休閑制約對(duì)城市老年人休閑滿意度的影響
——兼議休閑動(dòng)機(jī)的中介作用

劉法建,吳曉雨

(安徽大學(xué)商學(xué)院,安徽 合肥 230601)

在推動(dòng)積極老齡化的發(fā)展進(jìn)程中，休閑行為對(duì)城市老年人的生活幸福感具有重要影響。城市老年人退休后生活節(jié)奏的轉(zhuǎn)變?nèi)菀讓?dǎo)致其內(nèi)心產(chǎn)生失落感，進(jìn)而降低其休閑生活品質(zhì)。且城市老年人的休閑意愿會(huì)受到可支配收入、出行同伴、可支配時(shí)間、身體狀況、休閑產(chǎn)品價(jià)格和休閑偏好等因素限制。鑒于此，結(jié)合休閑制約理論系統(tǒng)地厘清城市老年人休閑行為的制約因素，分析休閑制約對(duì)城市老年人休閑滿意度的影響，有助于深化對(duì)老年人休閑行為的理論解釋。

一、文獻(xiàn)綜述與問(wèn)題的提出

1.休閑制約研究。自20世紀(jì)90年代以來(lái)，學(xué)界拓展了休閑制約因素的類別研究。部分學(xué)者從內(nèi)部制約的角度對(duì)休閑制約進(jìn)行分類。如Jackson等將休閑制約分為個(gè)人制約、人際制約和結(jié)構(gòu)制約，并以這三類休閑制約類型為基礎(chǔ)，提出了休閑制約階層模型[1]。部分學(xué)者則基于休閑內(nèi)部制約，進(jìn)一步衍生出休閑外部制約。如Francken等將休閑制約分為內(nèi)在制約和外在制約[2]；Mitchell等將阻礙參與休閑活動(dòng)的因素分為外部因素和內(nèi)部因素，其中，外部因素包括政治、資源變化、可利用的閑暇時(shí)間等，內(nèi)部因素包括知覺(jué)與態(tài)度、知識(shí)與技能、年齡與生命周期等[3]。同時(shí)，休閑制約理論已在各類研究對(duì)象和特定活動(dòng)中得到實(shí)證應(yīng)用，學(xué)界側(cè)重于分析休閑制約因素對(duì)大學(xué)生、老年人、城市居民、女性等群體參與休閑活動(dòng)的影響。如周靜等分析指出，結(jié)構(gòu)性制約是大學(xué)生參與休閑體育最主要的阻礙因素[4]；岳曉梅分析指出，結(jié)構(gòu)性制約是西安市老年人出游最主要的制約因素[5]；朱志強(qiáng)等分析指出,個(gè)人制約、人際制約、服務(wù)管理、環(huán)境狀況和休閑機(jī)會(huì)是福州市居民參與休閑體育健身的五大制約因素[6]；Doran等分析指出，內(nèi)部制約、人際制約、結(jié)構(gòu)性制約和家庭是女性參與登山旅游的感知約束因素[7]。

2.休閑動(dòng)機(jī)研究。學(xué)界關(guān)于老年人休閑動(dòng)機(jī)的研究側(cè)重于針對(duì)老年人參與休閑活動(dòng)的動(dòng)機(jī)類型進(jìn)行實(shí)證分析，普遍采用Beard等提出的休閑動(dòng)機(jī)量表[8]，從智力、社會(huì)、能力掌握和規(guī)避刺激等4個(gè)維度對(duì)老年人的休閑活動(dòng)類型進(jìn)行驗(yàn)證與分析。如王瑋研究南京市老年人的休閑動(dòng)機(jī)，分析指出南京市老年人的休閑動(dòng)機(jī)主要包括能力成就和社交互動(dòng)[9]；齊莉莉研究蕪湖市老年人的休閑動(dòng)機(jī)，分析指出身體健康、消磨時(shí)間和尋找歸屬感等是蕪湖市老年人主要的休閑動(dòng)機(jī)[10]；劉軍林研究成渝城市群準(zhǔn)老年人的休閑行為，分析指出其休閑動(dòng)機(jī)由強(qiáng)到弱分別為健康、社交、消磨時(shí)間、尋求樂(lè)趣、追求生活意義[11]。

