體育鍛煉與流動老年人主觀幸福感的關系研究
——有調節的中介模型

朱立志，黃達武

（江西師范大學體育學院，江西 南昌 330022）

近年來，世界人口老齡化趨勢日益顯著，已成為社會關注的焦點。 根據國家統計局第7 次人口普查數據， 我國年滿60周歲以上的老年人口2.6 億人， 占總人口比重的18.7%［1］。2021 年江西省有760 多萬老年人口， 據預測往后每年將凈增27～35 萬人，其中高齡、失能老年人口數也將快速上升。 老年群體日益增長的美好健康生活需要與不平衡、 不充分發展之間的矛盾，將成為江西老年健康工作的主要矛盾［2］。 根據我國衛生健康委員會公布的《中國流動人口發展報告2018》得知，流動老年人口數量及占總流動人口的比重分別為1 778.4 萬人和8.01%，相比2005 年分別增長6.43 倍和4.17 倍。 我國流動人口規模已由增長期步入調整期［3］。盡管我國流動人口的總規模已呈現出減少的態勢，且流動兒童人數也在下降，但數據表明老年流動人數仍不斷增長。 我國人口流動的基本方向是農村到城市，呈現出“全家遷移”和“拖家帶口”的特點，而非單純的勞動力流動［4］，由于老年人口快速增長、照顧孫輩、傳統養老觀念以及城市化水平不斷推進等因素的影響， 能預測我國會有更多的老人加入到“流動”的行列中。

黨的二十大提出 “實施積極應對人口老齡化的國家戰略”［5］。 人口流動日益頻繁，流動老人群體的日常生活逐漸被重視。 通過文獻閱讀發現，流動老年人這一弱勢群體的主觀幸福獲得感現狀令人堪憂， 在較大程度上影響了他們的身心健康、制約了其對美好生活的追求［6-7］。 隨著年齡的增加，人們對健康越發關注，老年人身體機能逐年下降，患病概率的增加會影響老年人的日常生活。 流動老人受多方面因素影響，身心健康問題比一般老年人群多，且很難有規律地進行身體鍛煉，造成身體機能得不到發展。 因而對生活的不滿情緒增多，影響主觀幸福感的提升［8］。近年來，體育鍛煉意識已深入人心，日常鍛煉更是老年人生活中不可缺少的部分。 在以往研究中，探討體育鍛煉與幸福感之間關系的研究較多， 且多數研究結果表明體育鍛煉能促進主觀幸福感水平的提升［9-12］，但目前對體育鍛煉與流動老年人的幸福感關系研究卻較少， 在前人的研究基礎上，本研究提出假設1：體育鍛煉對流動老年人主觀幸福感有顯著正向影響。

在人口老齡化和人口流動背景下， 老年流動群體不斷增加，城市社會問題也越來越突出［13］。 我國老年社會保障主要有養老保險制度、老年醫療社會保障以及老年社會福利等幾個方面，但老年社會保障體系并不完善，在諸多方面均存在問題［14］。在老年保障制度不完備和戶籍制度的限制下， 流動老年群體在流入地的社會融合顯得力不從心，需受到更多重視。 有研究者指出，僅探討變量之間的直接關系是不夠的，只有引入中介變量才能揭示體育鍛煉“如何”對主觀幸福感起作用［15］。 在以往的研究中， 探討流動老人社會融合問題的研究較多， 一方面，有研究指出體育鍛煉能提高流動人群的社會融合程度，即體育鍛煉水平越高，其社會融合程度也越高［16-18］，另一方面，社會融合能夠提高個體的主觀幸福感，社會融合程度越高，個體主觀幸福感水平也越高［19-21］，因此，體育鍛煉可能通過促進社會融合水平進而提高個體主觀幸福感。 基于此本研究提出假設2：社會融合在流動老年人體育鍛煉對主觀幸福感的影響中發揮中介作用。

