独居老人体育参与对主观幸福感的影响

王世涛 蒋宗霖

(吉林体育学院,吉林 长春 130022)

《“健康中国2030”规划纲要》中明确提出要把“健康中国”理念提升至国家战略地位,并将全民健身和全民健康联系起来〔1～3〕。人口发展的转折性变化,使得老年人群体已成为社会关注的重点,《关于加强新时代老龄工作的意见》中指出:有效应对人口老龄化,事关亿万百姓福祉、国家发展大局及社会和谐稳定〔4〕。众所周知,参与体育锻炼不仅可以提高身体功能水平降低老年人身体功能衰退速度〔5,6〕,还可以对心理健康产生积极的作用〔7〕。独居老人作为老年人群体中的特殊群体,如何使其走向健康的生活获得幸福已成为现实生活中亟待破解的一道难题。一直以来,学术界针对老年人群体的身心健康问题的研究比比皆是,但关于“独居老人”这一特殊群体的主观幸福感的研究较少,其中以体育参与为核心解释变量的更是寥寥无几。本研究基于中国综合社会调查(CGSS)2021年的调查数据,采用多元线性回归模型探析独居老人主观幸福感的影响因素。

1 资料与方法

1.1数据来源 采用2021年CGSS数据,该数据采用多阶分层概率抽样设计,覆盖全国范围内28个省份,具有较高的数据质量。以60岁独居老人为研究对象,根据独居老人个体特征、家庭特征、体育参与、自感健康、养老保险及主观幸福感等指标筛选出相关题项后,剔除存在缺失值的样本,再对变量进行操作化设置,最终得到284个独居老人的样本数据。

1.2变量选取 自变量为体育参与(从不=1,1年数次或更少=2,1个月数次=3,1 w数次=4,每天=5);中介变量为自感健康(很不健康=1,比较不健康=2,一般=3,比较健康=4,很健康=5)、社会交往(从不=1,1年数次或更少=2,1个月数次=3,1 w数次=4,每天=5);调节变量为养老保险(没参加=0,参加=1);控制变量为性别(女=0,男=1)、年龄(2021减去出生年份)、户口所在地(农业户口=0,非农业户口=1)、婚姻状况(无配偶=0,有配偶=1)、教育水平〔小学及以下=1,初中=2,高中(中专、技校)=3,大专=4,本科及以上=5〕、社会经济地位(下层=1,中下层=2,中层=3,中上层=4,上层=5)。

1.3中介效应及调节效应 中介效应:检验本研究所建立的双重中介模型,对模型的直接效应、间接效应、总效应的下显著性及效应占比进行检验;调节效应:采用温忠麟等〔8〕提出的层级回归的方式验证,将调节变量、自变量与调节变量的交互项分层纳入回归模型,通过探查最后纳入交互项的模型中交互项的显著性及相比于只纳入调节变量的模型,其△F值的显著性来判断是否存在调节效应。

1.4统计学方法 采用SPSS26.0软件进行Pearson相关分析和层级回归分析,采用AMOS26.0软件通过Bootstrap法重复抽样5 000次计算95%CI来检验中介效应,并给出各条中介路径的效应占比。

2 结 果

2.1相关性分析 体育参与得分(2.88±1.76)分、自感健康(3.09±1.16)分、社会交往(2.54±1.43)分、主观幸福感(4.01±0.89)分,体育参与与自感健康呈显著正相关(r=0.185,P<0.01);自感健康与社会交往呈显著正相关(r=0.157,P<0.01);社会交往与主观幸福感呈显著正相关(r=0.194,P<0.01)。相关系数小于0.7表示不存在共线性,可以进行回归分析。

2.2回归分析 由表1可知,分层回归共涉及3个模型。在模型1中,只将体育参与作为自变量,主观幸福感作为因变量进行线性回归分析,可知R2为0.07,表示体育参与可以解释主观幸福感7%的变化原因。且模型通过F检验(F=21.276,P<0.05),即说明体育参与必定对主观幸福感产生影响,模型可靠。体育参与的回归系数为0.134,并且呈现出显著性(t=4.613,P=0.000),表示体育参与会对主观幸福感产生显著的正向影响关系。在模型2中,纳入控制变量后,F值变化显著(P<0.05)表示控制变量的加入对模型具有解释意义。其次R2值由0.070上升至0.217,表示控制变量对主观幸福感产生了14.7%的解释力度。控制变量中年龄、性别、教育水平、户口所在地并没有呈现出显著性,因此这四者不会对主观幸福感产生显著的影响。社会地位、婚姻状况则呈现显著性,回归系数皆为正,因此二者对主观幸福感均有显著正向影响。在模型3中,在模型2的基础上纳入自感健康、社会交往,F值变化呈现显著性(P<0.05)表示自感健康、社会交往加入后对模型具有解释意义。其次R2值由原来的0.217上升至0.266,表示自感健康、社会交往对主观幸福感产生了4.9%的解释力度。自感健康的回归系数为0.149,呈现显著性,表示自感健康显著正向影响主观幸福感。社会交往的回归系数为0.070,呈现显著性,表示社会交往正向影响主观幸福感。

表1 独居老年人呈现幸福感影响因素的回归分析(n=284)

