Assessment of the additional variab

Assessment of the additional variables
Role-identity. Seven items were used to measure role-identity, some of them based on items used in relevant works (Callero, 1985; Calleroet al., 1987; Chang et al., 1988). Sample items were: "I would feel a loss, if I gave up exercising during the next two months"; "To participate in the rogram of this gym during the next two months, is an important part of myself"; and "I am the type of person oriented to participate in the program of this gym during the next two months." Responses were given on fivepoint agree-disagree scales, and were summed for a total score. To examine the factor structure of the role-identity scale, factor analysis with orthogonal
varimax rotation was used. The correlation matrix of the 7 items was appropriate for factor analysis (Kaiser-Meyer-Olkin measure of Sampling Adequacy=.86, Bartlett test of sphericity p

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

การประเมินผลของตัวแปรเพิ่มเติมบทบาทรหัส มีใช้สินค้าเจ็ดวัดบทบาทตัว บางส่วนของพวกเขาขึ้นอยู่กับสินค้าที่ใช้ในงานที่เกี่ยวข้อง (Callero, 1985 Calleroet al., 1987 ช้างร้อยเอ็ด al., 1988) ตัวอย่างรายการ: "จะรู้สึกสูญเสีย ถ้าฉันได้ออกกำลังกายในระหว่างสองเดือน" "เอี่ยว rogram นี้ออกกำลังกายในระหว่างสองเดือน เป็นส่วนสำคัญของตัวเอง"; และ "ฉันชนิดของบุคคลที่มุ่งเน้นการมีส่วนร่วมในโปรแกรมนี้สำหรับออกกำลังกายในช่วงสองเดือน" ตอบได้รับใน fivepoint เห็นด้วยไม่เห็นด้วยเครื่องชั่งน้ำหนัก และมีรวมคะแนนทั้งหมด การตรวจสอบปัจจัยโครงสร้างของสเกลบทบาทตัวตน วิเคราะห์ปัจจัยกับ orthogonalใช้หมุน varimax เมตริกซ์สหสัมพันธ์ของรายการ 7 เป็นที่เหมาะสมสำหรับการวิเคราะห์ปัจจัย (นิคม Meyer Olkin วัดสุ่มตัวอย่างเพียงพอ =ทดสอบในบาร์ตเลต 86, sphericity p < .001). ปัจจัยหนึ่งปรากฏครองรูปแบบของการตอบสนองกับสินค้าเหล่านี้ (eigenvalue = 3.86) อธิบายถึง 55.3% ของความแปรปรวนรวม (ปัจจัย loadings อยู่ในช่วงจาก.81 การ.52). รายการเจ็ดได้รับการรักษาช้า unidimensional roleidentity ยัง Cronbach ของด้วยกองทัพ = 86 ถือว่าน่าพอใจ มิติหนึ่งของสเกลบทบาทตัวตนผลลัพธ์เหล่านี้ได้ ทัศนคติแรง: สร้างตัวแปรใหม่ทัศนคติแรงจาก 6 ทัศนคติที่เกี่ยวข้องกับความแข็งแรงขนาด: สำคัญ มั่นใจ แน่นอน เอกภาพ ทักษะ และความรู้ ขนาดเหล่านี้ถูกถือว่าผู้กล่าวถึงลักษณะการทำงานเพิ่มขึ้นแทน มาตราส่วนการก่อสร้างเป็นไปตามรายการที่เลือกจากการศึกษา (Bagozzi & Yi, 1989 Budd แอนด์สเปนเซอร์ 1984 Davidson et al., 1985 Felson & Bohrnstedt, 1980 เครื่องหมาย & มิลเลอร์ 1985) มาตราส่วนมีโครงสร้าง multicomponent แสดงทัศนคติและความตั้งใจไม่เพียงทิศทาง (บวกกับลบ) แต่ยังความแข็งแรง ความสำคัญ ความเชื่อมั่น เอกภาพ และแน่นอน ตัวอย่างมีดังนี้: "วิธีบางกำลังปกติเข้าร่วมในโปรแกรมการออกกำลังกายในระหว่างสองเดือน (มาก certain-มากไม่แน่นอน); " มั่นใจว่าคุณใจเกี่ยวกับของคุณปกติเข้าร่วมโครงการของโรงยิมในช่วงสองเดือน (ไม่มั่นใจมั่นใจ) เครื่องชั่งประกอบด้วย 9 รายการ ตอบสนองได้กำหนดในห้าจุดสมดุล