深度休閑者人格特質(zhì)和生活態(tài)度研究
——以大連市老年群體為例

佟新陽，龍江智，何洋

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 旅游與酒店管理學(xué)院，遼寧 大連 116025)

隨著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，人們生活水平逐步提高。我國居民不僅有足夠的資金參與休閑活動(dòng)，也有足夠的時(shí)間去參與其中[1]。休閑日益成為現(xiàn)代社會(huì)的重要生活方式，深度休閑受到人們的熱衷追求[2]。各種形式的深度休閑活動(dòng)在歐美國家已經(jīng)屢見不鮮，但是我國居民深度休閑活動(dòng)的參與率相對(duì)較低。很少有人將一項(xiàng)有益的愛好或興趣長期堅(jiān)持下去，社區(qū)居民的閑暇時(shí)間主要以上網(wǎng)消遣、散步、打牌等隨性休閑活動(dòng)為主，深度休閑活動(dòng)參與率較低，健康積極的休閑氛圍尚未形成[3]。另一方面，據(jù)統(tǒng)計(jì)“十二五”時(shí)期，我國60 歲及以上老年群體比例達(dá)到16.1%，“十三五”時(shí)期，我國60歲及以上老年群體平穩(wěn)增長，估計(jì)到2030年老年群體比例將高達(dá)25%左右[4]。伴隨著我國老齡化社會(huì)進(jìn)程的不斷加快，促使我們不得不就如何實(shí)現(xiàn)積極老齡化、提高老年群體生活質(zhì)量的問題進(jìn)行關(guān)注和探討。興起于西方20世紀(jì)70年代的老年休閑學(xué)，從休閑研究的角度探索老年階段的生命價(jià)值與生活質(zhì)量問題[5]。那么進(jìn)行深度休閑的老年群體有何特點(diǎn)，參與深度休閑對(duì)老年群體有何影響，此類問題引起筆者的思考。

大連市老齡化程度在遼寧省范圍內(nèi)處于前列，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于全國平均水平[6]。其次，作為著名的旅游城市，其擁有完善的休閑設(shè)施和優(yōu)美的休閑環(huán)境，2016年6月中科院發(fā)布《中國宜居城市研究報(bào)告》，大連宜居指數(shù)在全國40個(gè)城市中排名位居第四[7]。大連市老年休閑的發(fā)展具備典型性特征，能夠?qū)θ珖夏晷蓍e的發(fā)展起到引導(dǎo)作用。鑒于此，研究引入人格特質(zhì)和生活態(tài)度理論，以大連市老年群體為研究對(duì)象，探討深度休閑者與非深度休閑者在人格特質(zhì)和生活態(tài)度上的特征。旨在通過以點(diǎn)見面的路徑，為老年群體探索樂觀生活態(tài)度以及促進(jìn)我國實(shí)現(xiàn)積極老齡化提供一個(gè)新的思路。

1 文獻(xiàn)回顧

1.1 深度休閑

深度休閑(Serious Leisure)可直譯為認(rèn)真地在休閑，由斯特賓斯(Stebbins)于1982年首次提出，并將其界定為“休閑活動(dòng)參與者有系統(tǒng)地從事業(yè)余、嗜好或志愿者的活動(dòng)，他們投入如事業(yè)一般的專注，并借此機(jī)會(huì)獲得及展現(xiàn)特殊的技巧、知識(shí)及經(jīng)驗(yàn)”[8]。1997年，Stebbins再次論及“深度休閑是一種深層的滿足感及存在感，通常參與者不只是參與，而是將該休閑活動(dòng)視為生活的一部分，以自由自在的心情去從事活動(dòng)，認(rèn)真地向目標(biāo)邁進(jìn)”[9]。通過這一概念的完善，糾正了人們對(duì)深度休閑認(rèn)識(shí)的誤區(qū)，深度休閑中的“深度”(Serious)并不是“嚴(yán)肅”的意思，所謂“深度”代表“專注”(Concentration)，不是具有壓力而是有樂趣與滿足感的活動(dòng)[10]。隨著我國人口老齡化加劇，對(duì)于老年群體的休閑給予了更多關(guān)注，休閑對(duì)老年群體保持青春、體育參與、獨(dú)立性、身份認(rèn)同和社會(huì)融入產(chǎn)生積極影響[11-12]。深度休閑有利于老年群體生活滿意度和幸福感的提高以及身體和心理的健康[13-16]。已有老年群體深度休閑的研究涉及主觀幸福感居多，但是對(duì)其生活態(tài)度和不同人格特質(zhì)的實(shí)證分析相對(duì)較少，對(duì)參與深度休閑活動(dòng)的老年群體具有的人格特質(zhì)和生活態(tài)度特征有必要進(jìn)一步量化論證。