目前，“家庭化”流動模式成為新趨勢［22-23］，使我們不得不關注家庭方面的因素對流動老人幸福感的影響， 雖然體育鍛煉會通過間接路徑對主觀幸福感產生影響， 但這種影響可能存在一定的個體差異［24］。 所以進一步探討體育鍛煉通過社會融合對主觀幸福感產生影響的中介過程是否受其他因素的調節是有必要的， 這不僅有助于回答體育鍛煉在怎樣的情況下起作用的問題， 也可以進一步揭示體育鍛煉對主觀幸福感的作用機制。 有研究結果表明家庭成員對老年人情感、經濟以及家庭地位等方面的重視， 利于其社會融合和主觀幸福感水平的提升［25-26］?；诖耍狙芯刻岢黾僭O3：社會融合在流動老年人體育鍛煉對主觀幸福感影響中的中介效應受到家庭適應度的調節。

1 研究對象與方法

1.1 對象

本研究以江西省流動老年人體育鍛煉與主觀幸福感的關系作為研究對象， 以南昌市和景德鎮市的流動老年人群體為調查對象。

調查對象納入標準為：①年齡≥55 歲；②戶口未遷入南昌市或景德鎮市；③流動時長≥3 個月。

1.2 工具

1.2.1 體育鍛煉等級量表

流動老年人體育鍛煉的基本情況選用學者梁德清［27］修訂的體育鍛煉等級量表（PARS-3）進行測量，量表涉及調查對象鍛煉強度、每次鍛煉時間和頻率等指標，采用5 級計分法。 主要反映受試者1 個月以來的體育鍛煉情況，本研究量表Cronbach's α為0.60。

1.2.2 中國老年人主觀幸福感量表

選用陳彤學者編制的《中國老年人主觀幸福感量表》［28］對流動老年人幸福感水平的基本情況進行測量。 問卷包含23 個項目，3 個維度（分量表），分別是自我完滿感（12 道）、生活滿足感（5 道）、家庭適意感（6 道）。 其中有3 項條目為反向計分題， 在問卷中分別為第21、28、37 題。 問卷題項采用李克特5級評分方法，從1—5 分由“完全不符合”向“完全符合”過渡，本研究量表Cronbach's α為0.86。 得分越高者，說明主觀幸福感越強。

1.2.3 社會融合量表

社會融合的測量將直接引用龔靜學者［29］根據楊菊華所建立的指標體系， 并針對城市流動老年人特點對該指標體系進行修訂后的量表，該量表包括“經濟整合”“文化接納”和“身份認同”3 個維度，共12 個具體指標，采用李克特5 級評分方法，從1 分至5 分由“很不滿意”向“非常滿意”過渡。 對流動老年人的社會融合情況進行統計， 本研究量表Cronbach's α為0.82。

1.2.4 家庭適應度指標

家庭適應度的測量將引用學者許瑋［30］在流動老年人研究中家庭部分的測量指標， 通過詢問流動老年人的家庭生活狀況和情感支持等相關問題來測量流動老年人在流入地的家庭適應水平。具體包括：“是否向家人傾訴心思？”“是否適應流入地的家庭生活習慣？”“意見是否得到家人支持？”“自評對家庭的貢獻和價值？ ”等4 個指標。 答案項均為（是=1）（否=0）的二分變量， 將4 項加總后得到家庭適應度的測度指標， 數值越大，則表明流動老年人的家庭生活適應度越高。

1.3 程序

研究采用現場問卷發放與收回的方式。 考慮到大多數老年人群體文化水平低、書寫困難、視力等方面原因，獨立完成全部問卷題項較困難，便以一對一提問，然后代填寫的形式進行，完成1 份問卷題項約10～30 min。

2022 年7 月底持續到2023 年2 月初進行問卷數據的收集工作。 問卷發放選擇在南昌市青云譜區、東湖區、西湖區以及青山湖區等4 個老年人群和流動人口較集中城區， 在4 個區多個街道、公園、廣場等場所共發放問卷300 份，實際回收287 份，其中有效問卷276 份，期間由于南昌市疫情封控等原因， 在景德鎮市珠山區和昌江區老年人群較集中的公園和廣場等區域共發放問卷150 份， 回收142 份， 有效問卷為106份。 總實際發放問卷450 份，回收429 份，回收率為95.33%，其中有效問卷382 份，有效率為89.04%。