และมีรวมคะแนนทั้งหมด การตรวจสอบโครงสร้างสัดส่วนของขนาด วิเคราะห์ปัจจัยกับ orthogonal varimax หมุนใช้ เมตริกซ์สหสัมพันธ์ของรายการ 9 มีความเหมาะสมสำหรับการวิเคราะห์ปัจจัย (KMO =ทดสอบในบาร์ตเลต 89, sphericity p < .001). ปัจจัยเดียว (eigenvalue = 4.95) ได้แยกอธิบาย 55.1% ของความแปรปรวนรวม (ปัจจัย loadings อยู่ในช่วงจาก.79 ไป.59). ผลลัพธ์เหล่านี้ได้รับการสนับสนุน dimensionality เดียวสเกลแรงทัศนคติ ยัง สัมประสิทธิ์ความน่าเชื่อถือของ (Cronbach ด้วยกองทัพ = 90) ถือเป็น satisfactory1 มากขึ้น วัดลักษณะการทำงาน: ลักษณะการทำงานจริงของเรื่องถูกบันทึกในช่วงสองเดือน โดยเจ้าหน้าที่ของโรงยิม พร้อมกัน ติดต่อทางโทรศัพท์ และขอเวลาจำนวนผู้เข้าร่วมในระหว่างสองเดือน ไม่ได้จะไม่เข้าร่วมในโปรแกรมและอะไรเป็นสาเหตุของ absenses นอกจากนี้ เรื่องไม่ต่อการมีส่วนร่วมในโปรแกรมได้ถามถ้า พวกเขามีต่อการออกกำลังกาย ในยิมอื่น หรือชนิดของกิจกรรมทางกายภาพ จำนวนชั่วโมงที่ใช้ในแต่ละเดือนสองเป็นการวัดพฤติกรรมการออกกำลังกาย จำนวนชั่วโมงที่ใช้ในช่วงเดือนแรกจะอ้างถึงลักษณะการทำงาน A และจำนวนชั่วโมงในช่วงเดือนที่สองเป็นลักษณะการทำงานเกิดผลลัพธ์มีแสดงสถิติพรรณนาในตารางที่ 1 มีคำนวณสัมประสิทธิ์ Pearson productmoment ความสัมพันธ์ระหว่างตัวแปรของรุ่น ความสัมพันธ์ระหว่าง Aact บรรทัดฐานตามอัตวิสัย และรับรู้การควบคุมพฤติกรรม และความเชื่อที่สอดคล้องกันของพวกเขาเหมือนถูก: r =. 56(p < .001), r =. 59 (p < .001), และ r =. 44 (p < .001), ตามลำดับ ตารางที่ 2 แสดงความสัมพันธ์ระหว่างตัวแปรทั้งหมดเพียร์สัน สุภัคสำคัญความสัมพันธ์ระหว่างเจตนาและ Aact ตั้งใจ และควบคุมพฤติกรรมการรับรู้ ตั้งใจ และพฤติกรรม ตั้งใจ และบทบาทตัวตน ความตั้งใจ และทัศนคติแรง ควบคุมพฤติกรรมการรับรู้ และ พฤติกรรมระบุบทบาท และลักษณะการทำงาน ทัศนคติแรง behavior2 แทรกตาราง 1 และ 2 เกี่ยวกับที่นี่ทำนายเจตนา วิเคราะห์การถดถอยแบบลำดับชั้นแนะนำโดย Ajzen และ Madden (1986), ถูกใช้ในการทำนายความตั้งใจในการเข้าร่วมในเซสชันของโปรแกรม (ตาราง 3) ตามทฤษฎี การทำนายเจตนา Aact และบรรทัดฐานตามอัตวิสัยถูกป้อนในขั้นตอนที่ 1 ควบคุม perceivedbehavioral 2 ขั้นตอน ความแข็งแรงตัวบทบาทและทัศนคติที่ขั้นตอนที่ 3 ในขั้นตอนที่หนึ่ง Aact เฉพาะส่วนเพื่อการทำนาย (R =. 39 (F2, 333 = 29.45, p < .001). เมื่อรับรู้การควบคุมพฤติกรรมถูกป้อนในการวิเคราะห์ เพิ่มแอพพลิเคชันของรุ่น (R =. 58, F3, 331 54.25, p = < .001). สุดท้าย เมื่อแข็งตัวบทบาทและทัศนคติถูกป้อน (ขั้นตอนที่ 3) ผู้พัฒนาคาดเดาเจตนา (R =. F 64, 42.74, p = < .001). ยังเปลี่ยนค่า F แสดงให้เห็นว่า ของตัวแปรในสามขั้นตอนของการวิเคราะห์ส่วนมากการทำนายเจตนา นอกจากนี้ การวิเคราะห์เพิ่มเติมถูกดำเนินในบทบาทตัวป้อนในขั้นตอนสาม ด้วยตัวเอง เพิ่มคำทำนายมากเอกลักษณ์บทบาท (เปลี่ยน F = 4.12, p < .04). ในทำนองเดียวกัน การวิเคราะห์เพิ่มเติมแสดงว่า ทัศนคติแรงมากส่วนการทำนายเจตนาเมื่อถูกป้อนในสามขั้นตอน ด้วยตัวเอง (เปลี่ยน F = 33.97, p < .001). สุดท้าย ตัวแปรปกติตามอัตวิสัยไม่ได้คาดเดาเจตนาการคาดเดาพฤติกรรม สำหรับการคาดเดาพฤติกรรม A, intentionwas (ตาราง 4) ใส่ในขั้นตอนแรก รับรู้การควบคุมพฤติกรรมในขั้นตอนสอง และตัวบทบาทและทัศนคติความแรงในขั้นตอนสาม ในขั้นตอนแรก ความสัมพันธ์จะได้ R =. 