1.2 人格特質(zhì)

人格特質(zhì)理論(theory of personality trait)始于20世紀(jì)30年代，其創(chuàng)始人Allport和Odbert通過對(duì)區(qū)分人類行為差異的詞匯進(jìn)行分類以尋找人格結(jié)構(gòu)。該理論認(rèn)為特質(zhì)(trait)是人格的有效組成元素，是個(gè)體具有的穩(wěn)定且不易改變的心理特征，對(duì)個(gè)體態(tài)度和行為產(chǎn)生影響[17]。有關(guān)人格特質(zhì)的理論眾多，其中運(yùn)用最為廣泛且被多數(shù)學(xué)者認(rèn)可的是麥克雷等( McCrae，etal)于1987 提出的人格五因素( Five Factor model) 理論或稱為“大五”( Big Five)人格模型[18]。近些年國內(nèi)外學(xué)者對(duì)人格特質(zhì)與體育運(yùn)動(dòng)，老年群體認(rèn)知能力，主觀幸福感，休閑活動(dòng)的選擇，休閑阻礙，休閑滿意度，休閑自由感等眾多變量的關(guān)系進(jìn)行了相關(guān)研究，具體分析了5個(gè)因素與其研究變量之間的相關(guān)性[19-25]。“大五”人格模型的跨文化性已在包括中國大陸在內(nèi)的許多國家和地區(qū)得到了驗(yàn)證，它為研究個(gè)體人格特質(zhì)的差異提供了一種有意義的分類方法[26]。因此引入“大五”人格模型作為測量老年群體的人格特質(zhì)量表，通過該量表測量分析參與深度休閑與不參與深度休閑的老年群體人格特征。

1.3 生活態(tài)度

態(tài)度研究始于社會(huì)心理學(xué)，其歷史不僅深遠(yuǎn)而且復(fù)雜。Rokeach、Edwards、Allport分別從認(rèn)知、情感、意向等角度定義態(tài)度[27-29]。廖振威采用Edwards的態(tài)度定義，認(rèn)為“生活態(tài)度是指個(gè)體根據(jù)自定的標(biāo)準(zhǔn)對(duì)其生活所持的情感反應(yīng)”[30]。生活態(tài)度對(duì)老年群體所產(chǎn)生的影響已得到眾多學(xué)者證實(shí)。Scheier，Carver二人指出樂觀的生活態(tài)度會(huì)影響人們的生活滿意度和主觀幸福感，樂觀的生活態(tài)度是預(yù)測生活滿意度的指標(biāo)之一[31]。Chang、Chang & Sanna、Ferreira & Sherman研究表明，年齡和社會(huì)角色的差異使得老年群體的生活態(tài)度具有獨(dú)特的特征，老年群體積極樂觀的態(tài)度對(duì)減少心理問題和獲得更高的生活滿意度有重要意義[32-34]。任明麗等基于積極心理學(xué)的主要理論，對(duì)老年群體的身體狀況因素及心理狀況因素對(duì)其出游參與的影響進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果表明積極樂觀的心態(tài)是老年群體豐富生活、追尋幸福更重要的影響因素[35]。休閑參與和生活態(tài)度會(huì)對(duì)生活滿意度、主觀幸福感產(chǎn)生影響，那么深度休閑與生活態(tài)度之間是否具有某種關(guān)系，參與深度休閑是否會(huì)對(duì)老年群體的生活態(tài)度產(chǎn)生影響，此問題值得我們進(jìn)一步考證。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 問卷設(shè)計(jì)

