高紅艷，姜小平

(浙江師范大學 體育與健康科學院，浙江 金華 321004)

0 前 言

從社會心理學的觀點分析，休閑能促進個人的生活質(zhì)量[5，1,2]。Moore認為休閑與生活質(zhì)量有著直接的關(guān)系，主要體現(xiàn)在生活質(zhì)量定義的內(nèi)容實際是描述休閑的結(jié)果[15]。依據(jù)王進提出的休閑與生活質(zhì)量關(guān)系的社會心理學理論模式，個體對于休閑機會的認知程度是休閑影響生活質(zhì)量過程中的中介變量，認為人們對休閑機會的認知程度可以反映生活質(zhì)量的評估，即當個體休閑機會的認知度增加時，生活質(zhì)量的評估就會提高。同時，該理論也承認休閑本身的客觀特征，認為休閑對生活質(zhì)量的的整個影響過程還取決于社會人口狀況。所謂社會人口狀況指包括個體成就因素、生活因素和其他不定因素(如性別、事件等)的綜合社會學指標體系[12]。

體育休閑是人們休閑生活的重要組成部分。體育休閑機會是指參與體育休閑的所具備的客觀條件，當這些客觀條件都滿足了，參與體育休閑的機會也就存在了。從體育休閑參與行為的影響因素研究來看，時間、場地、信息是其重要的組成因素[14]。如石振國對我國居民體育休閑社會影響因素調(diào)查顯示“工作忙，沒時間”、“居住地方?jīng)]有適宜的活動場所”成了所有職業(yè)者參與體育休閑的影響因素[10]。陳玲對大學生體育休閑現(xiàn)狀分析及影響因素的研究表明：余暇時間和場地、設(shè)施和器材分別是大學生參與體育休閑活動影響最大的客觀因素[1]。童瑩娟、李秀梅的研究也認為，在現(xiàn)代化的社會生活中，時間越來越重要，從而使參加者的時間約束性程度遠大于其他因素[11]。可見，時間和場所是體育休閑參與的最大影響因素之一。而人們對余暇時間的認知和體育休閑場所的認知可以間接反映其對體育休閑機會的認知。另外，機會認知所需要的信息指的是人們對信息的擁有量是否充足，人們對體育休閑相關(guān)信息掌握越多，則對其機會的認知也就越大[14]。人們通過社會互動能獲取大量的體育休閑信息，而對體育休閑信息的擁有量越大，其對休閑機會認知也就越高。由于休閑的價值趨向和社會交流形成的休閑文化氛圍為個體提供了一個社會認知的環(huán)境從而增加個體對休閑機會的認知度，同時也會相應(yīng)增加對休閑的滿意度[16]。人們認識休閑的機會不僅可以通過個人的社會觀察和學習，還可以通過大眾媒體和社會互動[12]。

基于王進休閑與生活質(zhì)量概念的社會心理學理論假設(shè)，社會人口學的因素是制約著個體休閑機會認知過程的客觀因素。所以本研究將運用實證考察其對體育休閑機會認知的影響關(guān)系。以觀察并驗證是否城鎮(zhèn)居民的體育休閑機會認知存在著人口學特征的差異，旨在為體育休閑的理論發(fā)展和體育休閑更好提高人們的生活質(zhì)量提供科學依據(jù)。

1 研究方法

1．1 研究對象

按分層隨機取樣的方式，考慮年齡、性別、婚姻、月收入和地域等方面的平衡，共抽取浙江省杭州、金華、臺州、湖州、舟山等城鎮(zhèn)居民被試共2 000人進行問卷調(diào)查，回收問卷1 665份，去除缺失信息問卷134份，共得到有效問卷1 531份。有效率為91.95%。其中調(diào)查對象的基本情況如下：

1.1.1 性別總樣本中男性665人，占43.4%，女性866人，占56.6%。

1.1.2 婚姻總樣本中已婚1 096人，占71.6%，未婚435人，占28.4%。

1.1.3 年齡主要根據(jù)戈登對生活時期劃分[8]：其中16～25歲之間人數(shù)419人，占27.4%；26～35歲之間88人，占5.7%；36～45歲之間718人，占49.6%；46～55歲之間167人，占10.9%；55歲以上的人數(shù)139人，占9.1%。

