休闲制约对城市老年人休闲满意度的影响——兼议休闲动机的中介作用

刘法建,吴晓雨

(安徽大学商学院,安徽 合肥 230601)

在推动积极老龄化的发展进程中，休闲行为对城市老年人的生活幸福感具有重要影响。城市老年人退休后生活节奏的转变容易导致其内心产生失落感，进而降低其休闲生活品质。且城市老年人的休闲意愿会受到可支配收入、出行同伴、可支配时间、身体状况、休闲产品价格和休闲偏好等因素限制。鉴于此，结合休闲制约理论系统地厘清城市老年人休闲行为的制约因素，分析休闲制约对城市老年人休闲满意度的影响，有助于深化对老年人休闲行为的理论解释。

一、文献综述与问题的提出

1.休闲制约研究。自20世纪90年代以来，学界拓展了休闲制约因素的类别研究。部分学者从内部制约的角度对休闲制约进行分类。如Jackson等将休闲制约分为个人制约、人际制约和结构制约，并以这三类休闲制约类型为基础，提出了休闲制约阶层模型[1]。部分学者则基于休闲内部制约，进一步衍生出休闲外部制约。如Francken等将休闲制约分为内在制约和外在制约[2]；Mitchell等将阻碍参与休闲活动的因素分为外部因素和内部因素，其中，外部因素包括政治、资源变化、可利用的闲暇时间等，内部因素包括知觉与态度、知识与技能、年龄与生命周期等[3]。同时，休闲制约理论已在各类研究对象和特定活动中得到实证应用，学界侧重于分析休闲制约因素对大学生、老年人、城市居民、女性等群体参与休闲活动的影响。如周静等分析指出，结构性制约是大学生参与休闲体育最主要的阻碍因素[4]；岳晓梅分析指出，结构性制约是西安市老年人出游最主要的制约因素[5]；朱志强等分析指出,个人制约、人际制约、服务管理、环境状况和休闲机会是福州市居民参与休闲体育健身的五大制约因素[6]；Doran等分析指出，内部制约、人际制约、结构性制约和家庭是女性参与登山旅游的感知约束因素[7]。

2.休闲动机研究。学界关于老年人休闲动机的研究侧重于针对老年人参与休闲活动的动机类型进行实证分析，普遍采用Beard等提出的休闲动机量表[8]，从智力、社会、能力掌握和规避刺激等4个维度对老年人的休闲活动类型进行验证与分析。如王玮研究南京市老年人的休闲动机，分析指出南京市老年人的休闲动机主要包括能力成就和社交互动[9]；齐莉莉研究芜湖市老年人的休闲动机，分析指出身体健康、消磨时间和寻找归属感等是芜湖市老年人主要的休闲动机[10]；刘军林研究成渝城市群准老年人的休闲行为，分析指出其休闲动机由强到弱分别为健康、社交、消磨时间、寻求乐趣、追求生活意义[11]。

3.休闲满意度研究。休闲满意度是个体从事休闲活动获得的一种积极感知，是在休闲行为发生后的心理感受。随着人口老龄化进程的推进，诸多学者关注和分析老年人休闲满意度的影响因素。如李享等研究北京城市空巢老年人的休闲生活满意度，分析指出影响老年人休闲满意度的因素主要包括休闲服务水平、休闲方式和休闲花费等3个层面[12]；郭启贵等研究老年人休闲动机、休闲涉入和休闲满意度之间的关系，分析指出健康适能、缓解生活压力和人际交往等休闲动机对休闲满意度影响最为显著，休闲涉入在休闲动机对休闲满意度的正向影响中发挥部分中介作用[13]；龚静研究苏州市随迁老人社会融入和休闲制约对休闲满意度的影响，分析指出社会融入对休闲满意度具有显著的正向影响，而休闲制约对休闲满意度则具有显著的负向影响[14]。