調(diào)研問卷共分為4部分。第1部分是休閑活動(dòng)特征，第1～4題詢問被調(diào)查者參與休閑活動(dòng)頻率以及固定參與休閑活動(dòng)情況等基本信息，第5～18題參考Gould編制的6個(gè)維度28道題目的深度休閑問卷(Serious Leisure Inventory and Measure，SLM)?？紤]到老年群體問卷填寫的耐心程度，對(duì)問卷題目進(jìn)行了精簡處理，在原題目中選取了信度以及因子載荷均較高的題項(xiàng)，問卷共涉及個(gè)人努力、認(rèn)同感、堅(jiān)持不懈、休閑利益、生涯性、次文化等6維度14題。第2部分是人格特質(zhì)，大五人格量表內(nèi)容采用的是李金德修訂的中國版10項(xiàng)目大五人格量表(TIPI-C)[36]。第3部分是生活態(tài)度，借鑒曹昱亮在對(duì)老年群體生活態(tài)度、生理健康與社區(qū)服務(wù)需求關(guān)系研究中的生活態(tài)度維度[37]，通過被調(diào)查者對(duì)自己老年社會(huì)生活的主觀感受和判斷來了解其生活態(tài)度，此部分共計(jì)6題項(xiàng)。第4部分是人口統(tǒng)計(jì)信息，包括了被調(diào)查者性別、年齡、受教育程度、居住情形等基本信息。第1～3部分均采用李克特五點(diǎn)量表計(jì)分法，每個(gè)題目包含5個(gè)選項(xiàng)，1～5分分別代表由“非常不同意”至“非常同意”。通過對(duì)文獻(xiàn)的梳理，借鑒參考國外學(xué)者Gould、Stebbins以及國內(nèi)學(xué)者王蘇、龍江智等人的研究，并結(jié)合本研究目的，采取均值比較法對(duì)深度休閑與非深度休閑進(jìn)行分組。計(jì)算第1部分“休閑活動(dòng)特征”中各變量均值，均值≥3分的樣本劃分為深度休閑組，反之則列為非深度休閑組。問卷基本內(nèi)容信息見表1。

表1 問卷基本內(nèi)容描述Table 1 Description of the basic content of the questionnaire

2.2 數(shù)據(jù)調(diào)研

本研究目的在于分析老年群體深度休閑者和非深度休閑者的人格特質(zhì)和生活態(tài)度的特征，老年群體特指《老年人權(quán)益保障法》規(guī)定的年齡在60周歲以上的人群。結(jié)合具體情況，選擇大連市星海公園、西郊森林公園以及勞動(dòng)公園作為調(diào)研地點(diǎn)。3個(gè)地點(diǎn)均是大連市民固定的休閑場所，特別是老年群體經(jīng)常在此地舉行合唱、舞蹈等深度休閑活動(dòng)，這其中也不乏散步、觀光的非深度休閑者，可以確保調(diào)研對(duì)象的代表性。本次問卷調(diào)研工作總共發(fā)放問卷200份，篩除不合格問卷后共得到有效問卷186份，問卷有效率為93%，回收的問卷通過SPSS進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入，為后續(xù)的分析做準(zhǔn)備。受訪者基本情況見表2。

表2 受訪者基本情況Table 2 Basic situation of the interviewees

據(jù)表2可知，在被調(diào)查的186人中，深度休閑者115人，非深度休閑者71人。男性比例略高于女性，男性占比53.23%，女性占比46.77%；年齡集中分布在61～75歲，3個(gè)年齡段總占比達(dá)88.71%；教育程度以初中、中專/高中、大學(xué)為主，3個(gè)教育層次分別占比30.27%，31.89%，31.89%；居住情形以夫妻二人居住為主，占比53.51%。

3 數(shù)據(jù)分析

3.1 信度及效度

在對(duì)數(shù)據(jù)分析之前，首先借助SPSS25.0對(duì)數(shù)據(jù)的信度和效度進(jìn)行檢驗(yàn)，以此確保問卷的可靠性。李金德大五人格量表由于條目精簡，信度達(dá)到0.5以上即屬于可接受范圍[36]。據(jù)表2數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，模型中各變量的Cronbach’s α系數(shù)在0.51～0.753 之間，大于0.5 的標(biāo)準(zhǔn)；各個(gè)題項(xiàng)CITC系數(shù)在0.372～0.614之間，大于0.3的標(biāo)準(zhǔn)，說明問卷可信度良好。通過正交旋轉(zhuǎn)得到的各個(gè)題項(xiàng)在其相應(yīng)測量維度上的因子載荷，據(jù)表3可知除題項(xiàng)S029因子載荷0.598略低于0.6之外，其余題項(xiàng)因子載荷均高于0.6，說明問卷效度符合標(biāo)準(zhǔn)。信度及效度具體數(shù)據(jù)見表3。

表3 觀測變量Cronbach's α和因子載荷Table 3 Cronbach's α and factor loading of observed variables

3.2 結(jié)果及分析

3.2.1 生活態(tài)度、人格特質(zhì)相關(guān)性對(duì)比 生活態(tài)度、人格特質(zhì)相關(guān)性對(duì)比結(jié)果見表4。

表4 生活態(tài)度、人格特質(zhì)相關(guān)性對(duì)比Table 4 Comparison of correlations between life attitude and personality traits

