翁李勝 雷燕 潘新潔

摘? 要： 采用結(jié)構(gòu)方程模型方法，將自我效能與暢爽體驗(yàn)作為中介變量，對(duì)參與廣場舞運(yùn)動(dòng)的老年人進(jìn)行實(shí)證分析，揭示老年人休閑涉入對(duì)其幸福感的影響機(jī)制。結(jié)果顯示：休閑涉入對(duì)自我效能、暢爽體驗(yàn)以及幸福感具有顯著正向影響;自我效能對(duì)暢爽體驗(yàn)以及暢爽體驗(yàn)對(duì)幸福感的顯著正向影響得以驗(yàn)證;暢爽體驗(yàn)在休閑涉入對(duì)幸福感的正向影響過程中具有中介作用，且為部分中介;自我效能同樣具有部分中介作用，但需通過暢爽體驗(yàn)對(duì)幸福感產(chǎn)生間接影響。

關(guān)鍵詞： 休閑涉入; 幸福感; 自我效能; 暢爽體驗(yàn); 廣場舞; 老年人

中圖分類號(hào)： G80-05? ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A? ? ? ?文章編號(hào)： 1000-5498（2020）09-0087-08

DOI： 10.16099/j.sus.2020.09.009

隨著我國老齡化進(jìn)程的加快，老年人口數(shù)量不斷上升，老年人的幸福問題越來越受到全社會(huì)的關(guān)注，“如何使老年人變得更加幸?！背蔀楝F(xiàn)代社會(huì)的一個(gè)重要命題[1]。大量研究表明，老年人的幸福感依賴于其對(duì)生活領(lǐng)域的滿意程度及獲得的情緒體驗(yàn)[2]，而體育鍛煉是一種能有效增進(jìn)老年人身心健康的方式，其不僅能緩解消極的情緒狀態(tài)，也能顯著提升老年人的幸福感[3-5]。近年來，廣場舞運(yùn)動(dòng)在短時(shí)間內(nèi)遍布全國各地的街頭廣場，以“廣場舞大媽”為主的群體在閑暇時(shí)間能自由地隨心而跳。相對(duì)其他體育健身項(xiàng)目，廣場舞動(dòng)作簡單易學(xué)，容易為普通大眾所接受，同時(shí)具有一定的趣味性和娛樂性，對(duì)社會(huì)交往、生活質(zhì)量以及幸福感的提升均具有積極影響[6-8]。因此，研究廣場舞休閑涉入（leisure involvement）與老年人幸福感的關(guān)系具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

已有研究[9-10]雖表明，休閑涉入對(duì)幸福感具有正向作用，但并未清晰地揭示休閑涉入對(duì)老年人幸福感產(chǎn)生影響的作用機(jī)制?，F(xiàn)有研究多著眼于休閑涉入對(duì)老年人幸福感的直接影響，卻忽視了二者之間的復(fù)雜性與間接性。休閑涉入在對(duì)老年人幸福感的影響過程中可能存在大量的中介變量。陳愛國等[4]認(rèn)為，影響老年人幸福感的因素涉及孤獨(dú)感、自尊、社會(huì)支持以及養(yǎng)老方式等，將孤獨(dú)感作為中介變量，發(fā)現(xiàn)低水平的孤獨(dú)感可使老年人體驗(yàn)到更多的積極情緒。戴群等[11]采用分層回歸分析與路徑分析的方法驗(yàn)證了老年人體育鍛煉與生活滿意度的相關(guān)性，并檢驗(yàn)了社會(huì)支持、自尊等因素的中介作用，發(fā)現(xiàn)體育鍛煉與老年人生活滿意度不存在直接相關(guān)性，社會(huì)支持發(fā)揮著中介變量的作用，而自尊帶來的差異不具統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。已有研究表明，老年人休閑涉入與幸福感之間存在較為復(fù)雜的影響過程[4，11]，除上述已被檢驗(yàn)的中介變量外，還涉及其他因素，如自我效能及暢爽體驗(yàn)等[12-13]。自我效能是實(shí)現(xiàn)特定目標(biāo)所需的能力及信心，可控制個(gè)體的思想及行為[14]。暢爽體驗(yàn)是完全投入活動(dòng)中所獲得的興奮感與幸福感[15]。Bandura等[13]與Jackson等[12]認(rèn)為，自我效能與暢爽體驗(yàn)是休閑涉入影響幸福感的2個(gè)重要中介變量，較高的自我效能與暢爽體驗(yàn)可正向影響幸福感。然而，在廣場舞休閑涉入對(duì)老年人幸福感影響的研究中，鮮有同時(shí)將自我效能與暢爽體驗(yàn)作為中介變量，進(jìn)而探討休閑涉入對(duì)老年人幸福感的影響機(jī)制。

