樸正漢

（延邊大學(xué) 體育學(xué)院，吉林 延吉 133002）

?運(yùn)動(dòng)與健康科學(xué)

登山鍛煉者休閑涉入、休閑效益與主觀幸福感的關(guān)系

樸正漢

（延邊大學(xué) 體育學(xué)院，吉林 延吉 133002）

通過對(duì)參與登山活動(dòng)的人群進(jìn)行實(shí)證考察，掌握參與登山鍛煉者的心理特質(zhì)和現(xiàn)象，對(duì)登山者心理層面以變量建構(gòu)結(jié)構(gòu)方程模型來驗(yàn)證各變量的影響關(guān)系進(jìn)行分析，結(jié)果顯示：休閑涉入對(duì)休閑效益和主觀幸福感有著顯著的正向影響，休閑效益對(duì)主觀幸福感有著正向影響，休閑效益是休閑涉入與主觀幸福感之間的中介效應(yīng)影響變量。

休閑涉入；休閑效益；主觀幸福感；結(jié)構(gòu)方程模型；登山鍛煉

休閑是人類的一種生活方式，也是人類的永恒追求。和工作、學(xué)習(xí)一樣，休閑是一種資源和財(cái)富。休閑時(shí)代的來臨，并不只是針對(duì)某些國家和地區(qū)，而是面向全人類的。休閑已經(jīng)成為現(xiàn)代人生活結(jié)構(gòu)中的一個(gè)重要組成部分，成為現(xiàn)代人的十分重要的需要［1］。2016年國務(wù)院《全民健身計(jì)劃（2016—2020年）》中指出全民健康是國家綜合實(shí)力的重要體現(xiàn)，是經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展進(jìn)步的重要標(biāo)志。全民健身是實(shí)現(xiàn)全民健康的重要途徑和手段，是全體人民增強(qiáng)體魄、幸福生活的基礎(chǔ)保障［2］。祝善忠指出：“引導(dǎo)全社會(huì)樹立健康、文明、環(huán)保的休閑理念，更好地滿足廣大民眾旅游休閑消費(fèi)需求，提高國民生活質(zhì)量，加強(qiáng)對(duì)民生福祉的關(guān)懷和順應(yīng)時(shí)代發(fā)展的進(jìn)步，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義?！保?］現(xiàn)代社會(huì)人是能夠通過休閑改善自身的生活質(zhì)量，能夠明確自己的休閑價(jià)值觀和休閑目的，能夠自主地確定休閑在生活中的位置，休閑具有至關(guān)重要的價(jià)值和意義。

涉入的概念是指在社會(huì)心理學(xué)的研究中用以衡量個(gè)人的態(tài)度行為［4］。Selin將涉入的概念引入休閑的研究領(lǐng)域，認(rèn)為休閑涉入存在于個(gè)體與休閑活動(dòng)之中，是休閑活動(dòng)的參與者所達(dá)到的愉悅感和自我表現(xiàn)的程度。由此，涉入的觀念逐漸廣泛地被運(yùn)用于休閑、游憩領(lǐng)域的研究中。從休閑游憩角度看，休閑涉入是個(gè)體與休閑活動(dòng)、游憩環(huán)境及相關(guān)產(chǎn)品間的一種興趣、激勵(lì)和動(dòng)機(jī)的心理狀態(tài)［5］。休閑涉入是個(gè)體在參與休閑活動(dòng)時(shí)所投入的時(shí)間、金錢、相關(guān)設(shè)備等，是屬于外在行為的參與情形。同時(shí)，休閑涉入也是個(gè)人與游憩活動(dòng)間的一種覺醒或感興趣的狀態(tài)。休閑行為涉入能真實(shí)反應(yīng)個(gè)人參與休閑活動(dòng)的情形，行為涉入程度為影響休閑經(jīng)驗(yàn)的重要成分，是個(gè)體對(duì)某個(gè)休閑活動(dòng)的內(nèi)在動(dòng)機(jī)和興趣［6］。因此，休閑涉入是個(gè)體在其休閑活動(dòng)之間的一種動(dòng)機(jī)、激勵(lì)和興趣的心理狀態(tài)。休閑涉入的感受會(huì)影響休閑活動(dòng)參與的持續(xù)性和意愿，可以影響參與者持續(xù)參與的動(dòng)力。隨著這方面研究的進(jìn)展，很多學(xué)者開始指出休閑涉入具有多維度性的概念和特征，可以探討更多有關(guān)于人的行為與態(tài)度。

