天津市社区老人休闲生活的现状及其影响因素研究

2014-03-14姜勤高健

社会工作 2014年5期

姜勤高健

姜勤高健

本研究采用自编老年人社区环境满意度量表和老年人休闲生活量表，通过整群抽样的方法，对天津市内六区中的602户老年家庭进行了问卷调查，以分析天津市社区老人休闲生活的现状及其影响因素。研究结果表明：第一，社区老人休闲生活的现状特征为，休闲行为以看电视、听广播为主，过度依赖媒体；休闲状态以静态为主，动态休闲较少；休闲活动场所集中在家庭及其社区范围内；消遣型休闲方式参与度高于贡献型。第二，单因素分析结果显示，男性和有配偶者，休闲活动参与程度均高于女性和无配偶者；随着年龄的增加、日常生活自理状况的变差，休闲活动参与程度明显减低；受教育程度和月退休费越高，休闲活动参与程度越高；与子女同住者，休闲活动参与程度低于独居者，同住子女人数越多，休闲活动参与程度越低；社区环境满意度越高，休闲活动参与程度越高。第三，多元回归分析结果显示，社区环境满意度、日常生活自理状况、月退休费、家庭结构、受教育程度和年龄6个自变量可共同解释休闲活动参与度65%的变异量。因此，社区老人休闲生活受人口学变量、家庭结构和社区环境的影响。

社区老人休闲生活社区环境满意度影响因素

姜勤，天津青年职业学院社会管理系教师（天津 300191）；高健，天津中医药大学管理学院应用心理学专业副教授（天津 300073）。

一、前言

相对于年轻人，老年人具有更多的闲暇时间，休闲已经成为了老年人生活中不可缺少的重要部分（郝振君，2008）。老人休闲与一般休闲的定义有些差异，对老年人来说，休闲的目的在于摆脱老后经历过的人际关系之间的紧张，恢复自身生活的平衡；同时，通过参与休闲活动，发挥老年人的文化性和创造性，再试图进行新的挑战（一村小百合，2005）。

老人休闲的概念，一方面是指老年时期在继续参加社会和家庭等一定范围活动的过程中空出的一些悠闲时间；另一个方面是指退休的或者没有固定社会角色的老年人度过的无目的性的长久时间，即老年人的体闲不是劳动后的一些闲暇时间，而是老年人生活的本身，是决定怎样活下去的人生课题之一（木下康仁，2003）。

在闲暇时间里从事活动的方式被定义为休闲方式，有广义和狭义之分。广义的休闲方式是指与休闲活动相关的现象和关系的总和。刘志林等分为自己发展型、自己消遣型、外出发展型、外出消遣型等4大类（刘志林、柴彦威，2000）。狭义的休闲方式指休闲的具体内容,又称作休闲活动或休闲活动方式，如旅游，看电视等。王雅林分为消遣娱乐类、怡情养身类、体育健身类、旅游观光类、社会活动类、教育发展类6大类（王雅林，2003）；王琪延分为潜能型、陶冶型、延伸型和调剂型（王琪延，2004）。

老年人的日常休闲活动主要是在离家较近的范围内进行，而社区就是他们一个主要的活动场所（井莉，2010），社区环境的好坏会影响到老年人的休闲生活。本研究在已有研究文献的基础上，分别从定义、影响因素及老年人对环境的心理需要等角度出发，提出了老年人社区环境满意度量表的理论构想。将社区看成一个大环境，将影响社区环境满意度的因素归纳为社区设施环境和社区人际环境两个方面。本研究的社区环境满意度主要是指老年人对社区提供的设施环境及社区人际环境的总体感受和主观评价。社区设施环境满意度指对社区提供给人们社会活动的各种条件的主观感知，主要包括对老年活动及休闲娱乐设施、外出及购物等条件的方便、舒适的满意程度；社区人际环境满意度指以社区为中心的人际关系的主观感知，包括对家庭关系、邻里关系和离朋友的远近等的满意程度。

