休閑態(tài)度量表在農(nóng)民工中應(yīng)用的信效度分析

魏統(tǒng)朋， 劉志民

(上海體育學(xué)院體育休閑與藝術(shù)學(xué)院，上海200438)

2011年文化部、人力資源和社會保障部、中華全國總工會聯(lián)合下發(fā)的《關(guān)于進一步加強農(nóng)民工文化工作的意見》指出，要形成相對完善的“政府主導(dǎo)、企業(yè)共建、社會參與”的農(nóng)民工文化工作機制。加強農(nóng)民工文化工作，建設(shè)農(nóng)民工精神家園，保障農(nóng)民工享有與城市居民同等的文化權(quán)益，是提升農(nóng)民工文化素質(zhì)和道德素養(yǎng)、實現(xiàn)農(nóng)民工融入城市的必然要求，對于提升農(nóng)民工市民化進程、維護社會公平正義、保持社會和諧穩(wěn)定具有重要意義。

休閑對改善人的生理、心理以及精神生活狀況均有積極意義。休閑給予人們自由選擇的機會，有助于人們生活質(zhì)量的提高和生活狀況的改善。休閑為人們獲得生活質(zhì)量的提升提供了機會與可能，也提供了載體與手段。為了引導(dǎo)農(nóng)民工選擇積極的休閑生活方式，了解他們的態(tài)度是非常有必要的。休閑態(tài)度的測量工具 LAS(leisure attitude scale)是由 Ragheb和Beard［1］編制的一種Likert量表，經(jīng)大量研究證明該量表具有良好的信度與效度，在我國臺灣休閑研究中被應(yīng)用廣泛。金海水［2］對我國東北地區(qū)農(nóng)民的研究結(jié)果顯示，該量表具有良好的信效度。本文擬應(yīng)用金海水修訂的休閑態(tài)度量表測量我國農(nóng)民工群體休閑態(tài)度并考察其適用性，同時對量表進行信度與效度檢驗。

1 研究對象與方法

1．1 研究對象 以青島市第二產(chǎn)業(yè)(包括食品、服裝、化工、電子、機械等制造業(yè))的315名農(nóng)民工為研究對象。其中:男性占66．3%，女性占33．7%;年齡在18～25歲的占35．7%，26～33歲的占44．7%，34歲以上的占19．6%;未婚者占58．4%，已婚者占41．6%;文化教育程度為小學(xué)的占3．8%，初中的占21%，高中(含中專、技校)的占38．4%，大專的占32．4%，本科的占4．4%;國有企業(yè)員工占8．9%，集體企業(yè)員工占3．8%，股份有限公司員工占12．4%，外商投資企業(yè)員工占17．8%，私營企業(yè)員工占57．1%。

1．2 測量工具 金海水修訂的休閑態(tài)度量表由24個項目構(gòu)成，包括休閑認知態(tài)度(10項)、休閑情感態(tài)度(6項)、休閑行為態(tài)度(8項)。所有項目采用Likert 5級量度，非常不同意、不同意、有點同意、同意、非常同意分別計 1、2、3、4、5 分。

1．3 研究程序 保持原量表結(jié)構(gòu)不變，根據(jù)研究對象及研究需要對語句表述進行適當修改，并使原意保持不變，與6名農(nóng)民工志愿者進行討論，明確項目的意義，確定在表達上無歧義，形成預(yù)測問卷。抽取2家企業(yè)的60名農(nóng)民工進行預(yù)測，并對收回的預(yù)測問卷進行項目分析。隨后以務(wù)工企業(yè)的性質(zhì)為類別依據(jù)進行配額抽樣，其中國有企業(yè)30人，外商投資企業(yè)60人，私營企業(yè)200人，其他企業(yè)80人，總計370個樣本。選取樣本后，于2012年11—12月帶領(lǐng)調(diào)查員對調(diào)查對象進行了問卷調(diào)查，由企業(yè)負責人將農(nóng)民工召集起來，調(diào)查員對問卷的填答進行指導(dǎo)，平均作答時間為5 min，當場回收問卷，實際發(fā)放問卷360份，剔除無效問卷45份，回收有效問卷315份，有效回收率為87．5%。