3.休閑滿意度研究。休閑滿意度是個(gè)體從事休閑活動(dòng)獲得的一種積極感知，是在休閑行為發(fā)生后的心理感受。隨著人口老齡化進(jìn)程的推進(jìn)，諸多學(xué)者關(guān)注和分析老年人休閑滿意度的影響因素。如李享等研究北京城市空巢老年人的休閑生活滿意度，分析指出影響老年人休閑滿意度的因素主要包括休閑服務(wù)水平、休閑方式和休閑花費(fèi)等3個(gè)層面[12]；郭啟貴等研究老年人休閑動(dòng)機(jī)、休閑涉入和休閑滿意度之間的關(guān)系，分析指出健康適能、緩解生活壓力和人際交往等休閑動(dòng)機(jī)對(duì)休閑滿意度影響最為顯著，休閑涉入在休閑動(dòng)機(jī)對(duì)休閑滿意度的正向影響中發(fā)揮部分中介作用[13]；龔靜研究蘇州市隨遷老人社會(huì)融入和休閑制約對(duì)休閑滿意度的影響，分析指出社會(huì)融入對(duì)休閑滿意度具有顯著的正向影響，而休閑制約對(duì)休閑滿意度則具有顯著的負(fù)向影響[14]。

綜上，學(xué)界對(duì)老年人休閑行為展開(kāi)了一定研究，集中于老年人休閑制約、休閑動(dòng)機(jī)和休閑滿意度等方面，關(guān)注的視角逐漸擴(kuò)大。但對(duì)老年人休閑活動(dòng)影響機(jī)制的研究較為單一，對(duì)老年人參與休閑活動(dòng)過(guò)程的整體分析不夠深入。鑒于此，本研究運(yùn)用休閑制約理論，構(gòu)建城市老年人休閑制約、休閑動(dòng)機(jī)和休閑滿意度之間的關(guān)系模型，并以福州的7個(gè)城市公園為案例地，采用結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)休閑制約對(duì)城市老年人休閑滿意度的影響，以及休閑動(dòng)機(jī)的中介作用，以期為深入了解老年人的休閑現(xiàn)狀和特點(diǎn)，以及合理配置老年人休閑空間和優(yōu)化老年人休閑游憩產(chǎn)品等提供借鑒。

二、研究假設(shè)與概念模型

(一)休閑制約與休閑滿意度

個(gè)體在參與休閑活動(dòng)時(shí)會(huì)受到距離較遠(yuǎn)、同行伙伴缺位等各種制約因素影響，容易導(dǎo)致個(gè)體在休閑活動(dòng)中獲得的滿意度降低。如樓嘉軍等研究城市居民休閑滿意度的影響因素，發(fā)現(xiàn)休閑制約對(duì)休閑滿意度具有負(fù)向影響[15]。鑒于此，本研究提出假設(shè)H1——休閑制約對(duì)休閑滿意度具有顯著的負(fù)向影響；H1a——休閑內(nèi)部制約對(duì)休閑滿意度具有顯著的負(fù)向影響；H1b——休閑外部制約對(duì)休閑滿意度具有顯著的負(fù)向影響。

(二)休閑制約與休閑動(dòng)機(jī)

個(gè)體一般是帶著不同的休閑動(dòng)機(jī)參與休閑活動(dòng)的，如果個(gè)體未參與休閑活動(dòng)，則可能是由于某種制約因素影響所致。如實(shí)踐中存在的身體狀況不允許、無(wú)共同參與伙伴等休閑內(nèi)部制約，以及休閑活動(dòng)類型不適合、休閑場(chǎng)所交通不便等休閑外部制約，均會(huì)影響個(gè)體的休閑動(dòng)機(jī)。如陳楠等研究節(jié)事舉辦地居民的休閑參與行為，發(fā)現(xiàn)當(dāng)居民受到某些制約因素影響時(shí)，會(huì)導(dǎo)致其休閑動(dòng)機(jī)不強(qiáng)烈，最終會(huì)影響休閑參與行為的發(fā)生[16]；Jackson等也驗(yàn)證了這一結(jié)果，即休閑制約會(huì)影響休閑動(dòng)機(jī)的形成，并阻礙休閑參與行為的發(fā)生[1]。可見(jiàn)，休閑制約會(huì)弱化個(gè)體參與休閑活動(dòng)的動(dòng)機(jī)[17]。鑒于此，本研究提出假設(shè)H2——休閑制約對(duì)休閑動(dòng)機(jī)具有顯著的負(fù)向影響；H2a——休閑內(nèi)部制約對(duì)休閑動(dòng)機(jī)具有顯著的負(fù)向影響；H2b——休閑外部制約對(duì)休閑動(dòng)機(jī)具有顯著的負(fù)向影響。

