在農(nóng)村的18～60周歲的已婚女性勞動(dòng)力[9].筆者以湘鄂渝黔邊區(qū)農(nóng)村婦女為調(diào)查對(duì)象，于2013年7—8月隨機(jī)整群抽取湖南省(龍山縣、花垣縣、永順縣)、重慶市(秀山縣)、湖北省(來(lái)鳳縣)和貴州省(松桃苗族自治縣)中6個(gè)縣的8個(gè)村鎮(zhèn)進(jìn)行實(shí)地調(diào)查，共發(fā)放問(wèn)卷600份，收回有效問(wèn)卷520份，有效率86.7%.

1.2調(diào)查內(nèi)容

本問(wèn)卷采用自制調(diào)查問(wèn)卷，問(wèn)卷內(nèi)容包括：調(diào)查對(duì)象的年齡、職業(yè)、文化、家庭收入等基本信息；健康狀況、心理狀況、健康相關(guān)行為、家庭收入；體育認(rèn)知、態(tài)度；社區(qū)因素、社會(huì)支持、環(huán)境因素以及政策因素等.其中社會(huì)支持部分借鑒通用的社會(huì)支持評(píng)定量表(SSRS)[10].

1.3 質(zhì)量控制

采用自制調(diào)查問(wèn)卷和社會(huì)支持評(píng)定量表(SSRS)，調(diào)查員由吉首大學(xué)4名教師、3名統(tǒng)計(jì)學(xué)研究生和6名臨床專業(yè)本科生組成.調(diào)查前對(duì)調(diào)查思路、調(diào)查方案、研究對(duì)象確定、調(diào)查表設(shè)計(jì)等問(wèn)題進(jìn)行多次討論，自制調(diào)查問(wèn)卷經(jīng)專家咨詢論證及預(yù)調(diào)查實(shí)驗(yàn)，進(jìn)行了可信度和效度分析，可信度系數(shù)為0.89.調(diào)查過(guò)程中每2名調(diào)查員組成1個(gè)調(diào)查小組，在調(diào)查過(guò)程中相互提醒、相互監(jiān)督，有問(wèn)題及時(shí)提出，調(diào)查完成后及時(shí)對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行檢查，對(duì)出現(xiàn)的問(wèn)題及時(shí)補(bǔ)充和更正.最后對(duì)調(diào)查數(shù)據(jù)資料實(shí)行雙錄入，以保證數(shù)據(jù)的錄入準(zhǔn)確無(wú)誤.

1.4數(shù)據(jù)處理

數(shù)據(jù)采用Epidata3.0軟件進(jìn)行錄入，運(yùn)用SPSS19.0進(jìn)行單因素和多因素分析，運(yùn)用Smartpls2.0建立結(jié)構(gòu)方程模型.

2 研究方法

2.1PLS路徑建模方法

偏最小二乘思想首次是由Herman Wold[11]在他的一篇關(guān)于主成分分析的論文中提出的，它集中了多元線性回歸、主成分分析、典型相關(guān)分析的思想.該模型主要完成2大任務(wù)：(1)估計(jì)潛變量值和模型中可測(cè)變量在解釋相對(duì)應(yīng)的潛變量時(shí)的載荷系數(shù)；(2)估計(jì)2個(gè)潛變量之間的路徑系數(shù).

PLS路徑模型包括2個(gè)模型：(1)外部模型(也稱測(cè)量模型)，反映的是可測(cè)變量和潛變量之間的關(guān)系；(2)內(nèi)部模型(也稱結(jié)構(gòu)模型)，反應(yīng)的潛變量與潛變量之間的關(guān)系.通過(guò)偏最小二乘法估計(jì)模型參數(shù)，然后對(duì)估計(jì)參數(shù)(載荷系數(shù)和路徑系數(shù))進(jìn)行顯著性檢驗(yàn),檢驗(yàn)潛變量和可測(cè)變量之間以及潛變量和潛變量的系數(shù)是否顯著，主要有Jacknife方法和Bootstrap方法，文中選用Bootstrap方法進(jìn)行檢驗(yàn).

2.2模型中的變量描述

本研究選取農(nóng)村婦女體育鍛煉行為為因變量，用N表示，選取年齡、文化、職業(yè)等30個(gè)變量為影響體育鍛煉的自變量，變量名及其含義如表1所示.

