老年人運動參與心理因素的關系

陳金鰲 吳 迪 羅慧文

(常州大學體育學院，江蘇 常州 213164)

幸福感作為評判生活質量的重要心理指標，除了與個人主觀因素有關之外，還會受到健康、環境、家庭、經濟、文化、社會等客觀因素的影響〔1，2〕。隨年齡增高，老年人的生理功能逐漸退化，在心理上往往更易受到社會生活中各項負面事件的不利影響，導致自身幸福感和生活質量降低。緩解身心壓力、促進身心健康、提升生活滿意度與幸福感的最佳途徑是規律地參與各項體育運動〔3，4〕。本文兼顧不同區域社會經濟、文化發展水平的潛在影響，分別對城市和農村老年人運動參與的心理需求、動機、休閑滿意及幸福感之間的關系進行深入分析。

1 對象與方法

1.1研究對象 采用整群分層隨機抽樣法，以“60歲以上，身體健康，無重大疾患及肢體功能性障礙，意識清醒，精神正常，具有日常生活自理能力”為樣本的納入標準，分別在江蘇省各主要城市和農村地區進行廣泛調研。向城市居民、農村居民共發放問卷800份，主要涉及：心理需求、參與動機、休閑滿意、主觀幸福感。最后得到有效問卷769份，有效回收率96.1%。有效樣本總量共769人，其中城市452人，農村317人。男356人，女413人，年齡60～80歲，平均(70.5±8.1)歲。

1.2評價工具 將健身運動心理需求滿足感量表(英文版)〔5〕翻譯為中文后加以修訂，成為包含勝任感、自主性、關聯性共3個維度的心理需求量表〔6〕。將運動行為調節量表(BREQ-2)〔7〕翻譯為中文后加以修訂，成為包含無動機、外在動機、內在動機共3個維度的自我決定動機量表〔8〕。將休閑滿意量表〔9〕翻譯為中文后加以修訂，成為包含心理、生理、社會、放松共4個維度的休閑滿意度量表〔10〕。將生活滿意量表(SWLS)〔11〕翻譯為中文后加以修訂，成為包含5個條目的SWLS中文版幸福感量表〔12〕。經檢驗，上述量表具有良好的信度和效度。

1.3統計處理 運用SPSS19.0軟件進行因子分析、信度分析、描述性統計分析和方差分析，運用AMOS22.0軟件進行驗證性因子分析和結構方程模型分析檢驗研究假設，并驗證模型的整體適配程度。

2 結 果

2.1變量的得分情況 心理需求以自主性得分〔(5.78±0.94)分〕最高，其次是關聯性〔(5.26±1.03)分〕，勝任感得分〔(4.51±1.27)分〕最低；參與動機以內在動機得分〔(5.29±1.22)分〕最高，其次是外在動機〔(4.32±0.88)分〕，無動機得分〔(2.75±1.13)分〕最低；休閑滿意以心理得分〔(4.17±0.68)分〕最高，其次是生理〔(4.11±0.69)分〕、放松〔(3.96±0.77)分〕、社會〔(3.72±0.83)分〕；樣本整體的幸福感得分為(4.51±1.19)分。

2.2結構關系模式驗證 根據城市和農村老年人樣本數據，各潛在變量之間的關系利用結構方程模式(SEM)進行擬合驗證，并采用最大似然估計法進行模式參數的運算。通過擬合優度指數可以判定模式的擬合性。城市老年人因子載荷的絕對值均達到0.5以上，模式擬合優度指數的值分別是：χ2/df=1.632，RMSEA=0.045，SRMR=0.038，GFI=0.951，AGFI=0.936，NFI=0.964，TLI=0.979，CFI=0.980，IFI=0.943。依據模式擬合標準，擬合指數χ2/df<2，RMSEA和SRMR均<0.05，GFI、AGFI、NFI、TLI、CFI和IFI均>0.9且<1，表明城市模式具有良好的適配性，可以接受。通過結構模式的標準化路徑系數β及Bootstrap抽樣法(95%置信區間，抽樣1 000次)的CR值(t值)對研究假設進行驗證，心理需求對內在動機有顯著的正向影響(t=10.32，P<0.05)；心理需求對外在動機有顯著的正向影響(t=6.23，P<0.05)；心理需求對無動機有顯著的負向影響(t=-5.26，P<0.05)；內在動機對休閑滿意有顯著的正向影響(t=9.50，P<0.05)；外在動機對休閑滿意無顯著影響(t=0.65，P>0.05)；無動機對休閑滿意無顯著影響(t=0.24，P>0.05)；休閑滿意對幸福感有顯著的正向影響(t=7.38，P<0.05)，且進一步分析結果顯示，對主觀幸福感影響最大的是生理滿意度(β=0.63，P<0.05)，其次是心理和社會滿意度，影響最小的是放松滿意度(β=0.38，P<0.05)。農村老年人因子載荷的絕對值均達到0.5以上，模式擬合優度指數的值分別是：χ2/df=1.896，RMSEA=0.063，SRMR=0.052，GFI=0.927，AGFI=0.901，NFI=0.938，TLI=0.950，CFI=0.962，IFI=0.915。依據模式擬合標準，擬合指數χ2/df<2，RMSEA和SRMR均<0.08，GFI、AGFI、NFI、TLI、CFI和IFI均>0.9且<1，表明農村模式同樣具有良好的適配性，可以接受。心理需求對內在動機有顯著的正向影響(t=8.26，P<0.05)；心理需求對外在動機無顯著影響(t=1.20，P>0.05)；心理需求對無動機有顯著的負向影響(t=-5.01，P<0.05)；內在動機對休閑滿意有顯著的正向影響(t=7.45，P<0.05)；外在動機對休閑滿意有顯著的負向影響(t=-4.79，P<0.05)；無動機對休閑滿意有顯著的負向影響(t=-5.38，P<0.05)；休閑滿意對幸福感有顯著的正向影響(t=4.86，P<0.05)，且進一步分析結果顯示，對主觀幸福感影響最大的是心理滿意度(β=0.52，P<0.05)，其次是放松和社會滿意度，影響最小的是生理滿意度(β=0.20，P<0.05)。