50 (F1, 355 105.4, p = < .001). ในขั้นตอนสอง ควบคุมพฤติกรรมการรับรู้คำทำนายที่เพิ่มขึ้น (R =. 61, F2, 354 93.77, p = < .001). ในที่สามขั้นตอนระบุบทบาท และทัศนคติความแข็งแรงเพิ่มขึ้นอย่างมีนัยสำคัญแอพพลิเคชันของรุ่น (R =. 62, F4, 352 49.49, p = < 001) นอกจากนี้ ค่า F เปลี่ยนแปลงพบว่า ในขั้นตอนที่ 3 การวิ ตัวแปรแทรกเพิ่มคำทำนายอย่างมีนัยสำคัญ สำหรับการคาดเดาพฤติกรรม B, (ตาราง 4) ในขั้นตอนแรกความสัมพันธ์กับความตั้งใจ R =. 47 (F1, 355 91.3, p = < .001). ในขั้นตอนสอง ควบคุมพฤติกรรมการรับรู้คำทำนายที่เพิ่มขึ้น (R =. 57, F2, 354 = 76.70, p < .001). ในที่สามขั้นตอนระบุบทบาท และทัศนคติความแข็งแรงเพิ่มขึ้นคำทำนาย (R =. 60, F4, 352 44.04, p = < .001). เปลี่ยนค่า F พบว่าในแต่ละขั้นตอนของการวิเคราะห์การแทรกตัวแปรอย่างมีนัยสำคัญเพิ่มความแม่นยำของคำทำนาย วิเคราะห์เพิ่มเติมแสดงว่า ตัวแปรเอกลักษณ์บทบาทอย่างมีนัยสำคัญส่วนการทำนายพฤติกรรมเมื่อถูกป้อนเข้าที่ถดถอยในขั้นตอนสาม ด้วยตัวเอง (เปลี่ยน F, p < .001). นอกจากนี้ การวิเคราะห์เพิ่มเติมดำเนินในทัศนคติที่ป้อนความแรงในการขั้นตอนที่สาม ด้วยตัวเอง ทัศนคติแรงเพิ่มอย่างมีนัยสำคัญเพื่อทำนายพฤติกรรม (เปลี่ยน F, p < .001). สุดท้าย โต้ตอบ posible ผลทดสอบภายในแบบจำลองถดถอยตรงกันข้ามกับทฤษฎีความคาดหวัง และสอดคล้องกับการศึกษาอื่น ๆ (Ajzen & Madden, 1986 Dzewaltowski และ al., 1990), ไม่มีผลโต้ตอบอย่างมีนัยสำคัญพบ สนทนาเป็นจิตวิทยาทุกกีฬารู้ exercisebehavior อธิบายในความซับซ้อนของทั้งหมดเป็นงานยาก วัตถุประสงค์หลักของการศึกษาปัจจุบันมีการ ตรวจสอบแบบแผนพฤติกรรมในการโดเมนร่วมกับสองตัวแปรเพิ่มเติมซึ่งได้ตั้งสมมติฐานว่าการเพิ่มความสัมพันธ์ทัศนคติพฤติกรรม การออกกำลังกาย ผลลัพธ์ที่แสดงให้เห็นประสิทธิภาพของตัวแปรกล่าวถึงในการทำนายการมีส่วนร่วมในการออกกำลังกาย ตัวแปรความแรงและอัตลักษณ์บทบาททัศนคติได้รวมto strengthen the relation between attitude and exercise behavior. Overall, the results of this investigation provide considerable support for the usefulness of these two variables. The predictive strength of intention and perceived behavioral control decreased slightly from the one to the two month period (R=.61, versus R=.57). These results are consistent with other studies (Ajzen & Madden, 1986; Davidson & Jaccard, 1979), where, when the time interval increased, the ability of Intention to predict behavior decreased. On the other hand, the results showed that the predictive strength of attitude strength and role-identity increased from the one to the two month period. It seems that the two variables express a more powerful link between attitudes and behavior as the time interval increases. Overall, then, the individuals' participation in the program was in agreement with their attitudes, intentions, perceived control, identity, and attitude strength. The greater their attitudes, perceived control on behavior, identity and attitude strength, the greater their intention, and the