休闲态度量表在农民工中应用的信效度分析

魏统朋， 刘志民

(上海体育学院体育休闲与艺术学院，上海200438)

2011年文化部、人力资源和社会保障部、中华全国总工会联合下发的《关于进一步加强农民工文化工作的意见》指出，要形成相对完善的“政府主导、企业共建、社会参与”的农民工文化工作机制。加强农民工文化工作，建设农民工精神家园，保障农民工享有与城市居民同等的文化权益，是提升农民工文化素质和道德素养、实现农民工融入城市的必然要求，对于提升农民工市民化进程、维护社会公平正义、保持社会和谐稳定具有重要意义。

休闲对改善人的生理、心理以及精神生活状况均有积极意义。休闲给予人们自由选择的机会，有助于人们生活质量的提高和生活状况的改善。休闲为人们获得生活质量的提升提供了机会与可能，也提供了载体与手段。为了引导农民工选择积极的休闲生活方式，了解他们的态度是非常有必要的。休闲态度的测量工具 LAS(leisure attitude scale)是由 Ragheb和Beard［1］编制的一种Likert量表，经大量研究证明该量表具有良好的信度与效度，在我国台湾休闲研究中被应用广泛。金海水［2］对我国东北地区农民的研究结果显示，该量表具有良好的信效度。本文拟应用金海水修订的休闲态度量表测量我国农民工群体休闲态度并考察其适用性，同时对量表进行信度与效度检验。

1 研究对象与方法

1．1 研究对象 以青岛市第二产业(包括食品、服装、化工、电子、机械等制造业)的315名农民工为研究对象。其中:男性占66．3%，女性占33．7%;年龄在18～25岁的占35．7%，26～33岁的占44．7%，34岁以上的占19．6%;未婚者占58．4%，已婚者占41．6%;文化教育程度为小学的占3．8%，初中的占21%，高中(含中专、技校)的占38．4%，大专的占32．4%，本科的占4．4%;国有企业员工占8．9%，集体企业员工占3．8%，股份有限公司员工占12．4%，外商投资企业员工占17．8%，私营企业员工占57．1%。

1．2 测量工具 金海水修订的休闲态度量表由24个项目构成，包括休闲认知态度(10项)、休闲情感态度(6项)、休闲行为态度(8项)。所有项目采用Likert 5级量度，非常不同意、不同意、有点同意、同意、非常同意分别计 1、2、3、4、5 分。

1．3 研究程序 保持原量表结构不变，根据研究对象及研究需要对语句表述进行适当修改，并使原意保持不变，与6名农民工志愿者进行讨论，明确项目的意义，确定在表达上无歧义，形成预测问卷。抽取2家企业的60名农民工进行预测，并对收回的预测问卷进行项目分析。随后以务工企业的性质为类别依据进行配额抽样，其中国有企业30人，外商投资企业60人，私营企业200人，其他企业80人，总计370个样本。选取样本后，于2012年11—12月带领调查员对调查对象进行了问卷调查，由企业负责人将农民工召集起来，调查员对问卷的填答进行指导，平均作答时间为5 min，当场回收问卷，实际发放问卷360份，剔除无效问卷45份，回收有效问卷315份，有效回收率为87．5%。

1．4 统计方法运用 SPSS 18．0对有效数据进行Pearson相关分析、独立样本t检验、因子分析、可靠性分析、单因素ANOVA分析等。

2 结果与分析

2．1 项目分析结果 对回收的预测问卷(有效问卷56份)进行统计分析，24个项目与总量表的相关系数分布在 0．472 ～0．704，P ＜0．01(表 1)，呈显著性相关。按项目总分上下各取25%的标准将数据分成高分组和低分组，经过独立样本t检验显示，高分组与低分组的得分差异显著(P＜0．01)。以上数据表明，所有项目均具有良好的鉴别力。