2.3中介效应 直接效应与间接效应的95%CI均不包含0,具有统计学意义,表示自感健康、社会交往均在体育参与和主观幸福感之间具有部分中介作用。见表2。

表2 体育参与和主观幸福感之间中介效应(n=284)

2.4养老保险在自感健康与主观幸福感之间的调节作用检验 由模型4可知,在不考虑调节变量(养老保险)的干扰时,自变量(自感健康)对于因变量(主观幸福感)的影响情况呈现出显著性(t=5.336,P=0.000)。表示自感健康对于主观幸福感会产生显著影响关系。由模型6可知,自感健康与养老保险的交互项呈现出显著性(t=1.994,P=0.047)。△F值〔F(1,280)=3.976,P=0.047〕呈现显著性。表示自感健康对于主观幸福感影响时,调节变量(养老保险)在不同水平时,影响幅度具有显著性差异。因此养老保险在自感健康对主观幸福感的影响过程中起到调节作用。见表3。

表3 养老保险在自我健康与主观幸福感之间的调节效应(n=284)

2.5养老保险在体育参与与主观幸福感之间的调节作用检验 由模型7可知,在不考虑调节变量(养老保险)的干扰时,自变量(体育参与)对于因变量(主观幸福感)的影响情况呈现出显著性(t=4.613,P=0.000)。表示自感健康对于主观幸福感会产生显著影响关系。由模型9可知,体育参与与养老保险的交互项呈现出显著性(t=0.052,P=0.959)。△F值〔F(1,280)=0.003,P=0.959〕呈现不显著。表示体育参与对于主观幸福感影响时,调节变量(养老保险)在不同水平时,影响幅度无显著性差异。因此养老保险在体育参与对主观幸福感的影响过程中没有调节作用。见表4。

表4 养老保险在体育参与与主观幸福感之间的调节效应(n=284)

2.6养老保险在社会交往与主观幸福感之间的调节作用检验 由模型10可知,在不考虑调节变量(养老保险)的干扰时,自变量(社会交往)对于因变量(主观幸福感)的影响情况呈现出显著性(t=3.720,P=0.000)。表示自感健康对于主观幸福感会产生显著影响关系。由模型12可知,社会交往与养老保险的交互项呈现出显著性(t=2.012,P=0.045)。△F值〔F(1,280)=3.976,P=0.045〕呈现显著性。表示自感健康对于主观幸福感影响时,调节变量(养老保险)在不同水平时,影响幅度具有显著性差异。因此养老保险在自感健康对主观幸福感的影响过程中起到调节作用。见表5。

表5 养老保险在社会交往与主观幸福感之间的调节效应(n=284)

3 讨 论

研究结果显示,控制变量中年龄、性别、教育水平、户口所在地并没有呈现出显著性,因此本次针对独居老人的研究结果横跨年龄、性别、教育水平、户口所在地等因素,而经济社会地位、婚姻状况则呈现出显著性,独居经济地位高则幸福感水平高。

独居老人体育参与能够提高其主观幸福感水平,这与先前诸多研究〔7,9,10〕结果一致。根据相关资料〔11〕,认为此条路经的作用机制在于独居老年人幸福感水平降低有一部分源自身体功能衰退产生的“畏老”等负面情绪,而体育参与促进身体功能的改善已得到广泛证实,其次运动过程中可以释放β-内啡肽引发个体产生欣快感,这些对提高幸福感都有一定的帮助。自感健康与社会交往的部分中介作用在本研究中得到验证,这也告诉我们体育参与影响独居老人的主观幸福感是多角度多路径的,经常体育参与的独居老人的“健康感”会更高,也更易获得幸福感,另一方面,体育参与本身也是一种社交场景,老年人体育参与的形式大多也是与年龄相近的老人结伴集体的简单锻炼活动,参与形式众多对场地等外在环境要求低,且老年人闲暇时间更多,因此体育参与更为稳定,持续时间也较长。这对独居老人来说是单调生活中难得的调味剂。从两条中介路径的效应占比来看,前者22.3%后者13.5%,可见自感健康中介路径更为重要,体育参与属性的更多部分还是靠向健康。

养老保险作为社会层面对独居老人的一种保障,缺少这种保障会对独居老人的生活健康造成困扰,自感健康水平会降低,社会交往的积极性会降低。而是否购买养老保险对体育参与并不直接影响,原因可能是二者确实没有关联也可能是二者之间存在多因素的遮掩,因此,养老保险在自感健康与社会交往影响主观幸福感的过程中具有调节作用,在体育参与影响主观幸福感的过程中不具有调节作用。基于以上提出以下建议:

(1)提高相关部门对老年人群体中独居老人的关注度。(2)完善老年人社区体育建设,社区可以定期组织适合老年人的体育活动,提高独居老人体育参与水平促进其社会交往,加强老人锻炼意识的培养。(3)构建独居老人群体的健康保障机制,以村或社区为单位定期组织为独居老人测量身体健康水平,并鼓励其参与体育活动。(4)进一步健全独居老人保险制度,在努力提高老年人群体整体的保险覆盖率的同时,还可基于现实情况创设针对独居老人的保险项目。