1. 引言
近年来，随着“健康中国”战略的深入推进，家庭作为社会基本单元，在全民健康体系构建中扮演着日益重要的角色。作为健康建设的基石，提升家庭内部的健康传播能力，对建设健康中国具有重要意义，然而现实中，家庭健康传播面临诸多挑战。一方面，健康信息专业性强、内容复杂，家庭成员在获取、理解和传播过程中存在困难。另一方面，家庭沟通模式差异显著影响传播效果。部分家庭存在沟通不畅、代际隔阂等问题，阻碍了健康信息的有效流通与健康行为的形成。家庭凝聚力作为衡量家庭功能的核心指标，对成员的心理健康和社会适应性具有深远影响。家庭沟通作为信息传递与情感交流的核心机制，影响着健康信息的采纳与行为的落实。健康信息采纳行为直接影响家庭成员的健康状况。尽管健康信息传播有助于提升健康素养，但在采纳过程中仍面临信息复杂、沟通障碍及健康信念差异等阻碍。在家庭环境中，成员的健康信念不仅受个体因素影响，也与家庭沟通模式密切相关。然而，目前关于家庭沟通如何通过健康信念影响信息采纳行为，以及这一过程对家庭凝聚力的作用机制，尚缺乏系统研究。
综上所述，家庭凝聚力、家庭沟通、健康信息采纳行为与健康信念之间存在紧密联系。在“健康中国”战略全面推进的背景下，深入研究“健康信念中介作用下家庭沟通模式对健康信息采纳行为及家庭凝聚力的影响”，有助于揭示家庭健康管理的内在机制，填补相关理论空白，为家庭健康干预和公共卫生政策制定提供科学依据，助力健康中国建设目标的实现。
2. 文献综述
1、家庭沟通模式理论(Family Communication Patterns Theory)
家庭沟通模式理论自诞生以来，历经不断发展与完善，在家庭研究领域及健康传播领域发挥着日益重要的作用。20世纪70年代，Mcleod和Chaffee (1972)提出家庭沟通模式理论，该理论以探究家庭沟通环境对子女认知现实及社会化的影响为目标，将家庭沟通模式划分为社会定向(sociooriented)和概念定向(concept-oriented)两个维度，这一开创性的理论为后续家庭沟通模式的研究奠定了坚实基础。随后，Ritchie和Fitzpatrick (1990)对家庭沟通模式进行修订，改用对话取向(conversation orientation)和妥协取向(conformity orientation)两个维度，这一转变使理论更具解释力与实用性。对话取向指家庭成员间分享彼此观点、感受和信仰的程度。在高对话取向的家庭沟通模式中，家庭成员地位相对平等，沟通氛围宽松自由，鼓励所有成员广泛、无限制地相互交流，沟通频率较高且成员对对话的满意度也更高。相反，低对话取向的家庭沟通模式下，家庭成员之间公开讨论的话题十分有限，互动频率较低，成员间的交流往往流于表面，难以深入探讨复杂问题或分享内心真实感受[1]。
大量研究已证实，家庭沟通模式会对家庭成员的社会环境感知、心理状态、信息处理能力及信息沟通实践产生显著影响(Schrodt, Witt, & Messersmith, 2008)。高对话取向的家庭沟通模式能极大提升代际沟通的舒适度，让子女愿意在家庭中分享讨论各类话题(Scruggs & Schrodt, 2021)。在这样的家庭氛围中，子女感受到被尊重与理解，更愿意向父母倾诉自己在学习、生活中遇到的问题以及内心的困惑。相较之下，高妥协取向的家庭沟通模式会在父母和子女之间筑起高墙，使得子女在与父母讨论可能违反父母期望或价值观的话题时，试图隐瞒或避免分享信息(Huang, 1999)，这可能导致亲子之间缺乏深入了解，影响家庭关系的和谐发展[2]。
2、健康信念(Health Belief)