2．2 探索性因子分析结果 为了进一步分析量表的维度构成，对315份有效问卷的数据进行探索性因子分析。采用最大似然法，进行具有Kaiser标准化的正交旋转。结果显示，所有因子载荷均大于0．4，根据“在不同因子上有相近的载荷且难以解释”的原则对项目进行筛选［3－4］，由于在不同因子上的载荷比较平均，有6个项目被删除(表2)。

根据“在一个因子上的项目少于3个应予以删除”［5］的原则对项目继续进行筛选。在此过程中，由于项目2(“参加休闲活动可以消除工作中的疲劳”)和项目3(“参加休闲活动可以交到许多朋友”)单独构成一个维度，项目14(“我觉得我可以自由选择喜欢的休闲活动项目”)、项目21(“参与休闲活动时，我感到能活出我自己”)、项目23(“当进行休闲活动时，我感到时间过得很快”)分别构成一个维度，不符合一个因子包含的项目不少于3个的标准，予以删除。

对最后保留的13个项目再次进行因子分析，KMO=0．815，巴特勒球形检验的 X2=333．151，显著性水平为0．000，达到了极显著性水平。因子分析提取出3个因子，累计可解释总方差的74．046%。因子分析结果见表3。

表1 量表各题目与总分之间的相关性及各题目的鉴别力(n=56)Table 1 The Correlation between Each Subject and the Total Score＆the Discrimination Analysis of the Scale

表2 被删除项目的因子载荷一览Table 2 Factor Loading of the Deleted Subjects

表3 休闲态度量表项目筛选后因子分析结果Table 3 Factor Analysis Results of Leisure Attitude Scale

因子1包含5个项目，均为原量表中测量“休闲认知”态度的项目，反映个体对休闲活动的知识、价值的认识与理解，命名为休闲认知态度。因子2包含4个项目，是原量表测量“休闲情感”态度的项目，反映的是个人对自己所参与活动的好恶程度和情感，命名为休闲情感态度。因子3包含4个项目，反映个人参与休闲活动的体验，命名为休闲行为态度，与原量表的维度结构是一致的。

2．3 信度分析结果 采用Cronbach系数法进行内部一致性检验。用Cronbach系数法计算量表整体内部一致性系数为0．848，各因子的内部一致性系数在0．777～0．851，统计结果见表4。这表明量表具有可信性。

2．4 效度分析结果 休闲态度量表各项目与其所属因子间的相关性系数:休闲认知态度为0．711～0．868，休闲情感态度为 0．694 ～0．830，休闲行为态度为0．762～0．866。各项目与量表总分的相关性系数为0．507 ～0．695，3 个维度与量表总分的相关性系数为0．702 ～0．798，均达到显著性水平(P ＜0．01)(表5)。

表4 休闲态度量表信度(n=315)Table 4 Reliability of Leisure Attitude Scale

2．5 农民工休闲态度的特征 在农民工的休闲态度中，情感态度得分最低为(3．60±0．60)分、行为态度最高为(3．98±0．49)分。这与金海水的研究结果一致。农民工的休闲态度比东北地区农民的休闲态度更积极:农民工的休闲态度整体平均得分为3．75分，标准差为0．42分，高于东北地区农民的休闲态度得分(整体平均为3．62 分，标准差为0．54 分)［4］。

以年龄、性别、婚姻为组别对数据进行独立样本t检验结果表明:不同年龄组别的农民工在休闲认知态度上有非常显著性差异(P＜0．01)，新生代农民工的休闲情感态度、休闲行为态度得分也明显偏低(P＜0．05);不同性别农民工的休闲态度各维度得分均无显著性差异;已婚农民工与未婚农民工的休闲认知态度得分无显著性差异，已婚农民工的休闲情感态度得分明显高于未婚农民工，差异非常显著(P＜0．01)，已婚农民工与未婚农民工的休闲行为态度得分也有显著性差异(P ＜0．05)(表6)。