本研究以老人休闲的概念（郝振君，2008）为基准，以社区生活为情境，通过对当前社区居民经常参加的休闲活动进行归纳，编制了老年人休闲生活量表，将老年人可能从事的休闲活动归纳为3大类（休闲方式）9种（休闲活动）；其休闲方式体现了休闲活动的价值取向，休闲活动体现了社区老人休闲生活的特点。

本研究在已有研究的基础上编制了老年人的社区环境满意度量表和社区休闲生活量表作为测量工具，通过测试数据的统计分析，了解了社区老人休闲生活的现状，探讨了社区老人休闲生活的影响因素。

二、对象与方法

（一）调查对象

2009年7月中旬，天津市老年基金会、南开大学周恩来政府管理学院社会学系联合调研组采用两阶段整群抽样和入户访问当场填写问卷的调查方法，对天津市内六区中的602名老年人进行了生活状况的问卷调查。本文从中选取了年龄在60岁以上的有效问卷507份。其中男性209人（41.2%），女性298人（58.8%）。60-69岁者205人（40.4%），70-79岁者203人（40.0%），80岁以上者99人（19.5%）；丧偶者178人(35.1%)；生活不能自理及基本不能自理者104人(20.5%)，生活基本能够自理及完全自理者135人（90.9%）；月退休费在1499元以下者284人(56.0%)。调查对象均无精神疾病及明显的记忆与智能损害，能回答调查问卷的各项内容并同意参与该项研究。

（二）调查内容与工具

1.基本资料

包括性别、年龄、受教育程度、婚姻状况、健康状况、家庭经济状况和家庭结构7个项目。

2.社区环境满意度

采用自编老年人社区环境满意度量表，让被调查对象对目前所居住的社区环境进行8个条目5个等级的评价（1=很不满意，2=不太满意，3=说不清，4=比较满意，5=非常满意），得分越高表明对社区环境满意程度越高。

3.休闲活动方式及参与程度的评定

采用自编老年人休闲生活量表，让被调查对象对目前所参与的休闲活动方式及参与程度进行9个条目3个等级的评价（2=经常，1=偶尔，0=从不），得分越高表明参与休闲活动的程度越高。

所有数据使用SPSS 17.0进行统计分析。

三、结果与分析

（一）本研究所用量表的编制

1.量表的探索性因素分析

在进行探索性因素分析之前，先对因素分析的适当性进行检验，结果显示，老年人社区环境满意度量表的取样适当性KMO值为0.88，Bartlett球度检验χ2值为2214.77（P〈0.001）；休闲生活量表的KMO值为0.56，χ2值为5712.05（P〈0.001）；均说明各条目之间有共享因素的可能，适合进行因素分析（山内光哉，2010）。

通过主成分分析,抽取特征值大于1的因子，老年人社区环境满意度获得2个因子（人际环境：4个条目；设施环境：4个条目），解释了68.5%的方差变异；老年人休闲生活量表获得3个因子（贡献型：3个条目；消遣型：3个条目；康体型：3个条目），解释了82.3%的方差变异（见表1-1、1-2）。

2.量表的信效度分析

表1-1、1-2显示，老年人社区环境满意度量表的Cronbach’s α系数分布在0.85～0.89之间,老年人休闲生活量表在0.75～0.83之间，表明量表的内部一致性较好（山内光哉，2010）。初测两周后抽取158名被调查对象进行重测，两次测量的相关系数，老年人社区环境满意度量表在0.80～0.85之间，老年人休闲生活量表在0.78～0.89之间，表明量表的跨时间稳定性较好（山内光哉，2010）。两个量表的各条目与所属维度的相关性均较高，各维度得分与量表总分间的相关系数均大于各维度间的相关系数，此为结构效度良好的表现（粕谷英一，2012）。

关于两个量表的校标效度分析，由于目前国内尚无标准化的同类量表，无法进行测试量表与效标量表的相关分析。根据付敏红社区环境对老年人的休闲活动有一定的影响（付敏红，2005）的研究结果，本研究以老年人休闲方式和老年人社区环境满意度的相关分析来验证两个量表的校标效度。