健康信念是健康心理学与健康传播学中的核心构念，它源于健康信念模型(HBM)。HBM由Hochbaum、Rosenstock等人于20世纪50年代提出，旨在解释和预测个体为何采取或拒绝采取预防性健康行为[3]。该模型认为，个体的健康行为并非由客观事实直接决定，而是由其自身对健康威胁的主观感知以及对该行为利弊的评估所共同驱动。经过数十年的发展与完善，HBM已成为理解健康决策最具影响力的理论框架之一。健康信念是一个多维度的概念，通常包含感知易感性、感知严重性、感知益处、感知障碍、行动线索、自我效能几个核心维度[4]。在家庭健康传播的语境下，健康信念的形成与演变并非纯粹的个体认知过程，而是深受家庭沟通环境的塑造。家庭沟通模式理论为此提供了有力的解释视角。高对话取向的家庭鼓励信息探索、理性辩论和情感表达，这种环境有助于家庭成员更客观、全面地评估健康威胁，更积极地了解健康行为的益处，并通过家庭支持共同克服障碍、提升自我效能。反之，高妥协取向的家庭可能限制信息多样性，强调统一观点，可能导致成员要么盲目乐观，要么因恐惧沟通而回避讨论，无法有效获取减少障碍和提升效能感所需的社会支持。因此，本研究提出，家庭沟通模式是塑造家庭成员健康信念的重要前因变量。
3、健康信息采纳行为(Health Information Adoption Behavior)
健康信息采纳行为是指个体在接触健康信息后，对其内容进行认知加工、情感反应，并最终将其转化为实际行动或行为意向的过程。它超越了单纯的信息寻求与分享，是健康信息传播链条的最终环节和价值体现，直接关系到健康传播活动的实效。健康信息采纳行为可以根据其性质分为信息型采纳、决策型采纳、行为型采纳。健康信息采纳行为的研究深受信息采纳模型(IAM)和精细加工可能性模型(ELM)的影响[5]。与健康信念类似，健康信息采纳也绝非发生在真空中。家庭系统是影响个体健康信息处理的最重要微观环境。首先，家庭是健康信息的重要来源和“解释性社区”。在高对话取向的家庭中，流入的健康信息会经过成员的共同讨论、质疑和验证，这一社会性加工过程极大地增强了个体对信息有用性和可信度的判断，从而促进其中枢路径的加工与最终采纳(Watts & Hovick, 2023)。其次，家庭沟通氛围直接影响个体的采纳动机。一个支持性的环境让成员更愿意尝试新行为，即使失败也不会被嘲笑，这降低了行为改变的心理成本，从而鼓励采纳。
4、家庭凝聚力(Family Cohesion)
家庭凝聚力作为家庭系统理论的核心概念之一，是指家庭成员之间的情感联结、归属感以及共同应对挑战的能力(Olson, 2000)。它不仅是衡量家庭功能的重要指标，也对家庭成员的心理健康、社会适应及整体福祉具有深远影响(Barnes & Olson, 1985)。家庭凝聚力的定义经历了从单一维度到多维度的演变。早期研究将其简单定义为家庭成员之间的情感亲密程度(Beavers & Hampson, 1990)，而随着研究的深入，学者们逐渐认识到家庭凝聚力是一个多维构念。Olson (2000)提出的环状模型理论(Circumplex Model)将家庭凝聚力划分为情感联结、家庭界限、共同活动及支持系统四个维度，为后续研究提供了重要的理论框架[6]。
总体而言，家庭凝聚力在健康传播领域的研究价值与实践意义日益凸显。研究表明，高凝聚力的家庭能够为家庭成员提供安全的情感支持环境，促进健康信息的获取与分享。这种情感联结与共同活动不仅有助于家庭成员自由讨论健康话题，还能提升他们对健康信息的理解与信任，从而促进健康行为的形成，如健康饮食、定期锻炼等。此外，家庭凝聚力还能够增强家庭成员的健康行为一致性，提升健康干预措施的效果。综上所述，家庭凝聚力在健康传播领域具有重要的理论与实践意义，为理解家庭健康信息传播与健康行为形成提供了系统的理论框架，并为设计有效的健康干预措施提供了理论依据。
5、健康信念的中介桥梁作用：连接沟通、行为与凝聚力
健康信念在本文的理论框架中扮演着至关重要的中介角色，连接了家庭沟通模式、健康信息采纳行为乃至最终的家庭凝聚力。其内在逻辑链条如下：1) 家庭沟通模式→健康信念：如前所述，对话取向或妥协取向的家庭沟通环境，会系统性地塑造家庭成员对健康威胁和健康行为的核心信念。2) 健康信念→健康信息采纳行为：根据HBM和IAM，个体的健康信念直接决定其信息处理策略和行为决策。当个体感知到高易感性、高严重性，同时相信采纳行为益处大、障碍小、且自我效能高时，其采纳相关健康信息的意愿和可能性会显著增强[7]。3) 整合路径：家庭沟通模式→健康信念→健康信息采纳行为：因此，家庭沟通模式首先通过影响健康信念，进而间接影响健康信息采纳行为。4) 延伸至家庭凝聚力：健康信息采纳行为本身可以是一项家庭共同活动，成功的共同采纳经历能够增强家庭成员间的合作、互信与归属感，从而直接提升家庭凝聚力[8]。此外，家庭沟通模式通过“健康信念–健康信息采纳”这一路径，最终促进了家庭的整体健康福祉，这种积极的共同成果又会反过来强化成员对家庭功能的满意度和情感联结，间接巩固家庭凝聚力。综上所述，引入健康信念作为中介变量，能够更深刻、更微观地揭示家庭沟通模式影响个体健康行为决策的内在心理机制，从而打开家庭系统如何影响个体健康的“认知黑箱”。
