老年人运动参与心理因素的关系

陈金鳌 吴 迪 罗慧文

(常州大学体育学院，江苏 常州 213164)

幸福感作为评判生活质量的重要心理指标，除了与个人主观因素有关之外，还会受到健康、环境、家庭、经济、文化、社会等客观因素的影响〔1，2〕。随年龄增高，老年人的生理功能逐渐退化，在心理上往往更易受到社会生活中各项负面事件的不利影响，导致自身幸福感和生活质量降低。缓解身心压力、促进身心健康、提升生活满意度与幸福感的最佳途径是规律地参与各项体育运动〔3，4〕。本文兼顾不同区域社会经济、文化发展水平的潜在影响，分别对城市和农村老年人运动参与的心理需求、动机、休闲满意及幸福感之间的关系进行深入分析。

1 对象与方法

1.1研究对象 采用整群分层随机抽样法，以“60岁以上，身体健康，无重大疾患及肢体功能性障碍，意识清醒，精神正常，具有日常生活自理能力”为样本的纳入标准，分别在江苏省各主要城市和农村地区进行广泛调研。向城市居民、农村居民共发放问卷800份，主要涉及：心理需求、参与动机、休闲满意、主观幸福感。最后得到有效问卷769份，有效回收率96.1%。有效样本总量共769人，其中城市452人，农村317人。男356人，女413人，年龄60～80岁，平均(70.5±8.1)岁。

1.2评价工具 将健身运动心理需求满足感量表(英文版)〔5〕翻译为中文后加以修订，成为包含胜任感、自主性、关联性共3个维度的心理需求量表〔6〕。将运动行为调节量表(BREQ-2)〔7〕翻译为中文后加以修订，成为包含无动机、外在动机、内在动机共3个维度的自我决定动机量表〔8〕。将休闲满意量表〔9〕翻译为中文后加以修订，成为包含心理、生理、社会、放松共4个维度的休闲满意度量表〔10〕。将生活满意量表(SWLS)〔11〕翻译为中文后加以修订，成为包含5个条目的SWLS中文版幸福感量表〔12〕。经检验，上述量表具有良好的信度和效度。

1.3统计处理 运用SPSS19.0软件进行因子分析、信度分析、描述性统计分析和方差分析，运用AMOS22.0软件进行验证性因子分析和结构方程模型分析检验研究假设，并验证模型的整体适配程度。

2 结 果

2.1变量的得分情况 心理需求以自主性得分〔(5.78±0.94)分〕最高，其次是关联性〔(5.26±1.03)分〕，胜任感得分〔(4.51±1.27)分〕最低；参与动机以内在动机得分〔(5.29±1.22)分〕最高，其次是外在动机〔(4.32±0.88)分〕，无动机得分〔(2.75±1.13)分〕最低；休闲满意以心理得分〔(4.17±0.68)分〕最高，其次是生理〔(4.11±0.69)分〕、放松〔(3.96±0.77)分〕、社会〔(3.72±0.83)分〕；样本整体的幸福感得分为(4.51±1.19)分。

2.2结构关系模式验证 根据城市和农村老年人样本数据，各潜在变量之间的关系利用结构方程模式(SEM)进行拟合验证，并采用最大似然估计法进行模式参数的运算。通过拟合优度指数可以判定模式的拟合性。城市老年人因子载荷的绝对值均达到0.5以上，模式拟合优度指数的值分别是：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。依据模式拟合标准，拟合指数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适配性，可以接受。通过结构模式的标准化路径系数β及Bootstrap抽样法(95%置信区间，抽样1 000次)的CR值(t值)对研究假设进行验证，心理需求对内在动机有显著的正向影响(t=10.32，P<0.05)；心理需求对外在动机有显著的正向影响(t=6.23，P<0.05)；心理需求对无动机有显著的负向影响(t=-5.26，P<0.05)；内在动机对休闲满意有显著的正向影响(t=9.50，P<0.05)；外在动机对休闲满意无显著影响(t=0.65，P>0.05)；无动机对休闲满意无显著影响(t=0.24，P>0.05)；休闲满意对幸福感有显著的正向影响(t=7.38，P<0.05)，且进一步分析结果显示，对主观幸福感影响最大的是生理满意度(β=0.63，P<0.05)，其次是心理和社会满意度，影响最小的是放松满意度(β=0.38，P<0.05)。农村老年人因子载荷的绝对值均达到0.5以上，模式拟合优度指数的值分别是：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。依据模式拟合标准，拟合指数χ2/df<2，RMSEA和SRMR均<0.08，GFI、AGFI、NFI、TLI、CFI和IFI均>0.9且<1，表明农村模式同样具有良好的适配性，可以接受。心理需求对内在动机有显著的正向影响(t=8.26，P<0.05)；心理需求对外在动机无显著影响(t=1.20，P>0.05)；心理需求对无动机有显著的负向影响(t=-5.01，P<0.05)；内在动机对休闲满意有显著的正向影响(t=7.45，P<0.05)；外在动机对休闲满意有显著的负向影响(t=-4.79，P<0.05)；无动机对休闲满意有显著的负向影响(t=-5.38，P<0.05)；休闲满意对幸福感有显著的正向影响(t=4.86，P<0.05)，且进一步分析结果显示，对主观幸福感影响最大的是心理满意度(β=0.52，P<0.05)，其次是放松和社会满意度，影响最小的是生理满意度(β=0.20，P<0.05)。