greater their actual participation (with intention controlled). A number of studies have shown that Aact is much stronger than subjective norm as a predictor of intention for exercise participation (Godin & Shephard, 1986; Godin et al., 1987; Riddle, 1980). Results of this study also testify to this. However, in other studies with 9 to 12 years of age pupils (Greenockle et al., 1990; Theodorakis, 1992), the subjective norm was a more significant predictor. Thus, the influence of personal or social factors may depended largely on the age of the subjects. With young subjects, the social factor appears to be more important than it is with adults, at least for the context of physical activities. Although the role-identity variable did not have the predictive power of intention, or perceived behavioral control, it was more powerful when the time interval increased. In daily life peopl

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

การประเมินผลของตัวแปรเพิ่มเติมบทบาทตัวตน เซเว่นรายการที่ถูกนำมาใช้ในการวัดบทบาทตัวตนของพวกเขาขึ้นอยู่กับสินค้าที่ใช้ในการทำงานที่เกี่ยวข้อง (Callero 1985. Calleroet อัล 1987. ช้าง, et al, 1988) รายการตัวอย่างคือ: "ผมจะรู้สึกสูญเสียถ้าผมขึ้นในระหว่างการออกกำลังกายต่อไปสองเดือน"; "ในการเข้าร่วม rogram ห้องออกกำลังกายนี้ในช่วงสองเดือนข้างหน้าเป็นส่วนที่สำคัญของตัวเอง"; และ "ผมเป็นคนประเภทที่มุ่งเน้นการมีส่วนร่วมในโปรแกรมห้องออกกำลังกายนี้ในช่วงสองเดือนข้างหน้า." คำตอบที่ได้รับใน fivepoint ตกลงไม่เห็นด้วยเครื่องชั่งน้ำหนักและได้รับการสรุปสำหรับคะแนนรวม เพื่อตรวจสอบโครงสร้างปัจจัยของระดับบทบาทตัวตนของการวิเคราะห์ปัจจัยที่มีฉากการหมุน VariMax ถูกนำมาใช้
เมทริกซ์ความสัมพันธ์ของ 7 รายการมีความเหมาะสมสำหรับการวิเคราะห์ปัจจัย (ไกเซอร์ Meyer-Olkin ตัวชี้วัดของการเก็บตัวอย่างเพียงพอ = 0.86 ทดสอบความกลมของบาร์ตเลต p <0.001) ปัจจัยหนึ่งที่ดูเหมือนจะมีอิทธิพลต่อรูปแบบของการตอบรายการเหล่านี้ (eigenvalue = 3.86) อธิบาย 55.3% ของความแปรปรวนรวม (loadings ปัจจัยที่อยู่ในช่วง 0.81-0.52) เจ็ดรายการที่ได้รับการรักษาเป็นมาตรการ unidimensional ของ roleidentity นอกจากนี้ครอนบาคของα = 0.86 ได้รับการพิจารณาที่น่าพอใจมาก ผลลัพธ์เหล่านี้ได้รับการสนับสนุนมิติหนึ่งของระดับบทบาทตัวตน ความแข็งแรงทัศนคติ: ตัวแปรความแข็งแรงทัศนคติใหม่ถูกสร้างขึ้นจากความแข็งแรงหกที่เกี่ยวข้องกับทัศนคติขนาด: ความสำคัญความเชื่อมั่นมั่นใจศูนย์กลางทักษะและความรู้ มิติเหล่านี้ถูกมองว่าเป็นตัวแทนมากขึ้นสำหรับการตรวจสอบพฤติกรรม การก่อสร้างขนาดอยู่บนพื้นฐานของรายการที่เลือกจากจำนวนของการศึกษา (Yi Bagozzi & 1989; Budd & Spencer, 1984. เดวิดสัน, et al, 1985; Felson และ Bohrnstedt 1980; Marks & มิลเลอร์, 1985) ขนาดมีโครงสร้างหลายองค์ประกอบการแสดงไม่เพียง แต่ทัศนคติและความตั้งใจทิศทาง (เทียบบวกลบ) แต่ยังมีความแข็งแรงความสำคัญความเชื่อมั่นเป็นศูนย์กลางและความเชื่อมั่น ตัวอย่างดังต่อไปนี้: "วิธีการบางอย่างที่คุณจะเกี่ยวกับการมีส่วนร่วมในโปรแกรมปกติของการออกกำลังกายในช่วงสองเดือนข้างหน้า" (มากบางมากมีความไม่แน่นอน); "วิธีการที่คุณมีความมั่นใจเกี่ยวกับการมีส่วนร่วมของคุณปกติในโปรแกรมของการออกกำลังกายในช่วงสองเดือนข้างหน้า" (ไม่มั่นใจมั่นใจ) ขนาดประกอบด้วยเก้ารายการ