3. 研究假设与研究框架
(一) 研究假设
基于以上内容，本文提出以下研究假设：
H1：对话取向的家庭沟通模式正向影响健康信息采纳行为，妥协取向的家庭沟通模式则相反。
H2：对话取向的家庭沟通模式正向影响家庭凝聚力，妥协取向的家庭沟通模式则相反。
H3：健康信念中的感知易感性、感知严重性、感知益处、感知障碍和自我效能感在家庭沟通模式与健康信息采纳行为间起中介作用。
H4：健康信念在家庭沟通模式与家庭凝聚力间起中介作用，且各维度中介效应存在差异。
(二) 研究框架
本文具体研究框架如下图所示(见图1)。
Figure 1. Research framework diagram
图1. 研究框架图
4. 研究方法
(一) 数据收集
本研究采用线上与线下相结合的多元化数据收集方式，以最大程度扩大样本覆盖范围，提高数据的代表性。线上借助问卷星平台生成电子问卷链接，充分利用社交媒体平台，在各类学术交流群、健康相关网络论坛以及朋友圈等渠道进行发放。线下数据收集则聚焦于社区、学校等人流量较大且人员构成多样化的场所。在数据收集过程中，严格遵循知情同意原则，向每一位受访者详细介绍研究的目的、用途以及数据保密措施。同时，为避免无效问卷的产生，设置了问卷填写时间限制和逻辑跳转问题。此外对于存在明显矛盾或不完整的问卷进行了补充或修正，确保数据的真实性和有效性。
(二) 变量测量
1、家庭沟通模式测量
参考Koerner和Fitzpatrick提出的家庭沟通模式量表，并结合数字化家庭沟通场景的新特点进行调整优化。量表从妥协和对话两个核心维度出发，设置了8个题项，所有题项采用Likert 5点计分法。通过这些题项，能够较全面地测量家庭沟通模式的类型，从而分析不同沟通模式对其他变量的影响。
2、健康信念测量
健康信念的测量依据经典的健康信念模式量表，针对感知易感性、感知严重性、感知益处、感知障碍和自我效能感五个核心维度进行设计，共包含15个题项。同样采用Likert 5点计分法，从不同角度全面测量受访者的健康信念，为分析其在家庭沟通模式与健康信息采纳行为、家庭凝聚力之间的中介作用提供数据支持。
3、健康信息采纳行为测量
健康信息采纳行为的测量从信息获取渠道、信任程度、行为改变三个关键方面设置题项同样以Likert 5点计分法进行测量，全面评估受访者的健康信息采纳行为，从而探究家庭沟通模式和健康信念对其的影响机制。
4、家庭凝聚力测量
采用家庭凝聚力量表(Family Cohesion Scale, FCS)，包括情感联结和共同活动两个维度。所有题项均采用Likert 5点计分法，通过这些题项能够准确测量家庭凝聚力水平，分析家庭沟通模式和健康信念对家庭凝聚力的影响路径。
通过以上对数据收集及各变量测量的详细设计与实施，本研究确保了问卷调查法能够科学、有效地获取所需数据，为深入探究健康信念在家庭沟通模式影响健康信息采纳行为及家庭凝聚力过程中的作用机制奠定坚实基础。
5. 研究发现
(一) 信度检验
Table 1. Reliability statistics table
表1. 可靠性统计结果表
维度 |
克隆巴赫Alpha |
项数 |
妥协取向 |
0.871 |
4 |
对话取向 |
0.907 |
4 |
感知易感性维度 |
0.795 |
2 |
感知严重性维度 |
0.816 |
2 |
感知益处维度 |
0.769 |
2 |
感知障碍维度 |
0.793 |
2 |
自我效能感维度 |
0.755 |
2 |
健康信念维度 |
0.709 |
10 |
健康信息采纳行为维度 |
0.897 |
4 |
家庭凝聚力维度 |
0.974 |
8 |
整体问卷 |
0.733 |
29 |
