王 飛

（無錫城市職業(yè)技術學院 體育部，江蘇 無錫 214153）

根據(jù)近年來逐漸發(fā)展成熟的體力活動生態(tài)模型理論，認為體力活動的影響因素是多維度的，不僅有個體的因素、心理的因素，物質環(huán)境也同樣是體力活動的主要影響因素。并且，相對于個體因素等難以干預或改變的屬性來說，物質環(huán)境的可塑性更強，而且還能夠長時間，大范圍的在人口層面對體力活動產生影響。因此，國外近年來對建成環(huán)境與體力活動的關系給予很大的關注，也得到很多有指導意義的研究成果。其中，體育設施（或稱“健身設施”“體力活動設施”）對體力活動的影響業(yè)已引發(fā)相關學者的關注，結果發(fā)現(xiàn)：體育設施的可達性、可得性等屬性對不同人群的體力活動均可能存在顯著影響。

1 研究對象和方法

1.1 研究對象

采用多階段抽樣的方法，在無錫市惠山區(qū)、經開區(qū)、錫山區(qū)和梁溪區(qū)隨機抽取傳統(tǒng)型社區(qū)、單位社區(qū)和綜合型社區(qū)各8個，從無錫市新吳區(qū)隨機抽取邊緣社區(qū)8個，共計32個社區(qū)，在每個社區(qū)中招募老年人約30人。

1.2 研究方法

1.2.1 問卷調查法

向測試老年人發(fā)放基本信息問卷和感知體育設施特征量表，采用一對一輔導的方法當場填寫并回收。感知體育設施特征為5點里克特量表，共包括5題，分別為“從您家出發(fā)，到健身場所方便嗎？（如廣場、健身路徑、羽毛球場等）”“在您家附近活動時，可以很方便地找到休息座椅和廁所嗎？”“您家附近活動環(huán)境是否美觀？（如綠化良好、景觀優(yōu)美）”“您家附近的活動環(huán)境是否安全？（健身設施是否損壞、照明設備是否良好）”和“您家附近參加健身活動的人多嗎”（例如廣場舞、太極拳、散步、慢跑等）。

1.2.2 現(xiàn)場觀測法

采用現(xiàn)場觀測的方法，采集調查每位老年人住所 500m和1km緩沖內有無對社會開放體育場地設施的校園。

1.2.3 數(shù)理統(tǒng)計法

本利用分層二元logistic回歸檢驗體育設施特征與老年人是否達到推薦量的關系，其中，在檢驗客觀測量的體育設施特征與老年人體力活動關系時，模型1均為單變量模型，模型2為調整社會人口學因素，模型3中繼續(xù)調整可能對二者關系產生影響的體育設施特征。在檢驗主觀測量的體育設施特征與老年人體力活動關系時，模型1為各感知體育設施特征與老年人體力活動的關系，在模型2中對社會人口學因素進行調整。顯著性水平為 P＜0.05，所有統(tǒng)計過程均在SPSS 24.0軟件中實現(xiàn)。

2 結果與分析

2.1 客觀體育設施特征與老年人體力活動的關系

2.1.1 體育設施可達性及最近設施類型與老年人體力活動的關系

為便于結果的比較和解讀，將到達最近體育設施的距離等分為三組，分割點為170.10和221.30，最小值～170.10賦值為1，170.10～221.30賦值為2，221.30～最大值賦值為3，分別定義為較近、適中和較遠，即：可達性較好、一般和較差。

表1 設施可達性和最近設施類型與老年人體力活動關系的logistic回歸模型

模型1為單變量回歸模型結果；模型2為模型1調整社會人口學因素后的回歸結果；模型3為模型2相互調整體育設施數(shù)和體育設施類型后的回歸結果。

得到體育設施可達性和最近設施類型與老年人體力活動的回歸模型如表1所示。在檢驗最近的設施類型與老年人體力活動的三個模型中，均未發(fā)現(xiàn)與老年人體力活動有顯著關聯(lián)（P＞0.05）。即與最近的設施類型為廣場空地的老年人相比，最近設施為健身路徑或乒羽場地等其他體育設施并不會對老年人達到推薦量有顯著影響。

