老年人休閑動(dòng)機(jī)、休閑涉入對(duì)休閑滿(mǎn)意度的影響

郭啟貴 桑美玲 羅炯

(西南大學(xué)體育學(xué)院 國(guó)家體育總局體質(zhì)評(píng)價(jià)與運(yùn)動(dòng)機(jī)能監(jiān)控重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，重慶 400715)

休閑活動(dòng)的參與程度是成功老年生活的決定因素〔1〕。老年人隨著年齡的增長(zhǎng)，在選擇適合相關(guān)的休閑活動(dòng)也與年輕時(shí)有所不同，往往更加追求更好的生活質(zhì)量故其休閑動(dòng)機(jī)、休閑涉入應(yīng)與一般成人有所差異〔2〕。涉入是一種介于個(gè)人和休閑活動(dòng)之間的一種動(dòng)機(jī)，故涉入應(yīng)是發(fā)生于動(dòng)機(jī)產(chǎn)生所造成的心理狀態(tài)〔3〕。動(dòng)機(jī)是涉入的前置因素，對(duì)休閑涉入有正向影響〔4～9〕。休閑滿(mǎn)意度〔10～19〕系指?jìng)€(gè)體透過(guò)休閑活動(dòng)參與所得到的正面知覺(jué)或感覺(jué)，乃是個(gè)體在其整體休閑體驗(yàn)及情境下所感覺(jué)到滿(mǎn)足的程度，而此滿(mǎn)足感來(lái)自于個(gè)體察覺(jué)到或未察覺(jué)到的需求的滿(mǎn)足。本文主要探討老年人休閑動(dòng)機(jī)、休閑涉入與休閑滿(mǎn)意度的關(guān)系。

1 對(duì)象與方法

1.1研究對(duì)象 以西南地區(qū)重慶市主城區(qū)且年滿(mǎn)65歲(含)以上的老年人為研究對(duì)象，為有效反映母群體的真實(shí)性，因此于公園、健身廣場(chǎng)、老人中心和校園等地方取得不同人口樣本，采用立意抽樣方式進(jìn)行調(diào)查，為使填答者能提供真實(shí)的答案，填答者可不受時(shí)間限制，并配合無(wú)記名方式進(jìn)行。本研究共發(fā)放400份問(wèn)卷，回收有效問(wèn)卷334份，有效回收率為83.5%。

1.2問(wèn)卷設(shè)計(jì) 采用結(jié)構(gòu)式問(wèn)卷作為調(diào)查工具，在參閱大量研究文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，經(jīng)過(guò)擬定初稿、預(yù)測(cè)試，分析預(yù)試結(jié)果完成問(wèn)卷終稿。問(wèn)卷共分三部分。(1)休閑動(dòng)機(jī)量表。主要是參考Beard等〔20〕編制的休閑參與動(dòng)機(jī)量表，包括健康適能、緩解生活壓力、社會(huì)需求、人際能力4個(gè)構(gòu)面，每個(gè)構(gòu)面由各選題項(xiàng)的平均數(shù)作為觀察變項(xiàng)。(2)休閑涉入量表。采用McIntyre等〔21〕的定義，由吸引力、自我表現(xiàn)與生活中心性3個(gè)構(gòu)面組成，每個(gè)構(gòu)面由各選題項(xiàng)的平均數(shù)作為觀察變項(xiàng)。(3)休閑滿(mǎn)意度量表，包括5個(gè)構(gòu)面：心理、教育、社交、放松與美學(xué)構(gòu)面，每個(gè)構(gòu)面由各選題項(xiàng)的平均數(shù)作為觀察變項(xiàng)。所有題項(xiàng)以受試者自陳式的主觀認(rèn)知來(lái)衡量其內(nèi)心最真實(shí)的感受，因?yàn)楸狙芯克接懙淖冺?xiàng)并無(wú)客觀指標(biāo)衡量的可能性，故每個(gè)變項(xiàng)雖皆為受試者自己填答，為避免共同方法變異的疑慮，所有題項(xiàng)以分散出現(xiàn)的方式讓受試者填寫(xiě)〔22〕。采用Likert 5級(jí)評(píng)分，選項(xiàng)“非常符合”至“很不符合”，分別計(jì)1～5分，全部題項(xiàng)采正向題及封閉式問(wèn)答，得分越高表示休閑動(dòng)機(jī)、休閑涉入與休閑滿(mǎn)意度越高。