Argyle認(rèn)為人們可以通過休閑活動(dòng)的參與獲得許多益處，休閑效益在個(gè)人休閑活動(dòng)的參與和生活質(zhì)量的促進(jìn)中，扮演著重要的角色。Ajzen指出休閑效益是參與休閑所能達(dá)成的目標(biāo)，休閑參與者相信休閑能幫助他們達(dá)成目標(biāo)，是一種與個(gè)人設(shè)定的目標(biāo)有關(guān)的獲益情形。Mannell與 Stynes指出休閑活動(dòng)的參與者在參與休閑活動(dòng)的過程中，會(huì)受到內(nèi)外在因素的刺激，從而產(chǎn)生生理、心理、環(huán)境及社會(huì)的影響，經(jīng)過人們社會(huì)價(jià)值觀的轉(zhuǎn)化以及個(gè)體主觀的評(píng)價(jià)后，獲得最終的目標(biāo)，因此產(chǎn)生休閑效益。休閑參與就是為休閑目的而組織的活動(dòng)，它會(huì)牽扯到參與其中可能改變的多種意義和體驗(yàn)。個(gè)人在參與休閑活動(dòng)過程中和活動(dòng)后，經(jīng)過個(gè)體主觀的評(píng)估所獲得的經(jīng)驗(yàn)和感受，對(duì)個(gè)人會(huì)產(chǎn)生不同的影響。休閑往往是和人們追求快樂、幸福、精神愉悅以及生活狀況的改善相聯(lián)系。所有這些都激發(fā)出人們提高生活滿意度的內(nèi)在渴望，無論在個(gè)人層面還是社會(huì)層面，人們都會(huì)追求獲得休閑所帶來的益處。因此，每個(gè)個(gè)體對(duì)休閑效益的感受各不相同，因?yàn)樾蓍e效益是主觀感受，無論是目標(biāo)的達(dá)成或是獲得，都必須通過休閑活動(dòng)的參與過程以及個(gè)人主觀評(píng)價(jià)后，才會(huì)產(chǎn)生出不同的休閑效益。

主觀幸福感是心理學(xué)研究幸福感的主要領(lǐng)域之一，它是衡量人們生活質(zhì)量的綜合性心理指標(biāo)，是個(gè)人對(duì)其生活質(zhì)量的整體評(píng)估。Wilson指出主觀幸福感是對(duì)生活滿意程度及情感的整體評(píng)估的一種感受，具有個(gè)人情感與認(rèn)知兩個(gè)層次。從休閑領(lǐng)域的觀點(diǎn)看，休閑是現(xiàn)代人生活中很重要的部分，這些體驗(yàn)不僅可以提升休閑品質(zhì)，而且可以提升個(gè)人幸福感。個(gè)人對(duì)于休閑效益的滿足和主觀評(píng)價(jià)，將進(jìn)一步影響個(gè)體整個(gè)的休閑生活滿意和生活品質(zhì)。休閑活動(dòng)的價(jià)值并非僅由行為層面的參與次數(shù)來體現(xiàn)，也應(yīng)該考慮參與者的態(tài)度和心態(tài)。因此，主觀幸福感是一種個(gè)人主觀的內(nèi)在感受，不僅是個(gè)人內(nèi)心的情緒狀態(tài)，更會(huì)受到外在環(huán)境所支配而有不同的感受。休閑是現(xiàn)代人生活很重要的部分，這些體驗(yàn)不僅可以提升休閑質(zhì)量，也可以提升個(gè)人的幸福感?；谏鲜隼碚?，通過對(duì)登山鍛煉者的休閑涉入、休閑效益與主觀幸福感的相互影響關(guān)系進(jìn)行探討，以及探討其中兩兩變量間的相互影響關(guān)系，可以更深入地剖析休閑涉入、休閑效益與主觀幸福感的交互影響關(guān)系。并由結(jié)構(gòu)方程式建立休閑涉入、休閑效益與主觀幸福感三者的相互影響關(guān)系模式，掌握其交互影響程度和因果關(guān)系，不僅能夠進(jìn)一步了解休閑活動(dòng)對(duì)于個(gè)人心理體驗(yàn)的影響意義，也可以增進(jìn)對(duì)休閑活動(dòng)參與的認(rèn)識(shí)。

1 研究假設(shè)與模型

1.1 研究假設(shè)

