老年人休閑動機、休閑涉入對休閑滿意度的影響

郭啟貴 桑美玲 羅炯

(西南大學體育學院 國家體育總局體質評價與運動機能監控重點實驗室，重慶 400715)

休閑活動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，在選擇適合相關的休閑活動也與年輕時有所不同，往往更加追求更好的生活質量故其休閑動機、休閑涉入應與一般成人有所差異〔2〕。涉入是一種介于個人和休閑活動之間的一種動機，故涉入應是發生于動機產生所造成的心理狀態〔3〕。動機是涉入的前置因素，對休閑涉入有正向影響〔4～9〕。休閑滿意度〔10～19〕系指個體透過休閑活動參與所得到的正面知覺或感覺，乃是個體在其整體休閑體驗及情境下所感覺到滿足的程度，而此滿足感來自于個體察覺到或未察覺到的需求的滿足。本文主要探討老年人休閑動機、休閑涉入與休閑滿意度的關系。

1 對象與方法

1.1研究對象 以西南地區重慶市主城區且年滿65歲(含)以上的老年人為研究對象，為有效反映母群體的真實性，因此于公園、健身廣場、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行調查，為使填答者能提供真實的答案，填答者可不受時間限制，并配合無記名方式進行。本研究共發放400份問卷，回收有效問卷334份，有效回收率為83.5%。

1.2問卷設計 采用結構式問卷作為調查工具，在參閱大量研究文獻基礎上，經過擬定初稿、預測試，分析預試結果完成問卷終稿。問卷共分三部分。(1)休閑動機量表。主要是參考Beard等〔20〕編制的休閑參與動機量表，包括健康適能、緩解生活壓力、社會需求、人際能力4個構面，每個構面由各選題項的平均數作為觀察變項。(2)休閑涉入量表。采用McIntyre等〔21〕的定義，由吸引力、自我表現與生活中心性3個構面組成，每個構面由各選題項的平均數作為觀察變項。(3)休閑滿意度量表，包括5個構面：心理、教育、社交、放松與美學構面，每個構面由各選題項的平均數作為觀察變項。所有題項以受試者自陳式的主觀認知來衡量其內心最真實的感受，因為本研究所探討的變項并無客觀指標衡量的可能性，故每個變項雖皆為受試者自己填答，為避免共同方法變異的疑慮，所有題項以分散出現的方式讓受試者填寫〔22〕。采用Likert 5級評分，選項“非常符合”至“很不符合”，分別計1～5分，全部題項采正向題及封閉式問答，得分越高表示休閑動機、休閑涉入與休閑滿意度越高。

1.3效度及信度檢驗 (1)問卷的效度檢驗。效度測試采用專家打分形式,即針對每道題的設計是否反映所要探討的主題。以100分制為標準，經專家兩次打分,凡是平均得分低于80分的題項給予刪除，最終留下的所有條目平均得分92.7分。(2)問卷的信度檢驗。采用重測法，在主城區分別選取兩個地點進行測試，兩次試填時間間歇為20 d，回收卷結果表明，問卷的兩次回答一致性較高，相關系數為r=0.90。

1.4統計學方法 運用SPSS13.0軟件及AMOS21.0版線性結構模式軟件進行統計分析。

2 結果與分析

2.1休閑動機、休閑涉入與休閑滿意度維度構成及特點 在進行因素分析前先進行KMO與Bartlett檢定，KMO是Kaiser-Meyer-Olkin的取樣適合性量數，當KMO值愈大時，表示變項間的共同因素愈多，愈適合進因素分析。Bartlett球形考驗若達顯著水平(P<0.01)，代表母群體的相關矩陣有共同因素存在，適合進行因素分析。休閑動機量表：KMO=0.887,χ2=7 149.341,P<0.001,表明適合進行因素分析；Cronbach α系數為0.926，顯示本量表具有良好的信度。本量表經項目分析后，各題題項P值皆達顯著水平，且t絕對值皆≥3，因此保留所有題項，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行因素分析；Cronbach α系數為0.917，顯示本量表具有良好的信度。本量表經項目分析結果顯示，各題題項P值皆達顯著水平，且t絕對值皆≥3，因此保留所有題項，其總解釋變異量74.33%。休閑滿意度量表：KMO=0.908;χ2=3 666.46,P<0.001,代表休閑滿意度量表適合進行因素分析。Cronbach α系數為0.901，顯示本量表具有良好之信度。本量表經項目分析結果顯示，各題題項P值皆達顯著水平，且t絕對值皆≥3，因此保留所有題項，其總解釋變異量55.23%。以因素分析來建構這三份量表的效度，以主成分分析法抽取因素并以最大變異法進行正交轉軸特征值>1以上因素。并依據評鑒標準〔23〕需舍去因素負荷量在0.40以下的題目。問卷量表題目因素負荷量都在0.40以上，才予以保留作為正式問卷題目。結果顯示休閑滿意度量表、休閑涉入量表、休閑滿意度量表均有良好的信度和效度。