1.3效度及信度檢驗(yàn) (1)問(wèn)卷的效度檢驗(yàn)。效度測(cè)試采用專(zhuān)家打分形式,即針對(duì)每道題的設(shè)計(jì)是否反映所要探討的主題。以100分制為標(biāo)準(zhǔn)，經(jīng)專(zhuān)家兩次打分,凡是平均得分低于80分的題項(xiàng)給予刪除，最終留下的所有條目平均得分92.7分。(2)問(wèn)卷的信度檢驗(yàn)。采用重測(cè)法，在主城區(qū)分別選取兩個(gè)地點(diǎn)進(jìn)行測(cè)試，兩次試填時(shí)間間歇為20 d，回收卷結(jié)果表明，問(wèn)卷的兩次回答一致性較高，相關(guān)系數(shù)為r=0.90。

1.4統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 運(yùn)用SPSS13.0軟件及AMOS21.0版線(xiàn)性結(jié)構(gòu)模式軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

2 結(jié)果與分析

2.1休閑動(dòng)機(jī)、休閑涉入與休閑滿(mǎn)意度維度構(gòu)成及特點(diǎn) 在進(jìn)行因素分析前先進(jìn)行KMO與Bartlett檢定，KMO是Kaiser-Meyer-Olkin的取樣適合性量數(shù)，當(dāng)KMO值愈大時(shí)，表示變項(xiàng)間的共同因素愈多，愈適合進(jìn)因素分析。Bartlett球形考驗(yàn)若達(dá)顯著水平(P<0.01)，代表母群體的相關(guān)矩陣有共同因素存在，適合進(jìn)行因素分析。休閑動(dòng)機(jī)量表：KMO=0.887,χ2=7 149.341,P<0.001,表明適合進(jìn)行因素分析；Cronbach α系數(shù)為0.926，顯示本量表具有良好的信度。本量表經(jīng)項(xiàng)目分析后，各題題項(xiàng)P值皆達(dá)顯著水平，且t絕對(duì)值皆≥3，因此保留所有題項(xiàng)，其總解釋變異量76.60%。休閑涉入量表：KMO=0.959;χ2=4 911.90,P<0.001,代表休閑涉入量表適合進(jìn)行因素分析；Cronbach α系數(shù)為0.917，顯示本量表具有良好的信度。本量表經(jīng)項(xiàng)目分析結(jié)果顯示，各題題項(xiàng)P值皆達(dá)顯著水平，且t絕對(duì)值皆≥3，因此保留所有題項(xiàng)，其總解釋變異量74.33%。休閑滿(mǎn)意度量表：KMO=0.908;χ2=3 666.46,P<0.001,代表休閑滿(mǎn)意度量表適合進(jìn)行因素分析。Cronbach α系數(shù)為0.901，顯示本量表具有良好之信度。本量表經(jīng)項(xiàng)目分析結(jié)果顯示，各題題項(xiàng)P值皆達(dá)顯著水平，且t絕對(duì)值皆≥3，因此保留所有題項(xiàng)，其總解釋變異量55.23%。以因素分析來(lái)建構(gòu)這三份量表的效度，以主成分分析法抽取因素并以最大變異法進(jìn)行正交轉(zhuǎn)軸特征值>1以上因素。并依據(jù)評(píng)鑒標(biāo)準(zhǔn)〔23〕需舍去因素負(fù)荷量在0.40以下的題目。問(wèn)卷量表題目因素負(fù)荷量都在0.40以上，才予以保留作為正式問(wèn)卷題目。結(jié)果顯示休閑滿(mǎn)意度量表、休閑涉入量表、休閑滿(mǎn)意度量表均有良好的信度和效度。