综上，学界对老年人休闲行为展开了一定研究，集中于老年人休闲制约、休闲动机和休闲满意度等方面，关注的视角逐渐扩大。但对老年人休闲活动影响机制的研究较为单一，对老年人参与休闲活动过程的整体分析不够深入。鉴于此，本研究运用休闲制约理论，构建城市老年人休闲制约、休闲动机和休闲满意度之间的关系模型，并以福州的7个城市公园为案例地，采用结构方程模型检验休闲制约对城市老年人休闲满意度的影响，以及休闲动机的中介作用，以期为深入了解老年人的休闲现状和特点，以及合理配置老年人休闲空间和优化老年人休闲游憩产品等提供借鉴。

二、研究假设与概念模型

(一)休闲制约与休闲满意度

个体在参与休闲活动时会受到距离较远、同行伙伴缺位等各种制约因素影响，容易导致个体在休闲活动中获得的满意度降低。如楼嘉军等研究城市居民休闲满意度的影响因素，发现休闲制约对休闲满意度具有负向影响[15]。鉴于此，本研究提出假设H1——休闲制约对休闲满意度具有显著的负向影响；H1a——休闲内部制约对休闲满意度具有显著的负向影响；H1b——休闲外部制约对休闲满意度具有显著的负向影响。

(二)休闲制约与休闲动机

个体一般是带着不同的休闲动机参与休闲活动的，如果个体未参与休闲活动，则可能是由于某种制约因素影响所致。如实践中存在的身体状况不允许、无共同参与伙伴等休闲内部制约，以及休闲活动类型不适合、休闲场所交通不便等休闲外部制约，均会影响个体的休闲动机。如陈楠等研究节事举办地居民的休闲参与行为，发现当居民受到某些制约因素影响时，会导致其休闲动机不强烈，最终会影响休闲参与行为的发生[16]；Jackson等也验证了这一结果，即休闲制约会影响休闲动机的形成，并阻碍休闲参与行为的发生[1]。可见，休闲制约会弱化个体参与休闲活动的动机[17]。鉴于此，本研究提出假设H2——休闲制约对休闲动机具有显著的负向影响；H2a——休闲内部制约对休闲动机具有显著的负向影响；H2b——休闲外部制约对休闲动机具有显著的负向影响。

(三)休闲动机与休闲满意度

休闲动机是休闲活动发生前的动因，休闲满意度是休闲活动发生后的真实感知。休闲动机是参与休闲活动的内在驱动力，这种驱动力越强，则个体参与休闲活动的程度愈深，越能增进个体对休闲活动的满意度[18]。如曾真等研究发现，休闲参与的内在动机与休闲满意度存在正向因果关系[19]；李彬彬研究发现，休闲人群对自己的休闲动机认识越充分，越有可能找到满足自我的休闲方式，休闲满意度也越高[20]；Lee研究湿地旅游者，发现休闲动机对其休闲满意度具有显著而直接的正向影响[21]。鉴于此，本研究提出假设H3——休闲动机对休闲满意度具有显著的正向影响。

(四)休闲动机的中介作用

休闲制约的影响程度可以通过协商来缓解。Jackson等提出休闲协商模型，认为人们可以在各类休闲制约之间进行协商和谈判，并自愿克服部分制约因素，以达到参与休闲活动的目的[1]。协商理论将这种协商、谈判、自愿克服归纳为协商策略，认为协商策略对休闲制约所产生的负向抑制作用的影响程度取决于休闲动机[1]。也就是说，当个体的休闲动机十分强烈时，休闲制约因素也可能被完全克服。即个体参与休闲活动并非取决于休闲制约因素的有无，而在于同这些因素进行协商，协商的结果往往是对其休闲路径的修改，而非取消。同时，强烈的休闲动机将有助于克服休闲制约因素所造成的障碍，推动休闲活动的开展，以及休闲满意度的产生。如Hubbard等研究休闲制约、休闲协商和休闲动机之间的关系时，发现利用协商策略可以克服休闲制约因素对休闲行为的负向影响，休闲动机越强烈，人们表现出越大的协商努力[22]。此外，程励等研究证实了将相关协商策略作为中介变量，可用于衡量协商效应[23]。鉴于此，本研究提出假设H4——休闲动机在休闲制约对休闲满意度的影响中发挥中介作用；H4a——休闲动机在休闲内部制约对休闲满意度的影响中发挥中介作用；H4b——休闲动机在休闲外部制约对休闲满意度的影响中发挥中介作用。