表1-3显示，老年人社区环境满意度各维度和总分与休闲生活各维度和总分均呈现显著性正相关，其中，贡献型休闲行为与社区环境满意度的两两相关程度最高；此结果表明，老年人的社区环境满意度会影响其休闲生活,而通过休闲生活又会对社区环境的认知评价产生一定的影响。此外，社区人际环境与老年人休闲生活的相关程度（平均相关系数=0.59）大于社区设施环境（平均相关系数=0.50）这一结果，提示了社区老人休闲生活的心理需求和价值取向。本研究结果进一步验证了先行研究（付敏红，2005）的同时，也验证了两个量表的校标效度。

（二）社区老人休闲生活的特征

表2显示，从3类休闲方式的平均值可见，消遣型休闲方式的平均值最高，贡献型方式的平均值最低，各类型的平均值大小依次为：消遣型〉康体型〉贡献型。从9项休闲活动的参与程度可见，经常参加的比例排序为前3位的活动有：看电视听广播，读书看报，散步或健身；排序为后3位的活动有：上网，旅游或探亲访友，教育孙辈。从不同性别的9项休闲活动参与程度的比例分布可见，看电视听广播和读书看报两项，X2检验结果未见到显著性差异；“散步或健身”1项差异较小（P〈0.05），其余6项差异较大（均为P〈0.001），除“购物或逛街”1项女性参与程度的比例高于男性之外，其余5项均为男性高于女性。

从以上结果可以看出，社区老人休闲生活的现状呈现以下特征：看电视听广播是社区老人休闲的主要方式，休闲生活过度依赖媒体；休闲状态以静态为主，动态休闲较少；休闲活动场所主要集中在家庭及其社区范围内；消遣型和康体型休闲的参与度高于贡献型休闲，体现了社区老人的休闲价值取向。

（三）社区老人休闲生活影响因素的单因素分析

以3种休闲方式的参与程度和休闲活动总体参与程度（维度分和总分）为因变量，以性别、受教育程度、年龄、婚姻状况、日常生活自理状况、月退休费、家庭结构以及社区环境满意度（将社区环境满意度总分从高到低排序，取总人数的前25%作为高满意度组，后25%作为低满意度组，中间50%作为一般组）8个变量为自变量，考察各自变量对因变量的影响。

表3显示，除在消遣型休闲方式未见到日常生活自理状况的影响之外，其他7项变量对休闲生活的影响均有统计学意义（P〈0.05～P〈0.001）：（1）男性和有配偶者，休闲活动参与程度均高于女性和无配偶者；（2）随着年龄的增加、日常生活自理状况的变差，休闲活动参与程度明显减低；（3）受教育程度和月退休费越高，休闲活动参与程度越高；（4）与子女同住者，休闲活动参与程度低于独居者，同住子女人数越多，休闲活动参与程度越低；（5）社区环境满意度越高，休闲活动参与程度越高。

（四）社区老人休闲生活影响因素的多元回归分析

以休闲活动总体参与度（休闲生活总分）为因变量，性别、受教育程度、年龄、婚姻状况、日常生活自理状况、月退休费、家庭结构以及社区环境满意度8个变量为自变量，进行多元逐步回归分析。

表4显示，社区环境满意度、日常生活自理状况、月退休费、家庭结构、受教育程度和年龄6个自变量进入回归方程，可共同解释因变量65%的变异量；除家庭结构和年龄之外，均能正向预测休闲活动参与程度。同住子女人数越多，年龄越高，休闲活动参与程度越低；社区环境满意度、月退休费和受教育程度越高、日常生活自理状况越好，休闲活动参与程度越高。此外，各自变量的方差膨胀因子(VIF)为1.12～1.88（允许范围〈10），容差为0.47～0.91,（允许范围〉0.1）,均属于多重共线性诊断的允许范围（付敏红，2005；高健，2013），提示数据未见到多重共线性问题。