2.2模型的建立與驗(yàn)證 采用結(jié)構(gòu)方程模型分析方法，以IBM SPSS Amos21.0統(tǒng)計(jì)程序分析資料。數(shù)據(jù)分析主要分為3個(gè)步驟，①首先在進(jìn)行評(píng)估模型配適度前，需先檢驗(yàn)違犯估計(jì)，檢驗(yàn)估計(jì)系數(shù)是否已超出可接受范圍。本研究休閑動(dòng)機(jī)、休閑涉入與休閑滿(mǎn)意度量表經(jīng)檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)皆未超過(guò)0.95；且無(wú)負(fù)的誤差變異數(shù)存在且皆達(dá)顯著。說(shuō)明本模型并無(wú)違犯估計(jì)情形發(fā)生，可進(jìn)行測(cè)量模型配適度檢驗(yàn)。②為避免影響模型的估計(jì)與檢視結(jié)果，進(jìn)行常態(tài)性檢定，依據(jù)模型中的觀察變項(xiàng)的偏態(tài)與峰度絕對(duì)值進(jìn)行檢視，以作為選擇估計(jì)方法的依據(jù)。休閑動(dòng)機(jī)、休閑涉入與休閑滿(mǎn)意度量表經(jīng)檢驗(yàn)偏態(tài)絕對(duì)值沒(méi)有>2的情況出現(xiàn)；而峰度的絕對(duì)值亦無(wú)>7的情況出現(xiàn)。說(shuō)明模式的觀察變項(xiàng)皆符合常態(tài)分配。③驗(yàn)證性(CFA)因素分析，檢定整個(gè)模型的配適度之后，以驗(yàn)證本研究所提出的因果模型路徑圖是否與數(shù)據(jù)相配適。在CFA因素分析中，可了解休閑動(dòng)機(jī)、休閑涉入與休閑滿(mǎn)意度的所屬各個(gè)觀察變項(xiàng)的因素負(fù)荷量皆達(dá)0.7以上，指標(biāo)信度亦達(dá)0.5以上，表示CFA模型情形良好，再分別計(jì)算各潛在變項(xiàng)的組合信度(CR)與平均方差抽取量(AVE)，最終保留的題項(xiàng)經(jīng)檢驗(yàn)，最終形成休閑動(dòng)機(jī)、休閑涉入與休閑滿(mǎn)意度量表各題項(xiàng)載荷全部在0.50～0.95，組合信度(CR)均大于0.6,AVE值也均大于0.5的規(guī)定要求，說(shuō)明休閑動(dòng)機(jī)、休閑涉入與休閑滿(mǎn)意度量表的收斂效度非常好；并且本研究所有量表的各維度的AVE值的平方根值皆大于相關(guān)系數(shù)，說(shuō)明自尊量表具有很好的區(qū)別效度。