1.1.4 總樣本月收入的分布比較均衡，1 000元以下523人，占34.2%；1 000～2 000元354人，占23.1%；2 000～3 000元343人，占22.4%； 3000元以上311人，占20.3%。

1.1.5 城市按行政區(qū)域劃分，城市1(金華)為844人，占總?cè)藬?shù)55.1%；城市2(臺州)為90人，占總?cè)藬?shù)5.8%；城市3(舟山)為203人，占總?cè)藬?shù)13.3%；城市4(杭州)為229人，占總?cè)藬?shù)15%；城市5(湖州)為195人，占總?cè)藬?shù)12.7%。

1．2 測量問卷

體育休閑機會認知為人們對參與體育休閑可能性大小的判斷。根據(jù)趙臣對體育休閑機會認知的闡述，體育休閑機會認知變量主要通過時間認知(我有更多的時間去進行體育休閑活動 )、場所認知(在我看來，周圍提供的體育休閑的場所比較多)和信息認知(我比較容易地獲取有關(guān)體育休閑的信息)三個指標進行測量[14]。問卷采用Liket自評式7點問卷計分，0=完全不同意，過渡到6=完全同意，就具體問題而言，得分越高說明機會認知程度越高。

1．3 數(shù)據(jù)處理

本研究采用SPSS for Windows 15.0軟件對數(shù)據(jù)進行處理和分析，主要的分析方法為方差分析。

2 結(jié)果與分析

依據(jù)休閑與生活質(zhì)量的社會心理學概念模式，體育休閑機會認知在影響生活質(zhì)量的所有過程中，還受制于社會人口狀況，即與人口學因素有關(guān)[12]。為了考察體育休閑機會認知是否存在人口學特征差異，本研究將樣本被試的變量整體進行性別、年齡、婚姻、月收入和不同城市等因素組合的雙因素方差分析。

2.1 體育休閑機會認知變量性別與年齡的雙因素分析

首先，對體育休閑機會認知變量進行了性別與年齡的差異分析，表1為變量在性別與年齡方面的平均值與標準差。兩因素析因方差分析顯示，性別與年齡在體育休閑機會認知的主效應(yīng)均顯著(F=9.532，P=0.002；F=4.278，P=0.002)，并且它們的交互效應(yīng)也表現(xiàn)出顯著性特點(F=3.563,P=0.007)。說明不同性別和年齡的體育休閑機會認知存在著顯著差異，而且它們的交互作用對體育休閑機會認知的影響也存在著顯著差異。也就是說，不同性別在不同年齡階段的體育休閑機會認知是各不相同的?？傮w上，男性的體育休閑機會認知高于女性；55歲以上的被試與其他年齡段相比，有較高的體育休閑機會認知程度，35～45歲年齡段要低于其他年齡段。但55歲以上的女性被試的體育休閑機會認知程度要高于同齡的男性。分析認為，從家庭結(jié)構(gòu)來看，男主外、女主內(nèi)的傳統(tǒng)家庭角色分工仍然是主流，雖然職業(yè)女性也外出工作，但女性價值的體現(xiàn)通常是通過對家庭的經(jīng)營來實現(xiàn)的，而男性的價值通常是以工作(事業(yè))來實現(xiàn)的。這造成了女性更多地把自己的活動空間與家庭綁在一起[13]。由于傳統(tǒng)的思想和家庭角色，中青年女性通常更多地受到工作、家庭和子女教育等因素的影響，使她們沒有太多的時間與精力去關(guān)注或參與體育休閑。另一方面，家庭和職業(yè)上的投入，包括時間與經(jīng)濟方面，從另一角度卻限制了體育休閑行為的發(fā)生。而隨著家庭與經(jīng)濟負擔的減少，女性由于對自我身心的重視和較少地受到外界因素的影響[9,13]，有更多的體育休閑時間和機會，并能自主的選擇場地(如公園、社區(qū)空地)參與體育休閑活動。如有研究顯示，女性多選擇離家近、方便的體育休閑場所進行體育活動[13]。從而提高了對體育休閑機會的認知程度。特別是退休后的老人，其生活目的在于保持自身能力與生活意義的獨立性，同時擁有健康的身體是他們最大的愿望。一方面，他們希望能夠主宰自己的生活，能夠自己決定如何投入自己的精力，體育休閑成為他們很重要的選擇。另一方面，體育休閑是展示能力與自主的平臺。退休后可以提供整塊的時間，嘗試以前沒有時間嘗試的活動。體育休閑可以為自我表達活動和探索新的可能性提供機會，從而也提高了對休閑機會的認知程度。

