魏統(tǒng)朋， 劉志民

(上海體育學院體育休閑與藝術學院，上海200438)

2011年文化部、人力資源和社會保障部、中華全國總工會聯(lián)合下發(fā)的《關于進一步加強農(nóng)民工文化工作的意見》指出，要形成相對完善的“政府主導、企業(yè)共建、社會參與”的農(nóng)民工文化工作機制。加強農(nóng)民工文化工作，建設農(nóng)民工精神家園，保障農(nóng)民工享有與城市居民同等的文化權益，是提升農(nóng)民工文化素質和道德素養(yǎng)、實現(xiàn)農(nóng)民工融入城市的必然要求，對于提升農(nóng)民工市民化進程、維護社會公平正義、保持社會和諧穩(wěn)定具有重要意義。

休閑對改善人的生理、心理以及精神生活狀況均有積極意義。休閑給予人們自由選擇的機會，有助于人們生活質量的提高和生活狀況的改善。休閑為人們獲得生活質量的提升提供了機會與可能，也提供了載體與手段。為了引導農(nóng)民工選擇積極的休閑生活方式，了解他們的態(tài)度是非常有必要的。休閑態(tài)度的測量工具 LAS(leisure attitude scale)是由 Ragheb和Beard［1］編制的一種Likert量表，經(jīng)大量研究證明該量表具有良好的信度與效度，在我國臺灣休閑研究中被應用廣泛。金海水［2］對我國東北地區(qū)農(nóng)民的研究結果顯示，該量表具有良好的信效度。本文擬應用金海水修訂的休閑態(tài)度量表測量我國農(nóng)民工群體休閑態(tài)度并考察其適用性，同時對量表進行信度與效度檢驗。

1 研究對象與方法

1．1 研究對象 以青島市第二產(chǎn)業(yè)(包括食品、服裝、化工、電子、機械等制造業(yè))的315名農(nóng)民工為研究對象。其中:男性占66．3%，女性占33．7%;年齡在18～25歲的占35．7%，26～33歲的占44．7%，34歲以上的占19．6%;未婚者占58．4%，已婚者占41．6%;文化教育程度為小學的占3．8%，初中的占21%，高中(含中專、技校)的占38．4%，大專的占32．4%，本科的占4．4%;國有企業(yè)員工占8．9%，集體企業(yè)員工占3．8%，股份有限公司員工占12．4%，外商投資企業(yè)員工占17．8%，私營企業(yè)員工占57．1%。

1．2 測量工具 金海水修訂的休閑態(tài)度量表由24個項目構成，包括休閑認知態(tài)度(10項)、休閑情感態(tài)度(6項)、休閑行為態(tài)度(8項)。所有項目采用Likert 5級量度，非常不同意、不同意、有點同意、同意、非常同意分別計 1、2、3、4、5 分。

1．3 研究程序 保持原量表結構不變，根據(jù)研究對象及研究需要對語句表述進行適當修改，并使原意保持不變，與6名農(nóng)民工志愿者進行討論，明確項目的意義，確定在表達上無歧義，形成預測問卷。抽取2家企業(yè)的60名農(nóng)民工進行預測，并對收回的預測問卷進行項目分析。隨后以務工企業(yè)的性質為類別依據(jù)進行配額抽樣，其中國有企業(yè)30人，外商投資企業(yè)60人，私營企業(yè)200人，其他企業(yè)80人，總計370個樣本。選取樣本后，于2012年11—12月帶領調查員對調查對象進行了問卷調查，由企業(yè)負責人將農(nóng)民工召集起來，調查員對問卷的填答進行指導，平均作答時間為5 min，當場回收問卷，實際發(fā)放問卷360份，剔除無效問卷45份，回收有效問卷315份，有效回收率為87．5%。

1．4 統(tǒng)計方法運用 SPSS 18．0對有效數(shù)據(jù)進行Pearson相關分析、獨立樣本t檢驗、因子分析、可靠性分析、單因素ANOVA分析等。