2.3休閑動(dòng)機(jī)、休閑涉入及休閑滿(mǎn)意度的關(guān)聯(lián)分析 圖1顯示：(1)休閑動(dòng)機(jī)、休閑涉入與休閑滿(mǎn)意度的結(jié)構(gòu)模型，模型的χ2/自由度(df)、比較擬合指數(shù)(CFI)、擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)、調(diào)整擬合優(yōu)度指數(shù)(AGFI)、近似誤差均方根(RMSEA)、Tucker-Lewls指數(shù)(TLI)及增值適配指數(shù)(IFI)的值依次為1.543、0.989、0.954、0.929、0.045、0.985、0.989均達(dá)到了可接受的標(biāo)準(zhǔn)。結(jié)構(gòu)模型的擬合優(yōu)度尚可，顯示假設(shè)模型較好地?cái)M合了觀測(cè)數(shù)據(jù)，指標(biāo)皆在合理范圍內(nèi)，模型適配度非常良好。(2)結(jié)構(gòu)模型路徑清晰顯示：①休閑動(dòng)機(jī)對(duì)休閑涉入存在影響作用，對(duì)應(yīng)的路徑系數(shù)為0.68；②休閑涉入對(duì)休閑滿(mǎn)意度存在影響作用，對(duì)應(yīng)的路徑系數(shù)為0.48；③休閑動(dòng)機(jī)對(duì)休閑滿(mǎn)意度亦存在影響作用，對(duì)應(yīng)的路徑系數(shù)為0.46。老年人休閑動(dòng)機(jī)對(duì)休閑涉入的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.682，P=0.009,置信區(qū)間0.562～0.765，且沒(méi)有包括零，說(shuō)明休閑動(dòng)機(jī)對(duì)休閑涉入有顯著的正向影響作用。老年人休閑動(dòng)機(jī)對(duì)休閑滿(mǎn)意度的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.459，P=0.012,置信區(qū)間0.293～0.592，且沒(méi)有包括零的，說(shuō)明休閑動(dòng)機(jī)對(duì)休閑滿(mǎn)意度有顯著的正向影響作用。休閑涉入對(duì)休閑滿(mǎn)意度的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.484，P=0.012,置信區(qū)間0.357～0.629，且沒(méi)有包括零，說(shuō)明休閑涉入對(duì)休閑滿(mǎn)意度有顯著的正向影響作用。休閑動(dòng)機(jī)對(duì)休閑滿(mǎn)意度的直接效應(yīng)為0.459,P=0.012,置信區(qū)間0.293～0.592，且沒(méi)有包括零，說(shuō)明休閑動(dòng)機(jī)對(duì)休閑滿(mǎn)意度的直接效應(yīng)是顯著的。間接效應(yīng)為0.330，P=0.005,置信區(qū)間0.233～0.464，且沒(méi)有包括零，說(shuō)明休閑動(dòng)機(jī)對(duì)休閑滿(mǎn)意度的間接效應(yīng)是顯著的，通過(guò)分析間接效應(yīng)部分占比為41.77%，總效應(yīng)為0.790，P=0.004,置信區(qū)間0.716～0.879，且沒(méi)有包括零，說(shuō)明休閑動(dòng)機(jī)對(duì)休閑滿(mǎn)意度的總效應(yīng)是顯著的，由于間接效果與直接效果皆顯著存在，說(shuō)明整體模型當(dāng)中休閑涉入為主要關(guān)系的部分中介機(jī)制。

圖1 休閑動(dòng)機(jī)、休閑涉入與休閑滿(mǎn)意度結(jié)構(gòu)路徑圖

3 討 論

3.1休閑動(dòng)機(jī)、休閑涉入與休閑滿(mǎn)意度之間的直接影響 休閑動(dòng)機(jī)越強(qiáng)烈，休閑涉入程度越高，老年人即使年事稍高，仍然對(duì)于休閑活動(dòng)和新奇的事務(wù)擁有好奇心，想要進(jìn)一步了解和學(xué)習(xí)，就會(huì)積極采取健康的方式來(lái)維持自己的需求，從而休閑涉入程度就會(huì)增加。基于需要層次理論〔24〕,當(dāng)個(gè)體的休閑動(dòng)機(jī)愈強(qiáng)烈，將會(huì)驅(qū)使其更多的休閑活動(dòng)，故休閑參與動(dòng)機(jī)與涉入程度相關(guān)，并具有正向影響效果。這與Chen等〔25〕的研究結(jié)論完全符合。

