發(fā)布時間：2020-11-13 08:46

　　 采用文獻資料法、數(shù)理統(tǒng)計法、專家訪談法和問卷調(diào)查法,對重慶市主城九區(qū)的老年人體育資源需求進行了調(diào)查研究(主要包括調(diào)查工具的編制和實際調(diào)查研究)。結果為:(1)測量量表編制方面:量表總信度值為0.801,各因素層面(生存需要,社會關系需要和自我實現(xiàn)需要)信度分別為0.736、0.712和0.813,均大于0.7的臨界值,即信度檢驗達標。經(jīng)過項目分析、探索性因素分析和驗證性因素分析后,最終修正模型的卡方值為272.373,自由度為98,卡方自由度的比值為2.78;各項擬合參數(shù)分別為:AGFI:0.9,GFI:0.91,CFI:0.90;CN值211;RMSEA:0.068。上述檢驗指標均達標。模型的聚斂效度檢驗結果為:三個維度內(nèi)各題項的題總相關性值均大于0.6,表示模型內(nèi)在質(zhì)量良好,聚斂效度檢驗達標。模型判別有效性(區(qū)別效度)檢驗表明,任意兩個因子的方差抽取量均大于這兩個因子相關系數(shù)的平方,表明模型區(qū)別效度檢驗達標。(2)問卷調(diào)查研究方面:調(diào)查結果顯示以下方面存在顯著性差異:男性老年人的自我實現(xiàn)需求顯著高于女性老年人;70歲—75歲老年人的生存需要顯著高于其他年齡段的老年人,60歲—65歲老年人的社會關系需求和自我實現(xiàn)需求顯著高于其他年齡段的老年人;獨居老年人的社會關系需求顯著高于非獨居老年人的社會關系需求;有固定收入老年人的生存需要和社會關系需求顯著高于無固定收入的老年人。結論為:(1)量表編制方面:量表編制信效度檢驗,量表編制合理,各項統(tǒng)計檢驗指標達標,能夠滿足本次研究需要。(2)調(diào)查研究方面:(1)男性老年人的“自我實現(xiàn)需求”大于女性老年人;(2)70—75歲老年人的生存需求大于其他年齡段老年人,60—65歲老年人的“社會關系需求”和“自我實現(xiàn)需求”大于其他年齡段老年人;(3)獨居老年人的“社會關系需求”大于非獨居老年人;(4)有固定收入老年人的“生存需求”和“社會關系需求”大于無固定收入老年人。建議為:(1)本量表雖能夠滿足本次研究,但仍需繼續(xù)優(yōu)化,優(yōu)化方向為擴大被調(diào)查對象的覆蓋范圍,精確調(diào)查內(nèi)容。(2)在進行體育資源配置時,以下方面應多注重:(1)不同性別方面,應多增設男性老年人在自我實現(xiàn)需求方面的體育資源。其資源性表現(xiàn)為:多開展適合男性老年人參與的競爭性較強的賽事活動,才藝展示等等,讓其能夠?qū)崿F(xiàn)自身價值。(2)不同年齡方面,應多增設70—75歲老年人在生存需求方面的體育資源,其資源性表現(xiàn)為多配置具有保護老年人設施的硬件資源,多老年人鍛煉常識普及活動。應多增設60—65歲老年人在生存需求社會關系需求方面的體育資源,其資源性表現(xiàn)為:配置功能性較強的體育鍛煉設施,成立老年人戶外健身團隊。(3)應多增設獨居老年人在社會關系需求方面的體育資源,其資源性表現(xiàn)為:開展獨居老人交際活動,設立社區(qū)獨居老人管理組織等等。(4)應多增設有固定收入老年人在生存需求和社會關系需求方面的體育資源。其資源性表現(xiàn)為:在現(xiàn)有體育資源基礎上,可以探索性的建立收費性質(zhì)的體育設施場館等,成立收取會費的會員制健身組織。本研究所得出的結論均為相對性,即在進行體育資源配置時,應重點考慮本研究結論里面所提供的數(shù)據(jù)結果,在進行體育資源配置要有針對性,而非只進行某一方面的體育資源配置。有針對性的配置可以避免資源過度浪費。此外,也應對現(xiàn)有體育資源的潛在價值進行充分挖掘。積極引導老年人參與到體育鍛煉中去,促進國家政府養(yǎng)老政策的順利實施。目的在于:對重慶市主城區(qū)的老年人體育資源需求現(xiàn)狀進行概略調(diào)查研究,為進一步的精確調(diào)查作前期工作準備,為相關決策部門提供參考資料。意義在于:響應國家養(yǎng)老政策,幫助促進國家養(yǎng)老政策的順利實施,為日趨嚴重的老齡化社會提供解決思路,為相關政府部門作出自己應有的貢獻。
【學位單位】：西南大學
【學位級別】：碩士
【學位年份】：2018
【中圖分類】：G812.48
【部分圖文】：

圖 1 重慶市社區(qū)老年人體育資源需求測量量表結構的驗證性因素分析示意圖（標準化路徑系數(shù)）通過圖1可知，模型可以迭代收斂，標準化估計值模型圖中，未出現(xiàn)大于1的標準化回歸系數(shù)，表明沒有違反模型辨認規(guī)則。標準化模型圖中，最右邊一列的數(shù)據(jù)為測量題項的殘差值，介于0.03至0.75之間。題項與維度（或因素構念）之間的連接數(shù)據(jù)為因素載荷量，在模型圖中的位置為中間一列，因素載荷量需要不小于0.4方能保留；由上圖可知，在“自我實現(xiàn)需要”下的C6題項的因素載荷量值僅為0.16，在下一步模型修正中應該予以刪除。刪除后的模型路徑系數(shù)均大于0.4，達到統(tǒng)計檢驗標準。模型圖最左邊的參數(shù)值為各因素之間的相關系數(shù)

25圖 2 第一次修正后模型參數(shù)結果圖（標準化路徑系數(shù)）通過圖 2 可知，模型可以迭代收斂，標準化估計值模型圖中，未出現(xiàn)大于 1的標準化回歸系數(shù)，表明沒有違反模型辨認規(guī)則。表 15 是本次修正后的模型參數(shù)匯總表。表 15 第一次模型修正后參數(shù)匯總表擬合指標2 df /df2 GFI AGFI CFI TLI CN RMSEA模型擬合結果453.552 100 4.54 0.90 0.89 0.89 0.93 204 0.08通過表 15 可知，第一次模型修正過后，卡方值的期待減少量為 56.339，實際減少量為 65.561，期望參數(shù)改變值為 0.51，實際參數(shù)改變值為 0.51，表示釋放誤差項 e9 與 e10 間的協(xié)方差后，兩者間的協(xié)方差估計值比之前估計值（之前估計中

西南大學碩士學位論文沒有此路徑，故該值未顯示）增加 0.51。綜上說明實際修正效果要好于預期效果。第一次模型修正后，各個擬合參數(shù)中，GFI、CN 值和 RMSEA 值均達標，其余參數(shù)尚未達標，因此需根據(jù)第一次模型修正后的擬合指標進一步進行模型的修正，直至模型擬合指標全部達標。在模型修正時，嚴格遵循模型修正原則，即每次修正只釋放一個路徑系數(shù)，經(jīng)多次模型修正后（增列殘差項 e1 與 e5、e2 與 e3 之間的協(xié)方差路徑），模型的各項擬合參數(shù)均達到標準，符合正式發(fā)放量表的要求。最終達標的模型路徑圖如圖 3 所示。
【參考文獻】

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本文編號：2882001