綜上所述，筆者認(rèn)為自我效能與暢爽體驗(yàn)可為休閑涉入對(duì)老年人幸福感的影響機(jī)制提供新的視角。具體而言，廣場舞休閑涉入是否對(duì)自我效能、暢爽體驗(yàn)以及幸福感產(chǎn)生直接的正向影響，自我效能與暢爽體驗(yàn)在這個(gè)影響過程中是否發(fā)揮關(guān)鍵的中介，該作用是完全中介還是部分中介，這些問題均有待進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。因此，筆者基于休閑涉入的概念，引入自我效能與暢爽體驗(yàn)作為中介變量，旨在探討休閑涉入、自我效能、暢爽體驗(yàn)與幸福感之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系，并提出廣場舞休閑涉入對(duì)老年人幸福感的影響機(jī)制模型，從而完善老年人幸福感研究。

1? 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

1.1 休閑涉入對(duì)幸福感的影響

涉入的概念最早由Sherif等[16]提出，指社會(huì)心理學(xué)領(lǐng)域中個(gè)人的態(tài)度與行為。此后，該概念逐漸被運(yùn)用于休閑、游憩領(lǐng)域[17]。本文的休閑涉入指老年人在參與廣場舞運(yùn)動(dòng)過程中表現(xiàn)出的專注、自由及愉悅的心理狀態(tài)。它不僅體現(xiàn)為老年人對(duì)廣場舞參與的頻率、時(shí)間及其他投入，同時(shí)還反映其參與廣場舞休閑體育運(yùn)動(dòng)的心理歷程。幸福感通常被作為探討生活品質(zhì)的指標(biāo)，用以檢視社會(huì)變遷、衡量社會(huì)政策[18]。本文的幸福感指參與者在廣場舞涉入中基于個(gè)人主觀認(rèn)知對(duì)快樂、生活滿意程度等正向情緒的心理評(píng)估狀態(tài)?，F(xiàn)有研究較多地探討休閑涉入與幸福感的關(guān)系。Krawezynski等[9]對(duì)60歲以上老年人的體力活動(dòng)計(jì)劃進(jìn)行研究的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，成功的體力活動(dòng)計(jì)劃可提升老年人的生活滿意度與幸福感。陳愛國等[4]研究認(rèn)為，體育鍛煉對(duì)老年人的幸福感有明顯改善作用。Berger等[10]研究了體育鍛煉對(duì)情緒的影響，發(fā)現(xiàn)在進(jìn)行體育鍛煉后，緊張、抑郁及憤怒的水平會(huì)明顯下降。此外，還有研究[19]表明，在體育活動(dòng)中，鍛煉者對(duì)運(yùn)動(dòng)技能的掌握可增強(qiáng)其自信與自尊。由此可知，參與者持續(xù)、深入地參與休閑活動(dòng)會(huì)對(duì)幸福感產(chǎn)生較為積極影響?；诖?，提出以下假設(shè)：

H1休閑涉入對(duì)老年人的幸福感具有顯著正向影響。

1.2 自我效能及其中介效應(yīng)