休閑涉入程度越高，老年人的休閑滿(mǎn)意度就越高，老年人大多已無(wú)正職工作或退休在家，為了找尋其生活重心和培養(yǎng)樂(lè)趣，會(huì)積極從事休閑活動(dòng)，促使老年人體質(zhì)增強(qiáng)，身心愉悅，休閑滿(mǎn)意度就會(huì)提升。基于休閑概念理論,認(rèn)為休閑活動(dòng)參與者，為了娛樂(lè)與恢復(fù)個(gè)人精神可以從休閑活動(dòng)體驗(yàn)中獲益良多。當(dāng)個(gè)體在涉入某項(xiàng)活動(dòng)時(shí)，其內(nèi)心的活動(dòng)是相當(dāng)活躍的表現(xiàn)，當(dāng)其投入于休閑活動(dòng)時(shí)，是因?yàn)槠诖兴鶟M(mǎn)足的感受得以回饋，在各項(xiàng)有利的條件引領(lǐng)下，涉入愈多者亦有可能得到較多的正向反應(yīng)，對(duì)其身心都有良好的感受，達(dá)到滿(mǎn)意度的提升，休閑涉入可以幫助個(gè)體釋放能量，并抑制情緒，緩解潛藏的壓力，休閑涉入的結(jié)果可以增進(jìn)身心健康，對(duì)減少晚年危機(jī)的影響相當(dāng)重要。因此，休閑滿(mǎn)意度乃是了解老人是否能成功老化的重要概念，而且休閑活動(dòng)的參與，將有助于提升老年人的生活滿(mǎn)意度。

休閑動(dòng)機(jī)對(duì)休閑滿(mǎn)意度亦存在顯著的正向直接影響作用，表明老年人休閑動(dòng)機(jī)越高，休閑滿(mǎn)意度就越高。基于動(dòng)機(jī)理論〔26〕,當(dāng)個(gè)體對(duì)于某項(xiàng)活動(dòng)的參與動(dòng)機(jī)愈強(qiáng)烈，就愈有機(jī)會(huì)實(shí)際投入活動(dòng)當(dāng)中，成為一種實(shí)際感受的體驗(yàn)，才有機(jī)會(huì)在其中感受到滿(mǎn)意的知覺(jué)。本研究指出，休閑動(dòng)機(jī)愈強(qiáng)烈者，對(duì)于休閑涉入與休閑滿(mǎn)意度也愈具有正向影響力，與理論相符，說(shuō)明老年人不僅樂(lè)于參與，更積極投入其中，也能在休閑活動(dòng)當(dāng)中獲得正向的心理回饋，而休閑動(dòng)機(jī)對(duì)于休閑涉入的影響程度較大，故實(shí)務(wù)管理者應(yīng)以引發(fā)老年人的休閑動(dòng)機(jī)為主要任務(wù)，并確實(shí)了解其動(dòng)機(jī)所涵蓋的內(nèi)容，才能使老年人群體更加沉浸于休閑與學(xué)習(xí)活動(dòng)之中，進(jìn)而達(dá)到休閑滿(mǎn)意度，休閑動(dòng)機(jī)因素對(duì)個(gè)人參與活動(dòng)時(shí)的認(rèn)知、行為、情緒有重要影響，休閑動(dòng)機(jī)屬于較高自我決定程度時(shí)，參與者會(huì)有較高明顯的參與意愿、樂(lè)趣、滿(mǎn)足感、滿(mǎn)意度及正向的情緒結(jié)果。此結(jié)論與Iso-Ahola等〔27〕研究一致。

3.2休閑動(dòng)機(jī)對(duì)休閑滿(mǎn)意度的間接影響 可以通過(guò)提升老年人休閑涉入程度來(lái)有效預(yù)測(cè)老年人休閑滿(mǎn)意度情況，從而改善老年人的身心健康，延遲老化，提升老年人的晚年生活質(zhì)量。由此可見(jiàn)，休閑涉入程度對(duì)老年人休閑滿(mǎn)意度起至關(guān)重要的作用，休閑動(dòng)機(jī)能直接影響休閑滿(mǎn)意度，亦能透過(guò)休閑涉入來(lái)提升休閑滿(mǎn)意度。本研究指出，休閑涉入可作為休閑動(dòng)機(jī)與休閑滿(mǎn)意度之間的中介變項(xiàng)，代表提供老年人各項(xiàng)休閑活動(dòng)之組織與機(jī)構(gòu)要多注意活動(dòng)的吸引力，關(guān)注老年人群體參與時(shí)的自我表現(xiàn)，并且了解老年人群體成員的生活形態(tài)，如此才更能達(dá)到休閑滿(mǎn)意度的效用。