3 讨 论

本研究结果表明老年人的运动参与动机会随着心理需求的满足而增加〔13〕；反之，若胜任感、自主性及关联性等得不到满足，则会降低运动行为的发生率。因此，通过运动本身带来的主观感受来提高自我对运动的胜任感、自主性及关联性，将有助于增强老年人运动参与的内在动机。心理需求中的关联性代表运动参与者有与他人发生联系，并在群体中获得归属感的需要，可能会诱发偏向期望受到他人认同的外在动机。其差异可能在于，城市公共体育服务体系较为完善，建设有针对老年人群的各类健身广场、健身路径、体育场馆及健身圈等休闲活动场所，配备的体育器材及设备设施也较为全面，良好的外部硬件资源促使老年人的运动感受、同伴鼓励、他人赞美等成为运动参与的主要外部驱动力，有利于自身对完成各项运动所需条件与能力的认可，进而提升参与者的自主性和胜任感；相比而言，农村地区公共体育服务发展水平明显滞后于城市，健身教练员缺乏，基础性体育健身设施建设还在逐步推进中，容易导致人们潜意识将注意力更多地放到新建的健身场地或新配置的运动器材上，削弱了对运动本身的感受和满足度的关注，从而降低参与者自主性和胜任感。本文表明，运动参与意愿不足会随着内心对运动需求程度的提升而相应降低。

本文表明，内在参与动机为主时，老年人具有较高的积极情绪与满意度。因此，若能提高运动本身对老年人的吸引力，而非为了获得外界物质或报酬等目的，使其形成自愿参与运动的兴趣，将有利于增强老年人运动中的满意感知度。本文表明以外在动机和无动机为主导的自我决定动机会引发休闲满意程度的降低。考虑可能是农村社会体育指导员尚十分缺乏，老年人难以获得科学的运动导向，致使休闲运动参与的动力主要集中在一些正在逐步扩建的健身场地/场馆或新添置的体育器械等配套设施上，忽略了对身体锻炼的自身体验和满足感。城市老年人群的体力活动量较农村普遍偏少，生理健康水平不高，因此，就算没有主观参与意图或者受外在目的的驱使而运动，也极易感受到身体锻炼产生的健康效益，从而自主扭转对休闲满意的心态和行为，不会产生负面影响。

龙昱廷等〔14〕发现，成年人从运动参与中获得的满意度与幸福感呈正相关。城市老年人退休后多数闲赋在家，以看报、听广播、棋牌、垂钓、饲养宠物为主，生活相对轻松，导致身体活动总量不足，体适能水平偏低，故在休闲运动中，更加注重体质健康状况改善上的满足；而农村青壮年大多外出赴城市打工，主要由老年人留守务农和照看孩童。农活的辛勤劳作和对未成年人的抚养使老年人并不缺乏体力活动，但生活压力较大，加之对儿女的想念和情感上的孤独，容易产生抑郁苦闷的不良心绪。因此，在休闲运动中，农村老年人感受最大的是心理压力降低和精神放松上的满足，其次才是社会交往和身体健康上的满足。