(三)休閑動(dòng)機(jī)與休閑滿意度

休閑動(dòng)機(jī)是休閑活動(dòng)發(fā)生前的動(dòng)因，休閑滿意度是休閑活動(dòng)發(fā)生后的真實(shí)感知。休閑動(dòng)機(jī)是參與休閑活動(dòng)的內(nèi)在驅(qū)動(dòng)力，這種驅(qū)動(dòng)力越強(qiáng)，則個(gè)體參與休閑活動(dòng)的程度愈深，越能增進(jìn)個(gè)體對(duì)休閑活動(dòng)的滿意度[18]。如曾真等研究發(fā)現(xiàn)，休閑參與的內(nèi)在動(dòng)機(jī)與休閑滿意度存在正向因果關(guān)系[19]；李彬彬研究發(fā)現(xiàn)，休閑人群對(duì)自己的休閑動(dòng)機(jī)認(rèn)識(shí)越充分，越有可能找到滿足自我的休閑方式，休閑滿意度也越高[20]；Lee研究濕地旅游者，發(fā)現(xiàn)休閑動(dòng)機(jī)對(duì)其休閑滿意度具有顯著而直接的正向影響[21]。鑒于此，本研究提出假設(shè)H3——休閑動(dòng)機(jī)對(duì)休閑滿意度具有顯著的正向影響。

(四)休閑動(dòng)機(jī)的中介作用

休閑制約的影響程度可以通過(guò)協(xié)商來(lái)緩解。Jackson等提出休閑協(xié)商模型，認(rèn)為人們可以在各類休閑制約之間進(jìn)行協(xié)商和談判，并自愿克服部分制約因素，以達(dá)到參與休閑活動(dòng)的目的[1]。協(xié)商理論將這種協(xié)商、談判、自愿克服歸納為協(xié)商策略，認(rèn)為協(xié)商策略對(duì)休閑制約所產(chǎn)生的負(fù)向抑制作用的影響程度取決于休閑動(dòng)機(jī)[1]。也就是說(shuō)，當(dāng)個(gè)體的休閑動(dòng)機(jī)十分強(qiáng)烈時(shí)，休閑制約因素也可能被完全克服。即個(gè)體參與休閑活動(dòng)并非取決于休閑制約因素的有無(wú)，而在于同這些因素進(jìn)行協(xié)商，協(xié)商的結(jié)果往往是對(duì)其休閑路徑的修改，而非取消。同時(shí)，強(qiáng)烈的休閑動(dòng)機(jī)將有助于克服休閑制約因素所造成的障礙，推動(dòng)休閑活動(dòng)的開(kāi)展，以及休閑滿意度的產(chǎn)生。如Hubbard等研究休閑制約、休閑協(xié)商和休閑動(dòng)機(jī)之間的關(guān)系時(shí)，發(fā)現(xiàn)利用協(xié)商策略可以克服休閑制約因素對(duì)休閑行為的負(fù)向影響，休閑動(dòng)機(jī)越強(qiáng)烈，人們表現(xiàn)出越大的協(xié)商努力[22]。此外，程勵(lì)等研究證實(shí)了將相關(guān)協(xié)商策略作為中介變量，可用于衡量協(xié)商效應(yīng)[23]。鑒于此，本研究提出假設(shè)H4——休閑動(dòng)機(jī)在休閑制約對(duì)休閑滿意度的影響中發(fā)揮中介作用；H4a——休閑動(dòng)機(jī)在休閑內(nèi)部制約對(duì)休閑滿意度的影響中發(fā)揮中介作用；H4b——休閑動(dòng)機(jī)在休閑外部制約對(duì)休閑滿意度的影響中發(fā)揮中介作用。

總之，生字學(xué)習(xí)是整個(gè)語(yǔ)文教學(xué)的基礎(chǔ)，但是又是整個(gè)語(yǔ)文教學(xué)地基。因此，在教學(xué)過(guò)程中，小學(xué)語(yǔ)文教師應(yīng)該根據(jù)小學(xué)生的實(shí)際情況，制定有效的教學(xué)策略，不斷提高識(shí)字教學(xué)的有效性，以提升小學(xué)生的識(shí)字能力，促進(jìn)小學(xué)生語(yǔ)文學(xué)習(xí)能力的發(fā)展。