1．4 統(tǒng)計方法運用 SPSS 18．0對有效數(shù)據(jù)進行Pearson相關(guān)分析、獨立樣本t檢驗、因子分析、可靠性分析、單因素ANOVA分析等。

2 結(jié)果與分析

2．1 項目分析結(jié)果 對回收的預(yù)測問卷(有效問卷56份)進行統(tǒng)計分析，24個項目與總量表的相關(guān)系數(shù)分布在 0．472 ～0．704，P ＜0．01(表 1)，呈顯著性相關(guān)。按項目總分上下各取25%的標準將數(shù)據(jù)分成高分組和低分組，經(jīng)過獨立樣本t檢驗顯示，高分組與低分組的得分差異顯著(P＜0．01)。以上數(shù)據(jù)表明，所有項目均具有良好的鑒別力。

2．2 探索性因子分析結(jié)果 為了進一步分析量表的維度構(gòu)成，對315份有效問卷的數(shù)據(jù)進行探索性因子分析。采用最大似然法，進行具有Kaiser標準化的正交旋轉(zhuǎn)。結(jié)果顯示，所有因子載荷均大于0．4，根據(jù)“在不同因子上有相近的載荷且難以解釋”的原則對項目進行篩選［3－4］，由于在不同因子上的載荷比較平均，有6個項目被刪除(表2)。

根據(jù)“在一個因子上的項目少于3個應(yīng)予以刪除”［5］的原則對項目繼續(xù)進行篩選。在此過程中，由于項目2(“參加休閑活動可以消除工作中的疲勞”)和項目3(“參加休閑活動可以交到許多朋友”)單獨構(gòu)成一個維度，項目14(“我覺得我可以自由選擇喜歡的休閑活動項目”)、項目21(“參與休閑活動時，我感到能活出我自己”)、項目23(“當進行休閑活動時，我感到時間過得很快”)分別構(gòu)成一個維度，不符合一個因子包含的項目不少于3個的標準，予以刪除。

對最后保留的13個項目再次進行因子分析，KMO=0．815，巴特勒球形檢驗的 X2=333．151，顯著性水平為0．000，達到了極顯著性水平。因子分析提取出3個因子，累計可解釋總方差的74．046%。因子分析結(jié)果見表3。

表1 量表各題目與總分之間的相關(guān)性及各題目的鑒別力(n=56)Table 1 The Correlation between Each Subject and the Total Score＆the Discrimination Analysis of the Scale

表2 被刪除項目的因子載荷一覽Table 2 Factor Loading of the Deleted Subjects

表3 休閑態(tài)度量表項目篩選后因子分析結(jié)果Table 3 Factor Analysis Results of Leisure Attitude Scale

因子1包含5個項目，均為原量表中測量“休閑認知”態(tài)度的項目，反映個體對休閑活動的知識、價值的認識與理解，命名為休閑認知態(tài)度。因子2包含4個項目，是原量表測量“休閑情感”態(tài)度的項目，反映的是個人對自己所參與活動的好惡程度和情感，命名為休閑情感態(tài)度。因子3包含4個項目，反映個人參與休閑活動的體驗，命名為休閑行為態(tài)度，與原量表的維度結(jié)構(gòu)是一致的。

2．3 信度分析結(jié)果 采用Cronbach系數(shù)法進行內(nèi)部一致性檢驗。用Cronbach系數(shù)法計算量表整體內(nèi)部一致性系數(shù)為0．848，各因子的內(nèi)部一致性系數(shù)在0．777～0．851，統(tǒng)計結(jié)果見表4。這表明量表具有可信性。

2．4 效度分析結(jié)果 休閑態(tài)度量表各項目與其所屬因子間的相關(guān)性系數(shù):休閑認知態(tài)度為0．711～0．868，休閑情感態(tài)度為 0．694 ～0．830，休閑行為態(tài)度為0．762～0．866。各項目與量表總分的相關(guān)性系數(shù)為0．507 ～0．695，3 個維度與量表總分的相關(guān)性系數(shù)為0．702 ～0．798，均達到顯著性水平(P ＜0．01)(表5)。