2 研究結果

2.1 共同方法偏差檢驗

本文選用Harman 單因素檢驗法，因子特征值大于1 的公因子被提取出10 個， 這10 個特征值大于1 的公因子共解釋了60.905%的方差解釋， 第一個公因子的方差解釋率為24.984%，低于40%的臨界值標準，本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

2.2 描述性統計

由表1 可知，體育鍛煉、主觀幸福感、社會融合、家庭適應度兩兩之間均存在顯著正相關。

表1 各變量的描述性統計

2.3 社會融合在流動老年人體育鍛煉與主觀幸福感之間的中介作用分析

將體育鍛煉作為自變量 （X）， 主觀幸福感作為因變量（Y），社會融合作為中介變量為（W），將性別、年齡、月收入、流動范圍等變量作為控制變量，采用依次檢驗法，運用SPSS 分層回歸分析進行社會融合在流動老年人體育鍛煉與主觀幸福感間的中介作用檢驗。

本研究對中介作用的檢驗方法選擇溫忠麟和葉寶娟［31］的中介效應檢驗流程，具體步驟如下：1）檢驗自變量（X）與因變量（Y）之間的系數c；2）檢驗自變量（X）和中介變量（W）之間的系數a、檢驗中介變量（W）和因變量（Y）的系數b；3）檢驗因變量（Y）和自變量（X）與中介變量（W）之間的系數c'。

從表2 可知， 本文所有預測變量方差膨脹因子都低于1.28，所以不存在嚴重的多重共線性問題。在模型1 中，體育鍛煉與主觀幸福感之間存在顯著正相關， 回歸系數β=0.458、p＜0.001，說明系數c 顯著，可進行系數a 和b 的檢驗；在模型2中，體育鍛煉與社會融合為顯著正相關，回歸系數β=0.364，p＜0.001，這說明回歸系數a 是顯著的；在模型3 中，社會融合與主觀幸福感之間存在顯著正相關， 回歸系數β=0.635，p＜0.001，這說明回歸系數b 是顯著的。

表2 社會融合在體育鍛煉與主觀幸福感間的中介效應分析統計表

在模型4 中， 結果顯示體育鍛煉和社會融合都可以顯著正向預測主觀幸福感， 回歸系數分別為β=0.262、β=0.538，p＜0.001， 表明中介變量社會融合在體育鍛煉與主觀幸福感關系中存在中介作用， 并且在同一模型中自變量體育鍛煉對因變量主觀幸福感的直接效應存在， 所以社會融合對體育鍛煉和主觀幸福感的關系起到部分中介作用。

為了確保中介作用具有檢測力， 采用Bootstrap 法重新檢驗社會融合在其中的中介效應， 在SPSS 的process4.1 插件中進行（模型4），同樣將性別、年齡、月收入、流動范圍等變量作為控制變量，Bootstrap 法依據效應分析中95%置信區間是否包含數字0，具體結果如下：

從表3 可知，在體育鍛煉到主觀幸福感的路徑中，總效應值為0.485 6，95%置信檢驗區間為［0.389 2，0.582 0］，置信區間未經過0，表明總效應c 顯著，中介變量社會融合加入之后（體育鍛煉→社會融合→主觀幸福感），95%置信檢驗區間為［0.152 3，0.266 3］，置信區間未經過0，說明中介效應存在。 且直接效應c' 顯著，95%置信檢驗區間為 ［0.191 5，0.364 3］，置信區間未經過0，即社會融合在體育鍛煉與主觀幸福感之間起部分中介作用。

表3 社會融合中介效應顯著性檢驗boostrap 分析統計表

2.4 體育鍛煉與主觀幸福感的關系：有調節的中介模型

現進一步探究家庭適應度對中介路徑的調節效應。 以體育鍛煉為自變量（X），主觀幸福感為因變量（Y），社會融合為中介變量（W），家庭適應度為調節變量（U），并將性別、年齡、月收入以及流動范圍變量作為控制變量。