三、數(shù)據(jù)收集與變量設(shè)置

(一)數(shù)據(jù)收集

1.研究區(qū)域。本研究以福建省福州市為調(diào)研地。為了盡可能地獲得具有代表性的樣本，減少誤差對(duì)結(jié)果的影響，參照南京市、蕪湖市等地老年人休閑現(xiàn)狀及其游憩影響因素的相關(guān)研究[9～10]，按以下原則篩選調(diào)研區(qū)域：(1)位于行政文化中心。福州市作為福建省的行政文化中心匯聚的人口較多，老年人占比較高，游憩需求較大。(2)蘊(yùn)含歷史文化資源。福州歷史悠久，有一定歷史文化底蘊(yùn)的公園對(duì)城市老年人的吸引力較大。(3)濱鄰閩江生態(tài)流域。福州市水系資源豐富，沿岸公園的游憩價(jià)值較高，休閑資源配給充足。結(jié)合福州市自然資源和規(guī)劃局關(guān)于福州城市公園的相關(guān)資料信息，本研究選取西湖公園、左海公園、福州國(guó)家森林公園、華僑公園、金山公園、江濱公園、金雞山公園等7個(gè)城市公園作為調(diào)研地。

2.研究對(duì)象。目前關(guān)于老年人的界定標(biāo)準(zhǔn)尚未達(dá)成一致。國(guó)際上規(guī)定65周歲以上即為老年，我國(guó)《老年人權(quán)益保障法》第2條則以60周歲為老年人的年齡起點(diǎn)。而學(xué)界一般以退休年齡來(lái)定義老年人。我國(guó)現(xiàn)行勞動(dòng)制度規(guī)定普通女性的退休年齡為55周歲，男性為60周歲?？紤]到50～59周歲的群體在休閑活動(dòng)中較為活躍，其休閑時(shí)間和休閑方式與60周歲及以上群體較為一致，本研究將老年人群體的年齡限制為50周歲及以上。

3.問(wèn)卷情況。本研究選擇問(wèn)卷調(diào)查和訪談相結(jié)合的方式獲取原始數(shù)據(jù)。問(wèn)卷涉及的主要變量均參考既有的研究，具體包括4個(gè)部分：(1)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征變量。具體包括性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、職業(yè)和收入。(2)休閑動(dòng)機(jī)量表。本研究借鑒Beard等提出的休閑動(dòng)機(jī)量表[8]，包括知識(shí)探究、社交互動(dòng)、能力成就和身心釋放等4個(gè)維度，共14個(gè)題項(xiàng)。(3)休閑制約量表。本研究借鑒Raymore等構(gòu)建的休閑制約量表[24]，將休閑制約分為內(nèi)部制約和外部制約等2個(gè)維度，共17個(gè)題項(xiàng)。其中，內(nèi)部制約分為個(gè)人內(nèi)在制約、人際間制約和個(gè)人結(jié)構(gòu)制約，外部制約分為休閑方式的功能性制約、休閑場(chǎng)所的可及性制約和休閑場(chǎng)所的服務(wù)水平制約。(4)休閑滿意度量表。本研究借鑒Beard等提出的休閑滿意度量表[8]，包括教育滿意度、放松滿意度、審美滿意度、心理滿意度、身體滿意度和社交滿意度等6個(gè)維度，共20個(gè)題項(xiàng)。上述量表均采用李克特5點(diǎn)評(píng)分，將非常不滿意或完全不同意、比較不滿意或比較不同意、一般或中立、比較滿意或比較同意、非常滿意或完全同意分別賦值為1～5分，并根據(jù)我國(guó)城市老年居民的特點(diǎn)進(jìn)行表達(dá)和細(xì)節(jié)上的修訂。課題組先后于2021年1月5—6日、12—14日及20日在上述公園對(duì)城市老年人展開(kāi)抽樣問(wèn)卷調(diào)查及訪談，共發(fā)放問(wèn)卷400份，回收386份，有效問(wèn)卷360份，問(wèn)卷回收率和有效率分別為96.5%和90%。

(二)變量設(shè)置

根據(jù)研究目的將變量分為因變量、自變量、中介變量和控制變量。各變量的賦值和描述性統(tǒng)計(jì)詳見(jiàn)表1。

表1 各變量的賦值和描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Assignment and descriptive statistics of variables