总之，生字学习是整个语文教学的基础，但是又是整个语文教学地基。因此，在教学过程中，小学语文教师应该根据小学生的实际情况，制定有效的教学策略，不断提高识字教学的有效性，以提升小学生的识字能力，促进小学生语文学习能力的发展。

三、数据收集与变量设置

(一)数据收集

1.研究区域。本研究以福建省福州市为调研地。为了尽可能地获得具有代表性的样本，减少误差对结果的影响，参照南京市、芜湖市等地老年人休闲现状及其游憩影响因素的相关研究[9～10]，按以下原则筛选调研区域：(1)位于行政文化中心。福州市作为福建省的行政文化中心汇聚的人口较多，老年人占比较高，游憩需求较大。(2)蕴含历史文化资源。福州历史悠久，有一定历史文化底蕴的公园对城市老年人的吸引力较大。(3)滨邻闽江生态流域。福州市水系资源丰富，沿岸公园的游憩价值较高，休闲资源配给充足。结合福州市自然资源和规划局关于福州城市公园的相关资料信息，本研究选取西湖公园、左海公园、福州国家森林公园、华侨公园、金山公园、江滨公园、金鸡山公园等7个城市公园作为调研地。

2.研究对象。目前关于老年人的界定标准尚未达成一致。国际上规定65周岁以上即为老年，我国《老年人权益保障法》第2条则以60周岁为老年人的年龄起点。而学界一般以退休年龄来定义老年人。我国现行劳动制度规定普通女性的退休年龄为55周岁，男性为60周岁。考虑到50～59周岁的群体在休闲活动中较为活跃，其休闲时间和休闲方式与60周岁及以上群体较为一致，本研究将老年人群体的年龄限制为50周岁及以上。

3.问卷情况。本研究选择问卷调查和访谈相结合的方式获取原始数据。问卷涉及的主要变量均参考既有的研究，具体包括4个部分：(1)人口统计学特征变量。具体包括性别、年龄、婚姻状况、受教育程度、职业和收入。(2)休闲动机量表。本研究借鉴Beard等提出的休闲动机量表[8]，包括知识探究、社交互动、能力成就和身心释放等4个维度，共14个题项。(3)休闲制约量表。本研究借鉴Raymore等构建的休闲制约量表[24]，将休闲制约分为内部制约和外部制约等2个维度，共17个题项。其中，内部制约分为个人内在制约、人际间制约和个人结构制约，外部制约分为休闲方式的功能性制约、休闲场所的可及性制约和休闲场所的服务水平制约。(4)休闲满意度量表。本研究借鉴Beard等提出的休闲满意度量表[8]，包括教育满意度、放松满意度、审美满意度、心理满意度、身体满意度和社交满意度等6个维度，共20个题项。上述量表均采用李克特5点评分，将非常不满意或完全不同意、比较不满意或比较不同意、一般或中立、比较满意或比较同意、非常满意或完全同意分别赋值为1～5分，并根据我国城市老年居民的特点进行表达和细节上的修订。课题组先后于2021年1月5—6日、12—14日及20日在上述公园对城市老年人展开抽样问卷调查及访谈，共发放问卷400份，回收386份，有效问卷360份，问卷回收率和有效率分别为96.5%和90%。