H1：登山者的休閑涉入對(duì)休閑效益具有顯著影響關(guān)系。

H2：登山者的休閑涉入對(duì)主觀幸福感具有顯著影響關(guān)系。

H3：登山者的休閑效益對(duì)主觀幸福感具有顯著影響關(guān)系。

H4：登山者的休閑涉入通過休閑效益對(duì)主觀幸福感具有中介效應(yīng)。

1.2 研究概念模型

根據(jù)以上假設(shè)，建構(gòu)登山者休閑涉入、休閑效益與主觀幸福感間的概念模型（圖1）。

圖1 研究概念模型

2 研究對(duì)象與方法

2.1 研究對(duì)象

登山活動(dòng)是人們?cè)谏?、山野的戶外大自然中以行走的方式，從事健身、休閑、探知的活動(dòng)，但不包括攀巖溯溪等技術(shù)性登山活動(dòng)；登山者以針對(duì)一些離城市較近、交通方便的山區(qū)等戶外場(chǎng)所從事登山徒步活動(dòng)的參與者為主［13］。因此，以從事登山活動(dòng)的參與者為調(diào)查對(duì)象，采用現(xiàn)場(chǎng)實(shí)地調(diào)查的方式進(jìn)行，利用現(xiàn)場(chǎng)定點(diǎn)的便利取樣方式進(jìn)行問卷調(diào)查，并委托3位研究生協(xié)助施測(cè)，且在施測(cè)前先加以訓(xùn)練，明確了解本研究問卷內(nèi)容及目的，并教導(dǎo)如何實(shí)施調(diào)查。根據(jù)研究者對(duì)參與登山徒步者的多次實(shí)地訪談得知，參與登山活動(dòng)的人群大多來自本市區(qū)、附近城鎮(zhèn)以及協(xié)會(huì)社團(tuán)，從事登山活動(dòng)參與者大多以周末和休假日為主。調(diào)查在 2016年 6月到7月底的周末休息兩日9：00-16：00實(shí)施，問卷發(fā)放時(shí)先說明研究的目的，并詢問填寫意愿，必先確認(rèn)被試是否接受過調(diào)查，以防止樣本重復(fù)，否則不予進(jìn)行問卷填答，待完成登山活動(dòng)后的休息空閑時(shí)填答。共發(fā)放問卷450份，回收有效問卷413份，有效率為91.7%。其中男216名（占52.3%），女197名（占47.7%）；20歲以上 85名（占20.6%），30歲以上141名（占34.1%），40歲以上145名（占35.1%），50歲以上42名（占10.2%）。

2.2 研究區(qū)域與調(diào)查實(shí)施

調(diào)查地點(diǎn)選擇在1992年被設(shè)為國家森林公園的吉林省延吉市帽兒山。帽兒山中沿山體自然形態(tài)的延伸由入口到峰頂鋪設(shè)了近3公里長的由特質(zhì)松木專設(shè)的臺(tái)階棧道。途中搭建了有民族特色的景觀、亭閣等建筑，成為城市的一道風(fēng)景線，為廣大登山者提供了很好的鍛煉休閑環(huán)境。本研究以符合研究對(duì)象為前提，通過現(xiàn)場(chǎng)定點(diǎn)的便利取樣方式，對(duì)20歲以上登山人群進(jìn)行實(shí)地問卷調(diào)查，基于對(duì)登山活動(dòng)者的尊重和配合意愿，采取便利抽樣選取樣本。主要的考慮在于可以及時(shí)獲得受試者對(duì)登山徒步活動(dòng)感受的明確性，及時(shí)對(duì)受試者給予問卷不清楚處的指導(dǎo)，先征詢受試者的意愿后再進(jìn)行調(diào)查，問卷的回收情形良好。

2.3 研究工具

休閑涉入量表根據(jù) Mcintyre與 Pigram編制，Kyle與 Bacon、郭淑菁［15-17］等所使用的休閑涉入量表修訂而成；該量表分為 3個(gè)維度：吸引力（4個(gè)）、生活中心性（4個(gè)）、自我表現(xiàn)（4個(gè)），共12個(gè)題項(xiàng)。休閑效益量表根據(jù) Driver編制，李璋姬、金?。?8-19］等所使用的休閑效益量表修訂而成；該量表分為 5個(gè)維度：生理效益（4個(gè)）、自我開發(fā)（4個(gè)）、心理效益（4個(gè)）、社會(huì)效益（4個(gè)）、個(gè)人滿足（4個(gè)），共20個(gè)題項(xiàng)。主觀幸福感量表根據(jù)Diener與 Griffin編制，李宗吉［20-21］等所使用的生活滿意度量表與 Watson與 Tellgen所提出，金玲玲［22-23］等所使用的情感量表修訂而成；該量表分為2個(gè)維度：生活滿意度（5個(gè)），情感（8個(gè)），共13個(gè)題項(xiàng)。主觀幸福感在結(jié)構(gòu)上包含兩個(gè)部分：生活滿意度、情感（正向情感和負(fù)向情感）。為確保問卷的內(nèi)在效度，綜合多位學(xué)者的研究成果，結(jié)合研究的狀況而編制。上述 3個(gè)量表均采用 Likert的5分量表記分方式，從“非常不符合”到“非常符合”，依次給予1～5分。