1.因變量。因變量為休閑滿意度。休閑滿意度的均值為3.092，表明城市老年人的休閑滿意度一般。

2.自變量。自變量為休閑制約。休閑制約的均值為2.784，表明城市老年人對(duì)休閑制約的影響持中立態(tài)度。

3.中介變量。中介變量為休閑動(dòng)機(jī)。休閑動(dòng)機(jī)的均值為3.448，表明城市老年人的休閑動(dòng)機(jī)一般。

4.控制變量?？刂谱兞堪ㄐ詣e、年齡、婚姻狀況、受教育程度、職業(yè)和收入。其中，性別的均值為1.564，表明被調(diào)查的城市老年人中女性略微多于男性；年齡的均值為2.225，表明被調(diào)查的城市老年人以60～<70歲的群體為主，與既有城市老年人的年齡構(gòu)成相符；婚姻狀況的均值為1.250，表明被調(diào)查的城市老年人以已婚者居多；受教育程度的均值為2.756，表明被調(diào)查的城市老年人的受教育程度不高，以高中、中專為主；職業(yè)的均值為2.847，表明被調(diào)查的城市老年人多數(shù)曾為機(jī)械設(shè)計(jì)員、建筑工程師等專業(yè)技術(shù)人員；收入的均值為4.264，表明被調(diào)查的城市老年人的收入整體不高，以1 000～<2 000元為主。

四、模型驗(yàn)證和研究結(jié)果

(一)信效度檢驗(yàn)與驗(yàn)證性因子分析

表2 休閑制約、休閑動(dòng)機(jī)、休閑滿意度的信效度檢驗(yàn)結(jié)果Table 2 Reliability and validity test results of leisure constraints,leisure motivation and leisure satisfaction

本研究進(jìn)一步采用Amos 24.0對(duì)量表進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，測(cè)試每個(gè)潛變量的測(cè)量指標(biāo)的有效性和測(cè)量模型的適配性。按照因子負(fù)荷量低于0.5的標(biāo)準(zhǔn)，剔除休閑制約量表的2個(gè)題項(xiàng)(休閑活動(dòng)的健身性不足、休閑產(chǎn)品的宣傳力度不夠)，以及休閑動(dòng)機(jī)量表的5個(gè)題項(xiàng)(挑戰(zhàn)自我的能力以獲得成就感，提高做事、工作、生活的技巧與能力，避免孤獨(dú)感，獲得身體上的享受，獲得休息、釋放壓力與緊張、消除日常生活中的忙碌與緊張)，以進(jìn)一步優(yōu)化各量表。由表3可知，各量表相關(guān)題項(xiàng)的因子負(fù)荷量基本大于0.60，組合信度均大于0.7，聚合效度均大于0.5。同時(shí)，各量表的CMIN/DF分別為1.853、2.865、2.083，均小于3.0；CFI分別為0.961、0.932、0.932，均大于0.80；NFI分別為0.921、0.900、0.879，均大于0.80；RMSEA分別為0.062、0.079、0.070，均小于0.08。這些均表明修訂后的3個(gè)量表具有較好的信度、效度、適配度，能夠體現(xiàn)老年人休閑活動(dòng)的特點(diǎn)，可用于后續(xù)的關(guān)系驗(yàn)證。

表3 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果Table 3 Results of confirmatory factor analysis

續(xù)表3

(二)假設(shè)檢驗(yàn)