2 結果與分析

2．1 項目分析結果 對回收的預測問卷(有效問卷56份)進行統(tǒng)計分析，24個項目與總量表的相關系數(shù)分布在 0．472 ～0．704，P ＜0．01(表 1)，呈顯著性相關。按項目總分上下各取25%的標準將數(shù)據(jù)分成高分組和低分組，經(jīng)過獨立樣本t檢驗顯示，高分組與低分組的得分差異顯著(P＜0．01)。以上數(shù)據(jù)表明，所有項目均具有良好的鑒別力。

2．2 探索性因子分析結果 為了進一步分析量表的維度構成，對315份有效問卷的數(shù)據(jù)進行探索性因子分析。采用最大似然法，進行具有Kaiser標準化的正交旋轉。結果顯示，所有因子載荷均大于0．4，根據(jù)“在不同因子上有相近的載荷且難以解釋”的原則對項目進行篩選［3－4］，由于在不同因子上的載荷比較平均，有6個項目被刪除(表2)。

根據(jù)“在一個因子上的項目少于3個應予以刪除”［5］的原則對項目繼續(xù)進行篩選。在此過程中，由于項目2(“參加休閑活動可以消除工作中的疲勞”)和項目3(“參加休閑活動可以交到許多朋友”)單獨構成一個維度，項目14(“我覺得我可以自由選擇喜歡的休閑活動項目”)、項目21(“參與休閑活動時，我感到能活出我自己”)、項目23(“當進行休閑活動時，我感到時間過得很快”)分別構成一個維度，不符合一個因子包含的項目不少于3個的標準，予以刪除。

對最后保留的13個項目再次進行因子分析，KMO=0．815，巴特勒球形檢驗的 X2=333．151，顯著性水平為0．000，達到了極顯著性水平。因子分析提取出3個因子，累計可解釋總方差的74．046%。因子分析結果見表3。

表1 量表各題目與總分之間的相關性及各題目的鑒別力(n=56)Table 1 The Correlation between Each Subject and the Total Score＆the Discrimination Analysis of the Scale

表2 被刪除項目的因子載荷一覽Table 2 Factor Loading of the Deleted Subjects

表3 休閑態(tài)度量表項目篩選后因子分析結果Table 3 Factor Analysis Results of Leisure Attitude Scale

因子1包含5個項目，均為原量表中測量“休閑認知”態(tài)度的項目，反映個體對休閑活動的知識、價值的認識與理解，命名為休閑認知態(tài)度。因子2包含4個項目，是原量表測量“休閑情感”態(tài)度的項目，反映的是個人對自己所參與活動的好惡程度和情感，命名為休閑情感態(tài)度。因子3包含4個項目，反映個人參與休閑活動的體驗，命名為休閑行為態(tài)度，與原量表的維度結構是一致的。

2．3 信度分析結果 采用Cronbach系數(shù)法進行內部一致性檢驗。用Cronbach系數(shù)法計算量表整體內部一致性系數(shù)為0．848，各因子的內部一致性系數(shù)在0．777～0．851，統(tǒng)計結果見表4。這表明量表具有可信性。

2．4 效度分析結果 休閑態(tài)度量表各項目與其所屬因子間的相關性系數(shù):休閑認知態(tài)度為0．711～0．868，休閑情感態(tài)度為 0．694 ～0．830，休閑行為態(tài)度為0．762～0．866。各項目與量表總分的相關性系數(shù)為0．507 ～0．695，3 個維度與量表總分的相關性系數(shù)為0．702 ～0．798，均達到顯著性水平(P ＜0．01)(表5)。

