城市公园老年人休闲活动参与度的3个数据分析

城市公园老年人休闲活动参与度的数据分析与结果

 

4.1信效度分析

 

根据信效度分析结果（表1），各变量的Cronbach’sα系数在0.886~0.941，均大于信度判断标准0.8，数据具有良好的内在信度。在验证了各变量均符合正态分布规律的基础上，通过极大似然法（maximumlikelihoodestimation,MLE）对各变量进行验证性因素分析。26个观测指标的标准化因子载荷系数（STD）在0.747~0.900，均大于理想标准0.7；各变量的组合信度（CR）均符合大于0.7的标准；平均变异抽取量（AVE）均大于0.6，且AVE平方根均大于该变量与其他变量的相关系数（表2）。以上结果表明各量表具有良好的收敛效度与判别效度，满足基本的评价要求。

 

4.2中介模型检验

 

本研究通过bootstrap法（sample=5000次）并采用定义估计（definedestimands）的方式检验中介模型中路径系数的显著性。模型适配度分析显示，卡方自由度比值χ2/df=2.03，近似均方根误差RMSEA=0.042，符合检验标准；绝对适配度指标（GFI、AGFI）与增值适配度指标（CFI、NFI和TLI）均大于0.9，表明样本数据与研究模型具有良好的适配度。

 

 
 

在AMOS23.0软件中，采用MLE对构建的中介模型进行参数估计可获取影响路径的标准化估计值（β）和p值，从而判断变量之间的因果关系并检验研究假设是否成立。中介效应的检验结果表明：休闲活动参与度对幸福感的直接效应（β=0.273）、以恢复体验为中介变量的间接效应（β=0.091）、以积极情绪为中介变量的间接效应（β=0.137）、总效应（β=0.502）均在p≤0.001水平上显著（表3，图2）。

因此，休闲活动参与度能直接或通过恢复体验和积极情绪的中介作用间接正向影响老年人幸福感，即研究假设H1、H2和H3成立。

 

4.3有调节的双中介模型检验

 

根据研究假设，在中介模型的后半段分别引入调节变量地方依赖和地方认同，采用SPSSProcess组件的Model14进行标准化下有调节的双中介模型分析。为深入剖析调节变量的作用机制，本研究通过Johnson-Neyman技术进行简单斜率检验，以选点法取得带95%置信区间（CI）的中介效应及其被调节后的变化情况，从而进行非标准化下调节区间的判断[36]。

 

4.3.1地方依赖的调节效应

 

在休闲活动参与度对幸福感的影响机制中，恢复体验和积极情绪起到的中介作用受到地方依赖的调节（图3）。当恢复体验为中介变量时，地方依赖与恢复体验的乘积项显著正向影响幸福感（β=0.171），表明地方依赖能显著促进恢复体验对老年人幸福感的影响，从而正向调节恢复体验的中介效应，假设H4a成立。



进一步的简单斜率检验表明，地方依赖调节恢复体验中介效应的极小值为4.572（图4），即当地方依赖的感知程度值（地方依赖量表中不同题项得分的平均值，XD）小于4.572时，置信区间（CI）包含0，恢复体验的中介效应值（YB）不显著。




当积极情绪为中介变量时，地方依赖与积极情绪的乘积项显著负向影响幸福感（β=?0.181），表明地方依赖能够削弱积极情绪对老年人幸福感的影响，从而负向调节积极情绪的中介效应，且调节积极情绪中介效应的极大值为6.141（图5），假设H4b成立。

 

4.3.2地方认同的调节效应




 

 

根据地方认同的调节效应检验结果（图6），当恢复体验为中介变量时，地方认同与恢复体验的乘积项显著正向影响幸福感（β=0.125），表明地方认同能够显著促进恢复体验对老年人幸福感的影响，从而正向调节恢复体验的中介效应，其调节恢复体验中介效应的极小值为4.669（图7），假设H5a成立。



当积极情绪为中介变量时，地方认同与积极情绪的乘积项显著负向影响幸福感（β=?0.171），表明地方认同显著负向调节积极情绪和老年人幸福感之间的关系，从而负向调节积极情绪的中介效应，其调节积极情绪中介效应的极大值为6.229（图8），假设H5b成立。