自我效能是指人們對(duì)實(shí)現(xiàn)特定領(lǐng)域行為目標(biāo)所需能力的信心，是對(duì)自己的活動(dòng)水平施加控制能力的信念[14]。李永周等[20]認(rèn)為，自我效能可看作是對(duì)自己在特定情境中是否有能力操作行為的預(yù)期，它可矯正并控制個(gè)體的思想、動(dòng)機(jī)和行為。Ewart等[21]指出，參與相關(guān)休閑活動(dòng)可提升自我效能感，并在面對(duì)困難時(shí)更有可能去克服這些阻礙。與此同時(shí)，F(xiàn)ox[19]的研究也表明：休閑體育活動(dòng)對(duì)個(gè)體的身體外觀和軀體意象的知覺有顯著影響;休閑體育活動(dòng)是一種提高個(gè)體自尊水平及自我效能的有效活動(dòng)。

Bandura等[13]認(rèn)為，自我效能在外界活動(dòng)與個(gè)體行為中起重要的中介作用。杜旌等[22]認(rèn)為，自我效能對(duì)員工幸福感有積極作用，高績效工作系統(tǒng)可通過自我效能提升員工幸福感。戴群等[11]通過檢驗(yàn)體育鍛煉與老年人生活滿意度的相關(guān)性，發(fā)現(xiàn)自我效能是體育鍛煉與老年人生活滿意度之間的中介變量。張萍等[23]的研究證明，自我效能對(duì)主觀幸福感有預(yù)測(cè)作用，自我效能感在人格特質(zhì)與主觀幸福感之間起到中介作用。張建育等[24]研究發(fā)現(xiàn)，自我效能與主觀幸福感之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。根據(jù)以上分析，休閑活動(dòng)的涉入對(duì)自我效能的提升具有積極影響，而自我效能可增加個(gè)體的幸福感，自我效能在休閑涉入與幸福感之間具有中介效應(yīng)。因此，提出以下假設(shè)：

H2休閑涉入對(duì)老年人的自我效能具有顯著正向影響。

H3自我效能對(duì)老年人的幸福感具有顯著正向影響。

1.3 暢爽體驗(yàn)及其中介效應(yīng)

暢爽體驗(yàn)是指當(dāng)人們完全投入到活動(dòng)中時(shí)獲得的一種貫穿全身的感覺，身體動(dòng)作能自發(fā)而為，無需主體有意識(shí)地控制，能給人帶來極高的充實(shí)感、興奮感及幸福感[15]。暢爽體驗(yàn)通常與休閑體育活動(dòng)相關(guān)。Jackson等[12]通過對(duì)28名運(yùn)動(dòng)員展開深度訪談，并對(duì)其獲得的暢爽體驗(yàn)進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn)，個(gè)體在活動(dòng)過程中會(huì)產(chǎn)生暢爽體驗(yàn)，注意力高度集中。Carr[25]研究發(fā)現(xiàn)，青少年在度假活動(dòng)中獲得的暢爽體驗(yàn)比普通休閑活動(dòng)更高。此外，也有研究表明自我效能可提升暢爽體驗(yàn)。例如，Salanova等[26]認(rèn)為，個(gè)體的自我效能可顯著增加工作中的暢爽體驗(yàn)。

休閑涉入的本質(zhì)是提升幸福感和滿意度，通過休閑活動(dòng)獲得暢爽體驗(yàn)是幸福感的最重要來源，有助于增強(qiáng)幸福感，可滿足人們放松、自我改善、自信等心理需求。很多研究指出，暢爽體驗(yàn)與生活滿意度顯著正相關(guān)，休閑活動(dòng)參與越多，生活滿意度越高，暢爽體驗(yàn)是預(yù)測(cè)生活滿意度的重要指標(biāo)，也是決定生活滿意度的重要因素之一。唐絨[27]通過構(gòu)建山地滑雪運(yùn)動(dòng)者暢爽體驗(yàn)、積極情緒與忠誠度的結(jié)構(gòu)方程模型，發(fā)現(xiàn)滑雪運(yùn)動(dòng)者的暢爽體驗(yàn)對(duì)其積極情緒有顯著正向作用。陳怡琛[28]基于暢爽體驗(yàn)與幸福感理論，發(fā)現(xiàn)森林游憩活動(dòng)參與者的暢爽體驗(yàn)對(duì)幸福感有顯著正向影響。通過上述分析，提出以下假設(shè)：

