王世濤 蔣宗霖

(吉林體育學(xué)院,吉林 長春 130022)

《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》中明確提出要把“健康中國”理念提升至國家戰(zhàn)略地位,并將全民健身和全民健康聯(lián)系起來〔1～3〕。人口發(fā)展的轉(zhuǎn)折性變化,使得老年人群體已成為社會關(guān)注的重點,《關(guān)于加強新時代老齡工作的意見》中指出:有效應(yīng)對人口老齡化,事關(guān)億萬百姓福祉、國家發(fā)展大局及社會和諧穩(wěn)定〔4〕。眾所周知,參與體育鍛煉不僅可以提高身體功能水平降低老年人身體功能衰退速度〔5,6〕,還可以對心理健康產(chǎn)生積極的作用〔7〕。獨居老人作為老年人群體中的特殊群體,如何使其走向健康的生活獲得幸福已成為現(xiàn)實生活中亟待破解的一道難題。一直以來,學(xué)術(shù)界針對老年人群體的身心健康問題的研究比比皆是,但關(guān)于“獨居老人”這一特殊群體的主觀幸福感的研究較少,其中以體育參與為核心解釋變量的更是寥寥無幾。本研究基于中國綜合社會調(diào)查(CGSS)2021年的調(diào)查數(shù)據(jù),采用多元線性回歸模型探析獨居老人主觀幸福感的影響因素。

1 資料與方法

1.1數(shù)據(jù)來源 采用2021年CGSS數(shù)據(jù),該數(shù)據(jù)采用多階分層概率抽樣設(shè)計,覆蓋全國范圍內(nèi)28個省份,具有較高的數(shù)據(jù)質(zhì)量。以60歲獨居老人為研究對象,根據(jù)獨居老人個體特征、家庭特征、體育參與、自感健康、養(yǎng)老保險及主觀幸福感等指標篩選出相關(guān)題項后,剔除存在缺失值的樣本,再對變量進行操作化設(shè)置,最終得到284個獨居老人的樣本數(shù)據(jù)。

1.2變量選取 自變量為體育參與(從不=1,1年數(shù)次或更少=2,1個月數(shù)次=3,1 w數(shù)次=4,每天=5);中介變量為自感健康(很不健康=1,比較不健康=2,一般=3,比較健康=4,很健康=5)、社會交往(從不=1,1年數(shù)次或更少=2,1個月數(shù)次=3,1 w數(shù)次=4,每天=5);調(diào)節(jié)變量為養(yǎng)老保險(沒參加=0,參加=1);控制變量為性別(女=0,男=1)、年齡(2021減去出生年份)、戶口所在地(農(nóng)業(yè)戶口=0,非農(nóng)業(yè)戶口=1)、婚姻狀況(無配偶=0,有配偶=1)、教育水平〔小學(xué)及以下=1,初中=2,高中(中專、技校)=3,大專=4,本科及以上=5〕、社會經(jīng)濟地位(下層=1,中下層=2,中層=3,中上層=4,上層=5)。

1.3中介效應(yīng)及調(diào)節(jié)效應(yīng) 中介效應(yīng):檢驗本研究所建立的雙重中介模型,對模型的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)的下顯著性及效應(yīng)占比進行檢驗;調(diào)節(jié)效應(yīng):采用溫忠麟等〔8〕提出的層級回歸的方式驗證,將調(diào)節(jié)變量、自變量與調(diào)節(jié)變量的交互項分層納入回歸模型,通過探查最后納入交互項的模型中交互項的顯著性及相比于只納入調(diào)節(jié)變量的模型,其△F值的顯著性來判斷是否存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。

1.4統(tǒng)計學(xué)方法 采用SPSS26.0軟件進行Pearson相關(guān)分析和層級回歸分析,采用AMOS26.0軟件通過Bootstrap法重復(fù)抽樣5 000次計算95%CI來檢驗中介效應(yīng),并給出各條中介路徑的效應(yīng)占比。

2 結(jié) 果

2.1相關(guān)性分析 體育參與得分(2.88±1.76)分、自感健康(3.09±1.16)分、社會交往(2.54±1.43)分、主觀幸福感(4.01±0.89)分,體育參與與自感健康呈顯著正相關(guān)(r=0.185,P<0.01);自感健康與社會交往呈顯著正相關(guān)(r=0.157,P<0.01);社會交往與主觀幸福感呈顯著正相關(guān)(r=0.194,P<0.01)。相關(guān)系數(shù)小于0.7表示不存在共線性,可以進行回歸分析。