2.2模型的建立與驗證 采用結構方程模型分析方法，以IBM SPSS Amos21.0統計程序分析資料。數據分析主要分為3個步驟，①首先在進行評估模型配適度前，需先檢驗違犯估計，檢驗估計系數是否已超出可接受范圍。本研究休閑動機、休閑涉入與休閑滿意度量表經檢驗標準化回歸系數皆未超過0.95；且無負的誤差變異數存在且皆達顯著。說明本模型并無違犯估計情形發生，可進行測量模型配適度檢驗。②為避免影響模型的估計與檢視結果，進行常態性檢定，依據模型中的觀察變項的偏態與峰度絕對值進行檢視，以作為選擇估計方法的依據。休閑動機、休閑涉入與休閑滿意度量表經檢驗偏態絕對值沒有>2的情況出現；而峰度的絕對值亦無>7的情況出現。說明模式的觀察變項皆符合常態分配。③驗證性(CFA)因素分析，檢定整個模型的配適度之后，以驗證本研究所提出的因果模型路徑圖是否與數據相配適。在CFA因素分析中，可了解休閑動機、休閑涉入與休閑滿意度的所屬各個觀察變項的因素負荷量皆達0.7以上，指標信度亦達0.5以上，表示CFA模型情形良好，再分別計算各潛在變項的組合信度(CR)與平均方差抽取量(AVE)，最終保留的題項經檢驗，最終形成休閑動機、休閑涉入與休閑滿意度量表各題項載荷全部在0.50～0.95，組合信度(CR)均大于0.6,AVE值也均大于0.5的規定要求，說明休閑動機、休閑涉入與休閑滿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系數，說明自尊量表具有很好的區別效度。

2.3休閑動機、休閑涉入及休閑滿意度的關聯分析 圖1顯示：(1)休閑動機、休閑涉入與休閑滿意度的結構模型，模型的χ2/自由度(df)、比較擬合指數(CFI)、擬合優度指數(GFI)、調整擬合優度指數(AGFI)、近似誤差均方根(RMSEA)、Tucker-Lewls指數(TLI)及增值適配指數(IFI)的值依次為1.543、0.989、0.954、0.929、0.045、0.985、0.989均達到了可接受的標準。結構模型的擬合優度尚可，顯示假設模型較好地擬合了觀測數據，指標皆在合理范圍內，模型適配度非常良好。(2)結構模型路徑清晰顯示：①休閑動機對休閑涉入存在影響作用，對應的路徑系數為0.68；②休閑涉入對休閑滿意度存在影響作用，對應的路徑系數為0.48；③休閑動機對休閑滿意度亦存在影響作用，對應的路徑系數為0.46。老年人休閑動機對休閑涉入的標準化路徑系數為0.682，P=0.009,置信區間0.562～0.765，且沒有包括零，說明休閑動機對休閑涉入有顯著的正向影響作用。老年人休閑動機對休閑滿意度的標準化路徑系數為0.459，P=0.012,置信區間0.293～0.592，且沒有包括零的，說明休閑動機對休閑滿意度有顯著的正向影響作用。休閑涉入對休閑滿意度的標準化路徑系數為0.484，P=0.012,置信區間0.357～0.629，且沒有包括零，說明休閑涉入對休閑滿意度有顯著的正向影響作用。休閑動機對休閑滿意度的直接效應為0.459,P=0.012,置信區間0.293～0.592，且沒有包括零，說明休閑動機對休閑滿意度的直接效應是顯著的。間接效應為0.330，P=0.005,置信區間0.233～0.464，且沒有包括零，說明休閑動機對休閑滿意度的間接效應是顯著的，通過分析間接效應部分占比為41.77%，總效應為0.790，P=0.004,置信區間0.716～0.879，且沒有包括零，說明休閑動機對休閑滿意度的總效應是顯著的，由于間接效果與直接效果皆顯著存在，說明整體模型當中休閑涉入為主要關系的部分中介機制。