四、讨论

本研究以老年人休闲生活量表的各维度及总分作为因变量，探讨了人口学变量（性别、年龄、婚姻状况和受教育程度）、生活质量（日常生活自理状况和月退休费）、家庭结构（同住子女人数）和社区环境（社区环境满意度）4类因素8项变量对社区老人休闲生活的影响。

本研究单因素分析表明，人口学变量、生活质量、家庭结构和社区环境4类因素8项变量对社区老人休闲生活均有显著影响。多元回归分析进一步揭示了4类因素中除外性别和婚姻状况的6项变量对社区老人休闲生活的综合影响及其相对重要性。其中，社区环境对社区老人休闲生活的影响最大；生活质量的影响其次；然后是家庭结构和人口学变量。国内外关于休闲生活影响因素的研究，多集中在人口学变量和生活质量两类因素上，已经取得了一定的成果（井莉，2010；付敏红，2005；陈庆等，2009；龙建新，2008）；而对社区环境和家庭结构两类因素的探讨，尚不多见。因此，本研究重点讨论社区环境和家庭结构对社区老人休闲生活的影响。

（一）社区环境对社区老人休闲生活的影响

已有研究表明，社区老人的日常休闲活动主要是在离家较近的范围内进行，而社区就是他们一个主要的活动场所，社区环境的好坏会影响到社区老人的生活满意度（井莉，2010）。在本研究中，社区环境包括社区的设施环境和人际环境，相关分析结果表明，两者对社区老人的休闲活动都会产生一定的影响。

Neal Kruase指出，生活满意度是人们对自身生活状态的主观评价与心理满足程度，是对自己生活质量的主观体验（Nea1 Kruase，1991）。生活质量是衡量一个国家或地区人们生活条件优劣程度的客观反映，生活满意度与生活质量概念的侧重点不同。生活质量重在客观条件的好坏，生活满意度则是特定生活条件下的主观感受（冯立天、戴星翼，1996）。

目前，生活满意度作为衡量老年人心理健康状况与生活质量的重要指标，在国内外老年学研究中广泛使用（冯立天、戴星翼，1996；山田典子，2000；孙奎立等，2010；同钰莹，2000；陈世平、乐国安，2001）。已有研究表明，个体感知生活满意与否多不涉及生活的各个方面，只要在某一方面存在较大的不满，就会导致生活满意度降低（陈世平、乐国安，2001）。因此，本研究认为，从社区的人际环境和设施环境主客观两方面测量老年人社区环境满意度，可以比较全面地反映其生活满意度的实际情况。

包括婚姻关系、家庭关系、朋友关系、邻里关系在内的社区人际环境，是影响生活满意度的主要因素（直井道子，1999）。同钰莹的研究认为，亲情感对老年人的生活满意度极为重要（同钰莹，2000）；高健的研究结果表明，积极良好的人际交往可以增加社区老人的激越感，降低孤独感,进而提高生活满意度；而在人际交往中，邻里关系始终是影响社区老人生活满意度的重要因素之一（高健、于春泉、王泓午，2009）。本研究结果进一步显示，社区人际环境与老年人休闲生活的相关程度大于社区生活环境。

诸多先行结果表明，社区服务受益度、社区助老设施、健身娱乐设施拥有度和日常外出方便度等社区生活环境，是影响老年人生活满意度的主要社区因素，其作为自变量又对老年人社区活动参与度的贡献最大（山田典子，2000）。

社区是老年人安度晚年的主要场所，老年人构成了社区居民的重要组成部分，而和谐社区的建设为老年人闲暇生活提供了良好的和必要的环境（周沛，2002）。和谐社区建设在一定程度上是一种家园建设，家园建设“要努力建造舒适方便的物质硬件空间，为人们提供一个居住环境；但另一方面，家园还意味着一种精神心理的归宿。要营造互爱互助的和谐人际氛围，营造人们对社区的心理情感方面的归属感和依恋感，为人们提供一个心灵情感的生活空间”（葛晨虹，2005）。