2.2回歸分析 由表1可知,分層回歸共涉及3個模型。在模型1中,只將體育參與作為自變量,主觀幸福感作為因變量進行線性回歸分析,可知R2為0.07,表示體育參與可以解釋主觀幸福感7%的變化原因。且模型通過F檢驗(F=21.276,P<0.05),即說明體育參與必定對主觀幸福感產(chǎn)生影響,模型可靠。體育參與的回歸系數(shù)為0.134,并且呈現(xiàn)出顯著性(t=4.613,P=0.000),表示體育參與會對主觀幸福感產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。在模型2中,納入控制變量后,F值變化顯著(P<0.05)表示控制變量的加入對模型具有解釋意義。其次R2值由0.070上升至0.217,表示控制變量對主觀幸福感產(chǎn)生了14.7%的解釋力度?？刂谱兞恐心挲g、性別、教育水平、戶口所在地并沒有呈現(xiàn)出顯著性,因此這四者不會對主觀幸福感產(chǎn)生顯著的影響。社會地位、婚姻狀況則呈現(xiàn)顯著性,回歸系數(shù)皆為正,因此二者對主觀幸福感均有顯著正向影響。在模型3中,在模型2的基礎(chǔ)上納入自感健康、社會交往,F值變化呈現(xiàn)顯著性(P<0.05)表示自感健康、社會交往加入后對模型具有解釋意義。其次R2值由原來的0.217上升至0.266,表示自感健康、社會交往對主觀幸福感產(chǎn)生了4.9%的解釋力度。自感健康的回歸系數(shù)為0.149,呈現(xiàn)顯著性,表示自感健康顯著正向影響主觀幸福感。社會交往的回歸系數(shù)為0.070,呈現(xiàn)顯著性,表示社會交往正向影響主觀幸福感。

表1 獨居老年人呈現(xiàn)幸福感影響因素的回歸分析(n=284)

2.3中介效應(yīng) 直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的95%CI均不包含0,具有統(tǒng)計學(xué)意義,表示自感健康、社會交往均在體育參與和主觀幸福感之間具有部分中介作用。見表2。

表2 體育參與和主觀幸福感之間中介效應(yīng)(n=284)

2.4養(yǎng)老保險在自感健康與主觀幸福感之間的調(diào)節(jié)作用檢驗 由模型4可知,在不考慮調(diào)節(jié)變量(養(yǎng)老保險)的干擾時,自變量(自感健康)對于因變量(主觀幸福感)的影響情況呈現(xiàn)出顯著性(t=5.336,P=0.000)。表示自感健康對于主觀幸福感會產(chǎn)生顯著影響關(guān)系。由模型6可知,自感健康與養(yǎng)老保險的交互項呈現(xiàn)出顯著性(t=1.994,P=0.047)?！鱂值〔F(1,280)=3.976,P=0.047〕呈現(xiàn)顯著性。表示自感健康對于主觀幸福感影響時,調(diào)節(jié)變量(養(yǎng)老保險)在不同水平時,影響幅度具有顯著性差異。因此養(yǎng)老保險在自感健康對主觀幸福感的影響過程中起到調(diào)節(jié)作用。見表3。

表3 養(yǎng)老保險在自我健康與主觀幸福感之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)(n=284)

2.5養(yǎng)老保險在體育參與與主觀幸福感之間的調(diào)節(jié)作用檢驗 由模型7可知,在不考慮調(diào)節(jié)變量(養(yǎng)老保險)的干擾時,自變量(體育參與)對于因變量(主觀幸福感)的影響情況呈現(xiàn)出顯著性(t=4.613,P=0.000)。表示自感健康對于主觀幸福感會產(chǎn)生顯著影響關(guān)系。由模型9可知,體育參與與養(yǎng)老保險的交互項呈現(xiàn)出顯著性(t=0.052,P=0.959)?！鱂值〔F(1,280)=0.003,P=0.959〕呈現(xiàn)不顯著。表示體育參與對于主觀幸福感影響時,調(diào)節(jié)變量(養(yǎng)老保險)在不同水平時,影響幅度無顯著性差異。因此養(yǎng)老保險在體育參與對主觀幸福感的影響過程中沒有調(diào)節(jié)作用。見表4。