2.1.2 小區(qū)內設施可得性及功能性與老年人體力活動的關系

小區(qū)內設施可得性和功能性與老年人體力活動關系的logistic回歸模型如表2所示，單變量模型（模型1）結果提示，小區(qū)內體育設施的可得性與老年人能否達到推薦量無顯著關聯(lián)（P＞0.05）。但小區(qū)內體育設施的功能性與老年人體力活動存在具體的影響作用：小區(qū)內存在乒羽場地的老年人比小區(qū)內無此類設施的老年人達到推薦量的可能性高182%，（OR=2.82，P＜0.05）；小區(qū)內存在大球類場地和棋牌類場館的老年人較之于沒有此類設施的老年人達到推薦量的可能性分別低96%和64%（OR=0.04，P＜0.05；OR=0.36，P＜0.05）；小區(qū)內是否存在廣場空地、健身路徑和有氧舞蹈類場館則與老年人體力活動無顯著關聯(lián)（P＞0.05）。并且，上述關系在調整社會人口學因素后無明顯變化（模型2）。

表2 小區(qū)內設施可得性和功能性與老年人體力活動關系的回歸模型

模型1為單變量回歸模型結果；模型2為模型1調整社會人口學因素后的回歸結果；模型3為模型2相互調整體育設施數(shù)和體育設施類型后的回歸結果。

當繼續(xù)調整小區(qū)內體育設施的功能性對可得性與體力活動的關系時，結果顯示（模型 3）：設施可得性與老年人體力活動顯著正相關（OR=1.23，P＜0.05），在小區(qū)內增加一個體育設施，老年人達到推薦量的可能性增加23%。在調整設施可得性對功能性與體力活動關系的影響時，仍只有上述三種類型設施與老年人體力活動有顯著關聯(lián)，但在影響程度上略有變化。在調整設施可得性后，乒羽場地對老年人體力活動的影響程度略有下降（OR=2.47P＜0.05），而大球場地和棋牌室對老年人體力活動的影響程度均有所上升（OR=0.33，P＜0.01；OR=0.28，P＜0.01）。

2.1.3 500m緩沖區(qū)內設施可得性及功能性與老年人體力活動的關系

500m緩沖區(qū)內設施可得性和功能性與老年人體力活動關系的logistic回歸結果如表3所示。單變量回歸結果顯示（模型 1）：此緩沖區(qū)內的設施可得性和功能性均與老年人體力活動存在顯著關聯(lián)。在500m緩沖區(qū)內，每增加一個體育場地或設施，老年人達到推薦量的可能性增加 38%（OR=1.38，P＜0.01）。設施功能性同樣對老年人體力活動存在具體影響，相比于此緩沖區(qū)內無有氧舞蹈類場館和大球場地（館）的老年人，存在此類場地設施的老年人達到推薦量的可能性分別降低 59%和 63%（OR=0.41，P＜0.05；OR=0.37，P＜0.05）。此緩沖區(qū)中，乒羽場地雖然對老年人體力活動有積極作用，但這種關系并不顯著（P＞0.05）。但公園的存在對老年人體力活動存在顯著的積極影響，有公園可使用的老年人達到推薦量的可能性是無公園老年人的 2.01倍（OR=2.01，P＜0.05）。

在分別對社會人口學因素進行調整后（模型 2），未影響設施可得性與老年人體力活動的關系，但設施功能性與老年人體力活動的關系有了較大變化。廣場空地和乒羽場地的存在，顯現(xiàn)出對老年人體力活動的積極影響。500m緩沖區(qū)內存在廣場空地和乒羽場地的老年人達到體力活動推薦量的可能性分別是無此類場地設施的老年人的15.74倍和3.9倍（OR=15.74，P＜0.05；OR=3.90，P＜0.01）。此外，還發(fā)現(xiàn)有氧舞蹈館、大球場地和公園的存在，對老年人體力活動的影響程度均有所增強，尤其是公園的存在，對老年人達到推薦量有著明顯的促進作用（OR=2.69，P＜0.01）。

表3500m緩沖區(qū)內設施可得性和功能性與老年人體力活動關系的回歸模型

模型1為單變量回歸模型結果；模型2為模型1調整社會人口學因素后的回歸結果；模型3為模型2相互調整體育設施可得性和功能性后的回歸結果。

在分別調整了設施可得性和功能性后（模型 3），設施可得性對老年人體力活動的影響程度略有增強（OR=1.64,P＜0.01）。設施功能性與老年人體力活動的關系有較大變化：廣場空地和乒羽場地與老年人體力活動的關系消失（P＞0.05）；有氧舞蹈類場館和大球場地對老年人體力活動的影響有所增強（OR=0.22，P＜0.01；OR=0.12，P＜0.01）；公園與老年人體力活動的關系未受到影響（OR=2.63，P＜0.01）。