H4休閑涉入對(duì)老年人的暢爽體驗(yàn)具有顯著正向影響。

H5自我效能對(duì)老年人的暢爽體驗(yàn)具有顯著正向影響。

H6暢爽體驗(yàn)對(duì)老年人的幸福感具有顯著正向影響。

綜合上述分析和假設(shè)，構(gòu)建如圖1所示的概念模型。

2? 研究方法

2.1 研究對(duì)象

選取廣東省清遠(yuǎn)市55歲以上且進(jìn)行廣場舞鍛煉的老年人作為研究對(duì)象進(jìn)行問卷調(diào)查。問卷的填寫均在征得研究對(duì)象同意后進(jìn)行，在填寫過程中，調(diào)研員在旁指導(dǎo)或?yàn)槔夏耆俗x出問卷題目，確保他們能充分理解題項(xiàng)的意思，從而提升問卷的信效度及有效率。

2.2 變量測(cè)量

借鑒現(xiàn)有成熟量表設(shè)計(jì)變量的測(cè)量題項(xiàng)：休閑涉入測(cè)量主要參考Havitz等[29]和余勇等[30]的研究，共5個(gè)題項(xiàng);自我效能測(cè)量主要借鑒Karademas[31]、Chen等[32]和Magaletta等[33]的研究，共4個(gè)題項(xiàng);暢爽體驗(yàn)測(cè)量參考Kuo等[34]的研究，共2個(gè)題項(xiàng);幸福感測(cè)量借鑒Karademas[31]、蔣獎(jiǎng)等[35]的研究，共4個(gè)題項(xiàng)。所有測(cè)量均采用Likert 5級(jí)量表衡量調(diào)研對(duì)象的態(tài)度，以“完全不同意”至“完全同意”分別由低到高賦1～5分。問卷由廣場舞參與的特征、變量測(cè)量題項(xiàng)以及人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征等3個(gè)部分組成。所有量表均遵照往返式翻譯的要求，先將量表譯成中文，再由另1名作者回譯為英文[36]。經(jīng)多次討論，結(jié)合具體情境對(duì)題項(xiàng)進(jìn)行修改，確定最終版本的中文問卷。經(jīng)初步預(yù)調(diào)研，進(jìn)一步完善題項(xiàng)措辭，以適應(yīng)研究需要。

2.3 數(shù)據(jù)收集與分析

結(jié)構(gòu)方程模型通常需要較大樣本量以保證分析檢驗(yàn)的準(zhǔn)確性，模型擬合度的檢驗(yàn)值才能近似卡方分布[37-38]。為獲取滿足研究需要的樣本量，分2次進(jìn)行數(shù)據(jù)收集：第1次于2018年4—5月期間開展，共發(fā)放216份問卷，其中有效問卷199份;第2次補(bǔ)充調(diào)研在2019年3—5月進(jìn)行，共發(fā)放249份問卷，其中有效問卷237份。2次數(shù)據(jù)收集共發(fā)放問卷465份，其中有效問卷436份，有效率為93.8%。在所得樣本中，有49.3%的老年人每天都進(jìn)行廣場舞鍛煉，63.1%的老年人每次鍛煉1～2 h，此外，有95.4%的老年人為女性。參加廣場舞的老年人中，55～60歲、61～65歲、66～70歲、71～75歲、75歲以上者分別占48.2%、32.2%、12.6%、5.5%、1.5%，絕大多數(shù)人的文化程度是初中及以下（55.5%）或高中/中專（30.5%），月收入在3 000元以下的老年人占84.4%。