依據溫忠麟［32］有調節的中介模型檢驗步驟：

做Y 對X、U、交互項UX 的回歸，檢驗自變量X 和UX 的系數是否顯著， 判斷不加入中介變量時直接效應是否受到U的調節；2）做W 對X、U 以及交互項UX 的回歸，檢驗X 和UX的系數是否顯著；3）根據（1）的檢驗結果，（直接效應未受到調節）做Y 對X、U、W 以及交互項UW 的回歸，或（直接效應受到調節）做Y 對X、U、W 以及交互項UX 和UW 的回歸，檢驗W 和UW 的系數是否顯著。

從分析步驟可知，檢驗有調節的中介模型時，需先檢驗直接效應是否受到U 調節， 然后根據檢驗結果進一步檢驗調節變量U 在中介效應哪個路徑存在調節作用。 在進行分層回歸分析前，將性別、年齡、月收入、流動范圍等控制變量以外的所有變量進行標準化處理成Z 分數，將中介變量W 和調節變量U 的Z 分數相乘得到交互項UW， 同理得到自變量X 和調節變量U 的交互項UX，分析結果如下。

從表4 可知， 方程1 中體育鍛煉對主觀幸福感的效應是顯著的（β=0.405，t=8.863，p＜0.05），體育鍛煉和家庭適應度的交互項UX 效應不顯著（β=-0.031，t=-0.670，p＞0.05），說明家庭適應度在體育鍛煉對主觀幸福感的直接效應中不起調節作用； 方程2 中體育鍛煉對社會融合的效應顯著 （β=0.272，t=6.085，p＜0.001），體育鍛煉和家庭適應度的交互項UX 效應不顯著（β=0.074，t=1.658，p＞0.05），說明家庭適應度不調節體育鍛煉與主觀幸福感中介模型的前半路徑； 方程3 中社會融合對主觀幸福感的效應顯著（β=0.490，t=10.744，p＜0.001），說明社會融合是體育鍛煉與主觀幸福感之間的中介變量。 家庭適應度和社會融合的交互項UW 效應顯著（β=0.133，t=3.281，p＜0.01）， 說明家庭適應度在體育鍛煉與主觀幸福感中介模型中起調節作用。 并綜合方程1 和方程2 的檢驗結果得出，家庭適應度只調節中介模型的后半路徑。

表4 流動老年人主觀幸福感調節中介模型檢驗分析統計表

為進一步保證中介調節模型的檢測力， 采用bootstrap 法對模型進行檢驗，因前面已得出直接效應未受到調節，選擇模型58（圖1），根據檢驗結果中95%置信區間是否包含0 來判斷調節效應的存在，結果如下。

圖1 中介模型檢驗圖

圖2 有調節的中介模型檢驗圖

從表5 可知，體育鍛煉對社會融合有顯著預測（β=0.271 5，t=6.085 9，p＜0.001），95%的置信區間［0.183 8，0.359 2］未經過0， 體育鍛煉和家庭適應度的交互項不顯著 （β=0.077 2，t=1.659 0，p=0.098 0＞0.05），95%的置信區間［-0.014 3，0.168 6］經過0，說明家庭適應度在體育鍛煉與主觀幸福感中介模型前半路徑不存在調節作用； 社會融合對主觀幸福感有顯著預測（β=0.489 7，t=10.744 6，p=0.000 0＜0.001），95%的置信區間［0.400 1，0.579 4］未經過0，體育鍛煉與主觀幸福感中介模型成立； 社會融合和家庭適應度的交互項顯著 （β=0.131 7，t=3.281 5，p=0.001 1＜0.01），95%的置信區間 ［0.052 8，0.210 6］未經過0，說明家庭適應度只調節中介模型的后半路徑。 這與前面的依次檢驗法結果相同。