คำตอบที่ถูกกำหนดบนตาชั่งห้าจุดและได้รับการสรุปสำหรับคะแนนรวม เพื่อตรวจสอบโครงสร้างปัจจัยของขนาดการวิเคราะห์ปัจจัยที่มีการหมุน VariMax มุมฉากถูกนำมาใช้ สัมพันธ์เมทริกซ์ 9 รายการที่มีความเหมาะสมสำหรับการวิเคราะห์ปัจจัย (KMO = 0.89 ทดสอบความกลมของบาร์ตเลต p <0.001) เพียงปัจจัยหนึ่ง (eigenvalue = 4.95) ถูกสกัดอธิบาย 55.1% ของความแปรปรวนรวม (loadings ปัจจัยที่อยู่ในช่วง 0.79-0.59) ผลลัพธ์เหล่านี้ได้รับการสนับสนุนมิติเดียวของระดับความแรงของทัศนคติ นอกจากนี้ยังมีค่าสัมประสิทธิ์ความน่าเชื่อถือ (Cronbach α = 0.90) ได้รับการพิจารณามาก satisfactory1 การวัดพฤติกรรมพฤติกรรมที่เกิดขึ้นจริงวิชาที่ถูกบันทึกไว้ในช่วงระยะเวลาสองเดือนโดยเจ้าหน้าที่ของโรงยิม พร้อมกันนี้ผู้เข้าร่วมได้รับการติดต่อทางโทรศัพท์และถามว่าหลายต่อหลายครั้งในช่วงสองเดือนที่พวกเขาไม่ได้มีส่วนร่วมในโปรแกรมและสิ่งที่เป็นเหตุผลของการ absenses นอกจากนี้อาสาสมัครยังคงไม่ได้มีส่วนร่วมในโปรแกรมที่ถูกถามว่าพวกเขาก็ยังคงที่จะออกกำลังกายในโรงยิมอื่นหรือในบางประเภทอื่น ๆ ของการออกกำลังกาย ชั่วโมงรวมใช้สิทธิในแต่ละของทั้งสองเดือนที่ทำหน้าที่เป็นตัวชี้วัดของพฤติกรรมการออกกำลังกาย ชั่วโมงรวมใช้สิทธิในช่วงเดือนแรกจะได้รับการเรียกว่าพฤติกรรมและชั่วโมงรวมในช่วงสองเดือนเป็นพฤติกรรมบีผลสถิติเชิงพรรณนานำเสนอในตารางที่1 ค่าสัมประสิทธิ์สหสัมพันธ์เพียร์สัน productmoment ถูกคำนวณระหว่างตัวแปรของรูปแบบ ความสัมพันธ์ระหว่าง AACT บรรทัดฐานอัตนัยและรับรู้การควบคุมพฤติกรรมและความเชื่อที่สอดคล้องกันเทียบเท่าพบว่า r = 0.56 (p <0.001) r = 0.59 (p <0.001) และ r = 0.44 (p < 001) ตามลำดับ ตารางที่ 2 แสดงให้เห็นถึงความสัมพันธ์ระหว่างตัวแปรเพียร์สันทั้งหมด มีการตั้งข้อสังเกตความสัมพันธ์ที่สำคัญระหว่างความตั้งใจและ AACT ความตั้งใจและการรับรู้การควบคุมพฤติกรรมเจตนาและพฤติกรรมความตั้งใจและบทบาทเอกลักษณ์ความตั้งใจและความแข็งแรงทัศนคติการรับรู้การควบคุมพฤติกรรมและพฤติกรรมบทบาทตัวตนและพฤติกรรมที่มีความแข็งแรงทัศนคติและbehavior2 แทรกตารางที่ 1 & 2 เกี่ยวกับที่นี่การทำนายความตั้งใจ การวิเคราะห์การถดถอยลำดับชั้นตามที่แนะนำโดย Ajzen และ Madden (1986) ถูกนำมาใช้ในการทำนายความตั้งใจที่จะเข้าร่วมในการประชุมโปรแกรม (ตารางที่ 3) ตามทฤษฎีการทำนายความตั้งใจที่ AACT และบรรทัดฐานอัตนัยถูกป้อนในขั้นตอนที่ 1 การควบคุม perceivedbehavioral ในขั้นตอนที่ 2 บทบาทตัวตนและความแข็งแรงทัศนคติที่ขั้นตอนที่ 3 ในขั้นตอนที่หนึ่งเพียง AACT ส่วนร่วมในการทำนาย (R = 39 (F2,333 = 29.45, p <0.001). เมื่อรับรู้การควบคุมพฤติกรรมถูกป้อนในการวิเคราะห์การคาดการณ์เพิ่มขึ้นของรูปแบบ (R = 0.58, F3,331 = 54.25, p <0.001). สุดท้าย เมื่อบทบาทตัวตนและความแข็งแรงทัศนคติที่ถูกป้อน (ขั้นตอนที่ 3) พวกเขายังเพิ่มคาดการณ์ของความตั้งใจที่ (R = 0.64, F = 42.74, p <0.001). นอกจากนี้ค่าการเปลี่ยนแปลงF แสดงให้เห็นว่าการเข้ามาของตัวแปร