表4 休閑態(tài)度量表信度(n=315)Table 4 Reliability of Leisure Attitude Scale

2．5 農(nóng)民工休閑態(tài)度的特征 在農(nóng)民工的休閑態(tài)度中，情感態(tài)度得分最低為(3．60±0．60)分、行為態(tài)度最高為(3．98±0．49)分。這與金海水的研究結(jié)果一致。農(nóng)民工的休閑態(tài)度比東北地區(qū)農(nóng)民的休閑態(tài)度更積極:農(nóng)民工的休閑態(tài)度整體平均得分為3．75分，標準差為0．42分，高于東北地區(qū)農(nóng)民的休閑態(tài)度得分(整體平均為3．62 分，標準差為0．54 分)［4］。

以年齡、性別、婚姻為組別對數(shù)據(jù)進行獨立樣本t檢驗結(jié)果表明:不同年齡組別的農(nóng)民工在休閑認知態(tài)度上有非常顯著性差異(P＜0．01)，新生代農(nóng)民工的休閑情感態(tài)度、休閑行為態(tài)度得分也明顯偏低(P＜0．05);不同性別農(nóng)民工的休閑態(tài)度各維度得分均無顯著性差異;已婚農(nóng)民工與未婚農(nóng)民工的休閑認知態(tài)度得分無顯著性差異，已婚農(nóng)民工的休閑情感態(tài)度得分明顯高于未婚農(nóng)民工，差異非常顯著(P＜0．01)，已婚農(nóng)民工與未婚農(nóng)民工的休閑行為態(tài)度得分也有顯著性差異(P ＜0．05)(表6)。

以經(jīng)濟收入的均值(2 800元)為割點，進行獨立樣本t檢驗結(jié)果顯示，經(jīng)濟收入高的農(nóng)民工休閑情感、休閑行為態(tài)度得分顯著高于低收入組(P＜0．05、P＜0．01)(表7)。以文化程度、社會地位變化感知為組別分別進行單因素方差分析，結(jié)果如表7所示。在不同性質(zhì)企業(yè)務(wù)工的農(nóng)民工休閑態(tài)度各維度得分并無顯著性差異。休閑情感態(tài)度得分隨著農(nóng)民工文化程度的提高有相應(yīng)的增加趨勢，不同文化程度農(nóng)民工之間存在顯著性差異(P＜0．05)。對社會地位變化感知不同的農(nóng)民工休閑認知態(tài)度、休閑情感態(tài)度得分存在顯著性差異(P＜0．01)，感知社會地位下降的農(nóng)民工休閑態(tài)度得分明顯偏低。

表6 農(nóng)民工休閑態(tài)度的人口學(xué)特征(n=315)Table 6 Demographic Characteristics of Migrant Workers’Leisure Attitude

表7 農(nóng)民工休閑態(tài)度的組間差異性(n=315)Table 7 Differences between Groups of Migrant Workers’Leisure Attitude

3 討論

目前普遍認同態(tài)度是由認知、情感、行為意向3個方面構(gòu)成的，因此，我們在分析農(nóng)民工的休閑態(tài)度時，也應(yīng)從休閑認知態(tài)度、休閑情感態(tài)度、休閑行為態(tài)度3個維度進行剖析。只有準確把握農(nóng)民工的休閑態(tài)度才有助于實現(xiàn)文化部提出的“推動農(nóng)民工文化建設(shè)走上健康發(fā)展的良性軌道”之目標。

3．1 量表的結(jié)構(gòu) 量表中原有24個項目，經(jīng)過探索性因素分析，刪除了因子載荷分配平均的6個項目(表2)，其中認知態(tài)度1個，情感態(tài)度2個，行為態(tài)度3個;另外還有5個項目聚合效果不理想，分別予以刪除。刪除這些項目后，量表由13個項目構(gòu)成。修訂后的量表結(jié)構(gòu)與原量表比較，有一處明顯的變化，即項目8(“參加休閑活動對個人的身心健康有益”)在原量表中被歸入認知態(tài)度，本文項目8在行為態(tài)度上的因子載荷明顯高于其他2個因子，而且將其視為參加休閑活動的體驗也是一種合理解釋，項目8與項目19、22、24 的相關(guān)性系數(shù)(分別為0．540、0．386、0．613)明顯高于其他項目(P＜0．01)。刪除項目以后，量表還是包括認知態(tài)度、情感態(tài)度、行為態(tài)度，構(gòu)成不變，但更加簡短，施測可能會更加方便。