主要通過SPSS 20.0和AMOS 21.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。利用AMOS的極大似然法對(duì)測(cè)量模型進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，考察各變量的信度和效度，并對(duì)研究假設(shè)和中介效應(yīng)進(jìn)行分析。

3? 數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗(yàn)

3.1 測(cè)量模型

3.1.1 測(cè)量模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

結(jié)構(gòu)方程模型由測(cè)量模型和結(jié)構(gòu)模型組成[39]。測(cè)量模型表示潛在變量與觀測(cè)變量之間的關(guān)系，結(jié)構(gòu)模型反映潛在變量之間的關(guān)系[40]。本文的測(cè)量模型擬合參數(shù)：χ2=93.493，df=84，χ2/df=1.113。擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）=0.973，比較擬合指數(shù)（CFI）=0.997，簡效規(guī)范擬合指數(shù)（IFI）=0.997，規(guī)范擬合指數(shù)（NFI）=0.967，Tucker?Lewis指數(shù)（TLI）=0.996，均達(dá)到大于0.9的標(biāo)準(zhǔn)[41]。近似均方根誤差（RMSEA）=0.016，小于0.08。這表明測(cè)量模型具有較好的擬合優(yōu)度。

3.1.2 信度、效度檢驗(yàn)

信度檢驗(yàn)是對(duì)量表內(nèi)部一致性的評(píng)估，一般Cronbachs α系數(shù)在0.7以上表明量表具有較高可靠性。通過SPSS軟件分析表明，測(cè)量總量表的Cronbachs α系數(shù)為0.816，休閑涉入、自我效能、暢爽體驗(yàn)及幸福感的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.864、0.872、0.706和0.850（表1），說明本文量表及其各維度具有較好的信度。

效度檢驗(yàn)主要通過收斂效度和判別效度評(píng)價(jià)。收斂效度指測(cè)量同一變量的不同題項(xiàng)之間的相關(guān)性[42]。收斂效度的判斷標(biāo)準(zhǔn)為因子負(fù)荷大于0.5，且P值顯著，組合信度（composite reliability，CR）大于0.6，平均方差提取值（average variance extracted，AVE）大于0.5[43]。由表1可知，各測(cè)量題項(xiàng)的因子負(fù)荷值區(qū)間為0.684～0.835，且均在P<0.001水平下顯著。CR為0.710～0.872，AVE為0.551～0.631，表明潛在變量具有較好的收斂效度。判別效度是指不同變量之間的區(qū)分性[44]。當(dāng)AVE的平方根大于其與其他變量的相關(guān)系數(shù)時(shí)，判別效度即可滿足。由表2可知，各個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)為0.075～0.245，且每個(gè)變量的AVE平方根均大于其與其他變量的相關(guān)系數(shù)，表明變量間具有較好的判別效度?？傮w而言，本文中的測(cè)量模型具有良好的效度。

3.2 結(jié)構(gòu)模型與假設(shè)檢驗(yàn)

3.2.1 結(jié)構(gòu)模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

對(duì)潛變量之間的結(jié)構(gòu)模型進(jìn)行擬合優(yōu)度檢驗(yàn)結(jié)果顯示，χ2=93.493，df=84，χ2/df=1.113，GFI=0.973，CFI=0.997，IFI=0.997，NFI=0.967，TLI=0.996，均達(dá)到大于0.9的標(biāo)準(zhǔn)。RMSEA=0.016，小于0.08。因此，結(jié)構(gòu)模型同樣具有良好的擬合優(yōu)度。

3.2.2 假設(shè)檢驗(yàn)