ในสามขั้นตอนของการวิเคราะห์ส่วนสำคัญในการทำนายความตั้งใจที่. นอกจากนี้การวิเคราะห์เพิ่มเติมได้ดำเนินการในการที่ตัวตนบทบาทถูกป้อนในขั้นตอนที่สามด้วยตัวเอง. บทบาทตัวตนเพิ่มอย่างมีนัยสำคัญในการทำนาย (F เปลี่ยนแปลง = 4.12, p <0.04). ในทำนองเดียวกันการวิเคราะห์แสดงให้เห็นถึงความแข็งแกร่งที่เพิ่มขึ้นอย่างมีนัยสำคัญทัศนคติส่วนร่วมในการทำนายความตั้งใจเมื่อมันถูกป้อนในขั้นตอนที่สามด้วยตัวเอง (F เปลี่ยนแปลง = 33.97, p <0.001) สุดท้ายตัวแปรบรรทัดฐานอัตนัยไม่ได้เพิ่มการคาดการณ์ความตั้งใจ tothe. ทำนายพฤติกรรม สำหรับการคาดการณ์ของพฤติกรรมที่ (ตารางที่ 4) intentionwas ป้อนในขั้นตอนแรกของการรับรู้การควบคุมพฤติกรรมในขั้นตอนที่สองและตัวตนของบทบาทและความแข็งแรงของทัศนคติในขั้นตอนที่สาม ในขั้นตอนแรกคือความสัมพันธ์ R = 0.50 (F1,355 = 105.4, p <0.001) ในขั้นตอนที่สองการรับรู้การควบคุมพฤติกรรมการทำนายที่เพิ่มขึ้น (R = 0.61, F2,354 = 93.77, p <0.001) ในบทบาทตัวตนขั้นตอนที่สามทัศนคติและความแข็งแรงเพิ่มขึ้นอย่างมากคาดการณ์ของรูปแบบ (R = 0.62, F4,352 = 49.49, p <001) นอกจากนี้การเปลี่ยนแปลงค่า F แสดงให้เห็นว่าในสามขั้นตอนของการวิเคราะห์ตัวแปรแทรกเพิ่มขึ้น significantly.For ทำนายทำนาย B พฤติกรรมที่ (ตารางที่ 4) ในขั้นตอนแรกที่มีความสัมพันธ์กับความตั้งใจที่ R = 0.47 ( F1,355 = 91.3, p <0.001) ในขั้นตอนที่สองการรับรู้การควบคุมพฤติกรรมการทำนายที่เพิ่มขึ้น (R = 0.57, F2,354 = 76.70, p <0.001) ในบทบาทตัวตนขั้นตอนที่สามทัศนคติและความแข็งแรงเพิ่มขึ้นการทำนาย (R = 0.60, F4,352 = 44.04, p <0.001) การเปลี่ยนแปลงค่า F แสดงให้เห็นว่าในขั้นตอนของการวิเคราะห์แต่ละแทรกตัวแปรที่เพิ่มขึ้นอย่างมีนัยสำคัญความถูกต้องของการทำนาย การวิเคราะห์เพิ่มเติมแสดงให้เห็นว่าตัวแปรบทบาทตัวตนอย่างมีนัยสำคัญส่วนร่วมในการทำนายพฤติกรรมเมื่อมันถูกป้อนเข้าสู่การถดถอยในขั้นตอนที่สามด้วยตัวเอง (เปลี่ยน F, p <0.001) นอกจากนี้การวิเคราะห์เพิ่มเติมในกรณีที่มีความแข็งแรงซึ่งทัศนคติที่ถูกป้อนในขั้นตอนที่สามด้วยตัวเอง ทัศนคติความแข็งแรงเพิ่มอย่างมีนัยสำคัญในการทำนายพฤติกรรม (F เปลี่ยนแปลง, p <0.001) ในที่สุดผลการทำงานร่วมกัน posible ได้มีการทดสอบภายในรุ่นถดถอย. ขัดกับความคาดหวังในทางทฤษฎีและสอดคล้องกับการศึกษาอื่น ๆ (Ajzen & หัวเสีย 1986. Dzewaltowski, et al, 1990) ไม่มีผลปฏิสัมพันธ์ที่สำคัญที่พบ คำอธิบายในฐานะที่เป็นนักจิตวิทยาการกีฬาทุกรู้อธิบาย exercisebehavior ในความซับซ้อนของมันเป็นงานที่ยาก วัตถุประสงค์หลักของการศึกษาครั้งนี้เพื่อศึกษารูปแบบพฤติกรรมการวางแผนในโดเมนการออกกำลังกายร่วมกับสองตัวแปรเพิ่มเติมที่ได้รับการตั้งสมมติฐานเพื่อเพิ่มความสัมพันธ์กับทัศนคติพฤติกรรม ผลการศึกษาพบประสิทธิผลของการตรวจสอบตัวแปรที่มีส่วนร่วมในการทำนายการออกกำลังกาย ทัศนคติและความแข็งแรงของตัวแปรบทบาทตัวตนถูกรวมอยู่ในการเสริมสร้างความสัมพันธ์ระหว่างทัศนคติและพฤติกรรมการออกกำลังกาย โดยรวมแล้วผลการสอบสวนนี้ให้การสนับสนุนอย่างมากเพื่อประโยชน์ของทั้งสองตัวแปร ความแรงของการทำนายความตั้งใจและการรับรู้การควบคุมพฤติกรรมลดลงเล็กน้อยจากที่หนึ่งไปยังช่วงเวลาสองเดือน (R = 0.61 เมื่อเทียบกับ R = 0.57) ผลลัพธ์เหล่านี้มีความสอดคล้องกับการศึกษาอื่น ๆ (Ajzen & หัวเสีย 1986; เดวิดสันและ Jaccard, 