1.直接效應(yīng)檢驗(yàn)。由表4可知：(1)休閑制約對(duì)休閑滿意度具有顯著的負(fù)向影響，其路徑系數(shù)β為-0.248,P小于0.01，假設(shè)H1成立。其中，在休閑內(nèi)部制約中，僅個(gè)人結(jié)構(gòu)制約對(duì)休閑滿意度具有顯著的正向影響(β=0.136,P<0.05)，假設(shè)H1a不成立；在休閑外部制約中，休閑方式的功能性制約、休閑場(chǎng)所的可及性制約和休閑場(chǎng)所的服務(wù)水平制約均對(duì)休閑滿意度具有顯著的負(fù)向影響，其路徑系數(shù)β分別為-0.296、-0.196、-0.209,P均小于0.01，假設(shè)H1b成立。(2)休閑制約對(duì)休閑動(dòng)機(jī)具有顯著的負(fù)向影響，其路徑系數(shù)β為-0.175,P小于0.01，假設(shè)H2成立。其中，在休閑內(nèi)部制約中，個(gè)人內(nèi)在制約、人際間制約和個(gè)人結(jié)構(gòu)制約均對(duì)休閑動(dòng)機(jī)影響不顯著，P大于0.05，假設(shè)H2a不成立；在休閑外部制約中，休閑方式的功能性制約、休閑場(chǎng)所的可及性制約和休閑場(chǎng)所的服務(wù)水平制約均對(duì)休閑動(dòng)機(jī)具有顯著的負(fù)向影響，其路徑系數(shù)β分別為-0.273、-0.033、-0.190,P分別小于0.01、0.05、0.05，假設(shè)H2b成立。(3)休閑動(dòng)機(jī)對(duì)休閑滿意度具有顯著的正向影響，其路徑系數(shù)β為0.744,P小于0.01，假設(shè)H3成立。

表4 假設(shè)模型的直接效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 Direct effect test results of the hypothetical model

2.休閑動(dòng)機(jī)的中介作用檢驗(yàn)。本研究參考程勵(lì)等引用中介效應(yīng)來(lái)衡量協(xié)商作用的方法[23]，依照Baron等提出的因果逐步回歸法對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)[25]，具體檢驗(yàn)步驟分為3步：(1)檢驗(yàn)自變量和因變量的關(guān)系。在不考慮中介變量的情況下，檢驗(yàn)休閑制約對(duì)休閑滿意度的影響，檢驗(yàn)結(jié)果已在上述直接效應(yīng)檢驗(yàn)中詳細(xì)分析，具體檢驗(yàn)結(jié)果為假設(shè)H1和假設(shè)H1b成立，而假設(shè)H1a不成立。(2)檢驗(yàn)自變量和中介變量的關(guān)系。休閑制約對(duì)休閑動(dòng)機(jī)具有顯著的負(fù)向影響(β=-0.175,P<0.01)，假設(shè)H2成立。其中，在休閑內(nèi)部制約中，步驟1的結(jié)果表明只有個(gè)人結(jié)構(gòu)制約對(duì)休閑滿意度具有顯著的正向影響，因此繼續(xù)檢驗(yàn)個(gè)人結(jié)構(gòu)制約與休閑動(dòng)機(jī)的關(guān)系，結(jié)果為不顯著(P>0.05)，表明休閑動(dòng)機(jī)在休閑內(nèi)部制約對(duì)休閑滿意度的影響中未發(fā)揮中介作用，假設(shè)H4a不成立；而休閑外部制約對(duì)休閑動(dòng)機(jī)具有顯著的負(fù)向影響(β=-0.156,P<0.01)，表明休閑動(dòng)機(jī)在休閑外部制約對(duì)休閑滿意度的影響中發(fā)揮顯著的中介作用，假設(shè)H4b成立。(3)檢驗(yàn)置入中介變量后自變量和因變量的關(guān)系。休閑制約對(duì)休閑滿意度具有顯著的負(fù)向影響(β=-0.122,P<0.01)，休閑動(dòng)機(jī)對(duì)休閑滿意度具有顯著的正向影響(β=0.723,P<0.01)，表明休閑動(dòng)機(jī)在休閑制約對(duì)休閑滿意度的影響中發(fā)揮顯著的中介作用，假設(shè)H4成立；同理，也再次證實(shí)休閑動(dòng)機(jī)在休閑外部制約對(duì)休閑滿意度的影響中發(fā)揮顯著的中介作用，假設(shè)H4b成立。

表5 假設(shè)模型的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果Table 5 Mediating effect test results of the hypothetical model

五、結(jié)論與對(duì)策

(一)結(jié)論

基于休閑制約理論，構(gòu)建城市老年人休閑制約、休閑動(dòng)機(jī)和休閑滿意度之間的關(guān)系模型，并以福州的7個(gè)城市公園為案例地，采用結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)休閑制約對(duì)城市老年人休閑滿意度的影響，以及休閑動(dòng)機(jī)的中介作用，得出以下結(jié)論：