表4統(tǒng)計(jì)了2組數(shù)據(jù)6個(gè)變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)對(duì)比。深度休閑組中，生活態(tài)度與外向性(r=0.259，P<0.01)、宜人性(r=0.269，P<0.01)、盡責(zé)性(r=0.185，P<0.05)、情緒穩(wěn)定性(r=0.211，P<0.05)、開放性(r=0.331，P<0.01)均顯著正相關(guān)；宜人性與盡責(zé)性(r=0.264，P<0.01)、情緒穩(wěn)定性(r=0.528，P<0.01)、開放性(r=0.325，P<0.01)顯著正相關(guān)；盡責(zé)性與開放性(r=0.291，P<0.01)顯著正相關(guān)；情緒穩(wěn)定性與開放性(r=0.259，P<0.01)顯著正相關(guān)。非深度休閑組中，外向性與開放性(r=0.332，P<0.01)顯著正相關(guān)；宜人性與盡責(zé)性(r=0.278，P<0.05)、情緒穩(wěn)定性(r=0.333，P<0.01)顯著正相關(guān)；盡責(zé)性與情緒穩(wěn)定性(r=0.269，P<0.05)顯著正相關(guān)。

由數(shù)據(jù)分析結(jié)果可知，深度休閑者與非深度休閑者生活態(tài)度和人格特質(zhì)相關(guān)性的差異主要體現(xiàn)在生活態(tài)度上。深度休閑組中生活態(tài)度變量與人格特質(zhì)各維度均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，非深度休閑組中生活態(tài)度變量與人格特質(zhì)各維度均無明顯相關(guān)性。說明參與深度休閑的老年群體人格特質(zhì)存在共性，而非深度休閑者的人格特質(zhì)和生活態(tài)度各異，從相關(guān)性而言無規(guī)律可循。

3.2.2 生活態(tài)度、人格特質(zhì)T檢驗(yàn) 統(tǒng)計(jì)了是否參與深度休閑生活態(tài)度、人格特質(zhì)的T檢驗(yàn)，結(jié)果見表5。

表5 生活態(tài)度、人格特質(zhì)的T檢驗(yàn)Table 5 T test results of life attitude and personality traits

由表5可知，是否參與深度休閑在生活態(tài)度、外向性、情緒穩(wěn)定性和開放性上具有顯著差異(P<0.01)，而在宜人性和盡責(zé)性方面不存在顯著差異(P>0.05)。生活態(tài)度方面，由數(shù)據(jù)分析可知，深度休閑者生活態(tài)度分值要顯著高于非深度休閑者(P<0.01)。雖然數(shù)據(jù)分析方法和研究情境不同，但是研究結(jié)論與Brown、龍江智、王蘇、Jinmoo Heo等人的研究結(jié)論相一致，深度休閑者較非深度休閑者的生活態(tài)度更加積極樂觀，充分說明了深度休閑對(duì)于積極樂觀生活的正向影響[14-16]。人格特質(zhì)維度，深度休閑者的外向性、情緒穩(wěn)定性、開放性分值顯著高于非深度休閑者(P<0.01)，在宜人性、盡責(zé)性2組數(shù)據(jù)差異不顯著(P>0.05)。

3.2.3 生活態(tài)度、人格特質(zhì)協(xié)方差分析 由于獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)未考慮到協(xié)變量的影響，為了控制其他變量對(duì)“是否參與深度休閑”影響效果的干擾，保證分析的真實(shí)性和準(zhǔn)確性，進(jìn)一步進(jìn)行了協(xié)方差分析，協(xié)方差分析結(jié)果見表6和表7。

表6 多變量協(xié)方差分析Table 6 Multivariate covariance analysis

表7 協(xié)方差分析Table 7 Covariance analysis

在表6中，將“是否參與深度休閑”作為整體，分析了在引入控制變量前“是否參與深度休閑”對(duì)多個(gè)因變量的解釋效應(yīng)。數(shù)據(jù)分析表明，“是否參與深度休閑”對(duì)因變量的影響是顯著的，模型可以解釋方差(1-λ)的87.8%。引入控制變量后，“是否參與深度休閑”對(duì)因變量的單獨(dú)影響依舊顯著，整個(gè)模型可以解釋方差(1-λ)的85.5%。

在表7中，進(jìn)一步分析“是否參與深度休閑”和控制變量分別對(duì)6個(gè)結(jié)果變量的影響。結(jié)果表明 “是否參與深度休閑”對(duì)生活態(tài)度、外向性、情緒穩(wěn)定性以及開放性的影響是顯著的，對(duì)宜人性和盡責(zé)性的影響不顯著。這與獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)的驗(yàn)證結(jié)果一致，深度休閑者較非深度休閑者的生活態(tài)度更加積極樂觀，深度休閑者的外向性、情緒穩(wěn)定性、開放性水平顯著高于非深度休閑者，在宜人性、盡責(zé)性的差異不顯著。通過進(jìn)一步的分析發(fā)現(xiàn)：(1)在外向性和開放性上，所有控制變量都沒有顯著的差異性；(2)在宜人性上，不同性別的老年群體存在顯著差異性；(3)在盡責(zé)性上，性別、年齡、教育程度均存在顯著差異性；(4)在情緒穩(wěn)定性上，居住情形對(duì)結(jié)果變量的影響存在顯著差異性，與子女一起居住的老人情緒穩(wěn)定性明顯高于獨(dú)居的老人。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