圖1 休閑動機、休閑涉入與休閑滿意度結構路徑圖

3 討 論

3.1休閑動機、休閑涉入與休閑滿意度之間的直接影響 休閑動機越強烈，休閑涉入程度越高，老年人即使年事稍高，仍然對于休閑活動和新奇的事務擁有好奇心，想要進一步了解和學習，就會積極采取健康的方式來維持自己的需求，從而休閑涉入程度就會增加。基于需要層次理論〔24〕,當個體的休閑動機愈強烈，將會驅使其更多的休閑活動，故休閑參與動機與涉入程度相關，并具有正向影響效果。這與Chen等〔25〕的研究結論完全符合。

休閑涉入程度越高，老年人的休閑滿意度就越高，老年人大多已無正職工作或退休在家，為了找尋其生活重心和培養樂趣，會積極從事休閑活動，促使老年人體質增強，身心愉悅，休閑滿意度就會提升。基于休閑概念理論,認為休閑活動參與者，為了娛樂與恢復個人精神可以從休閑活動體驗中獲益良多。當個體在涉入某項活動時，其內心的活動是相當活躍的表現，當其投入于休閑活動時，是因為期待有所滿足的感受得以回饋，在各項有利的條件引領下，涉入愈多者亦有可能得到較多的正向反應，對其身心都有良好的感受，達到滿意度的提升，休閑涉入可以幫助個體釋放能量，并抑制情緒，緩解潛藏的壓力，休閑涉入的結果可以增進身心健康，對減少晚年危機的影響相當重要。因此，休閑滿意度乃是了解老人是否能成功老化的重要概念，而且休閑活動的參與，將有助于提升老年人的生活滿意度。

休閑動機對休閑滿意度亦存在顯著的正向直接影響作用，表明老年人休閑動機越高，休閑滿意度就越高。基于動機理論〔26〕,當個體對于某項活動的參與動機愈強烈，就愈有機會實際投入活動當中，成為一種實際感受的體驗，才有機會在其中感受到滿意的知覺。本研究指出，休閑動機愈強烈者，對于休閑涉入與休閑滿意度也愈具有正向影響力，與理論相符，說明老年人不僅樂于參與，更積極投入其中，也能在休閑活動當中獲得正向的心理回饋，而休閑動機對于休閑涉入的影響程度較大，故實務管理者應以引發老年人的休閑動機為主要任務，并確實了解其動機所涵蓋的內容，才能使老年人群體更加沉浸于休閑與學習活動之中，進而達到休閑滿意度，休閑動機因素對個人參與活動時的認知、行為、情緒有重要影響，休閑動機屬于較高自我決定程度時，參與者會有較高明顯的參與意愿、樂趣、滿足感、滿意度及正向的情緒結果。此結論與Iso-Ahola等〔27〕研究一致。

3.2休閑動機對休閑滿意度的間接影響 可以通過提升老年人休閑涉入程度來有效預測老年人休閑滿意度情況，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量。由此可見，休閑涉入程度對老年人休閑滿意度起至關重要的作用，休閑動機能直接影響休閑滿意度，亦能透過休閑涉入來提升休閑滿意度。本研究指出，休閑涉入可作為休閑動機與休閑滿意度之間的中介變項，代表提供老年人各項休閑活動之組織與機構要多注意活動的吸引力，關注老年人群體參與時的自我表現，并且了解老年人群體成員的生活形態，如此才更能達到休閑滿意度的效用。