以经济收入的均值(2 800元)为割点，进行独立样本t检验结果显示，经济收入高的农民工休闲情感、休闲行为态度得分显著高于低收入组(P＜0．05、P＜0．01)(表7)。以文化程度、社会地位变化感知为组别分别进行单因素方差分析，结果如表7所示。在不同性质企业务工的农民工休闲态度各维度得分并无显著性差异。休闲情感态度得分随着农民工文化程度的提高有相应的增加趋势，不同文化程度农民工之间存在显著性差异(P＜0．05)。对社会地位变化感知不同的农民工休闲认知态度、休闲情感态度得分存在显著性差异(P＜0．01)，感知社会地位下降的农民工休闲态度得分明显偏低。

表6 农民工休闲态度的人口学特征(n=315)Table 6 Demographic Characteristics of Migrant Workers’Leisure Attitude

表7 农民工休闲态度的组间差异性(n=315)Table 7 Differences between Groups of Migrant Workers’Leisure Attitude

3 讨论

目前普遍认同态度是由认知、情感、行为意向3个方面构成的，因此，我们在分析农民工的休闲态度时，也应从休闲认知态度、休闲情感态度、休闲行为态度3个维度进行剖析。只有准确把握农民工的休闲态度才有助于实现文化部提出的“推动农民工文化建设走上健康发展的良性轨道”之目标。

3．1 量表的结构 量表中原有24个项目，经过探索性因素分析，删除了因子载荷分配平均的6个项目(表2)，其中认知态度1个，情感态度2个，行为态度3个;另外还有5个项目聚合效果不理想，分别予以删除。删除这些项目后，量表由13个项目构成。修订后的量表结构与原量表比较，有一处明显的变化，即项目8(“参加休闲活动对个人的身心健康有益”)在原量表中被归入认知态度，本文项目8在行为态度上的因子载荷明显高于其他2个因子，而且将其视为参加休闲活动的体验也是一种合理解释，项目8与项目19、22、24 的相关性系数(分别为0．540、0．386、0．613)明显高于其他项目(P＜0．01)。删除项目以后，量表还是包括认知态度、情感态度、行为态度，构成不变，但更加简短，施测可能会更加方便。

3．2 量表的信度与效度 金海水修订的休闲态度量表的信度分别为 0．883(认知)、0．770(情感)、0．833(行为)，整体休闲态度的 Cronbach系数为0．917［2］。本 文 除 了 休 闲 认 知 态 度 的 信 度 系 数(0．851)较之原量表稍低，其他2个方面的信度相当，整体而言经修订后的量表在农民工中应用的各维度均具有可接受的信度。结构效度检验表明，量表各项目与量表总分的相关性、3个维度与量表总分的相关性以及各维度之间的相关性均达到非常显著性水平(P＜0．01)，量表具有良好的效度。与休闲态度量表在东北地区农民中的应用相比，本文中的3个因子累积解释变异量(74．046%)明显高于金海水研究报告的49．949%累积贡献率［2］，该量表可以作为评价农民工休闲态度的测量工具。

3．3 农民工的休闲态度特征与差异性 农民工的身份虽然还是农民，但其职业已是工人，常年感受并体验城市生活方式;因此，农民工较之农民的休闲态度更为积极。这可能是与城市的休闲氛围有关，在城乡差异依然比较大的今天，城市仍然拥有优越的休闲空间、丰富的休闲内容，这也是吸引农民工尤其是新生代农民工进城务工的原因之一［5］。休闲行为态度得分最高，表明农民工有积极的休闲体验。在条件许可的情况下，农民工选择参与休闲活动的可能性很大。情感态度得分最低，可能是由农民工在城市的务工大环境所致(不同企业性质农民工的休闲态度差异不显著，P＞0．05)。由于工作时间长、经济收入低、社会歧视等，当遇到休闲阻碍时，农民工采取的策略不同就可能会影响其决策休闲行为，即虽然城市的休闲生活很精彩，但是农民工面对的休闲阻碍要比市民多，难以体验到休闲的魅力。要提高农民工的休闲生活质量，就要创造条件消除阻碍因素。