表1 體育休閑機會認知在年齡和性別方面的平均值與標準差一覽表(n=1 531)

注: 16～25歲(n=419),26～35歲(n=88),35～45歲(n=718),45～55歲(n=167),55以上(n=139);男(n=665),女(n=866)

2.2 體育休閑機會認知變量性別與婚姻的雙因素分析

研究對體育休閑機會認知在性別與婚姻方面的差異性也進行了檢驗，結(jié)果顯示，體育休閑機會認知在性別和婚姻上主效應(yīng)顯著(F=13.692，P=0.000；F=4.059，P=0.044)。交互效應(yīng)也顯著F=5.987，P=0.015。但性別的效應(yīng)值要大于婚姻的效應(yīng)值。說明不同性別與婚姻的居民在體育休閑機會認知上存在著差異。在它們的交互作用中，性別的影響要大于婚姻的影響。男性對于體育休閑機會認知的程度要高于女性，未婚的居民要高于已婚的居民，但已婚的女性要高于未婚的女性。結(jié)果反映了婚姻生活使男女雙方的體育休閑機會認知也發(fā)生了變化，已婚男性居民由于家庭的責任，相對于未婚生活，通常會遭受更多的體育休閑限制因素。如隨著結(jié)婚生子，原來相對自由的時間會變成一系列的限制與責任，使他們與未婚居民相比，減少了參與體育休閑的時間和機會，從而影響了他們的社會互動的參與性和體育休閑機會認知度。而對于未婚男性，則較少地受到外在因素的影響，表現(xiàn)出更能自主地參加自己喜歡的體育休閑活動，有著更高的體育休閑機會認知程度。而對于女性而言，結(jié)果一定程度上反映了已婚女性更多是把體育活動作為休閑看待。隨著年齡和月收入的增加，家庭子女教育和工作壓力的減少，這種外部的限制因素通常會逐漸減少，對自我的關(guān)注程度會逐漸增加[9]。選擇并參與體育休閑的機會增加，其認知程度也隨之提高。而本研究未婚女性被試多為大學生群體，則可能更多地把體育活動只是作為健身與鍛煉的方式。

表2 體育休閑機會認知在性別和婚姻方面的平均值與標準差一覽表(n=1 531)

注:已婚(n=1 096),未婚(n=435)