1.休閑制約整體上顯著負(fù)向影響休閑滿意度。其中，在休閑內(nèi)部制約中，僅個(gè)人結(jié)構(gòu)制約在5%的水平上顯著正向影響休閑滿意度；在休閑外部制約中，休閑方式的功能性制約、休閑場(chǎng)所的可及性制約和休閑場(chǎng)所的服務(wù)水平制約均在1%的水平上顯著負(fù)向影響休閑滿意度。

2.休閑制約整體上顯著負(fù)向影響休閑動(dòng)機(jī)。其中，休閑內(nèi)部制約的3個(gè)因素對(duì)休閑動(dòng)機(jī)的影響均不顯著，休閑外部制約的3個(gè)因素至少在5%的水平上顯著負(fù)向影響休閑動(dòng)機(jī)。

3.休閑動(dòng)機(jī)顯著正向影響休閑滿意度。休閑動(dòng)機(jī)在1%的水平上顯著正向影響休閑滿意度。

4.休閑動(dòng)機(jī)在休閑制約對(duì)休閑滿意度的影響中發(fā)揮顯著的中介作用。其中，休閑動(dòng)機(jī)在休閑內(nèi)部制約對(duì)休閑滿意度的影響中未發(fā)揮中介作用，休閑動(dòng)機(jī)在休閑外部制約對(duì)休閑滿意度的影響中則發(fā)揮顯著的中介作用。

(二)對(duì)策

城市老年人參與休閑活動(dòng)的滿意度受休閑動(dòng)機(jī)和休閑制約影響，在中國(guó)社會(huì)人口老齡化和城市化快速推進(jìn)的背景下，應(yīng)進(jìn)一步提供多元化休閑項(xiàng)目、提升老年人休閑技能、健全休閑場(chǎng)所和服務(wù)等，以提升城市老年人的休閑游憩質(zhì)量。

1.提供多元化休閑項(xiàng)目。多元化的休閑項(xiàng)目可以更好地滿足城市老年人的多元化休閑需求，減少休閑制約對(duì)城市老年人的影響，從而提高其休閑滿意度。各地可依據(jù)休閑動(dòng)機(jī)類型來(lái)豐富適合城市老年人的休閑項(xiàng)目。具體來(lái)說(shuō)：針對(duì)在休閑中以探索新觀念和獲得新知識(shí)為目標(biāo)的城市老年人，可以在公園、美術(shù)館、文化館等公共休閑場(chǎng)所舉辦針對(duì)老年人的民俗文化展、紅色文化展等，營(yíng)造適合城市老年人學(xué)習(xí)的休閑環(huán)境；針對(duì)在休閑中以社交互動(dòng)為目標(biāo)的城市老年人，可以通過(guò)社區(qū)開(kāi)展定期與不定期的休閑活動(dòng)，如攝影、登山、廣場(chǎng)舞等活動(dòng)，豐富城市老年人的社交活動(dòng)；針對(duì)在休閑中以保持身體健康為目標(biāo)的城市老年人，可以進(jìn)一步增加大眾化公共休閑活動(dòng)設(shè)施的投入量，幫助城市老年人更為便捷地參與休閑活動(dòng)，真正實(shí)現(xiàn)老有所樂(lè)。

2.提升老年人休閑技能。休閑技能與休閑動(dòng)機(jī)密切相關(guān)，提升城市老年人的休閑技能有助于激發(fā)其休閑動(dòng)機(jī)，進(jìn)而提高其休閑滿意度。具體來(lái)說(shuō)，一方面，社區(qū)要加強(qiáng)休閑活動(dòng)理論的宣傳和普及，可以通過(guò)宣傳各式各樣的老年休閑活動(dòng)方式和效果等，進(jìn)一步強(qiáng)化休閑活動(dòng)價(jià)值的社會(huì)認(rèn)可度，提高城市老年人對(duì)休閑活動(dòng)的認(rèn)知和認(rèn)同。另一方面，相關(guān)職能部門可以依托老年大學(xué)開(kāi)設(shè)老年人休閑技能培訓(xùn)課程，結(jié)合老年人的生理情況和心理需求，系統(tǒng)開(kāi)展休閑教育，幫助城市老年人正確看待休閑，調(diào)動(dòng)其參與休閑活動(dòng)的積極性；同時(shí)，結(jié)合城市老年人的休閑需求，開(kāi)設(shè)不同類型的休閑技能課程，結(jié)合實(shí)踐訓(xùn)練幫助城市老年人提升休閑技能水平，從而提高其休閑滿意度。