表1是可靠性统计结果表，该表格呈现各维度克隆巴赫Alpha系数以评估量表内部一致性信度。依据判断标准，妥协取向(0.871)、对话取向(0.907)、感知严重性维度(0.816)、健康信息采纳行为维度(0.897)信度良好，家庭凝聚力维度(0.974)信度非常好；感知易感性(0.795)、感知益处(0.769)、感知障碍(0.793)、自我效能感(0.755)、健康信念(0.709)维度信度可接受。整体而言，所有维度信度均在0.7及以上，量表内部一致性信度较好，数据质量高，可用于后续分析。
(二) 效度检验
Table 2. Table of KMO and Bartlett’s test results
表2. KMO和巴特利特检验结果表
维度 |
KMO取样适切性量数 |
近似卡方 |
自由度 |
显著性 |
妥协取向 |
0.822 |
625.083 |
6 |
0.000 |
对话取向 |
0.853 |
835.901 |
6 |
0.000 |
健康信念维度 |
0.814 |
1301.276 |
45 |
0.000 |
健康信息采纳行为维度 |
0.831 |
818.455 |
6 |
0.000 |
家庭凝聚力维度 |
0.967 |
3273.042 |
28 |
0.000 |
整体问卷 |
0.945 |
8029.763 |
435 |
0.000 |
表2的KMO和巴特利特球形检验结果显示，妥协取向(KMO = 0.822)、对话取向(KMO = 0.853)、健康信念维度(KMO = 0.814)、健康信息采纳行为维度(KMO = 0.831)的KMO值处于0.8~0.9区间，家庭凝聚力维度(KMO = 0.967)和整体问卷(KMO = 0.945)的KMO值接近1；且所有维度及整体问卷的巴特利特
Table 3. Correspondence table of structural equation modeling variables
表3. 结构方程变量对照表
变量 |
维度 |
外生潜变量(自变量) |
对话取向(DC) |
妥协取向(CC) |
中介潜变量 |
感知易感性(SUS) |
感知严重性(SEV) |
感知益处(BEN) |
感知障碍(BAR) |
自我效能感(EFF) |
内生潜变量(因变量) |
健康信息采纳行为(HAB) |
家庭凝聚力(FCO) |
Figure 2. Structural model path diagram
图2. 结构模型路径图
球形检验显著性均为0.000 (小于0.05)。综上，各维度与整体问卷均适合开展因子分析，为后续检验量表结构效度奠定了良好基础。
(三) 构建结构方程
见表3可知本研究相关变量及维度，直接影响路径假设为：对话取向(DC)对健康信息采纳行为(HAB)和家庭凝聚力(FCO)均有正向影响(分别对应假设H1、H2)；妥协取向(CC)对健康信息采纳行为(HAB)和家庭凝聚力(FCO)均有负向影响(同样分别对应假设H1、H2)。
中介影响路径为：家庭沟通模式(对话取向DC、妥协取向CC)先影响健康信念各维度(感知易感性SUS、感知严重性SEV、感知益处BEN、感知障碍BAR、自我效能感EFF)，再通过这些健康信念维度，一方面影响健康信息采纳行为(HAB，对应假设H3)，另一方面在家庭沟通模式与家庭凝聚力(FCO)间起中介作用且各维度中介效应存在差异(对应假设H4)。具体结构模型路径图见图2。
(四) 模型拟合
Table 4. Core model fit indices
表4. 核心拟合指标结果表
序号 |
指标 |
值 |
1 |
χ² |
654.132 |
2 |
RMSEA |
0.048 |
3 |
比较适配指数 |
0.965 |
4 |
TLI |
0.960 |
5 |
适配度指数 |
0.922 |
表4是结构方程拟合指标结果表，结构方程模型核心拟合指标结果显示，尽管卡方值受样本量影响存在局限性，但渐进残差均方根(RMSEA)为0.048，小于0.05，表明模型近似拟合度非常好；比较适配指数(CFI)达0.965、非规范适配指数(TLI)为0.960，均大于0.95，说明模型拟合非常出色；适配度指数(GFI)是0.922，大于0.9，体现模型对数据的绝对拟合程度良好。综合来看，模型与数据拟合程度很高，能较好反映变量间关系。