2.3 體育休閑機會認知變量性別與月收入的雙因素分析

作為客觀條件，個體的經(jīng)濟水平是體育休閑的一個限制因素[8]。月收入作為個人成就因素，是制約休閑的客觀因素之一[4]。所以，研究對體育休閑機會認知在性別與月收入的組合因素上進行差異檢驗，表3為變量在性別與月收入方面的平均值與標準差。結(jié)果顯示，體育休閑機會認知在性別和月收入上主效應(yīng)顯著(F=4.810，P=0.028；F=5.897，P=0.001)，但交互效應(yīng)不顯著。說明不同性別和月收入分別對被試體育休閑機會認知的影響存在著差異性，但不存在交互作用。從平均值看，不同級別的收入群體中，男性的體育休閑機會認知程度均高于女性。月收入1 000元以下與3 000元以上的居民高于其它級別收入的居民。結(jié)果的可能性解釋是：主觀希望參與體育休閑的居民，收入增加使他們更加有條件關(guān)注體育休閑信息，選擇更多的時間參與體育休閑，并更有條件到一些體育消費場所，增加參與體育休閑的可能性。同時，經(jīng)濟收入的提高使得“花錢買健康”的行為更有物質(zhì)保障。經(jīng)濟收入本身就是影響體育休閑行為的一個外部因素[6,8]。在一定程度上決定了個人的資源分配和時間支配。有研究表明，人均可支配收入高的地區(qū)居民其體育價值觀認知程度明顯高于人均可支配收入低的地區(qū)居民[6]。所以，收入高的居民通常會更有條件形成體育休閑意向或參與更多的體育休閑活動，進而提高他們體育休閑機會的認知度。而本研究1 000元以下的被試主要是大學生和無固定收入人群，免費學校體育場所和學校的體育課程為學生提供了更多體育休閑的機會。無固定收入人群由于職業(yè)的不固定或無業(yè)，可能有更多的空閑時間參與一些免費的或消費較低休閑體育活動，如選擇居民小區(qū)和公園廣場作為體育休閑活動場所。從而提高他們的體育休閑機會的認知程度。另外，全民健身計劃實際執(zhí)行中，設(shè)施、指導、計劃的缺乏仍然是影響女性體育休閑向更廣、更多元方向發(fā)展的制約因素。如由于受到性別意識和觀念的影響，公共籃球場、足球場、網(wǎng)球場很少看到女性的身影，她們主要集中在設(shè)施比較簡陋,或是根本就沒有體育設(shè)施的空地上進行技術(shù)含量相對來說較低的項目[13]。無論是公共娛樂機構(gòu)還是商業(yè)機構(gòu)都很少會制定一些活動計劃去鼓勵女性的參與，也較少提供一些必要的知識和技術(shù)，因為他們不愿意過多提供那些參與率沒有保障的活動，這進一步造成了女性對這些活動的心理障礙與排斥，從而限制了她們體育休閑活動內(nèi)容與空間的拓展，進而造成低于男性的機會認知。

表3 體育休閑機會認知在性別與月收入方面的平均值與標準差一覽表(n=1 531)

注:1 000～2 000元(n= 354),2 000～3 000元(n=343),3 000元以上(n=311)

2.4 體育休閑機會認知變量月收入與婚姻的雙因素分析

進一步，為了考察體育休閑機會認知是否在月收入與婚姻方面存在差異，研究對體育休閑機會認知在月收入與婚姻因素上進行了差異檢驗，表4為變量在月收入與婚姻方面的平均值與標準差。結(jié)果顯示，體育休閑機會認知在婚姻上主效應(yīng)顯著(F=4.571，p=0.033)；在月收入上無顯著效應(yīng)。但它們交互效應(yīng)顯著(F=3.358，p=0.018)。說明不同婚姻狀況的被試體育休閑機會認知的影響存在著差異性，未婚居民高于已婚居民。但1 000元收入以下的已婚居民要高于其他級別收入的居民。反映了在月收入與婚姻因素上，不同的婚姻狀況居民對于休閑體育機會的認知程度也不同，這可能與不同婚姻階段個體的限制因素有關(guān)。未婚居民由于沒有家庭孩子等因素的限制，有著更多的時間和機會參與一些與體育休閑有關(guān)的活動和社會互動。而對于收入低或無固定收入的已婚居民，由于沒有職業(yè)和上班的限制，在很大程度上限制了她們生活空間增長，可能有更多的空閑時間，更愿意選擇免費或者花費比較小的城市中心(如廣場、公園)進行體育休閑活動，同時也希望通過體育活動增加自己的社會交流機會。另一方面，這一群體一般多為女性，在節(jié)假日在家人的影響和帶動下，通常會更多地參與一些家庭組織形式的體育休閑活動，增加她們的體育休閑機會認知。而高收入使得已婚居民參與各種體育休閑活動的主觀愿望得以實現(xiàn)。特別是對于退休后的有一定經(jīng)濟實力的居民，更多地會結(jié)伴參與一些體育旅游等活動，對時間、場地和信息各方面的機會認知度都會大大提高。

表4 體育休閑價值觀、社會互動和體育休閑機會認知在月收入與婚姻方面的平均值與標準差一覽表(n=1 531)

注:月收入同表3;已婚(n=1096),未婚(n=435)