2.4 項(xiàng)目分析

題項(xiàng)的選取依受試者答題情形，以獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)將量表總分依據(jù)高分組（前 27%的受試者）和低分組（后27%的受試者）在每一題得分的平均數(shù)進(jìn)行差異性比較，取各題項(xiàng)達(dá)顯著差異，且決斷值大于3以上，作為鑒別度的依據(jù)。并且在量表同質(zhì)性檢驗(yàn)方面，題項(xiàng)與總分的相關(guān)性不僅要達(dá)到顯著，兩者間的相關(guān)系數(shù)還要至少在 0.4以上，表示題項(xiàng)與整體量表的同質(zhì)性關(guān)系密切［24］。

采用極端值法和相關(guān)分析法進(jìn)行項(xiàng)目分析。結(jié)果表明，休閑涉入量表中各題在高低分組上均達(dá)到顯著水平，顯示各題項(xiàng)有較好的區(qū)分度，各題項(xiàng)與量表項(xiàng)目總分的相關(guān)系數(shù)在 0.603以上，說明對(duì)休閑涉入的說明力較強(qiáng)，沒有要?jiǎng)h減的題項(xiàng)。休閑效益量表中只有第 16項(xiàng)與量表總分的相關(guān)系數(shù)為0.117，P＝0.017＜0.05，雖達(dá)顯著水平，但兩者只是低度相關(guān)，刪除該題項(xiàng)，因此心理效益維度變?yōu)?個(gè)題項(xiàng)。主觀幸福感量表中第 2、10、11、13項(xiàng)與量表總分的相關(guān)系數(shù)分別為0.295、0.294、0.368、0.364，所以進(jìn)行刪除，生活滿意度變?yōu)?4個(gè)題項(xiàng)，情感維度變?yōu)?個(gè)題項(xiàng)。

2.5 問卷效度和信度分析

在驗(yàn)證性因子分析中，從調(diào)查總體中抽取100個(gè)被試樣本［25］，采用多因子斜交模型法，以 CFA分析中各潛變量對(duì)觀測(cè)變量負(fù)荷量的顯著性和模型整體擬合程度，作為檢驗(yàn)量表結(jié)構(gòu)效度和對(duì)量表的修正。CFA模型擬合指標(biāo)的接受標(biāo)準(zhǔn)為 χ2／df＜2.0，絕對(duì)擬合優(yōu)度指數(shù) RMSEA＜0.10，RMR＜0.05，GFI、AGFI、GFI＞0.9，相對(duì)擬合指標(biāo) CFI、NFI、RFI＞0.90。通過一階驗(yàn)證性因子分析，分別對(duì)休閑涉入、休閑效益與主觀幸福感進(jìn)行模型修正，刪除未能達(dá)到擬合標(biāo)準(zhǔn)的LI10、LI11、LB2、LB8、SW7、SW9異常值題項(xiàng)。二階模型估計(jì)結(jié)果顯示，休閑涉入各潛變量的因素負(fù)荷量大部分在0.70以上，建構(gòu)信度都在0.75以上，都呈顯著程度，雖然 LI5、LB12、LB18的因素負(fù)荷量未達(dá)最低標(biāo)準(zhǔn)，項(xiàng)目信度系數(shù)雖低于0.50，但是這3項(xiàng)所在潛變量的 AVE值均高于0.50的標(biāo)準(zhǔn)，可以使用。3個(gè)維度潛變量的 AVE數(shù)值均高于0.60，表示測(cè)量指標(biāo)能有效反映其潛變量維度的潛在特質(zhì)。說明模型的內(nèi)在質(zhì)量理想，3個(gè)維度具有良好的收斂效度。而且所構(gòu)建的不同測(cè)量變量均落在預(yù)期的維度上，說明測(cè)量模型有良好的區(qū)別效度。對(duì)模型采用擬合優(yōu)度檢驗(yàn)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，結(jié)果顯示，休閑涉入的模型擬合指數(shù)χ2／df＝1.871，RMSEA＝0.046，RMR＝0.027，GFI＝0.972，AGFI＝0.951，CFI＝0.983，NFI＝0.974，RFI＝0.955；休閑效益的模型擬合指數(shù) χ2／df＝1.956，RMSEA＝0.048，RMR＝0.046，GFI＝0.943，AGFI＝0.920，CFI＝0.976，NFI＝0.953，RFI＝0.940；主觀幸福感的模型擬合指數(shù)χ2／df＝1.509，RMSEA＝0.043，RMR＝0.021，GFI＝0.983，AGFI＝0.956，CFI＝0.988，NFI＝0.981，RFI＝0.964。通過對(duì)模型的擬合分析表明休閑涉入、休閑效益和主觀幸福感的整體模型的擬合結(jié)果較好，達(dá)到可以接受的適配標(biāo)準(zhǔn)，所構(gòu)建模型可以接受。