Table 5. Results of path coefficients and their significance
表5. 路径系数与显著性结果表
假设 |
路径 |
b |
p |
H1 |
对话取向→健康信息采纳(正向) |
0.570 |
0.00631 |
H2 |
妥协取向→健康信息采纳(负向) |
−0.889 |
0.0451 |
H3 |
对话取向→家庭凝聚力(正向) |
1.862 |
0.0263 |
H4 |
妥协取向→家庭凝聚力(负向) |
−0.836 |
0.00615 |
表5路径系数与显著性结果显示，假设H1中对话取向对健康信息采纳呈正向影响，路径系数b为0.570，p值0.00631小于0.05，影响显著；假设H2里妥协取向对健康信息采纳呈负向影响，b为−0.889，p值0.0451小于0.05，影响显著；假设H3中对话取向对家庭凝聚力呈正向影响，b为1.862，p值0.0263小于0.05，影响显著；假设H4里妥协取向对家庭凝聚力呈负向影响，b为−0.836，p值0.00615小于0.05，影响显著。综上，所有假设的路径系数方向均与预期一致，且p值均小于0.05，研究假设均得到数据支持，即对话取向对健康信息采纳、家庭凝聚力有显著正向影响，妥协取向对健康信息采纳、家庭凝聚力有显著负向影响。
Table 6. Table of mediation effect results
表6. 中介效应结果表
指标 |
间接效应 |
是否成立 |
对话→感知易感性→健康信息采纳 |
−0.288 |
成立 |
对话→感知严重性→健康信息采纳 |
−0.932 |
成立 |
对话→感知益处→健康信息采纳 |
185.159 |
成立 |
对话→感知障碍→健康信息采纳 |
0.045 |
成立 |
对话→自我效能感→健康信息采纳 |
−0.978 |
成立 |
妥协→感知易感性→健康信息采纳 |
0.273 |
成立 |
妥协→感知严重性→健康信息采纳 |
0.932 |
成立 |
妥协→感知益处→健康信息采纳 |
−186.086 |
成立 |
妥协→感知障碍→健康信息采纳 |
−0.044 |
成立 |
妥协→自我效能感→健康信息采纳 |
0.973 |
成立 |
对话→感知易感性→家庭凝聚力 |
−0.121 |
成立 |
对话→感知严重性→家庭凝聚力 |
0.795 |
成立 |
对话→感知益处→家庭凝聚力 |
178.694 |
成立 |
对话→感知障碍→家庭凝聚力 |
0.208 |
成立 |
对话→自我效能感→家庭凝聚力 |
0.630 |
成立 |
妥协→感知易感性→家庭凝聚力 |
0.115 |
不成立 |
妥协→感知严重性→家庭凝聚力 |
−0.795 |
不成立 |
妥协→感知益处→家庭凝聚力 |
−179.588 |
不成立 |
妥协→感知障碍→家庭凝聚力 |
−0.205 |
不成立 |
妥协→自我效能感→家庭凝聚力 |
−0.627 |
不成立 |
表6是中介效应结果表，中介效应结果显示，在健康信息采纳方面，对话取向经感知易感性、感知严重性、自我效能感对其有负向间接影响，经感知益处、感知障碍有正向间接影响；妥协取向经感知易感性、感知严重性、自我效能感对其有正向间接影响，经感知益处、感知障碍有负向间接影响，且这些中介效应均成立。而在家庭凝聚力方面，仅对话取向经健康信念各维度的中介效应成立，妥协取向经健康信念各维度对家庭凝聚力的中介效应均不成立。
假设检验汇总结果显示，H1 (对话取向正向预测健康信息采纳)、H2 (妥协取向负向预测健康信息采纳)、H3 (对话取向正向预测家庭凝聚力)、H5 (健康信念在家庭沟通–健康信息采纳间起中介作用)、H6 (健康信念在家庭沟通–家庭凝聚力间起中介作用)均得到支持，仅H4 (妥协取向负向预测家庭凝聚力)未得到支持。
6. 研究主要结论与讨论
(一) 家庭沟通模式对健康信息采纳行为的差异化影响