利用結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)前文提出的研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。研究假設(shè)H1的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.217（t=3.707，P<0.001），H2的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.236（t=4.246，P<0.001），這表明老年人廣場舞休閑涉入對(duì)幸福感與自我效能均具有顯著的正向影響，H1和H2成立。研究假設(shè)H3的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為-0.011（t=-0.179，P=0.858），P值大于0.05，說明自我效能對(duì)幸福感的影響不顯著，因此H3不成立。研究假設(shè)H4的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.168（t=2.643，P=0.008），H5的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.268（t=3.955，P<0.001），說明休閑涉入與自我效能對(duì)暢爽體驗(yàn)均具有顯著正向影響，H4和H5成立。此外，研究假設(shè)H6的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.171（t=2.572，P=0.010），表明老年人廣場舞的暢爽體驗(yàn)對(duì)幸福感具有顯著正向作用，H6成立。

概念模型的標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)估計(jì)如圖2所示。

3.2.3 中介效應(yīng)分析

將自我效能和暢爽體驗(yàn)作為中介變量，用自助法（bootstrap）檢驗(yàn)兩者對(duì)休閑涉入和幸福感關(guān)系的中介作用：進(jìn)行2 000次抽樣檢定并分別計(jì)算總效應(yīng)、間接效應(yīng)與直接效應(yīng)。結(jié)果如表4所示，休閑涉入對(duì)幸福感總效應(yīng)偏差校正（bias?corrected）95%置信區(qū)間（0.141～0.334）和百分位（percentile）95%置信區(qū)間（0.135～0.325）均未包含0，表明總效果顯著存在，且作用強(qiáng)度為0.233。間接效應(yīng)（bias?corrected，中介效應(yīng)）95%置信區(qū)間（0～0.078）和百分位95%置信區(qū)間（0～0.074）均未包含0，表明自我效能和暢爽體驗(yàn)的中介作用存在。直接效應(yīng)的偏差校正95%置信區(qū)間和百分位95%置信區(qū)間分別為0.101～0.306、0.099～0.299，均未包含0，表明休閑涉入對(duì)幸福感的直接效應(yīng)同樣存在，因此，自我效能和暢爽體驗(yàn)的中介效果為部分中介作用。休閑涉入對(duì)幸福感的直接效應(yīng)（0.199）大于間接效應(yīng)（0.034）。由此可知，老年人進(jìn)行廣場舞的休閑涉入對(duì)幸福感的增強(qiáng)具有重要的直接影響。

4? 討 論

4.1 休閑涉入與老年人幸福感的關(guān)系

分析發(fā)現(xiàn)，休閑涉入對(duì)老年人的幸福感具有顯著正向影響（標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.372，t=4.047，P<0.001）。該結(jié)果與Krawczynski等[9]、陳愛國等[4]以及Berger等[10]的結(jié)論一致。此外，魏燁[45]通過探究群體性休閑運(yùn)動(dòng)對(duì)老年人幸福感的影響模式，發(fā)現(xiàn)休閑運(yùn)動(dòng)涉入對(duì)幸福感具有正向顯著作用。陳作松[46]在分析體育鍛煉與主觀幸福感的研究綜述時(shí)，指出體育鍛煉對(duì)幸福感具有積極影響，并建議增加鍛煉類型對(duì)主觀幸福感的影響。本文以廣場舞作為運(yùn)動(dòng)情境，驗(yàn)證了研究假設(shè)，說明該假設(shè)在不同體育項(xiàng)目情境下均具有較好的可靠性與穩(wěn)定性。同時(shí)，也說明廣場舞運(yùn)動(dòng)對(duì)老年人的生活滿意度有重要的積極意義，既能增進(jìn)健康、舒緩精神壓力，又能提升人際交往，減少退休帶來的孤獨(dú)感，從而使他們?cè)趶V場舞隊(duì)伍中找到歸屬感。因此，在不干擾其他居民生活的前提下，應(yīng)鼓勵(lì)廣場舞運(yùn)動(dòng)的開展。老年人也應(yīng)積極參與廣場舞，進(jìn)而促進(jìn)社會(huì)交往，提高老年生活的幸福感。

4.2 暢爽體驗(yàn)對(duì)休閑涉入影響幸福感的中介效應(yīng)