采用內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach’sα值來進(jìn)行量表信度檢驗(yàn)。休閑涉入總量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.841，3個(gè)維度的α值分別為吸引力0.825、生活中心性0.689、自我表現(xiàn)0.748；休閑效益總量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.890，5個(gè)維度的α值分別為生理效益0.875、自我開發(fā)0.806、心理效益0.883、社會(huì)效益0.857、個(gè)人滿足 0.726；主觀幸福感總量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.795，2個(gè)維度的α值分別為生活滿意0.720、情感 0.705。各分量表 α系數(shù)均大于0.60的基準(zhǔn)值，說明整體量表具有良好的信度。運(yùn)用SPSS19.0軟件和 AMOS20.0軟件對(duì)資料進(jìn)行分析和模型建立，主要采用項(xiàng)目分析、驗(yàn)證性因子分析、相關(guān)分析、結(jié)構(gòu)方程模型檢定。

3 結(jié)果與分析

3.1 休閑涉入、休閑效益與主觀幸福感的描述性分析

3.1.1 休閑涉入 休閑涉入是個(gè)體與休閑活動(dòng)、游憩環(huán)境和設(shè)施間的連接狀態(tài)。它是通過特定的刺激或情境所喚醒的一種心理動(dòng)機(jī)，具有驅(qū)動(dòng)個(gè)體休閑行為的特性，也是個(gè)體參與休閑活動(dòng)所獲得的愉悅和自我表現(xiàn)的呈現(xiàn)。經(jīng)由休閑涉入程度可以幫助了解個(gè)體對(duì)于某事物或活動(dòng)的攸關(guān)程度和滿意度。

結(jié)果顯示，整體休閑涉入的均值為3.70，登山者的休閑涉入順序?yàn)槲?、自我表現(xiàn)與中心性。吸引力得分最高（3.86），說明鍛煉者對(duì)登山活動(dòng)的吸引熱衷參與程度較高，登山活動(dòng)對(duì)于參與者的重要性、快樂、心情改變、有趣最為受到參與者的認(rèn)同，也是主要參與休閑運(yùn)動(dòng)的涉入根源。其次是自我表現(xiàn)，登山活動(dòng)能展現(xiàn)自我能力、可以交換意見、了解個(gè)性和希望得到喝彩。高于平均值前三項(xiàng)的是“最滿意的活動(dòng)之一”（3.98）、“可以緩解壓力”（3.91）、“很享受參與的登山活動(dòng)”（3.81）；低于平均值前三項(xiàng)的是“可以更了解自己”（3.46）、“生活與登山活動(dòng)息息相關(guān)”（3.49）、“判斷別人”（3.51）。由此可知，多數(shù)登山鍛煉者認(rèn)為登山徒步活動(dòng)所感覺到的吸引力、重要性與愉快程度是促使其參與該活動(dòng)的主要因素。在生活節(jié)奏加快的當(dāng)下，通過參與登山活動(dòng)可使生活所積累的壓力得以緩解放松，并成為最滿意的活動(dòng)之一，進(jìn)而呈現(xiàn)出參與登山活動(dòng)的另一種自我并且獲得不同程度的休閑效益。

3.1.2 休閑效益 登山活動(dòng)是以山作為休憩消磨時(shí)間及休閑目的地，通過與大自然接觸而獲得某種感受，讓心理或身體愉悅的一種行為。個(gè)體通過參與登山活動(dòng)之后，其對(duì)登山參與過程體驗(yàn)和感受會(huì)對(duì)自身的需求、生理、心理狀況及社交關(guān)系等產(chǎn)生不同程度的個(gè)人主觀感受。

結(jié)果顯示，整體休閑效益的均值為3.71，登山者的休閑效益為生理效益 （4.14）、心理 效益（3.93）、社會(huì)效益（3.65）、滿足效益（3.43）、啟發(fā)效益（3.42）。生理和心理效益得分較高，說明登山者在登山活動(dòng)中的追求身心熱衷程度較高。高于平均值前三項(xiàng)的是“有助于鍛煉體能”（4.16）、“保持健康”（4.16）、“實(shí)踐自我身體能力的機(jī)會(huì)”（4.10）；低于平均值前三項(xiàng)的是“增強(qiáng)競(jìng)爭心”（3.16）、“自我創(chuàng)新表現(xiàn)的機(jī)會(huì)”（3.17）、“獲得日常生活中好的應(yīng)激源”（3.20）。表明多數(shù)登山受訪者認(rèn)為參與登山活動(dòng)可以強(qiáng)健體魄，通過參與登山活動(dòng)可獲得的生理效益認(rèn)同程度偏高，說明參與登山徒步鍛煉對(duì)于改善個(gè)人健康狀態(tài)、增進(jìn)身體活動(dòng)能力、促進(jìn)心肺功能有很大的幫助。其次是心理效益認(rèn)同程度也較高，說明通過登山鍛煉活動(dòng)的參與，可使人放松心情、緩解壓力，可以改善情緒、降低焦慮和不安，進(jìn)而達(dá)到平衡、建立自我認(rèn)同、自我滿足等效果。