表4 休閑態(tài)度量表信度(n=315)Table 4 Reliability of Leisure Attitude Scale

2．5 農(nóng)民工休閑態(tài)度的特征 在農(nóng)民工的休閑態(tài)度中，情感態(tài)度得分最低為(3．60±0．60)分、行為態(tài)度最高為(3．98±0．49)分。這與金海水的研究結果一致。農(nóng)民工的休閑態(tài)度比東北地區(qū)農(nóng)民的休閑態(tài)度更積極:農(nóng)民工的休閑態(tài)度整體平均得分為3．75分，標準差為0．42分，高于東北地區(qū)農(nóng)民的休閑態(tài)度得分(整體平均為3．62 分，標準差為0．54 分)［4］。

以年齡、性別、婚姻為組別對數(shù)據(jù)進行獨立樣本t檢驗結果表明:不同年齡組別的農(nóng)民工在休閑認知態(tài)度上有非常顯著性差異(P＜0．01)，新生代農(nóng)民工的休閑情感態(tài)度、休閑行為態(tài)度得分也明顯偏低(P＜0．05);不同性別農(nóng)民工的休閑態(tài)度各維度得分均無顯著性差異;已婚農(nóng)民工與未婚農(nóng)民工的休閑認知態(tài)度得分無顯著性差異，已婚農(nóng)民工的休閑情感態(tài)度得分明顯高于未婚農(nóng)民工，差異非常顯著(P＜0．01)，已婚農(nóng)民工與未婚農(nóng)民工的休閑行為態(tài)度得分也有顯著性差異(P ＜0．05)(表6)。

以經(jīng)濟收入的均值(2 800元)為割點，進行獨立樣本t檢驗結果顯示，經(jīng)濟收入高的農(nóng)民工休閑情感、休閑行為態(tài)度得分顯著高于低收入組(P＜0．05、P＜0．01)(表7)。以文化程度、社會地位變化感知為組別分別進行單因素方差分析，結果如表7所示。在不同性質企業(yè)務工的農(nóng)民工休閑態(tài)度各維度得分并無顯著性差異。休閑情感態(tài)度得分隨著農(nóng)民工文化程度的提高有相應的增加趨勢，不同文化程度農(nóng)民工之間存在顯著性差異(P＜0．05)。對社會地位變化感知不同的農(nóng)民工休閑認知態(tài)度、休閑情感態(tài)度得分存在顯著性差異(P＜0．01)，感知社會地位下降的農(nóng)民工休閑態(tài)度得分明顯偏低。

表6 農(nóng)民工休閑態(tài)度的人口學特征(n=315)Table 6 Demographic Characteristics of Migrant Workers’Leisure Attitude

表7 農(nóng)民工休閑態(tài)度的組間差異性(n=315)Table 7 Differences between Groups of Migrant Workers’Leisure Attitude

3 討論

目前普遍認同態(tài)度是由認知、情感、行為意向3個方面構成的，因此，我們在分析農(nóng)民工的休閑態(tài)度時，也應從休閑認知態(tài)度、休閑情感態(tài)度、休閑行為態(tài)度3個維度進行剖析。只有準確把握農(nóng)民工的休閑態(tài)度才有助于實現(xiàn)文化部提出的“推動農(nóng)民工文化建設走上健康發(fā)展的良性軌道”之目標。

3．1 量表的結構 量表中原有24個項目，經(jīng)過探索性因素分析，刪除了因子載荷分配平均的6個項目(表2)，其中認知態(tài)度1個，情感態(tài)度2個，行為態(tài)度3個;另外還有5個項目聚合效果不理想，分別予以刪除。刪除這些項目后，量表由13個項目構成。修訂后的量表結構與原量表比較，有一處明顯的變化，即項目8(“參加休閑活動對個人的身心健康有益”)在原量表中被歸入認知態(tài)度，本文項目8在行為態(tài)度上的因子載荷明顯高于其他2個因子，而且將其視為參加休閑活動的體驗也是一種合理解釋，項目8與項目19、22、24 的相關性系數(shù)(分別為0．540、0．386、0．613)明顯高于其他項目(P＜0．01)。刪除項目以后，量表還是包括認知態(tài)度、情感態(tài)度、行為態(tài)度，構成不變，但更加簡短，施測可能會更加方便。