3.健全休閑場(chǎng)所和服務(wù)。休閑場(chǎng)所和服務(wù)與城市老年人的休閑滿意度密切相關(guān)。其中，在休閑場(chǎng)所方面，相關(guān)職能部門應(yīng)綜合考量休閑場(chǎng)所的可達(dá)性和服務(wù)設(shè)施的便利性等，結(jié)合休閑環(huán)境的承載力合理地規(guī)劃不同類型的休閑設(shè)施，尤其要充分利用休閑場(chǎng)所具備的地理優(yōu)勢(shì)和資源優(yōu)勢(shì)，如獨(dú)特的山水優(yōu)勢(shì)和豐富的歷史文化資源等，因地制宜地形成分布均衡、布局合理、特色突出的綜合性休閑場(chǎng)所。在休閑服務(wù)方面，相關(guān)職能部門應(yīng)綜合考量并進(jìn)一步引入專業(yè)的休閑服務(wù)企業(yè)，通過(guò)精準(zhǔn)識(shí)別城市老年人的休閑需求，對(duì)休閑服務(wù)進(jìn)行供給側(cè)改革，實(shí)現(xiàn)服務(wù)和需求的有效對(duì)接。如將休閑活動(dòng)按照城市老年人的休閑動(dòng)機(jī)劃分為康體運(yùn)動(dòng)、文化娛樂(lè)、社區(qū)交往等，提供多樣化的休閑服務(wù)，更好地滿足城市老年人的休閑需求；同時(shí)，加強(qiáng)休閑從業(yè)人員的技能培訓(xùn)，著重提高其專業(yè)素養(yǎng)與人際溝通能力，以更好地協(xié)調(diào)好城市老年人的休閑需求，做好服務(wù)工作。

(三)不足與展望

本研究采用結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)休閑制約對(duì)城市老年人休閑滿意度的影響，以及休閑動(dòng)機(jī)的中介作用，雖然具有一定的理論價(jià)值和實(shí)踐意義，但仍存在以下3點(diǎn)局限，這些局限也是今后研究需要進(jìn)一步突破的地方。具體來(lái)說(shuō)：(1)樣本研究范圍比較有限。本研究?jī)H以福州城市老年人作為樣本，盡管研究模型擬合效果較好，但不能認(rèn)為本研究所提出的關(guān)于休閑制約、休閑動(dòng)機(jī)和休閑滿意度之間的關(guān)系是普遍的。原因可能在于不同地區(qū)有著不一樣的社會(huì)文化氛圍，會(huì)導(dǎo)致當(dāng)?shù)乩夏耆嗽谛蓍e制約、休閑動(dòng)機(jī)和休閑滿意度上存在差異。因此，今后研究應(yīng)將調(diào)查區(qū)域擴(kuò)大，并與其他區(qū)域的研究結(jié)果進(jìn)一步作對(duì)比探討。(2)研究工具不夠成熟。本研究所采用的測(cè)量量表為國(guó)外學(xué)者編制的休閑動(dòng)機(jī)量表、休閑制約量表、休閑滿意度量表，這些量表還屬于探索性的成果，盡管目前被眾多研究使用，但未來(lái)還可繼續(xù)探索。因此，今后研究應(yīng)隨時(shí)關(guān)注相關(guān)變量和量表的研究進(jìn)展，進(jìn)行持續(xù)性的探索研究。(3)研究依賴于被調(diào)查對(duì)象的自我報(bào)告。在研究結(jié)果中，發(fā)現(xiàn)休閑內(nèi)部制約所包含的3個(gè)因素對(duì)休閑動(dòng)機(jī)和休閑滿意度基本不產(chǎn)生影響。社會(huì)科學(xué)相關(guān)領(lǐng)域的研究表明，人們經(jīng)常無(wú)法準(zhǔn)確地?cái)⑹鲎约哼^(guò)去的行為，城市老年人可能過(guò)度保護(hù)了他們所受到的個(gè)人休閑內(nèi)部制約，而本研究依賴于被調(diào)查對(duì)象的自我報(bào)告，導(dǎo)致城市老年人的休閑內(nèi)部制約或許難以被準(zhǔn)確觀測(cè)。因此，今后的研究應(yīng)采用更加多元的方法和指標(biāo)來(lái)表征城市老年人的休閑內(nèi)部制約，以降低變量測(cè)量存在主觀偏差的局限性。