本文采用bootstrap法對(duì)暢爽體驗(yàn)的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，暢爽體驗(yàn)在休閑涉入對(duì)老年人幸福感的正向影響過程中具有中介作用，且為部分中介（偏差校正95%置信區(qū)間值為0.030～0.184，百分位95%置信區(qū)間值為0.028～0.183）。休閑涉入對(duì)暢爽體驗(yàn)的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.223（t=2.404，P=0.016），暢爽體驗(yàn)對(duì)幸福感的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.247（t=3.088，P=0.002），說明休閑涉入對(duì)暢爽體驗(yàn)以及暢爽體驗(yàn)對(duì)幸福感均具有顯著正向影響作用。

[10] BERGER B G，MOTL R W.Exercise and mood：A selective review and synthesis of research employing the profile of mood states[J].Journal of Applied Sport Psychology，2000，12（1）：69-92

[11] 戴群，姚家新.體育鍛煉與老年人生活滿意度關(guān)系：自我效能、社會(huì)支持、自尊的中介作用[J].北京體育大學(xué)學(xué)報(bào)，2012，35（5）：67-72

[12] JACKSON S A，MARSH H W.Development and validation of a scale to measure optimal experience：The flow state scale[J].Journal of Sport and Exercise Psychology，1996，18（1）：17-35

[13] BANDURA A，CAPRARA G V，BARBARANELLI C，et al.Role of affective self‐regulatory efficacy in diverse spheres of psychosocial functioning[J].Child Developm- ent，2003，74（3）：769-782

[14] BANDURA A.Self-efficacy：Toward a unifying theory of behavioral change[J].Psychological Review，1977，84（2）：191-215

[15] WU C H，LIANG R.The relationship between white-water rafting experience formation and customer reaction：A flow theory perspective[J].Tourism Management，2011，32（2）：317-325

[16] SHERIF M，CANTRIL H.The psychology of ego-involvements：Social attitudes and identifications[M].New York：John & Wiley Sons， Inc.，1947：280-347

[17] HAVITZ M E，DIMANCHE F.Leisure involvement revisited：Drive properties and paradoxes[J].Journal of Leisure Research，1999，31（2）：122-149

[18] KEYES C L，SHMOTKIN D，RYFF C D.Optimizing well-being：The empirical encounter of two traditions[J].Journal of Personality and Social Psychology，2002，82（6）：1007-1022

[19] FOX K R.Self-esteem，self-perceptions and exercise[J].International Journal of Sport Psychology，2000，31（2）：228-240

[20] 李永周，王月，陽靜寧.自我效能感、工作投入對(duì)高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)人員工作績效的影響研究[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2015，36（2）：173-180

[21] EWART C K，TAYLOR C B，REESE L B，et al.Effects of early postmyocardial infarction exercise testing on self-perception and subsequent physical activity[J].The American Journal of Cardiology，1983，51（7）：1076-1080

[22] 杜旌，李難難，龍立榮.基于自我效能中介作用的高績效工作系統(tǒng)與員工幸福感研究[J].管理學(xué)報(bào)，2014，11（2）：215-221

[23] 張萍，汪海彬.大學(xué)生情緒調(diào)節(jié)自我效能感在神經(jīng)質(zhì)、外傾性和主觀幸福感間的中介作用[J].中國心理衛(wèi)生雜志，2015，29（2）：139-144

[24] 張建育，賀小華.大學(xué)生情緒調(diào)節(jié)自我效能感、人際關(guān)系困擾和主觀幸福感的關(guān)系[J].贛南師范學(xué)院學(xué)報(bào)，2016，37（2）：110-113

[25] CARR N.Going with the flow：An assessment of the relationship between young people's leisure and holiday behaviour[J].Tourism Geographies，2002，4（2）：115-134

[26] SALANOVA M，BAKKER A B，LLORENS S.Flow at work：Evidence for an upward spiral of personal and organizational resources[J].Journal of Happiness Studies，2006，7（1）：1-22