(二)变量设置

根据研究目的将变量分为因变量、自变量、中介变量和控制变量。各变量的赋值和描述性统计详见表1。

表1 各变量的赋值和描述性统计Table 1 Assignment and descriptive statistics of variables

1.因变量。因变量为休闲满意度。休闲满意度的均值为3.092，表明城市老年人的休闲满意度一般。

2.自变量。自变量为休闲制约。休闲制约的均值为2.784，表明城市老年人对休闲制约的影响持中立态度。

3.中介变量。中介变量为休闲动机。休闲动机的均值为3.448，表明城市老年人的休闲动机一般。

4.控制变量。控制变量包括性别、年龄、婚姻状况、受教育程度、职业和收入。其中，性别的均值为1.564，表明被调查的城市老年人中女性略微多于男性；年龄的均值为2.225，表明被调查的城市老年人以60～<70岁的群体为主，与既有城市老年人的年龄构成相符；婚姻状况的均值为1.250，表明被调查的城市老年人以已婚者居多；受教育程度的均值为2.756，表明被调查的城市老年人的受教育程度不高，以高中、中专为主；职业的均值为2.847，表明被调查的城市老年人多数曾为机械设计员、建筑工程师等专业技术人员；收入的均值为4.264，表明被调查的城市老年人的收入整体不高，以1 000～<2 000元为主。

四、模型验证和研究结果

(一)信效度检验与验证性因子分析

表2 休闲制约、休闲动机、休闲满意度的信效度检验结果Table 2 Reliability and validity test results of leisure constraints,leisure motivation and leisure satisfaction

本研究进一步采用Amos 24.0对量表进行验证性因子分析，测试每个潜变量的测量指标的有效性和测量模型的适配性。按照因子负荷量低于0.5的标准，剔除休闲制约量表的2个题项(休闲活动的健身性不足、休闲产品的宣传力度不够)，以及休闲动机量表的5个题项(挑战自我的能力以获得成就感，提高做事、工作、生活的技巧与能力，避免孤独感，获得身体上的享受，获得休息、释放压力与紧张、消除日常生活中的忙碌与紧张)，以进一步优化各量表。由表3可知，各量表相关题项的因子负荷量基本大于0.60，组合信度均大于0.7，聚合效度均大于0.5。同时，各量表的CMIN/DF分别为1.853、2.865、2.083，均小于3.0；CFI分别为0.961、0.932、0.932，均大于0.80；NFI分别为0.921、0.900、0.879，均大于0.80；RMSEA分别为0.062、0.079、0.070，均小于0.08。这些均表明修订后的3个量表具有较好的信度、效度、适配度，能够体现老年人休闲活动的特点，可用于后续的关系验证。

表3 验证性因子分析结果Table 3 Results of confirmatory factor analysis

续表3

(二)假设检验

1.直接效应检验。由表4可知：(1)休闲制约对休闲满意度具有显著的负向影响，其路径系数β为-0.248,P小于0.01，假设H1成立。其中，在休闲内部制约中，仅个人结构制约对休闲满意度具有显著的正向影响(β=0.136,P<0.05)，假设H1a不成立；在休闲外部制约中，休闲方式的功能性制约、休闲场所的可及性制约和休闲场所的服务水平制约均对休闲满意度具有显著的负向影响，其路径系数β分别为-0.296、-0.196、-0.209,P均小于0.01，假设H1b成立。(2)休闲制约对休闲动机具有显著的负向影响，其路径系数β为-0.175,P小于0.01，假设H2成立。其中，在休闲内部制约中，个人内在制约、人际间制约和个人结构制约均对休闲动机影响不显著，P大于0.05，假设H2a不成立；在休闲外部制约中，休闲方式的功能性制约、休闲场所的可及性制约和休闲场所的服务水平制约均对休闲动机具有显著的负向影响，其路径系数β分别为-0.273、-0.033、-0.190,P分别小于0.01、0.05、0.05，假设H2b成立。(3)休闲动机对休闲满意度具有显著的正向影响，其路径系数β为0.744,P小于0.01，假设H3成立。