3.1.3 主觀幸福感 主觀幸福感是一種心理上的幸福滿足感受，也是個(gè)體主觀對(duì)于自我生活的評(píng)價(jià)。它是個(gè)體對(duì)生活整體狀況的主觀認(rèn)知和感受。Myers（2005）指出主觀幸福感是一種朝向健康與幸福發(fā)展的生活方式和態(tài)度，是個(gè)人對(duì)其生理、心理和精神的整合，以致于在人類與自然等生活環(huán)境中擁有更完整的生活。

結(jié)果顯示，整體主觀幸福感均值為 3.52，2個(gè)維度間整體比較，情感高于生活滿意。登山者的主觀幸福感中情感維度得分較高，說明通過登山活動(dòng)獲得更多的積極性的情感因素。高于平均值前三項(xiàng)的是“感受到快樂的感覺”（3.84）、“生活狀況相當(dāng)好”（3.68）、“很滿意現(xiàn)在的生活”（3.66）；低于平均值前三項(xiàng)的是“即使重新來過也不想做任何改變”（3.10）、“到目前已經(jīng)得到想要的重要事物”（3.34）、“與我理想中的相差不多”（3.52）。由此可知，多數(shù)被試者對(duì)于目前生活狀況與情感評(píng)價(jià)都介于一般和符合之間。

3.2 結(jié)構(gòu)方程模型的檢驗(yàn)和修正

以結(jié)構(gòu)方程模型的潛變量路徑分析進(jìn)行整體模型擬合度檢驗(yàn)。將潛變量和觀測(cè)變量導(dǎo)入假設(shè)模型，運(yùn)用 AMOS20.0中的極大似然法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，以絕對(duì)適配指標(biāo)、相對(duì)適配指標(biāo)和簡約適配指標(biāo)來判斷假設(shè)模型的整體適配度指標(biāo)。用違犯估計(jì)檢驗(yàn)估計(jì)系數(shù)是否超出可接受的范圍。結(jié)果顯示，初始模型中誤差方差的測(cè)量誤差值為0.08～0.78，并無負(fù)的誤差方差存在。因此，可以進(jìn)行整體模型擬合度的檢驗(yàn)。參數(shù)估計(jì)運(yùn)行的結(jié)果顯示，χ2／df＝2.181，顯示模型間契合度不佳（小于 2.00以下，模型才可以接受）。GFI＝0.917，CFI＝0.934，NFI＝0.902，都大于0.90，顯示模型可以接受。絕對(duì)適配度指標(biāo)中 RMR、RMSEA都大于 0.05、AGFI小于0.90的適配標(biāo)準(zhǔn)，表明模型整體擬合度沒有達(dá)到要求，應(yīng)對(duì)模型進(jìn)行修正，以達(dá)到適配度指標(biāo)的規(guī)定。修正的方式是以修正指標(biāo)（MI）找出造成模型適配度不佳的來源，進(jìn)行模型修正時(shí)，一次修正一個(gè)指標(biāo)，修正完再重新執(zhí)行模型估計(jì)。

其中觀察變量（心理效益）與觀察變量（啟發(fā)效益）的測(cè)量誤差項(xiàng)間的M.I.值顯示，“e4?e5”＝18.246為最大，表明心理效益和啟發(fā)效益兩個(gè)觀察變量的誤差具有某種程度的關(guān)系，將這兩個(gè)觀察變量的測(cè)量誤差項(xiàng)重新設(shè)定為有共變關(guān)系，增加心理效益和啟發(fā)效益間殘差相關(guān)的路徑來檢驗(yàn)。修正后的結(jié)果RMR＝0.046、RMSEA＝0.033獲得了改善，都達(dá)到0.05以下，AGFI＝0.914，符合大于 0.90要求。參數(shù)釋放后的適配情形中，各項(xiàng)指標(biāo)都通過模型適配標(biāo)準(zhǔn)，模型的整體適配情形良好（表1）。

表1 休閑涉入、休閑效益與主觀幸福感整體模型適配度修正前后指標(biāo)

3.3 結(jié)構(gòu)模型的路徑分析

經(jīng)由路徑分析建立休閑涉入、休閑效益與主觀幸福感間的假設(shè)性因果關(guān)系模型，通過變量間的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)與整體效應(yīng)，可以檢驗(yàn)自變量對(duì)因變量的直接影響，以及其他因變量中介的間接影響關(guān)系。通過效果的檢定，可以了解變量間的線性結(jié)構(gòu)關(guān)系，并考察根據(jù)概念模型所提出的預(yù)先假設(shè)是否得到模型結(jié)果的支持。