表1 體育行為影響因素變量及其含義

2.3多重共線性診斷

多重共線性的現(xiàn)象是由Frisch.A.K在其著名論著《完全回歸體系的統(tǒng)計(jì)合流分析》中首次提出的，用數(shù)學(xué)語(yǔ)言來(lái)描述，它是指變量之間存在著線性關(guān)系[12].若2個(gè)變量之間存在線性關(guān)系，其相關(guān)程度較低，影響則可以忽略；其相關(guān)程度較高，則會(huì)使各回歸系數(shù)估計(jì)的方差很大，導(dǎo)致估計(jì)性質(zhì)不穩(wěn)定.

以體育鍛煉為因變量，其他變量為自變量，通過(guò)SPSS19.0作共線性診斷，結(jié)果顯示，可測(cè)變量V14的方差膨脹因子值大于10，變量X14，X15等多個(gè)變量的方差膨脹因子值接近10，提示可能存在多重共線性問(wèn)題，分別以VIF值接近10的變量做因變量建立該變量與其他變量之間的線性方程，模型擬合結(jié)果顯示，該變量與其他變量之間存在較強(qiáng)的線性關(guān)系.從模型共線性診斷結(jié)果中的特征值可以看出，多個(gè)維度特征根約為0，且條件指數(shù)大10，表示存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系.分析結(jié)果顯示，湘鄂渝黔邊區(qū)農(nóng)村婦女體育行為影響因素之間存在多重共線性問(wèn)題，PLS路徑建模方法能很好地解決此類存在潛變量的多重共線性問(wèn)題.

3 實(shí)證分析

3.1描述性分析

共收集520份湘鄂渝黔邊區(qū)年齡在18～60歲之間的農(nóng)村婦女資料.年齡分布上，18～30歲占10.8%，31～40歲占19.6%，41～50歲占35.2%，51～60歲占34.4%；年齡結(jié)構(gòu)上，40歲以上農(nóng)村婦女居多，說(shuō)明當(dāng)?shù)剞r(nóng)村大部分青壯年婦女外出打工，中老年婦女留守農(nóng)村；文化程度上，文盲占12.3%，小學(xué)占52.9%，初中占21.3%，高中以上占13.5%，文化程度普遍偏低；職業(yè)上，以務(wù)農(nóng)為主，90%以上農(nóng)村婦女主要從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、做小生意或外出打工，鄉(xiāng)鎮(zhèn)職業(yè)人員占5%，包括鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府機(jī)構(gòu)、醫(yī)院工作人員；民族分布上，土家族人數(shù)居多，占56.7%，苗族占20.4%，漢族和其他少數(shù)民族占22.9%.

3.2驗(yàn)證性因素分析

對(duì)變量進(jìn)行KMO(用于檢測(cè)變量間相關(guān)性，取值范圍在0～1之間)和Bartlett球形(用于判斷相關(guān)矩陣是否是單位矩陣，即各變量是否有較強(qiáng)的相關(guān)性)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示.KMO檢測(cè)值為0.877，大于0.7，適宜做因子分析.Bartlett球形檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的Sig.<0.01，由此否定相關(guān)矩陣為單位陣的零假設(shè)，即認(rèn)為各變量之間存在顯著的相關(guān)性.

表2 KMO和Bartlett的檢驗(yàn)

因子分析結(jié)果選取特征值大于1的6個(gè)主成分，即6個(gè)潛變量，總方差解釋率達(dá)68.26%.由旋轉(zhuǎn)成分矩陣得出6個(gè)潛變量分別為社會(huì)支持、體育價(jià)值觀、健康狀況、心理狀況、社區(qū)因素以及政策因素，其中社會(huì)支持包括8個(gè)可測(cè)變量，體育價(jià)值觀7個(gè)，健康狀況3個(gè)，心理狀況4個(gè)，社區(qū)因素2個(gè)，政策因素2個(gè).另外，年齡、職業(yè)、文化各自單獨(dú)作為一個(gè)潛變量.