表4 假设模型的直接效应检验结果Table 4 Direct effect test results of the hypothetical model

2.休闲动机的中介作用检验。本研究参考程励等引用中介效应来衡量协商作用的方法[23]，依照Baron等提出的因果逐步回归法对中介效应进行检验[25]，具体检验步骤分为3步：(1)检验自变量和因变量的关系。在不考虑中介变量的情况下，检验休闲制约对休闲满意度的影响，检验结果已在上述直接效应检验中详细分析，具体检验结果为假设H1和假设H1b成立，而假设H1a不成立。(2)检验自变量和中介变量的关系。休闲制约对休闲动机具有显著的负向影响(β=-0.175,P<0.01)，假设H2成立。其中，在休闲内部制约中，步骤1的结果表明只有个人结构制约对休闲满意度具有显著的正向影响，因此继续检验个人结构制约与休闲动机的关系，结果为不显著(P>0.05)，表明休闲动机在休闲内部制约对休闲满意度的影响中未发挥中介作用，假设H4a不成立；而休闲外部制约对休闲动机具有显著的负向影响(β=-0.156,P<0.01)，表明休闲动机在休闲外部制约对休闲满意度的影响中发挥显著的中介作用，假设H4b成立。(3)检验置入中介变量后自变量和因变量的关系。休闲制约对休闲满意度具有显著的负向影响(β=-0.122,P<0.01)，休闲动机对休闲满意度具有显著的正向影响(β=0.723,P<0.01)，表明休闲动机在休闲制约对休闲满意度的影响中发挥显著的中介作用，假设H4成立；同理，也再次证实休闲动机在休闲外部制约对休闲满意度的影响中发挥显著的中介作用，假设H4b成立。

表5 假设模型的中介效应检验结果Table 5 Mediating effect test results of the hypothetical model

五、结论与对策

(一)结论

基于休闲制约理论，构建城市老年人休闲制约、休闲动机和休闲满意度之间的关系模型，并以福州的7个城市公园为案例地，采用结构方程模型检验休闲制约对城市老年人休闲满意度的影响，以及休闲动机的中介作用，得出以下结论：

1.休闲制约整体上显著负向影响休闲满意度。其中，在休闲内部制约中，仅个人结构制约在5%的水平上显著正向影响休闲满意度；在休闲外部制约中，休闲方式的功能性制约、休闲场所的可及性制约和休闲场所的服务水平制约均在1%的水平上显著负向影响休闲满意度。

2.休闲制约整体上显著负向影响休闲动机。其中，休闲内部制约的3个因素对休闲动机的影响均不显著，休闲外部制约的3个因素至少在5%的水平上显著负向影响休闲动机。

3.休闲动机显著正向影响休闲满意度。休闲动机在1%的水平上显著正向影响休闲满意度。

4.休闲动机在休闲制约对休闲满意度的影响中发挥显著的中介作用。其中，休闲动机在休闲内部制约对休闲满意度的影响中未发挥中介作用，休闲动机在休闲外部制约对休闲满意度的影响中则发挥显著的中介作用。

(二)对策

城市老年人参与休闲活动的满意度受休闲动机和休闲制约影响，在中国社会人口老龄化和城市化快速推进的背景下，应进一步提供多元化休闲项目、提升老年人休闲技能、健全休闲场所和服务等，以提升城市老年人的休闲游憩质量。

1.提供多元化休闲项目。多元化的休闲项目可以更好地满足城市老年人的多元化休闲需求，减少休闲制约对城市老年人的影响，从而提高其休闲满意度。各地可依据休闲动机类型来丰富适合城市老年人的休闲项目。具体来说：针对在休闲中以探索新观念和获得新知识为目标的城市老年人，可以在公园、美术馆、文化馆等公共休闲场所举办针对老年人的民俗文化展、红色文化展等，营造适合城市老年人学习的休闲环境；针对在休闲中以社交互动为目标的城市老年人，可以通过社区开展定期与不定期的休闲活动，如摄影、登山、广场舞等活动，丰富城市老年人的社交活动；针对在休闲中以保持身体健康为目标的城市老年人，可以进一步增加大众化公共休闲活动设施的投入量，帮助城市老年人更为便捷地参与休闲活动，真正实现老有所乐。