1979) ซึ่งเมื่อช่วงเวลาที่เพิ่มขึ้นความสามารถของความตั้งใจที่จะทำนายพฤติกรรมลดลง ในทางกลับกันผลการศึกษาพบว่าการทำนายความแข็งแรงของความแข็งแรงทัศนคติและเอกลักษณ์บทบาทเพิ่มขึ้นจากที่หนึ่งไปยังช่วงเวลาสองเดือน ดูเหมือนว่าทั้งสองตัวแปรที่แสดงการเชื่อมโยงที่มีประสิทธิภาพมากขึ้นระหว่างทัศนคติและพฤติกรรมที่เป็นช่วงเวลาที่เพิ่มขึ้น โดยรวมแล้วการมีส่วนร่วมของประชาชนในโครงการที่อยู่ในข้อตกลงกับทัศนคติของพวกเขา, ความตั้งใจ, การควบคุมการรับรู้เอกลักษณ์และความแข็งแรงของทัศนคติ ยิ่งทัศนคติของพวกเขา, การควบคุมการรับรู้เกี่ยวกับพฤติกรรมของตัวตนและความแข็งแรงทัศนคติที่มากขึ้นความตั้งใจของพวกเขาและการมีส่วนร่วมมากขึ้นจริงของพวกเขา (ด้วยความตั้งใจควบคุม) จากการศึกษาแสดงให้เห็นว่า AACT มีมากดีกว่าบรรทัดฐานอัตนัยเป็นปัจจัยบ่งชี้ถึงความตั้งใจในการมีส่วนร่วมในการออกกำลังกาย (โกและ Shephard 1986. โก et al, 1987; ริดเดิ้ล, 1980) ผลการศึกษาครั้งนี้ยังเป็นพยานถึงนี้ อย่างไรก็ตามในการศึกษาอื่น ๆ ที่มี 9-12 ปีของนักเรียนอายุ (Greenockle, et al, 1990;. โอดอ 1992) บรรทัดฐานอัตนัยเป็นปัจจัยบ่งชี้ที่สำคัญมากขึ้น ดังนั้นอิทธิพลของปัจจัยส่วนบุคคลหรือสังคมส่วนใหญ่อาจจะขึ้นอยู่กับอายุของอาสาสมัครที่ กับอาสาสมัครหนุ่มปัจจัยทางสังคมที่ดูเหมือนจะเป็นความสำคัญมากขึ้นกว่าที่เป็นอยู่กับผู้ใหญ่อย่างน้อยสำหรับบริบทของกิจกรรมการออกกำลังกาย แม้ว่าตัวแปรบทบาทตัวตนไม่ได้มีอำนาจในการพยากรณ์ความตั้งใจหรือการรับรู้การควบคุมพฤติกรรมมันเป็นที่มีประสิทธิภาพมากขึ้นเมื่อช่วงเวลาที่เพิ่มขึ้น ในชีวิตประจำวัน peopl

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

การประเมินเพิ่มเติมตัวแปรบทบาทตัวตน เจ็ดรายการที่ถูกใช้ในการวัดบทบาทตัวตน บางส่วนของพวกเขาบนพื้นฐานของรายการที่ใช้ในงานที่เกี่ยวข้อง ( callero , 1985 ; calleroet al . , 1987 ; ช้าง et al . , 1988 ) รายการตัวอย่าง : " ผมจะรู้สึกสูญเสีย ถ้าผมเลิกใช้ในอีกสองเดือนข้างหน้า " ; " เพื่อเข้าร่วมใน rogram ของยิมนี้ในอีกสองเดือนเป็นส่วนที่สำคัญของตัวเอง " และ " ฉันเป็นคนประเภทที่เน้นการมีส่วนร่วมในโปรแกรมของยิมนี้ในช่วงสองเดือนถัดไป . " คำตอบที่ได้รับใน fivepoint เห็นด้วยไม่เห็นด้วยชั่งและได้สรุปเป็นคะแนนรวม เพื่อศึกษาปัจจัยโครงสร้างบทบาทตัวตนขนาดตัวประกอบด้วยวิธีตัวประกอบ
หมุนใช้เมทริกซ์สหสัมพันธ์ของ 7 รายการที่เหมาะสมกับการวิเคราะห์ปัจจัย ( ไคเซอร์ เมเยอร์ olkin วัดตัวอย่างเพียงพอ = . 86 , บาร์ทเล็ตแบบกลม ( p < . 001 ) ปัจจัยหนึ่งที่ดูเหมือนจะครองแบบแผนของการตอบสนองต่อรายการเหล่านี้ ( ค่า = 3.86 ) อธิบาย 55.3 % ของความแปรปรวนทั้งหมด ( ครอบคลุมปัจจัย 1 . 81 . 52 )รายการที่เจ็ดถูกถือว่าเป็นวัด unidimensional ของ roleidentity . นอกจากนี้ มีค่าα = . 