表5 有調節的中介分析統計表

為了進一步了解家庭適應度是如何調節社會融合對主觀幸福感的影響，將家庭適應度分成3 個組別，平均值為一個組別，平均數加減一個標準差得到高分組和低分組，結果如下。

從表6 可知，3 個分組的95%置信區間都未經過0， 效應值分別是0.358 1、0.489 7 和0.592 9， 表明家庭適應度在這3個水平上都存在調節作用。

表6 不同家庭適應度水平下的效應值

現用簡單斜率進一步分析家庭適應度在社會融合和主觀幸福感之間的調節作用。

從表6 和圖3 簡單斜率圖可知， 無論是在高家庭適應度水平，還是在低家庭適應度水平上，都表現出流動老年人的社會融合越高，其主觀幸福感也越高；但相對于高家庭適應度水平， 社會融合對主觀幸福感的正向預測作用在低家庭適應度水平上更弱。

圖3 簡單斜率圖

綜上所述， 社會融合在體育鍛煉和主觀幸福感之間的中介作用受到家庭適應度的調節，有調節的中介模型成立。

3 討論

3.1 流動老年人體育鍛煉與主觀幸福感的關系

由表1 和表2 可知， 對流動老年人體育鍛煉與其主觀幸福感進行相關分析及回歸分析時發現， 體育鍛煉與主觀幸福感具有顯著正相關，對應的相關系數為0.461。 這就說明隨流動老年人體育運動量地慢慢增加， 自身的主觀幸福感也隨之提高。 這在學者高悅利［33］的研究中也有提到，她通過對被試體育鍛煉量和主觀幸福感的分析和研究， 認為體育鍛煉量和主觀幸福之間呈顯著正相關性，同時也說明體育鍛煉量的提高，主觀幸福感水平也隨之提升。 另一方面，流動老年人的體育鍛煉對主觀幸福感的標準化回歸系數為0.458，p值小于0.001，說明體育鍛煉對主觀幸福感存在顯著的正向預測作用。 同時也就表示流動老年人進行體育鍛煉能增加自身愉悅感， 減少煩惱并提高自身的主觀幸福感水平。 在楊姣［34］和廖宇［35］等人的研究中也有相似結論， 他們同樣采用 《體育活動等級量表（PARS-3）》為測量工具對老年人的幸福感進行調查，然后進行回歸分析研究，認為體育鍛煉能顯著正向預測主觀幸福感。

流動老年人進行身體鍛煉并對自身主觀幸福感產生正向影響作用， 表明在一定程度上提高流動老年群體的體育運動量，可改善其主觀幸福感水平。 這與我們的常識認知相符合，適當參與體育運動有助于增強我們自身的體質， 尤其是流動老年人群體，在日常生活中，由于身體機能的快速衰退和各種因年齡而出現的慢性疾病使他們感到煩惱［36］，而進行身體鍛煉對預防未知疾病和減緩身體機能衰退能起到非常好的效果，進而使流動老年人的主觀幸福感得到提升，另外，當進入到老年時期后，老年人群體常常因各種原因產生自卑、焦慮、憂郁等不良情緒［37］，長期保持身體鍛煉，養成體育運動習慣，有助于自信心的提升，使其心態有所改善，流動老年人的精神面貌會變得更好，其主觀幸福感也會顯著提升。

3.2 體育鍛煉對主觀幸福感的影響：社會融合的中介作用

本文探索了體育鍛煉與主觀幸福感及社會融合3 者之間的相關關系，由表1 可知，流動老年人的體育鍛煉、社會融合都與主觀幸福感呈顯著正相關， 這與很多學者的研究結果一致。 從表2 可知，社會融合在流動老年人體育鍛煉對主觀幸福感的影響中存在部分中介作用。 從表3 可知，直接效應和間接效應值為0.277 9 和0.207 7， 效應占比分別為57.22%和42.77%。 表明體育鍛煉可直接影響流動老年人主觀幸福感水平， 也可以通過社會融合水平的提高間接影響其主觀幸福感水平， 社會融合是提高我國流動人口幸福感和健康的重要因素［38］。