3 討 論

本研究結果表明老年人的運動參與動機會隨著心理需求的滿足而增加〔13〕；反之，若勝任感、自主性及關聯性等得不到滿足，則會降低運動行為的發生率。因此，通過運動本身帶來的主觀感受來提高自我對運動的勝任感、自主性及關聯性，將有助于增強老年人運動參與的內在動機。心理需求中的關聯性代表運動參與者有與他人發生聯系，并在群體中獲得歸屬感的需要，可能會誘發偏向期望受到他人認同的外在動機。其差異可能在于，城市公共體育服務體系較為完善，建設有針對老年人群的各類健身廣場、健身路徑、體育場館及健身圈等休閑活動場所，配備的體育器材及設備設施也較為全面，良好的外部硬件資源促使老年人的運動感受、同伴鼓勵、他人贊美等成為運動參與的主要外部驅動力，有利于自身對完成各項運動所需條件與能力的認可，進而提升參與者的自主性和勝任感；相比而言，農村地區公共體育服務發展水平明顯滯后于城市，健身教練員缺乏，基礎性體育健身設施建設還在逐步推進中，容易導致人們潛意識將注意力更多地放到新建的健身場地或新配置的運動器材上，削弱了對運動本身的感受和滿足度的關注，從而降低參與者自主性和勝任感。本文表明，運動參與意愿不足會隨著內心對運動需求程度的提升而相應降低。

本文表明，內在參與動機為主時，老年人具有較高的積極情緒與滿意度。因此，若能提高運動本身對老年人的吸引力，而非為了獲得外界物質或報酬等目的，使其形成自愿參與運動的興趣，將有利于增強老年人運動中的滿意感知度。本文表明以外在動機和無動機為主導的自我決定動機會引發休閑滿意程度的降低。考慮可能是農村社會體育指導員尚十分缺乏，老年人難以獲得科學的運動導向，致使休閑運動參與的動力主要集中在一些正在逐步擴建的健身場地/場館或新添置的體育器械等配套設施上，忽略了對身體鍛煉的自身體驗和滿足感。城市老年人群的體力活動量較農村普遍偏少，生理健康水平不高，因此，就算沒有主觀參與意圖或者受外在目的的驅使而運動，也極易感受到身體鍛煉產生的健康效益，從而自主扭轉對休閑滿意的心態和行為，不會產生負面影響。

龍昱廷等〔14〕發現，成年人從運動參與中獲得的滿意度與幸福感呈正相關。城市老年人退休后多數閑賦在家，以看報、聽廣播、棋牌、垂釣、飼養寵物為主，生活相對輕松，導致身體活動總量不足，體適能水平偏低，故在休閑運動中，更加注重體質健康狀況改善上的滿足；而農村青壯年大多外出赴城市打工，主要由老年人留守務農和照看孩童。農活的辛勤勞作和對未成年人的撫養使老年人并不缺乏體力活動，但生活壓力較大，加之對兒女的想念和情感上的孤獨，容易產生抑郁苦悶的不良心緒。因此，在休閑運動中，農村老年人感受最大的是心理壓力降低和精神放松上的滿足，其次才是社會交往和身體健康上的滿足。