通過(guò)偏最小二乘法求出各顯變量對(duì)應(yīng)于潛變量的載荷系數(shù).其中社會(huì)支持部分中X13和X16這2個(gè)顯變量的載荷系數(shù)分別為0.575和0.487，沒(méi)達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)，但考慮到其他變量載荷系數(shù)基本在0.9以上，平均載荷系數(shù)為0.82，故保留；健康狀況H11載荷系數(shù)為0.320，從變量中剔除，保留H12和H13，平均載荷系數(shù)為0.71；體育價(jià)值觀部分各顯變量都符合標(biāo)準(zhǔn)；社區(qū)因素中C11雖然低于0.7，結(jié)合實(shí)地調(diào)查情況保留此變量，平均載荷達(dá)0.72；心理狀況保留P11和P14這2個(gè)變量，平均載荷為0.80；政策因素僅保留可測(cè)變量Z11.因子載荷系數(shù)如表3所示.

表3 因子載荷系數(shù)

3.3模型潛變量的唯一維度檢驗(yàn)

模型中社會(huì)支持、健康狀況、體育價(jià)值觀、心理狀況、社區(qū)因素分別具有2個(gè)或2個(gè)以上可測(cè)變量，這些潛變量的唯一維度檢驗(yàn)的第1特征根均大于1，第2特征根均小于1，各潛變量均通過(guò)唯一維度檢驗(yàn)，具體結(jié)果如表4所示.

表4 模型唯一維度檢驗(yàn)結(jié)果

模型中age，vocation，education，policy分別對(duì)應(yīng)1個(gè)可測(cè)變量，均采用構(gòu)成型，society，health，value，psychology，community對(duì)應(yīng)2個(gè)或2個(gè)以上可測(cè)變量，均采用反應(yīng)型，各項(xiàng)信度效度檢驗(yàn)指標(biāo)符合要求，通過(guò)信度和效度檢驗(yàn).

3.4PLS路徑模型分析

3.4.1 體育鍛煉影響因素直接作用的PLS路徑模型分析 以體育鍛煉(用N表示)為因變量，建立各變量對(duì)體育鍛煉直接作用的PLS路徑模型，載荷系數(shù)和路徑系數(shù)如圖1所示，模型因子載荷系數(shù)和路徑系數(shù)Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5，6.職業(yè)、文化、社會(huì)支持、社區(qū)因素及健康因素的載荷系數(shù)和路徑系數(shù)在a=0.05水準(zhǔn)上均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，說(shuō)明這幾個(gè)潛變量是影響體育鍛煉的重要影響因素，且各路徑系數(shù)均為正.根據(jù)職業(yè)和文化2個(gè)變量的賦值，說(shuō)明務(wù)農(nóng)的婦女體育鍛煉水平要低于在外打工和鄉(xiāng)鎮(zhèn)工作人員，文化程度越高，體育鍛煉參與率越高.而健康因素、社區(qū)因素、社會(huì)支持3個(gè)潛變量中，健康因素對(duì)體育鍛煉的影響程度最大，其次是社區(qū)因素，最后是社會(huì)支持，路徑系數(shù)分別為0.147，0.137，0.085.

圖1 模型因子載荷系數(shù)與路徑系數(shù)示意圖

表5 模型因子載荷系數(shù)檢驗(yàn)

表6 模型路徑系數(shù)檢驗(yàn)

圖2 模型路徑系數(shù)示意圖

3.4.2 體育鍛煉影響因素直接、間接作用的PLS路徑模型分析 因?yàn)楦鳚撟兞恐g存在多重共線性問(wèn)題，所以建立各潛變量彼此相關(guān)的結(jié)構(gòu)方程模型.利用Smartpls2.0對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，保留通過(guò)Bootstrap檢驗(yàn)的相關(guān)關(guān)系路徑，最終得出路徑圖(圖2)，路徑系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示.圖2中除體育價(jià)值觀對(duì)體育鍛煉的影響因素為0.07，檢驗(yàn)值T=1.308，在a=0.2水準(zhǔn)上具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義外，其他影響路徑檢驗(yàn)結(jié)果均在a=0.05水準(zhǔn)上具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義.