因此，相关管理部门应该利用社区在联系居民方面的优势，考虑老年人休闲生活的需求，积极利用各种手段，有针对性地开展相关的休闲活动，促进社区和谐，实现个人休闲与社区和谐的良性互动（葛晨虹，2005）。

（二）家庭结构对社区老人休闲生活的影响

本研究的单因素分析和多元回归分析结果均表明，与子女同住的主干家庭、联合家庭中的老人，休闲活动参与程度低于老年夫妻家庭及丧偶独居老人；同住子女人数越多，休闲活动参与程度越低。究其原因，可能与家庭结构会影响到老年人的家务劳动时间，从而影响其休闲时间的拥有量有关（付敏红，2005）。付敏红的调查结果显示，主干家庭和联合家庭由于人数多，且往往有小孩子需要照顾,因而在这种家庭结构中的老年人就需要在家务劳动上花费较多的时间，从而造成他们的休闲时间比其他家庭结构中的老年人少；老年夫妻家庭和丧偶独居老人平均每天家务劳动时间较短，休闲时间则比其他家庭结构中的老年人多（付敏红，2005）；此结果为本研究做出了诠释，补充了本研究调查内容的不足。

此外,家人支持与否，也会影响到老年人休闲活动参与程度。已有研究证明，老年人在休闲生活中获得的支持与同住人口的多少未见到明显差异（孙奎立、刘庚常、刘一志，2010）。高健的研究表明，同住人口的多少对老年人的年龄自我认知呈负向影响，同住人口越多,越关注年龄带来的负面影响，对年龄的自我认知采取消极的态度,主干家庭和联合家庭较老年夫妻家庭及丧偶独居老人此倾向更为明显（高健、于春泉、王泓午，2009）。原田隆的研究表明，获得家人支持程度较高的女性老年人，多选择“创作型”、“文化艺术型”和“自然型”休闲方式，其人生价值感较高（原田隆、加藤恵子、小田良子，2011）。由此可见,家庭中的年轻人,应尽可能减少老年人的家务劳动时间,从物质上和情感上支持老年人的休闲活动（杜鹏，2006）。

经济基础是老年人参与休闲活动的物质前提，它决定着休闲参与的可能性，正如已有研究及本研究结果所示，经济状况制约着老年人参与休闲活动的参与程度和方式（付敏红，2005；山田典子，2000）。因而，政府相关部门应关注低收入老年人的休闲生活，帮助他们参与休闲活动。

[1]陈庆,张蓉洁,陈华，2009，《昆明市老年人休闲生活状况调查研究》，《牡丹江教育学院学报》第2期。

[2]陈世平,乐国安，2001，《城市居民生活满意度及其影响因素研究》，《心理科学》第6期。

[3]杜鹏，2006，《人口老龄化与老年问题》，北京:中国人口出版社。

[4]冯立天，戴星翼，1996，《中国人口生活质量再研究》，北京:高等教育出版社。

[5]付敏红，2005，《影响城市老年人休闲生活的因素及对策-以南宁市老年人为例》，《广西社会科学》第12期。

[6]高健，2013，《老年2型糖尿病患者抑郁情绪和负性态度与糖代谢控制的关系》，《国际中华应用心理学研究会第十届学术年会论文集》。

[7]高健，于春泉，王泓午，2009，《天津市某社区交往频度对退休老人主观幸福感影响的调查》，《中国老年学杂志》第10期。

[8]葛晨虹，2005，《伦理关怀与社区管理，《伦理学研究》第1期。

[9]郝振君，2008，《试析老年人的闲暇教育》，《继续教育研究》第3期。

[10]井莉，2010，《影响城市老年人休闲生活的因素及对策》，《重庆科技学院学报》(社会科学版)第2期。

[11]刘志林,柴彦威，2000，《深圳市民休闲时间利用特征研究》，《人文地理》第6期。