通過對(duì)實(shí)地調(diào)研的186份問卷進(jìn)行相關(guān)性、獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)、協(xié)方差分析，探討了老年深度休閑者與非深度休閑者的人格特質(zhì)和生活態(tài)度的特征。深度休閑視角為老年群體探索樂觀生活態(tài)度以及我國實(shí)現(xiàn)積極老齡化提供一個(gè)新的思路，在快速老齡化的時(shí)代背景下倡導(dǎo)深度休閑具有重要意義。

基于對(duì)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析得出以下4條結(jié)論：第一，相關(guān)性分析中，深度休閑者人格特質(zhì)存在一定共性，而非深度休閑者人格特質(zhì)和生活態(tài)度各異，從相關(guān)性而言無規(guī)律可循。第二，T檢驗(yàn)生活態(tài)度分析中，深度休閑者較非深度休閑者的生活態(tài)度更加積極樂觀，說明深度休閑的參與對(duì)老年群體樂觀生活態(tài)度的形成具有促進(jìn)作用。第三，T檢驗(yàn)人格特質(zhì)方面，深度休閑者的外向性、情緒穩(wěn)定性、開放性水平顯著高于非深度休閑者，深度休閑的老年群體具有高外向性、高情緒穩(wěn)定性、高開放性的人格特質(zhì)。第四，協(xié)方差分析進(jìn)一步驗(yàn)證了深度休閑對(duì)于老年群體生活態(tài)度的正向影響，同時(shí)發(fā)現(xiàn)居住情形對(duì)老年群體情緒穩(wěn)定性的影響存在顯著差異，與子女一起居住的老人情緒穩(wěn)定性明顯高于獨(dú)居的老人。

4.2 建議

數(shù)據(jù)的實(shí)證分析證實(shí)了參與深度休閑對(duì)于樂觀生活態(tài)度的重要意義。老年群體在退休后閑暇時(shí)間增多，理應(yīng)挖掘自我深度休閑愛好，豐富自己的老年生活，在休閑時(shí)投入如曾經(jīng)事業(yè)一般的專注，借此機(jī)會(huì)獲得滿足感和存在感，提升自我樂觀的生活態(tài)度。社會(huì)層面應(yīng)適當(dāng)宣傳深度休閑的意義所在，積極主動(dòng)營造深度休閑的社會(huì)氛圍，培養(yǎng)老年人主動(dòng)參與深度休閑的意識(shí)。國家層面作為支持者正確指導(dǎo)老年休閑社團(tuán)、協(xié)會(huì)的發(fā)展，可以給予相應(yīng)的政策上支持，例如完善優(yōu)化現(xiàn)有休閑設(shè)施環(huán)境，制定“深度休閑”體驗(yàn)日。人格特質(zhì)方面，深度休閑者具有高外向性、高情緒穩(wěn)定性、高開放性的人格特質(zhì)。這類人群應(yīng)成為深度休閑的組織者和帶動(dòng)者，以團(tuán)體的形式如老年合唱團(tuán)、老年攝影協(xié)會(huì)等，引領(lǐng)更多的老年群體參與到深度休閑中去，加強(qiáng)休閑參與的深度和廣度，減少無意義的非深度休閑。以此新的思路推進(jìn)我國積極老齡化進(jìn)程。

由于時(shí)間和精力等客觀條件的限制，對(duì)未來深度休閑的研究留有以下兩點(diǎn)思考：第一，文章有效樣本量較小，在時(shí)間和精力允許的情況下，擴(kuò)大樣本數(shù)量可以提升研究結(jié)論的準(zhǔn)確性。第二，研究范圍存在一定的局限性，本研究選擇著名的旅游城市大連作為案例地進(jìn)行調(diào)研，但是我國幅員遼闊，各個(gè)城市老年人休閑發(fā)展情況不盡相同。未來研究需增加樣本數(shù)量，并進(jìn)一步擴(kuò)大案例地的范圍，同時(shí)可以進(jìn)一步做不同城市深度休閑的對(duì)比，以此來豐富和完善深度休閑的研究。