由圖2可知：

(1)社會(huì)支持對(duì)體育鍛煉的影響路徑包括直接作用路徑和間接作用路徑，直接作用路徑為society→NEW，路徑系數(shù)為正，說(shuō)明社會(huì)支持直接影響著湘鄂渝黔邊區(qū)農(nóng)村婦女的體育行為，從家人、朋友得到較多支持的體育鍛煉參加較多，反之較少.間接作用路徑有3條，即society→health→NEW，society→health→→psychology→value→NEW，society→health→value→NEW，各路徑系數(shù)均為正，說(shuō)明社會(huì)支持通過(guò)影響健康因素，進(jìn)而影響體育價(jià)值觀、心理因素，最終對(duì)體育行為產(chǎn)生影響.

表7 模型路徑系數(shù)檢驗(yàn)

(2)健康因素對(duì)體育行為的影響路徑既有直接路徑也有間接路徑，直接路徑為health→NEW，路徑系數(shù)為0.194，在a=0.05水平上具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，說(shuō)明健康狀況的好壞直接影響其是否發(fā)生體育行為，身體狀況好的體育行為要好于身體狀況不好的.間接路徑有2條，即health→value →NEW，health→psychology→NEW，路徑系數(shù)均為正，說(shuō)明健康狀況不僅直接影響體育行為，也影響體育價(jià)值觀和心理因素，同時(shí)心理因素也對(duì)體育價(jià)值觀產(chǎn)生一定的影響，最終影響體育行為.

(3)心理因素對(duì)體育行為不產(chǎn)生直接影響，即沒(méi)有直接路徑，只有1條間接路徑psychology→value→NEW，psychology→value路徑系數(shù)為0.228，在a=0.05水平上有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，value→NEW路徑系數(shù)為0.07，在a=0.5水平上有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義.

(4)社區(qū)因素既直接影響體育行為community→NEW，也間接影響著體育行為community->value→NEW，說(shuō)明社區(qū)是否有指導(dǎo)員，體育基礎(chǔ)設(shè)施是否完善也直接導(dǎo)致了體育行為的發(fā)生；同時(shí)另一方面在對(duì)體育的認(rèn)知上也產(chǎn)生了影響，有較好的體育設(shè)施，有指導(dǎo)員進(jìn)行指導(dǎo)對(duì)農(nóng)村婦女對(duì)體育的態(tài)度有一定的引導(dǎo)作用，進(jìn)而影響體育行為.

農(nóng)村婦女文化水平較低，體育與健康知識(shí)不足，體育鍛煉的健康價(jià)值觀尚未形成，導(dǎo)致體育價(jià)值觀對(duì)體育行為的直接影響效果并不是很明顯，路徑系數(shù)為0.07，Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果為1.309，略大于a=0.2水準(zhǔn)上的T值1.28.

4 結(jié)語(yǔ)

利用偏最小二乘路徑建模方法分析湘鄂渝黔邊區(qū)農(nóng)村婦女體育行為影響因素，不但可以研究體育行為影響因素的直接影響，還可以研究間接影響.在模型中，既包括了可以觀測(cè)的顯變量，如年齡、職業(yè)等，也包括了不可觀測(cè)的潛變量，如社會(huì)支持、體育價(jià)值觀等.該模型最大的特點(diǎn)在于將潛變量和顯變量有機(jī)地結(jié)合在一組線性結(jié)構(gòu)方程中，從整體上很好地解釋了影響因素是如何影響農(nóng)村婦女體育行為的.

路徑分析結(jié)果顯示：社會(huì)支持、社區(qū)因素、健康狀況、體育價(jià)值觀這4個(gè)潛變量對(duì)體育行為有直接影響，社會(huì)支持、社區(qū)因素、健康狀況還通過(guò)體育價(jià)值觀對(duì)體育行為有間接影響，心理狀況僅通過(guò)體育價(jià)值觀影響體育行為.社會(huì)支持不僅包括家人、親戚朋友的支持，還包括居住地周圍環(huán)境以及社會(huì)各種團(tuán)體組織的影響，說(shuō)明家人、社會(huì)各界對(duì)農(nóng)村婦女體育的支持很大程度上影響了婦女參不參加體育鍛煉；社區(qū)指導(dǎo)員和體育設(shè)施也是影響體育活動(dòng)參加的重要因素，有指導(dǎo)員指導(dǎo)和體育設(shè)施完善的地區(qū)參加體育活動(dòng)情況較好，雖然湘鄂渝黔邊區(qū)農(nóng)村婦女體育鍛煉多為跑步、廣場(chǎng)舞、舞龍舞獅等形式，但是有指導(dǎo)員進(jìn)行指導(dǎo)和良好的場(chǎng)地提供能有效促進(jìn)農(nóng)村婦女體育行為.