3．2 量表的信度與效度 金海水修訂的休閑態(tài)度量表的信度分別為 0．883(認知)、0．770(情感)、0．833(行為)，整體休閑態(tài)度的 Cronbach系數(shù)為0．917［2］。本 文 除 了 休 閑 認 知 態(tài) 度 的 信 度 系 數(shù)(0．851)較之原量表稍低，其他2個方面的信度相當，整體而言經(jīng)修訂后的量表在農(nóng)民工中應(yīng)用的各維度均具有可接受的信度。結(jié)構(gòu)效度檢驗表明，量表各項目與量表總分的相關(guān)性、3個維度與量表總分的相關(guān)性以及各維度之間的相關(guān)性均達到非常顯著性水平(P＜0．01)，量表具有良好的效度。與休閑態(tài)度量表在東北地區(qū)農(nóng)民中的應(yīng)用相比，本文中的3個因子累積解釋變異量(74．046%)明顯高于金海水研究報告的49．949%累積貢獻率［2］，該量表可以作為評價農(nóng)民工休閑態(tài)度的測量工具。

3．3 農(nóng)民工的休閑態(tài)度特征與差異性 農(nóng)民工的身份雖然還是農(nóng)民，但其職業(yè)已是工人，常年感受并體驗城市生活方式;因此，農(nóng)民工較之農(nóng)民的休閑態(tài)度更為積極。這可能是與城市的休閑氛圍有關(guān)，在城鄉(xiāng)差異依然比較大的今天，城市仍然擁有優(yōu)越的休閑空間、豐富的休閑內(nèi)容，這也是吸引農(nóng)民工尤其是新生代農(nóng)民工進城務(wù)工的原因之一［5］。休閑行為態(tài)度得分最高，表明農(nóng)民工有積極的休閑體驗。在條件許可的情況下，農(nóng)民工選擇參與休閑活動的可能性很大。情感態(tài)度得分最低，可能是由農(nóng)民工在城市的務(wù)工大環(huán)境所致(不同企業(yè)性質(zhì)農(nóng)民工的休閑態(tài)度差異不顯著，P＞0．05)。由于工作時間長、經(jīng)濟收入低、社會歧視等，當遇到休閑阻礙時，農(nóng)民工采取的策略不同就可能會影響其決策休閑行為，即雖然城市的休閑生活很精彩，但是農(nóng)民工面對的休閑阻礙要比市民多，難以體驗到休閑的魅力。要提高農(nóng)民工的休閑生活質(zhì)量，就要創(chuàng)造條件消除阻礙因素。

農(nóng)民工休閑認知、休閑行為態(tài)度得分在年齡間存在差異，新生代農(nóng)民工的態(tài)度得分相對更低，這與以往研究中的結(jié)論——“年齡越輕休閑態(tài)度越積極”(Henderson，1989)不一致。按常理推論，休閑作為一種健康文明的生活方式，年輕人更易接受。本文中出現(xiàn)的異常情況，一方面可能是與抽樣有關(guān)，另一方面可能是由于新生代農(nóng)民工工作壓力大，超長的工作時間留給他們參與休閑活動的閑暇時間不足，很多時候他們參與休閑活動僅僅是為了消磨時間，難以體驗休閑帶來的快樂和益處［6］。休閑時間的不足嚴重削弱了農(nóng)民工的休閑情感，無形之中給農(nóng)民工造成莫大的壓力，他們既無法從工作中獲得滿足(可觀的收入)，也無法從非工作的休閑中體驗生活的意義。國內(nèi)目前的用工環(huán)境雖然已有所改觀，但企業(yè)、社區(qū)對農(nóng)民工的休閑生活還不夠重視，導(dǎo)致其休閑情感態(tài)度得分較低。在這種情況下，農(nóng)民工可能就會將有限的空閑時間投入一些消極甚至低俗的活動中，造成閑暇時間濫用問題。切實改善農(nóng)民工的休閑生活，應(yīng)引起企業(yè)、社區(qū)、政府的高度重視，要形成相對完善的“政府主導(dǎo)、企業(yè)共建、社會參與”的農(nóng)民工文化工作機制［7］，就要首先從激發(fā)農(nóng)民工的休閑情感態(tài)度開始。