2.提升老年人休闲技能。休闲技能与休闲动机密切相关，提升城市老年人的休闲技能有助于激发其休闲动机，进而提高其休闲满意度。具体来说，一方面，社区要加强休闲活动理论的宣传和普及，可以通过宣传各式各样的老年休闲活动方式和效果等，进一步强化休闲活动价值的社会认可度，提高城市老年人对休闲活动的认知和认同。另一方面，相关职能部门可以依托老年大学开设老年人休闲技能培训课程，结合老年人的生理情况和心理需求，系统开展休闲教育，帮助城市老年人正确看待休闲，调动其参与休闲活动的积极性；同时，结合城市老年人的休闲需求，开设不同类型的休闲技能课程，结合实践训练帮助城市老年人提升休闲技能水平，从而提高其休闲满意度。

3.健全休闲场所和服务。休闲场所和服务与城市老年人的休闲满意度密切相关。其中，在休闲场所方面，相关职能部门应综合考量休闲场所的可达性和服务设施的便利性等，结合休闲环境的承载力合理地规划不同类型的休闲设施，尤其要充分利用休闲场所具备的地理优势和资源优势，如独特的山水优势和丰富的历史文化资源等，因地制宜地形成分布均衡、布局合理、特色突出的综合性休闲场所。在休闲服务方面，相关职能部门应综合考量并进一步引入专业的休闲服务企业，通过精准识别城市老年人的休闲需求，对休闲服务进行供给侧改革，实现服务和需求的有效对接。如将休闲活动按照城市老年人的休闲动机划分为康体运动、文化娱乐、社区交往等，提供多样化的休闲服务，更好地满足城市老年人的休闲需求；同时，加强休闲从业人员的技能培训，着重提高其专业素养与人际沟通能力，以更好地协调好城市老年人的休闲需求，做好服务工作。

(三)不足与展望

本研究采用结构方程模型检验休闲制约对城市老年人休闲满意度的影响，以及休闲动机的中介作用，虽然具有一定的理论价值和实践意义，但仍存在以下3点局限，这些局限也是今后研究需要进一步突破的地方。具体来说：(1)样本研究范围比较有限。本研究仅以福州城市老年人作为样本，尽管研究模型拟合效果较好，但不能认为本研究所提出的关于休闲制约、休闲动机和休闲满意度之间的关系是普遍的。原因可能在于不同地区有着不一样的社会文化氛围，会导致当地老年人在休闲制约、休闲动机和休闲满意度上存在差异。因此，今后研究应将调查区域扩大，并与其他区域的研究结果进一步作对比探讨。(2)研究工具不够成熟。本研究所采用的测量量表为国外学者编制的休闲动机量表、休闲制约量表、休闲满意度量表，这些量表还属于探索性的成果，尽管目前被众多研究使用，但未来还可继续探索。因此，今后研究应随时关注相关变量和量表的研究进展，进行持续性的探索研究。(3)研究依赖于被调查对象的自我报告。在研究结果中，发现休闲内部制约所包含的3个因素对休闲动机和休闲满意度基本不产生影响。社会科学相关领域的研究表明，人们经常无法准确地叙述自己过去的行为，城市老年人可能过度保护了他们所受到的个人休闲内部制约，而本研究依赖于被调查对象的自我报告，导致城市老年人的休闲内部制约或许难以被准确观测。因此，今后的研究应采用更加多元的方法和指标来表征城市老年人的休闲内部制约，以降低变量测量存在主观偏差的局限性。