3．2 量表的信度與效度 金海水修訂的休閑態(tài)度量表的信度分別為 0．883(認知)、0．770(情感)、0．833(行為)，整體休閑態(tài)度的 Cronbach系數(shù)為0．917［2］。本 文 除 了 休 閑 認 知 態(tài) 度 的 信 度 系 數(shù)(0．851)較之原量表稍低，其他2個方面的信度相當，整體而言經(jīng)修訂后的量表在農(nóng)民工中應用的各維度均具有可接受的信度。結構效度檢驗表明，量表各項目與量表總分的相關性、3個維度與量表總分的相關性以及各維度之間的相關性均達到非常顯著性水平(P＜0．01)，量表具有良好的效度。與休閑態(tài)度量表在東北地區(qū)農(nóng)民中的應用相比，本文中的3個因子累積解釋變異量(74．046%)明顯高于金海水研究報告的49．949%累積貢獻率［2］，該量表可以作為評價農(nóng)民工休閑態(tài)度的測量工具。

3．3 農(nóng)民工的休閑態(tài)度特征與差異性 農(nóng)民工的身份雖然還是農(nóng)民，但其職業(yè)已是工人，常年感受并體驗城市生活方式;因此，農(nóng)民工較之農(nóng)民的休閑態(tài)度更為積極。這可能是與城市的休閑氛圍有關，在城鄉(xiāng)差異依然比較大的今天，城市仍然擁有優(yōu)越的休閑空間、豐富的休閑內容，這也是吸引農(nóng)民工尤其是新生代農(nóng)民工進城務工的原因之一［5］。休閑行為態(tài)度得分最高，表明農(nóng)民工有積極的休閑體驗。在條件許可的情況下，農(nóng)民工選擇參與休閑活動的可能性很大。情感態(tài)度得分最低，可能是由農(nóng)民工在城市的務工大環(huán)境所致(不同企業(yè)性質農(nóng)民工的休閑態(tài)度差異不顯著，P＞0．05)。由于工作時間長、經(jīng)濟收入低、社會歧視等，當遇到休閑阻礙時，農(nóng)民工采取的策略不同就可能會影響其決策休閑行為，即雖然城市的休閑生活很精彩，但是農(nóng)民工面對的休閑阻礙要比市民多，難以體驗到休閑的魅力。要提高農(nóng)民工的休閑生活質量，就要創(chuàng)造條件消除阻礙因素。

農(nóng)民工休閑認知、休閑行為態(tài)度得分在年齡間存在差異，新生代農(nóng)民工的態(tài)度得分相對更低，這與以往研究中的結論——“年齡越輕休閑態(tài)度越積極”(Henderson，1989)不一致。按常理推論，休閑作為一種健康文明的生活方式，年輕人更易接受。本文中出現(xiàn)的異常情況，一方面可能是與抽樣有關，另一方面可能是由于新生代農(nóng)民工工作壓力大，超長的工作時間留給他們參與休閑活動的閑暇時間不足，很多時候他們參與休閑活動僅僅是為了消磨時間，難以體驗休閑帶來的快樂和益處［6］。休閑時間的不足嚴重削弱了農(nóng)民工的休閑情感，無形之中給農(nóng)民工造成莫大的壓力，他們既無法從工作中獲得滿足(可觀的收入)，也無法從非工作的休閑中體驗生活的意義。國內目前的用工環(huán)境雖然已有所改觀，但企業(yè)、社區(qū)對農(nóng)民工的休閑生活還不夠重視，導致其休閑情感態(tài)度得分較低。在這種情況下，農(nóng)民工可能就會將有限的空閑時間投入一些消極甚至低俗的活動中，造成閑暇時間濫用問題。切實改善農(nóng)民工的休閑生活，應引起企業(yè)、社區(qū)、政府的高度重視，要形成相對完善的“政府主導、企業(yè)共建、社會參與”的農(nóng)民工文化工作機制［7］，就要首先從激發(fā)農(nóng)民工的休閑情感態(tài)度開始。