2.1.4 1km緩沖區(qū)內設施可得性及功能性與老年人體力活動的關系

1km緩沖區(qū)內設施可得性和功能性與老年人體力活動關系的logistic回歸結果見表4。單變量回歸結果（模型1）顯示，設施可得性對老年人體力活動存在積極影響。即：每增加 1個設施，老年人達到推薦量的可能性增加 18%（OR=1.18，P＜0.01），但未發(fā)現(xiàn)設施功能性與老年人體力活動存在顯著關聯(lián)（P＞0.05）。在分別調整社會人口學因素后（模型 2），設施可得性與老年人體力活動的關系仍然顯著（OR=1.12，P＜0.05）。設施功能性表現(xiàn)出對老年人體力活動具體影響，乒羽場地的存在有利于老年人達到推薦量，有此類設施的老年人達到推薦量的可能性是無此類設施老年人的6.54倍（OR=6.54，P＜0.05），未發(fā)現(xiàn)其他類型設施對老年人體力活動有顯著影響（P＞0.05）。

表4 1km緩沖區(qū)內設施可得性和功能性與老年人體力活動關系的回歸模型

模型1為單變量回歸模型結果；模型2為模型1調整社會人口學因素后的回歸結果，模型3為模型2相互調整體育設施可得性和功能性后的回歸結果。

在分別調整功能性和可得性后（模型3），1km緩沖區(qū)內設施可得性仍與老年人體力活動顯著正相關（OR=1.23，P＜0.01）。設施功能性與老年人體力活動的關系有較大變化，乒羽場地對老年人體力活動的影響程度明顯增強（OR=10.14,P＜0.01）。另外，棋牌室的存在顯現(xiàn)出對老年人體力活動的阻礙作用，在設施數(shù)一定的情況下，住所附近有棋牌室存在的老年人達到推薦量的可能性是無此類設施老年人的0.56倍（OR=0.56,P＜0.05）。

2.2 老年人感知的體育設施特征與其體力活動的關系

老年人感知的體育設施特征與其體力活動關系的logistic回歸結果如表5所示，可以看出，老年人感知的體育設施便捷程度與其體力活動存在顯著關聯(lián)，主觀認為能夠較便捷地到達體育設施的老年人是感知不便捷老年人的3.9倍（OR=3.90，P＜0.01）。此外，還發(fā)現(xiàn)感知是否有齊全的輔助設施對老年人體力活動也有著顯著影響，感知設施周邊有休息座椅和廁所等輔助設施的，老年人達到推薦量的可能性比感知周邊無輔助設施的老年人高 138%（OR=2.38，P＜0.01）。但本文未發(fā)現(xiàn)老年人感知的設施安全、設施周邊的綠化和鍛煉氛圍對其體力活動有顯著影響（P＞0.05）。在對社會人口學因素進行調整后（模型 2），老年人感知的設施便捷性和是否有輔助設施對其體力活動仍有顯著影響，其他感知特征仍未發(fā)現(xiàn)與體力活動存在顯著關聯(lián)。

表5 老年人感知設施特征與其體力活動關系的回歸模型

模型 1為同時檢驗老年人各感知設施特征與其體力活動關系的回歸結果，模型2為模型1調整社會人口學因素后的回歸結果。

3 結論與建議

3.1 結論

社區(qū)體育設施可達性、可得性和功能性均對老年人體力活動有顯著影響，體育設施可達性和可得性較高的老年人更可能達到體力活動的推薦量。目前，老年人進行體力活動的場所大部分在公園完成，老年人選擇公園的重要因素在于到達公園的距離。

3.2 建議

（1）嘗試設施的供給側改革，對老年人喜聞樂見的項目給予場地設施上的支持，提高設施使用率，以期在人口層面增加老年人體力活動水平。

（2）提供足夠的設施僅是行為改變的必要條件，但未必是充分條件。還應培養(yǎng)老年人科學的健身意識以及多元的運動方式，尤其是對于偏好棋牌運動的老年人，除了進行棋牌運動外還應積極參與更多的體力型活動，如步行、健身舞蹈等。