根據(jù)提出的假設(shè)，休閑涉入對(duì)休閑效益具有直接效果，休閑效益對(duì)主觀幸福感有直接效果，休閑涉入對(duì)主觀幸福感有直接效果。沒有加入休閑效益變量前，休閑涉入變量的路徑系數(shù)為 0.473（圖 2）。圖3和表2顯示了結(jié)構(gòu)參數(shù)，用以檢定結(jié)構(gòu)假設(shè)H1、H2、H3。結(jié)果顯示，路徑系數(shù) γ1＝0.335，C.R＝3.626，達(dá)到顯著水平，證明假設(shè) H1成立，登山活動(dòng)參與者休閑涉入對(duì)休閑效益具有正向直接的影響。路徑系數(shù)χ2＝0.215，C.R＝3.772，達(dá)到顯著水平，證明假設(shè)H2成立，登山活動(dòng)參與者休閑涉入對(duì)主觀幸福感具有正向直接的影響。路徑系數(shù) γ1＝0.772，C.R＝5.404，達(dá)到顯著水平，證明假設(shè)H3成立，登山者的休閑效益對(duì)其主觀幸福感具有正向直接的影響。整個(gè)因果關(guān)系顯示休閑涉入對(duì)主觀幸福感具有直接的與間接的效果，其直接效果為 0.215，間接效果為 0.335×0.772＝0.258。所以，此模型中的總效果為 0.473。因此，研究所提出的假設(shè)關(guān)系 H1、H2和H3全部獲得支持。

圖2 休閑涉入對(duì)休閑效益與主觀幸福感結(jié)構(gòu)關(guān)系模型

由路徑系數(shù)來看，休閑涉入對(duì)休閑效益有直接影響，并且登山者對(duì)登山活動(dòng)的生理效益認(rèn)同感高過心理與社會(huì)層面。這與王蘇研究中提出的論證較為一致［26］。李璋姬也指出休閑涉入與休閑效益間存在因果關(guān)系并以休閑效益的程度而變化［18］。

由檢定結(jié)果可知，休閑涉入對(duì)主觀幸福感具有直接的影響，而模式顯示整個(gè)因果關(guān)系是休閑涉入對(duì)主觀幸福感具有直接和間接的效果，而且休閑涉入對(duì)登山參與者的主觀幸福感的影響效果也比較大。這與郭淑菁發(fā)現(xiàn)休閑涉入與幸福感中的整體生活滿意及正向情緒層面具有顯著正相關(guān)的結(jié)果相同［16］。Kyle等在研究中發(fā)現(xiàn)，對(duì)特定活動(dòng)的不同涉入程度會(huì)帶來不同的幸福感［15］。可知通過登山活動(dòng)會(huì)使參與者獲得不同程度的休閑效益和幸福感。

圖3 休閑涉入、休閑效益與主觀幸福感結(jié)構(gòu)關(guān)系模型

表2 修正模型潛變量路徑分析效果

登山者的休閑效益對(duì)其主觀幸福感具有正向影響，而模式也顯示整個(gè)因果關(guān)系是休閑效益對(duì)主觀幸福感具有直接的效果。因此，休閑效益在主觀幸福感中扮演著非常重要的角色。黃長發(fā)等研究中也指出休閑參與者的休閑效益程度與幸福感有顯著相關(guān)［27］。同時(shí)有研究證實(shí)休閑效益和主觀幸福感有顯著相關(guān)，并能有效預(yù)測(cè)幸福感［7］。

3.4 休閑涉入影響主觀幸福感的中介效應(yīng)分析

休閑效益對(duì)主觀幸福感的影響作用較為顯著，β＝0.77，C.R＝6.15，休閑涉入對(duì)休閑效益的影響作用為 β＝0.33，C.R＝5.86，休閑涉入對(duì)主觀幸福感的影響作用為 β＝0.21，C.R＝3.77，并達(dá)到顯著水平，表明登山參與者的休閑涉入與休閑效益、主觀幸福感之間存在著結(jié)構(gòu)性關(guān)系。為了進(jìn)一步驗(yàn)證休閑效益是否在休閑涉入對(duì)主觀幸福感中存在中介效應(yīng)，研究中以主觀幸福感為因變量，休閑涉入為自變量，休閑效益為中介變量，采用依次檢驗(yàn)法進(jìn)行中介效應(yīng)分析（圖4）。根據(jù) Baron等的建議中介效果的存在必須滿足3個(gè)條件：1）自變量可顯著影響中介變量；2）自變量可顯著影響因變量；3）中介變量置入后使原先的自變量對(duì)因變量的影響減弱［28］。