[1] 劉一民，孫 波.論體育行為的多維特征[J].山東體育學(xué)院學(xué)報(bào)，2002,18(4):6-9.

[2] DONNA J.PLONCZYNSKI,JOELLEN WILBUR,et al.Lifestyle Physical Activity of Older Rural Women[J].Research in Nursing & Health,2008,31:501-513.

[3] 呂樹(shù)庭，邢煥峰.長(zhǎng)春市女性參與體育的現(xiàn)狀調(diào)查與分析[J].天津體育學(xué)院學(xué)報(bào),1998,13(3):28-33.

[4] 彭小靜.長(zhǎng)沙市35～55歲職業(yè)女性的休閑體育行為和影響因素分析[M].長(zhǎng)沙:湖南師范大學(xué)出版社,2006:1-58.

[5] 馮 彬.福建省城市居民中年女性體育鍛煉現(xiàn)狀和影響因素的分析[M].福建:福建師范大學(xué)出版社,2009:1-80.

[6] 郝建峰，王 靜.西安市中年職業(yè)婦女體育行為的社會(huì)環(huán)境影響因素分析[J].搏擊·體育論壇,2012,4(9):19-20.

[7] 劉少英，田祖國(guó)，吳永海，等.湘、鄂、渝、黔邊少數(shù)民族傳統(tǒng)體育項(xiàng)目分析及其發(fā)展研究[J].北京體育大學(xué)學(xué)報(bào)，2001，24(2):152-154.

[8] 朱家新.新時(shí)期農(nóng)村體育發(fā)展理論與實(shí)證研究[M].合肥：安徽大學(xué)出版社，2007.

[9] 中華全國(guó)婦女聯(lián)合會(huì)．中國(guó)婦女[M].北京：五洲傳播出版社，2004．

[10] 戴曉陽(yáng).常用心理評(píng)估量表手冊(cè)[M].北京：人民軍醫(yī)出版社,2011:91-94.

[11] WOLD H.Estimation of Principal Components and Related Models by Iterative Least Squares[J].Multivariate Analysis,1966,391-420.

[12] 王惠文，朱韻華.PLS回歸在消除多重共線性中的作用[J].數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理，1996,5(6):48-51.

(責(zé)任編輯 陳炳權(quán))

EmpiricalStudyonFactorsofInfluencingRuralWomenSportsBehaviorBasedonPLSPathModeling:Case Study in Border Areas of Hunan,Hubei,Chongqing and Guizhou

DU Jianlin1，LI Xiaoxu2,ZHANG Yuting2,LUO Xuemei1,LUO Jiashun1,FENG Yang2,OU Tingzheng1,GAO Si1

(1.School of Medicine,Jishou University,Jishou 416000,Hunan China;2.College of Mathematics and Statistics,Jishou University,Jishou 416000,Hunan China)

To investigate the main factors of influencing rural women sports behavior in the national border areas of Hunan,Hubei,Chongqing and Guizhou with the aim of providing evidence for sports intervention and health promotion,the author selected 520 rural women between 18 and 60 years old in the border areas of Hunan,Hubei,Chongqing and Guizhou by random sampling method,and made questionnaire survey.Structural equation model(SEM) of the influential factors was constructed through the partial least squares method.Results showed significant difference among rural women of different occupation and different culture.Health,community factors,social support were important factors of affecting the women’s physical behavior.Women’s psychological status and value on sports showed indirect impact.It is concluded that social support must be increased and good social environment be created,to meet women’s sports demand in these areas,promote their sports awareness,and develop their positive values on sports,so that the rural women’s physical and mental health can be improved.

structural equation model;rural women;sports behavior;empirical analysis

1007-2985(2014)05-0067-06

2014-04-10

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金資助項(xiàng)目(10BTY012)；吉首大學(xué)研究生科研創(chuàng)新資助項(xiàng)目(JGY201312)

杜建林(1962—)，女，湖南古丈人，吉首大學(xué)醫(yī)學(xué)院教授，主要從事婦女體質(zhì)與健康研究.

D442.6；R173

A

10.3969/j.issn.1007-2985.2014.05.016