86 ถือว่าน่าพอใจมาก ผลลัพธ์เหล่านี้ได้รับการสนับสนุนอีกมิติหนึ่งของบทบาท เอกลักษณ์ เกล็ด ทัศนคติ : ใหม่ ทัศนคติ ความแข็งแรงตัวแปรถูกสร้างขึ้นจากหกแรงที่เกี่ยวข้องกับทัศนคติ ขนาด : ความสำคัญ , ความเชื่อมั่น , ความแน่นอน , ศูนย์กลาง , ทักษะและความรู้มิติเหล่านี้ถูกมองว่าเป็นตัวแทนเพื่อตรวจสอบพฤติกรรม ขนาดของการก่อสร้างตามรายการที่เลือกจากจำนวนของการศึกษา ( bagozzi &ยี , 1989 ; บัด&สเปนเซอร์ , 1984 ; Davidson et al . , 1985 ; เฟลสัน& bohrnstedt , 1980 ; เครื่องหมาย&มิลเลอร์ , 1985 )ขนาดมีองค์ประกอบโครงสร้างการแสดงไม่เพียง แต่ทัศนคติและความตั้งใจทิศทาง ( vs บวกลบ ) แต่ยังมีความแข็งแกร่ง ความสําคัญ ความมั่นใจ ความเป็นศูนย์กลางและความแน่นอน ตัวอย่างมีดังนี้ : " วิธีการบางอย่างที่คุณมีเกี่ยวกับการปกติในโปรแกรมของโรงยิมในอีกสองเดือนข้างหน้า " ( มั่นใจมากไม่แน่ใจ )" มั่นใจว่าคุณคือการมีส่วนร่วมในโปรแกรมปกติของโรงยิมในอีกสองเดือนข้างหน้า " ( ไม่มั่นใจ ) ขนาดจำนวน 9 รายการ คำตอบที่ถูกระบุในระดับ
ห้าจุด และสรุปเป็นคะแนนรวม เพื่อศึกษาปัจจัยโครงสร้างของระดับการวิเคราะห์ปัจจัยด้วยวิธีแวริแมกซ์หมุนใช้เมทริกซ์สหสัมพันธ์ของ 9 รายการที่เหมาะสมกับการวิเคราะห์ปัจจัย ( kmo = . 89 , บาร์ทเล็ตแบบกลม ( p < . 001 ) ปัจจัยหนึ่งเท่านั้น ( ค่า = 4.95 ) คือแยกอธิบายเป็น % ของความแปรปรวนทั้งหมด ( ครอบคลุมปัจจัยระหว่าง . 79 . 59 ) ผลลัพธ์เหล่านี้ได้รับการสนับสนุน dimensionality เดียวของทัศนคติ ความแข็งแรง ขนาด นอกจากนี้ การมีค่าสัมประสิทธิ์ความเที่ยง ( ครอนบาคα = .90 ) ก็ถือว่าเป็น satisfactory1 . การวัดพฤติกรรมที่แท้จริงของวิชาพฤติกรรมถูกบันทึกไว้ในระหว่างสองเดือน โดยเจ้าหน้าที่ของโรงยิม พร้อมกัน ได้แก่ การติดต่อทางโทรศัพท์และถามกี่ครั้งในช่วงสองเดือนที่พวกเขาไม่ได้เข้าร่วมในโปรแกรมแล้วเหตุผลของพวกเขาสำหรับ absenses . นอกจากนี้วิชาต่อไปที่จะมีส่วนร่วมในโปรแกรมที่ถูกถามว่าพวกเขามีอย่างต่อเนื่องเพื่อการออกกำลังกายในยิมอื่น หรือบางประเภทอื่น ๆของกิจกรรมทางกายภาพ เวลาทั้งหมดที่ใช้ในแต่ละเดือน ทำหน้าที่เป็นมาตรการของพฤติกรรมการออกกำลังกาย เวลาทั้งหมดที่ใช้ในช่วงเดือนแรก จะเรียกว่าเป็นพฤติกรรมที่และรวมเวลากว่าสองเดือนเป็นพฤติกรรม B .

ผลสถิติแสดงที่ตารางที่ 1 ค่าสัมประสิทธิ์สหสัมพันธ์แบบเพียร์สันค่าสัมประสิทธิ์สหสัมพันธ์ระหว่างตัวแปรที่ถูกคำนวณแบบ ความสัมพันธ์ระหว่าง aact การคล้อยตามกลุ่มอ้างอิง และการรับรู้ความสามารถในการควบคุมและเทียบเท่าที่ความเชื่อของพวกเขา ( r = . 56
( p < . 001 ) , r = . 59 ( P < . 001 ) และ r = . 44 ( P < . 001 )ตามลำดับ ตารางที่ 2 แสดงการหาความสัมพันธ์ระหว่างตัวแปรทั้งหมด มีความสัมพันธ์ระหว่างความตั้งใจและสังเกตพบ aact ความตั้งใจและการรับรู้การควบคุมพฤติกรรม ความตั้งใจและพฤติกรรม ความตั้งใจและบทบาทของความตั้งใจและแรง ทัศนคติ การรับรู้การควบคุมพฤติกรรมและพฤติกรรม
เอกลักษณ์บทบาทและพฤติกรรมทัศนคติ ความแข็งแรงและตารางแทรก behavior2 1 & 2 เรื่องมาทำนายความตั้งใจ การวิเคราะห์ตามความเห็นของ Ajzen และ Madden ( 1986 ) , ถูกใช้เพื่อทำนายเจตนาในการเข้าร่วมโปรแกรมบำบัด ( ตารางที่ 3 ) ตามทฤษฎี ในการทำนายความตั้งใจ aact บรรทัดฐานกลุ่มอ้างอิง และถูกป้อนในขั้นตอนที่ 1 , perceivedbehavioral ควบคุมที่ขั้นตอนที่ 2เอกลักษณ์บทบาทและทัศนคติ ความแข็งแกร่งที่ขั้นตอนที่ 3 ในขั้นตอนเดียว aact สนับสนุนการทำนาย ( R = . 39 ( f2333 = 29.45 , p < . 001 ) เมื่อการรับรู้การควบคุมพฤติกรรมที่ถูกป้อนในการวิเคราะห์ มันเพิ่มความสามารถในการพยากรณ์ของแบบจำลอง ( r = . 58 , f3331 = 32.50 , p < . 001 ) ในที่สุด เมื่อตัวตนบทบาทและพลังทัศนคติถูกป้อน ( ขั้นตอนที่ 3 ) พวกเขายังสามารถทำนายเจตนา ( r = . 64 ,