已婚農(nóng)民工的休閑情感、休閑行為態(tài)度更積極。這可能是由于結婚以后的農(nóng)民工身上的責任感更強。按照我國傳統(tǒng)習慣，一般人結婚后經(jīng)濟基礎更加穩(wěn)定，家庭收入相對更高，而且受城市生活方式的熏陶更深，故休閑態(tài)度更加積極。這與金海水［4］對東北地區(qū)農(nóng)民的研究結果基本一致。農(nóng)民工對城市的認同度會隨著經(jīng)濟收入的提高而增強，因為只有經(jīng)濟上達到一定程度，才敢想改變自己現(xiàn)有的農(nóng)民身份［8］。這一點從社會地位變化的感知也能反映出來，感覺自己的社會地位保持平行以及上升農(nóng)民工的休閑認知、休閑情感態(tài)度得分明顯高于感知社會地位下降的農(nóng)民工。只要給農(nóng)民工創(chuàng)造向上流動的機會，農(nóng)民工接受城市文明的態(tài)度與意識將增強，有助于農(nóng)民工融入城市，休閑將成為促進農(nóng)民工實現(xiàn)這一轉變的手段。

4 結論

在農(nóng)民工中初步應用休閑態(tài)度量表進行項目分析結果顯示，量表中的24個項目具有很好的鑒別度。經(jīng)過探索性因子分析，保留13個項目，提取了3個因子，分別為休閑認知、休閑情感、休閑行為態(tài)度，累計可解釋總方差的74．046%。

休閑態(tài)度量表的整體內部一致性系數(shù)為0．848，各因子的內部一致性系數(shù)為0．777～0．851，量表具有可信性。各項目與量表總分的相關性系數(shù)為0．507～0．695，3個維度與量表總分的相關性系數(shù)為0．702～0．798，均達到顯著性水平，對休閑態(tài)度的測量結構效度較好。此量表可以作為評價農(nóng)民工休閑態(tài)度的測量工具。

對農(nóng)民工的休閑態(tài)度特征、差異性進行分析結果顯示，新生代農(nóng)民工的休閑態(tài)度得分明顯偏低，已婚農(nóng)民工的休閑情感、休閑行為態(tài)度得分明顯高于未婚農(nóng)民工，不同文化程度農(nóng)民工的休閑情感態(tài)度得分差異顯著，經(jīng)濟收入較高的農(nóng)民工休閑情感、休閑行為態(tài)度得分明顯高于低收入者，感知社會地位下降農(nóng)民工的休閑態(tài)度得分明顯偏低。

［1］ Ragheb M G，Beard J G．Measuring Leisure Attitude［J］．Journal of Leisure Research，1982(14):155 －167

［2］ 金海水．東北地區(qū)農(nóng)村居民休閑行為研究［D］．大連:東北財經(jīng)大學，2009:87－88

［3］ 駱方，劉紅云，黃崑．SPSS數(shù)據(jù)統(tǒng)計與分析［M］．北京:清華大學出版社，2011:146－168

［4］ 金海水．東北地區(qū)農(nóng)民休閑態(tài)度實證研究［J］．商業(yè)時代，2010(12):140－142

［5］ 羅霞，王春光．新生代農(nóng)村流動人口的外出動因與行動選擇［J］．浙江社會科學，2003(1):109－113

［6］ 劉忠霞．新生代農(nóng)民工休閑生活方式研究［D］．重慶:西南大學，2011:16－27

［7］ 文化部，人力資源和社會保障部，中華全國總工會．關于進一步加強農(nóng)民工文化工作的意見［N］．中國文化報，2011－09－26(1)

［8］ 王春光．新生代農(nóng)村流動人口的社會認同與城鄉(xiāng)融合的關系［J］．社會學研究，2001(3):63－76