已婚農(nóng)民工的休閑情感、休閑行為態(tài)度更積極。這可能是由于結(jié)婚以后的農(nóng)民工身上的責任感更強。按照我國傳統(tǒng)習慣，一般人結(jié)婚后經(jīng)濟基礎(chǔ)更加穩(wěn)定，家庭收入相對更高，而且受城市生活方式的熏陶更深，故休閑態(tài)度更加積極。這與金海水［4］對東北地區(qū)農(nóng)民的研究結(jié)果基本一致。農(nóng)民工對城市的認同度會隨著經(jīng)濟收入的提高而增強，因為只有經(jīng)濟上達到一定程度，才敢想改變自己現(xiàn)有的農(nóng)民身份［8］。這一點從社會地位變化的感知也能反映出來，感覺自己的社會地位保持平行以及上升農(nóng)民工的休閑認知、休閑情感態(tài)度得分明顯高于感知社會地位下降的農(nóng)民工。只要給農(nóng)民工創(chuàng)造向上流動的機會，農(nóng)民工接受城市文明的態(tài)度與意識將增強，有助于農(nóng)民工融入城市，休閑將成為促進農(nóng)民工實現(xiàn)這一轉(zhuǎn)變的手段。

4 結(jié)論

在農(nóng)民工中初步應(yīng)用休閑態(tài)度量表進行項目分析結(jié)果顯示，量表中的24個項目具有很好的鑒別度。經(jīng)過探索性因子分析，保留13個項目，提取了3個因子，分別為休閑認知、休閑情感、休閑行為態(tài)度，累計可解釋總方差的74．046%。

休閑態(tài)度量表的整體內(nèi)部一致性系數(shù)為0．848，各因子的內(nèi)部一致性系數(shù)為0．777～0．851，量表具有可信性。各項目與量表總分的相關(guān)性系數(shù)為0．507～0．695，3個維度與量表總分的相關(guān)性系數(shù)為0．702～0．798，均達到顯著性水平，對休閑態(tài)度的測量結(jié)構(gòu)效度較好。此量表可以作為評價農(nóng)民工休閑態(tài)度的測量工具。

對農(nóng)民工的休閑態(tài)度特征、差異性進行分析結(jié)果顯示，新生代農(nóng)民工的休閑態(tài)度得分明顯偏低，已婚農(nóng)民工的休閑情感、休閑行為態(tài)度得分明顯高于未婚農(nóng)民工，不同文化程度農(nóng)民工的休閑情感態(tài)度得分差異顯著，經(jīng)濟收入較高的農(nóng)民工休閑情感、休閑行為態(tài)度得分明顯高于低收入者，感知社會地位下降農(nóng)民工的休閑態(tài)度得分明顯偏低。

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

［2］ 金海水．東北地區(qū)農(nóng)村居民休閑行為研究［D］．大連:東北財經(jīng)大學(xué)，2009:87－88

［3］ 駱方，劉紅云，黃崑．SPSS數(shù)據(jù)統(tǒng)計與分析［M］．北京:清華大學(xué)出版社，2011:146－168

［4］ 金海水．東北地區(qū)農(nóng)民休閑態(tài)度實證研究［J］．商業(yè)時代，2010(12):140－142

［5］ 羅霞，王春光．新生代農(nóng)村流動人口的外出動因與行動選擇［J］．浙江社會科學(xué)，2003(1):109－113

［6］ 劉忠霞．新生代農(nóng)民工休閑生活方式研究［D］．重慶:西南大學(xué)，2011:16－27

［7］ 文化部，人力資源和社會保障部，中華全國總工會．關(guān)于進一步加強農(nóng)民工文化工作的意見［N］．中國文化報，2011－09－26(1)

［8］ 王春光．新生代農(nóng)村流動人口的社會認同與城鄉(xiāng)融合的關(guān)系［J］．社會學(xué)研究，2001(3):63－76