H1得到支持，这与前人研究结果具有一致性。对话取向高的家庭以开放、自由的沟通为特征，创造了理想的健康信息讨论环境。家庭成员能够主动表达、质疑和探讨健康信息，这种批判性讨论促进深度认知加工，增强对信息的理解与评估，从而推动理性采纳。此外，高对话取向家庭营造的心理安全感鼓励成员主动寻求和分享信息，并在面对健康决策时获得情感支持，使信息采纳成为社会化的过程，而非孤独的个体行为。
H2的成立揭示了过度强调和谐的负面影响。妥协取向要求成员隐藏真实想法以维持表面和谐，这会抑制关键信息的流动与批判性思维的生成。例如，弱势成员可能因担心挑战权威而不敢质疑有风险的“偏方”，导致决策基于不完整或有偏的信息集。此外，妥协取向可能使健康行为改变依赖于外部动机而非内在认同，导致行为难以持续。这提示我们表面的和谐或许掩盖了健康决策中的潜在风险。
(二) 家庭沟通模式对家庭凝聚力的非对称性影响
H3同样得到支持。开放对话通过两种途径增强凝聚力：一是过程性凝聚力，即频繁、平等的沟通创造共享时间和情感交流机会，强化成员间的联结感；二是结果性凝聚力，即通过共同解决问题和达成共识，增强集体效能感与家庭认同。在健康情境下，共同应对健康挑战能显著强化“共渡难关”的归属感。
然而，H4未获支持，这可能源于以下原因：首先，文化价值可能起调节作用。在中国集体主义文化中，“和谐”与“妥协”可能被视为“顾全大局”的美德，而非单纯的压抑，因此妥协行为未必降低对家庭关系的评价。其次，妥协取向可能包含“自愿”与“强制”两种类型，测量工具若未加区分，可能导致效应抵消。自愿妥协(如为家人调整饮食)可能通过表达关爱增强凝聚力，而强制妥协(如被迫服从)才会侵蚀关系。此外，家庭生命周期也可能产生影响，例如在权威较强的家庭中，子女妥协可能被视为规则正常运行的表现，而非功能失调。
(三) 健康信念的中介作用
H5与H6的成立揭示了家庭沟通影响行为与关系的内在心理机制。健康信念在“家庭沟通–健康信息采纳”间的中介作用表明，高对话取向沟通通过提升对健康威胁的感知严重性、易感性及行动益处的理性评估，促进信息采纳，反之，妥协取向阻碍理性信念的形成，可能因信息不全而低估风险或高估障碍，抑制采纳意愿。
健康信念在“家庭沟通–家庭凝聚力”间的中介作用是本研究的一个创新发现。当家庭通过对话共同面对健康议题时，会构建共享的健康信念体系，形成对健康威胁与应对策略的共识。这种“共享现实”减少了认知差异引发的摩擦，创造了团结感，使成员在健康行为上相互理解与支持，从而增强家庭整体效能感与凝聚力。因此，健康信念不仅是个体认知，也是家庭“共享心智模型”的组成部分，其一致性与强度直接影响家庭系统的和谐与效能。
7. 研究局限与展望
任何研究均在特定情境下展开，存在其固有局限。本研究在样本选取、研究设计、测量工具及理论模型等方面存在可改进之处，具体如下：
(一) 样本代表性局限
本研究采用便利抽样，样本多集中于教育水平较高、信息渠道丰富且关注健康的城市人群，导致结论普适性受限。农村、低教育水平及社会经济地位较低的家庭，其沟通模式与健康信念可能存在差异。未来研究应通过多阶段分层随机抽样，覆盖不同地域、教育背景及经济地位的家庭，以验证模型的稳健性与适用边界。
(二) 横截面研究的因果推断局限
横截面设计仅能于同一时间点收集数据，难以确证变量间的因果方向。例如，沟通与家庭凝聚力可能互为因果。未来研究可采用纵向追踪或实验设计，通过多次测量或随机干预，明确变量间的时序关系与因果效应。
(三) 测量工具的优化空间
现有量表对“妥协取向”的测量未能区分“积极迁就”与“消极压抑”两种不同动机，可能混淆研究结果。未来应开发更精细的量表，分别考察二者对家庭凝聚力与健康行为的影响。此外，健康信念作为多维度构念，其不同子维度(如感知易感性、感知障碍)在中介路径中可能发挥不同作用，需分别加以检验。
(四) 引入调节变量以界定边界条件
本研究未直接检验文化背景、家庭生命周期或健康议题类型等潜在调节变量。未来应系统考察这些因素，例如分析个人主义/集体主义文化对沟通效果的影响，或比较沟通在不同家庭阶段或不同健康议题中的作用差异，从而明确模型适用的具体条件。
总之，本研究不仅提供了现有发现，也为后续研究开辟了多个有价值的拓展方向。通过改进样本代表性、研究设计、测量工具，并纳入调节与多重中介变量，可逐步构建更完善的理论体系，为家庭沟通与健康促进实践提供更扎实的依据。