2.5 體育休閑機會認知變量城市與月收入的雙因素分析

休閑文化氛圍會強化個體價值趨向[12]。不同地域的休閑文化也是影響體育休閑認知的因素之一[3]。為了考察體育休閑機會認知是否在城市與收入方面存在差異，研究還對體育休閑機會認知在不同城市與收入組合因素上進行差異檢驗，表5為變量在城市與月收入方面的平均值與標準差。結(jié)果顯示，體育休閑機會認知在城市因素上主效應(yīng)顯著(F=4.254，p=0.002)，但在月收入方面及交互作用無顯著效應(yīng)。分析表明，不同城市體育休閑氛圍對被試體育休閑機會認知的影響存在著差異性，而不同月收入及交互作用對體育休閑機會認知的影響沒有顯著性差異。反映了體育休閑機會認知還受制于地域休閑文化的差異，不同體育休閑文化環(huán)境和氛圍同樣會影響個體的體育休閑機會的認知[3]。文化的差異使得不同的社會環(huán)境中有著不同的體育休閑氛圍。而一個地方文化的獨特性、差異性，是由這個地方人的文化性格決定的。同時不同地域的體育活動場所設(shè)施的差異也會影響個體的體育休閑機會的認知。而不同地域居民體育休閑機會認知不受月收入因素的限制，從一定程度上反映了不同地域不同收入水平居民對于休閑體育機會的認知存在著一致性。

表5 體育休閑機會認知在城市與月收入方面的平均值與標準差一覽表(n=1 531)

注:月收入同表3；城市1(n=844)，城市2(n= 90)，城市3( n=203)，城市4(n=229)，城市5(n=195)

2.6 體育休閑機會認知變量城市與性別的雙因素分析

最后，為了考察體育休閑機會認知是否在不同地域文化環(huán)境與性別方面存在差異，研究對體育休閑機會認知在城市與性別因素上進行差異檢驗，表6為體育休閑機會認知在城市與性別方面的平均值與標準差。結(jié)果顯示，體育休閑機會認知在城市和性別及它們的交互作用的主效應(yīng)也均顯著(F=4.347，P=0.002；F=9.221，P=0.002；F=6.510，P=0.000)。說明不同城市和不同性別之間的體育休閑機會認知存在顯著的差異，同時它們的交互作用也具有顯著的差異性。總體男性高于女性，但有部分城市的女性高于男性。結(jié)果說明由于不同城市的體育休閑文化環(huán)境和氛圍的不同，會造成不同城市的男女居民對體育休閑機會認知產(chǎn)生不同的程度的差異。一般來說，文化傳統(tǒng)對女性的定義仍然是影響當前女性社會空間活動的重要因素[13]。傳統(tǒng)文化對理想女性氣質(zhì)的描述通常是嫻靜、溫柔、秀外慧中，因此女性的休閑活動多以靜為主。但隨著全民健身計劃開展的深入，許多傳統(tǒng)女性不斷地加入健身休閑的隊伍，選擇一些不太激烈、空間要求不強的體育項目來進行鍛煉，并在某些城市形成了一種良好的鍛煉氛圍。如調(diào)查發(fā)現(xiàn)，在小區(qū)、公園空地跳舞、做操的多為女性居民[2]。而男性則可能會喜歡有場地器材要求的球類項目。這也反映了良好的體育休閑文化氛圍的營造，能增進居民的社會互動和體育休閑的機會認知，進而提高他們的生活滿意度。

表6 體育休閑機會認知在城市與性別方面的平均值與標準差一覽表(n=1 531)

注: 城市樣本量同表5；男(n=665)，女(n=866)

3 小 結(jié)

本研究運用休閑與生活質(zhì)量關(guān)系的社會心理學概念模式，把體育休閑作為主觀現(xiàn)象放在社會系統(tǒng)中進行考察，運用實證驗證了體育休閑機會認知變量存在著社會人口學特征差異。具體地說，體育休閑機會認知在性別與年齡、性別與婚姻、月收入與婚姻、城市與性別組合上產(chǎn)生交互效應(yīng)，但在性別與月收入、城市與月收入組合上無交互效應(yīng)。研究結(jié)果反映了社會人口狀況作為客觀因素很大程度上影響著城鎮(zhèn)居民的體育休閑機會認知的程度，同時也說明性別、年齡、婚姻、月收入及居住城市是影響體育休閑機會認知的社會人口學因素之一。即除主觀特性外，體育休閑機會認知還存在著客觀特征的一面。今后的研究可考慮觀察更多的人口學因素的差異，并作進一步地探討和考察。

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