[27] 唐絨.山地滑雪旅游者暢爽體驗(yàn)、積極情緒與游客忠誠研究[D].長沙： 湖南師范大學(xué)，2016：1-77

[28] 陳怡琛.森林游憩中暢爽體驗(yàn)與幸福感、游憩意愿關(guān)系研究[D].長沙：中南林業(yè)科技大學(xué)，2017：1-78

[29] HAVITZ M E，KACZYNSKI A T，MANNELL R C.Exploring relationships between physical activity，leisure involvement，self-efficacy，and motivation via participant segmentation[J].Leisure Sciences，2013，35（1）：45-62

[30] 余勇，田金霞.騎乘者休閑涉入、休閑效益與幸福感結(jié)構(gòu)關(guān)系研究：以肇慶星湖自行車綠道為例[J].旅游學(xué)刊，2013，28（2）：67-76

[31] KARADEMAS E C.Self-efficacy，social support and well-being[J].Personality and Individual Differences，2006，40（6）：1281-1290

[32] CHEN G，GULLY S M，EDEN D.Validation of a new general self-efficacy scale[J].Organizational Research Methods，2001，4（1）：62-83

[33] MAGALETTA P R，OLIVER J M.The hope construct，will，and ways：Their relations with self‐efficacy，optimism，and general well‐being[J].Journal of Clinical Psychology，1999，55（5）：539-551

[34] KUO N，CHANG K，CHENG Y，et al.Effects of tour guide interpretation and tourist satisfaction on destination loyalty in Taiwans Kinmen battlefield tourism：Perceived playfulness and perceived flow as moderators[J].Journal of Travel & Tourism Marketing，2016，33（Suppll）：103-122

[35] 蔣獎(jiǎng)，秦明，克燕南，等.休閑活動(dòng)與主觀幸福感[J].旅游學(xué)刊，2011，26（9）：74-78

[36] 劉偉，王小燕，安立仁.體育粉絲持久參與的形成機(jī)制：消費(fèi)者神圣感的中介及精神性的調(diào)節(jié)[J].上海體育學(xué)院學(xué)報(bào)，2018，42（1）：87-94

[37] 林嵩.結(jié)構(gòu)方程模型原理及AMOS應(yīng)用[M].武漢：華中師范大學(xué)出版社，2008：32-51

[38] 胡憲洋，白凱.旅游目的地形象修復(fù)方式量表探討：中外游客整合對(duì)比的視角[J].旅游學(xué)刊，2013，28（9）：73-83

[39] ANDERSON J C，GERBING D W.Structural equation modeling in practice：A review and recommended two-step approach[J].Psychological Bulletion，1988，103（3）：411-423

[40] 吳明隆.結(jié)構(gòu)方程模型：AMOS 的操作與應(yīng)用[M].重慶：重慶大學(xué)出版社，2009：1-33

[41] HU L T，BENTLER P M.Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis：Conventional criteria versus new alternatives[J].Structural Equation Modeling：A Multidisciplinary Journal，1999，6（1）：1-55

[42] O'LEARY-KELLY S W，VOKURKA R J.The empirical assessment of construct validity[J].Journal of Operations Management，1998，16（4）：387-405

[43] HAIR J F，ANDERSON R E，TATHAM R L，et al.Multivariate data analysis[M].5th ed.Upper Saddle River：Prentice Hall，Inc.，1998：130-131

[44] LATTIN J M，CARROLL J D，GREEN P E.Analyzing multivariate data[M].Pacific Grove：Thomson Brooks/Cole，2003：520-556

[45] 魏燁.群體性休閑運(yùn)動(dòng)對(duì)老年人幸福感的影響模式[J].天津體育學(xué)院學(xué)報(bào)，2014，29（5）：455-460

[46] 陳作松.身體鍛煉與主觀幸福感的研究綜述[J].體育科學(xué)，2005，25（5）：65-68