农民工休闲认知、休闲行为态度得分在年龄间存在差异，新生代农民工的态度得分相对更低，这与以往研究中的结论——“年龄越轻休闲态度越积极”(Henderson，1989)不一致。按常理推论，休闲作为一种健康文明的生活方式，年轻人更易接受。本文中出现的异常情况，一方面可能是与抽样有关，另一方面可能是由于新生代农民工工作压力大，超长的工作时间留给他们参与休闲活动的闲暇时间不足，很多时候他们参与休闲活动仅仅是为了消磨时间，难以体验休闲带来的快乐和益处［6］。休闲时间的不足严重削弱了农民工的休闲情感，无形之中给农民工造成莫大的压力，他们既无法从工作中获得满足(可观的收入)，也无法从非工作的休闲中体验生活的意义。国内目前的用工环境虽然已有所改观，但企业、社区对农民工的休闲生活还不够重视，导致其休闲情感态度得分较低。在这种情况下，农民工可能就会将有限的空闲时间投入一些消极甚至低俗的活动中，造成闲暇时间滥用问题。切实改善农民工的休闲生活，应引起企业、社区、政府的高度重视，要形成相对完善的“政府主导、企业共建、社会参与”的农民工文化工作机制［7］，就要首先从激发农民工的休闲情感态度开始。

已婚农民工的休闲情感、休闲行为态度更积极。这可能是由于结婚以后的农民工身上的责任感更强。按照我国传统习惯，一般人结婚后经济基础更加稳定，家庭收入相对更高，而且受城市生活方式的熏陶更深，故休闲态度更加积极。这与金海水［4］对东北地区农民的研究结果基本一致。农民工对城市的认同度会随着经济收入的提高而增强，因为只有经济上达到一定程度，才敢想改变自己现有的农民身份［8］。这一点从社会地位变化的感知也能反映出来，感觉自己的社会地位保持平行以及上升农民工的休闲认知、休闲情感态度得分明显高于感知社会地位下降的农民工。只要给农民工创造向上流动的机会，农民工接受城市文明的态度与意识将增强，有助于农民工融入城市，休闲将成为促进农民工实现这一转变的手段。

4 结论

在农民工中初步应用休闲态度量表进行项目分析结果显示，量表中的24个项目具有很好的鉴别度。经过探索性因子分析，保留13个项目，提取了3个因子，分别为休闲认知、休闲情感、休闲行为态度，累计可解释总方差的74．046%。

休闲态度量表的整体内部一致性系数为0．848，各因子的内部一致性系数为0．777～0．851，量表具有可信性。各项目与量表总分的相关性系数为0．507～0．695，3个维度与量表总分的相关性系数为0．702～0．798，均达到显著性水平，对休闲态度的测量结构效度较好。此量表可以作为评价农民工休闲态度的测量工具。

对农民工的休闲态度特征、差异性进行分析结果显示，新生代农民工的休闲态度得分明显偏低，已婚农民工的休闲情感、休闲行为态度得分明显高于未婚农民工，不同文化程度农民工的休闲情感态度得分差异显著，经济收入较高的农民工休闲情感、休闲行为态度得分明显高于低收入者，感知社会地位下降农民工的休闲态度得分明显偏低。

［1］ Ragheb M G，Beard J G．Measuring Leisure Attitude［J］．Journal of Leisure Research，1982(14):155 －167

［2］ 金海水．东北地区农村居民休闲行为研究［D］．大连:东北财经大学，2009:87－88

［3］ 骆方，刘红云，黄崑．SPSS数据统计与分析［M］．北京:清华大学出版社，2011:146－168

［4］ 金海水．东北地区农民休闲态度实证研究［J］．商业时代，2010(12):140－142

［5］ 罗霞，王春光．新生代农村流动人口的外出动因与行动选择［J］．浙江社会科学，2003(1):109－113

［6］ 刘忠霞．新生代农民工休闲生活方式研究［D］．重庆:西南大学，2011:16－27

［7］ 文化部，人力资源和社会保障部，中华全国总工会．关于进一步加强农民工文化工作的意见［N］．中国文化报，2011－09－26(1)

［8］ 王春光．新生代农村流动人口的社会认同与城乡融合的关系［J］．社会学研究，2001(3):63－76