圖4 中介變量示意圖

通過依次檢驗(yàn)回歸系數(shù)［29］，第一步方程 y＝cx +e回歸效應(yīng)顯著，c＝0.473，P＜0.05；第二步分別檢驗(yàn) a，b的顯著性，方程m＝ax+e中，a＝0.335，P＜0.01，b＝0.772，P＜0.000，顯示 a和 b都非常顯著，說明 x對(duì) y的影響至少有一部分是通過中介變量 m實(shí)現(xiàn)的；在檢驗(yàn)部分中介和完全中介中，直接效應(yīng)系數(shù) c’＝0.215，P＞0.05，呈不顯著性，因此是完全中介過程，自變量對(duì)因變量的中介效果完全通過中介變量休閑效益的中介達(dá)到其影響（表3）。

由表 3結(jié)果可知，休閑效益是休閑涉入與主觀幸福感之間的中介變量，可以為其帶來間接效果。間接效果可由兩端點(diǎn)變量之間的路徑系數(shù)相乘得到，休閑涉入對(duì)主觀幸福感的間接效果由兩個(gè)直接效果（休閑涉入對(duì)休閑效益，休閑效益對(duì)主觀幸福感）所組成，在本研究所建立的模型中，登山者休閑涉入對(duì)其主觀幸福感間接效果為0.258。

表3 休閑效益的中介效應(yīng)依次檢驗(yàn)

將一個(gè)變量影響另一個(gè)變量的直接效應(yīng)加上間接效應(yīng)為整體效應(yīng)。從結(jié)果來看，整體效應(yīng)、中介效應(yīng)、間接效應(yīng)都達(dá)到了顯著值，其中c為0.473，a值為0.335，b值為0.772，直接效應(yīng) c’值為0.215，中介效應(yīng)占整體效應(yīng)的比例為 ab／c＝0.335×0.772／0.473＝0.546。加入休閑效益變量后，休閑涉入變量的復(fù)相關(guān)系數(shù)由 0.437變?yōu)?0.215，因此休閑效益的中介效應(yīng)顯著，說明休閑效益在休閑涉入與主觀幸福感間起中介效應(yīng)。假設(shè) H4也得到支持。

4 結(jié)論

1）登山者參與登山活動(dòng)所感受的吸引力和愉快程度是促使其參與的主要原因，并且得到緩解壓力、放松情緒，從而產(chǎn)生參與登山徒步活動(dòng)的另一種自我并獲得不同程度的休閑效益。

2）休閑涉入對(duì)休閑效益有直接影響。參與登山徒步活動(dòng)的生理效益評(píng)價(jià)最高，對(duì)生理效益的認(rèn)同感高于心理效益和社會(huì)效益，表明通過休閑涉入進(jìn)而獲得休閑體驗(yàn)、增強(qiáng)休閑效益的程度。

3）休閑涉入登山活動(dòng)的程度越高，所獲得的主觀幸福感也越高。登山者通過參與登山活動(dòng)所感受到的主觀經(jīng)驗(yàn)與感受進(jìn)而會(huì)影響到生活狀況。從事休閑活動(dòng)不僅可以產(chǎn)生休閑效益，而且可以增強(qiáng)生活滿意度和情感認(rèn)知。

4）休閑涉入通過休閑效益影響主觀幸福感。登山者的主觀幸福感由登山者參與程度的特性，通過活動(dòng)所獲得的效益對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生正面影響，休閑涉入的程度與效益程度是主觀幸福感的重要因素。休閑涉入對(duì)主觀幸福感概念模型的預(yù)先假設(shè)H1、H2、H3和 H4都得到支持，模型可以接受。

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責(zé)任編輯：劉紅霞

Relations Among Leisure Involvement，Leisure Benefits and Subjective W ell-being of M ountain Hikers

PIAO Zhenghan
（School of Physical Education，Yanbian University，Yanji133002，Jilin，China）

Through the practical survey on the crowd ofmountaineering activities，the psychological traits and phenomenon of themountain hikersweremastered.For the psychological traits and phenomenon of the mountain hikers，the influence relation of each variable was verified by constructing the structural equation modeling w ith the variables，and the results were analyzed.The results show that the leisure involvement has significant positive influence on the leisure benefits and the subjectivewell-being，the leisure benefits have significantpositive influence on the subjectivewell-being，and the leisure benefits are the influencing variables of intermediary effect between the leisure involvement and the subjectivewell-being.

leisure involvement；leisure benefits；subjective well-being；structural equation；mountain hiking

G804.82

A

1004-0560（2017）03-0082-07

2017-03-28；

2017-05-01

延邊大學(xué)人文社會(huì)學(xué)科基金項(xiàng)目（項(xiàng)目編號(hào)：YB2016019）。

樸正漢（1971—），男，講師，博士，主要研究方向?yàn)轶w育心理學(xué)與休閑體育學(xué)。