表4 養(yǎng)老保險在體育參與與主觀幸福感之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)(n=284)

2.6養(yǎng)老保險在社會交往與主觀幸福感之間的調(diào)節(jié)作用檢驗 由模型10可知,在不考慮調(diào)節(jié)變量(養(yǎng)老保險)的干擾時,自變量(社會交往)對于因變量(主觀幸福感)的影響情況呈現(xiàn)出顯著性(t=3.720,P=0.000)。表示自感健康對于主觀幸福感會產(chǎn)生顯著影響關(guān)系。由模型12可知,社會交往與養(yǎng)老保險的交互項呈現(xiàn)出顯著性(t=2.012,P=0.045)?！鱂值〔F(1,280)=3.976,P=0.045〕呈現(xiàn)顯著性。表示自感健康對于主觀幸福感影響時,調(diào)節(jié)變量(養(yǎng)老保險)在不同水平時,影響幅度具有顯著性差異。因此養(yǎng)老保險在自感健康對主觀幸福感的影響過程中起到調(diào)節(jié)作用。見表5。

表5 養(yǎng)老保險在社會交往與主觀幸福感之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)(n=284)

3 討 論

研究結(jié)果顯示,控制變量中年齡、性別、教育水平、戶口所在地并沒有呈現(xiàn)出顯著性,因此本次針對獨居老人的研究結(jié)果橫跨年齡、性別、教育水平、戶口所在地等因素,而經(jīng)濟社會地位、婚姻狀況則呈現(xiàn)出顯著性,獨居經(jīng)濟地位高則幸福感水平高。

獨居老人體育參與能夠提高其主觀幸福感水平,這與先前諸多研究〔7,9,10〕結(jié)果一致。根據(jù)相關(guān)資料〔11〕,認為此條路經(jīng)的作用機制在于獨居老年人幸福感水平降低有一部分源自身體功能衰退產(chǎn)生的“畏老”等負面情緒,而體育參與促進身體功能的改善已得到廣泛證實,其次運動過程中可以釋放β-內(nèi)啡肽引發(fā)個體產(chǎn)生欣快感,這些對提高幸福感都有一定的幫助。自感健康與社會交往的部分中介作用在本研究中得到驗證,這也告訴我們體育參與影響?yīng)毦永先说闹饔^幸福感是多角度多路徑的,經(jīng)常體育參與的獨居老人的“健康感”會更高,也更易獲得幸福感,另一方面,體育參與本身也是一種社交場景,老年人體育參與的形式大多也是與年齡相近的老人結(jié)伴集體的簡單鍛煉活動,參與形式眾多對場地等外在環(huán)境要求低,且老年人閑暇時間更多,因此體育參與更為穩(wěn)定,持續(xù)時間也較長。這對獨居老人來說是單調(diào)生活中難得的調(diào)味劑。從兩條中介路徑的效應(yīng)占比來看,前者22.3%后者13.5%,可見自感健康中介路徑更為重要,體育參與屬性的更多部分還是靠向健康。

養(yǎng)老保險作為社會層面對獨居老人的一種保障,缺少這種保障會對獨居老人的生活健康造成困擾,自感健康水平會降低,社會交往的積極性會降低。而是否購買養(yǎng)老保險對體育參與并不直接影響,原因可能是二者確實沒有關(guān)聯(lián)也可能是二者之間存在多因素的遮掩,因此,養(yǎng)老保險在自感健康與社會交往影響主觀幸福感的過程中具有調(diào)節(jié)作用,在體育參與影響主觀幸福感的過程中不具有調(diào)節(jié)作用?；谝陨咸岢鲆韵陆ㄗh:

(1)提高相關(guān)部門對老年人群體中獨居老人的關(guān)注度。(2)完善老年人社區(qū)體育建設(shè),社區(qū)可以定期組織適合老年人的體育活動,提高獨居老人體育參與水平促進其社會交往,加強老人鍛煉意識的培養(yǎng)。(3)構(gòu)建獨居老人群體的健康保障機制,以村或社區(qū)為單位定期組織為獨居老人測量身體健康水平,并鼓勵其參與體育活動。(4)進一步健全獨居老人保險制度,在努力提高老年人群體整體的保險覆蓋率的同時,還可基于現(xiàn)實情況創(chuàng)設(shè)針對獨居老人的保險項目。