再社會化是指由于原來的社會化失敗或者不再適用，需要重新學習社會的價值觀念和行為規范的社會化過程。 當流動老人進入與原有文化異質的城市生活環境時， 他們原本的一些思想觀念和行為方式可能不再適用于流入城市， 為了更好地適應城市生活節奏，他們不得不重新在生活習慣、行為準則或者價值觀念等多個方面進行重大的調整和學習， 這就是再社會化的過程［39］。 老年人的再社會化主要受到2 方面的制約，一方面是個人障礙，包括個人生理機能的退化以及負面心理因素的影響，流動老年人在新環境中，需要獨自面對大部分事情，容易出現孤獨、壓抑等不良情緒，經常參與體育鍛煉有助于釋放其精神上的壓力。 另一方面是社會障礙，主要表現在支持政策、公共基礎設施等因素的缺失。 流動老年人社會融合涵蓋了經濟、心理、行為及身份認同諸方面，若流動老人享受不到基本的公共服務政策，必將會引起一系列新矛盾，威脅社會秩序的穩定與協調發展， 流動老人的主觀幸福感必定受到影響［40］。

所以一方面我們需要宣傳體育鍛煉對身心健康的益處，提高老年人自我鍛煉意識， 并引導流動老年人利用好空閑時間進行合理的身體鍛煉。 同時安排專業人員定期進行科學的指導，幫助其養成正確鍛煉的良好習慣。 長期地堅持體育活動可在身體鍛煉的同時加強與外界社會的溝通， 協調其人際關系，促進積極的情感體驗，減少不良情緒產生。 另一方面加快相關福利政策改革， 盡量縮小流動老人與當地人在各方面的待遇差距，提高流動老年人社會融合水平，以間接達到提升流動老年人主觀幸福感的目的。

3.3 社會融合對主觀幸福感的影響：家庭適應度的調節作用

本文研究了家庭適應度是否調節了體育鍛煉→社會融合→主觀幸福感的中介過程。 由表4 和表5 可知，家庭適應度只在體育鍛煉對主觀幸福感影響的中介模型后半段路徑上具有調節作用， 即家庭適應度在社會融合與主觀幸福感之間具有調節作用。 由表6 和圖2 可知家庭適應度在社會融合和主觀幸福感之間的調節效應分析結果， 家庭適應水平高的流動老年人， 其社會融合水平也會升高， 主觀幸福感也就隨之升高，而對于家庭適應水平較低的流動老人來說則相反。

家庭適應度作為流動老年人在流入地的一個重要方面，它在很大程度上影響老年人的主觀情緒。 流動人口家庭中，大多數子女都比較忙而無暇顧及家里的老人， 甚至由于代溝等原因，相當一部分老人在家庭中處于被邊緣化的狀態。 子女們只給予老人一些經濟支持，卻不關心老年人心中所想，并且在家庭中老年人的家庭地位也不被重視［41-42］。 長此以往，流動老年人在家庭中得不到子女的重視和精神慰藉， 其精神狀態會慢慢下降，產生孤僻不愿與人交流的情緒，生活質量下降，社會融合水平也會降低，主觀幸福感程度也隨之降低。 因此要呼吁成年子女在日常生活中尊重父母的意見， 多與他們溝通交流。 在互動過程中，流動老年人接受成年子女給予的代際支持增多， 家庭間的關系更加親密， 正向情緒增多而不良情緒減少，流動老年人社會交際也會增多，進而孤獨感減少，社會融合水平增加，其主觀幸福感水平也會隨之增加。

4 結論

流動老年人的體育鍛煉與主觀幸福感存在顯著正相關；體育鍛煉與社會融合存在顯著正相關； 社會融合與主觀幸福感存在顯著正相關； 家庭適應度與主觀幸福感存在顯著正相關；家庭適應度與社會融合存在顯著正相關。

流動老年人體育鍛煉顯著正向預測主觀幸福感， 也可通過社會融合影響主觀幸福感， 社會融合在體育鍛煉與主觀幸福感間起部分中介作用。

家庭適應度在社會融合與主觀幸福感間存在調節作用，即家庭適應度調節體育鍛煉與主觀幸福感中介模型的后半路徑，有調節的中介模型成立。