健走者休闲涉入、休闲价值与主观幸福感关系

尹郑刚

(郑州师范学院地理与旅游学院，河南 郑州 450044)

涉入理论最早是Sherif等〔1〕于1947年在研究社会判断理论时提出来的，用于研究社会事件中个人态度的问题。韩兆林〔2〕对国外涉入理论在消费领域运用做了研究综述。作者整理了国内涉入理论在消费领域的研究，认为研究成果主要体现涉入度对广告的影响、对品牌忠诚度的影响等5个方面。涉入理论的研究对象后来从实体产品扩展到服务产品领域，典型代表便是有学者〔3〕将其引入休闲行为的研究中。与消费领域的涉入维度不同的是，Mclntyre等〔3〕根据前人的理论，发展了休闲涉入的理论模型，提出其架构包含吸引力、自我表达及中心性3个方面。方怡尧〔4〕认为，休闲活动中，个体体验的获得与涉入程度关系密切。陈肇芳〔5〕提出涉入属心理状态，实质是一种偏好、动机和激励，并体现在个人与休闲活动之间。对于休闲价值，早期西方文化对此就有相关的诠释。《圣经》这样描述到：“你们有过休闲，才能感悟到我是神”，可见休闲是接近神、了解神的有效方法。柏拉图认为休闲能舒缓人们身心的疲惫，提升人类的修养和品行，使其趋于善良和正义。马克思从人的价值存在与人的自身发展的角度切入，认为休闲对人的价值存在产生与丰富至关重要，并且为人的全面发展打下坚实基础。概括地讲，从人的价值存在和自我发展的本质中定义休闲是马克思休闲价值思想的核心。廖小平等〔6〕认为休闲的个体价值具有获得愉悦、缓解压力和“成为人”，休闲的社会价值则包括政治价值、经济价值、文化价值和生态价值。主观幸福感(SWB)是指人们对其生活状况和品质所做的认知性和情感性的整体评价。健步走促使人们充分感受闲暇生活，获取身心愉悦，重建因为忙碌而与自然、社会、他人割裂的联系，因而除了健身功能外，兼有休闲、旅游、社交等功能，按休闲的种类划分，属运动性休闲活动。本文旨在探讨健步行走者(健走者)休闲涉入、休闲价值SWB关系。

1 对象与方法

1.1研究对象 以大河邦邦网——健步行走论坛召集的健步走爱好者为例开展相关研究。该论坛建立于2010年，目前其走友主要以郑州市郊的庙子、邙岭等山地丘陵地区及郑州市内滨河公园、大型公园和有开阔步道的街道为活动场所。本研究时间在2014年9～10月及2015年4～5月每周末，由事先培训过的人员在健走者各个集合的地点随机发放调查问卷，为了保证研究的科学性，各个类型的健走场所发放的问卷数目保持大体平衡。共发放问卷550份，回收有效问卷471份(86%)。男性占59.4%，女性占40.6%。46～60岁的出行者最多，占57.2%，大学学历(专、本科)占54.2%，月收入3 001～5 000元和5 001～7 000元的被试所占比例最高，分别占34.5%和22.1%，健步走年限在<1年、1～2年、>2且≤3年、>3年的分别占21.1%、38.6%、26.0%、14.3%；在锻炼频次上，每周健步走1～2次占33.7%，每周3～4次35.3%，每周5～6次24.4%，天天坚持健步走锻炼的只占6.6%；在步行距离上，平均一次锻炼<5 km的占46.2%，5～10 km 41.2%，>10 km 12.6%。

1.2问卷设计 在查阅文献资料和理论分析，并结合咨询专家的基础上，确定了初始的测量项目，通过小范围预测试，结合客观实际对测量项目做出修改和补充，最终形成正式的调查问卷。问卷分两部分，第一部分考察被试的人口统计特征和相关背景信息，第二部分则主要考察休闲涉入、休闲价值和主观幸福感3个潜变量及其关系。休闲涉入量表借鉴前人的研究成果，分为行为涉入和心理涉入两部分，共6个项目；休闲价值量表的设计也综合既有的研究成果，并结合健身者的实际情况，分成了生理、心理和社交3个层面，7个项目；主观幸福感量表借助其他相关量表，结合被试实际进行修正，形成了6个测试项目。问卷采用likert 5级量表进行测量，5个选项“非常不赞同、不赞同、不好说、赞同和非常赞同”被量化赋予1～5分，要求被试无需过多思虑，根据自身实际快速作答。

1.3统计学方法 采用SPSS17.0和AMOSA7.0软件进行结构模型分析。

2 结 果

2.1量表的信度和效度检验 研究通过内部一致性系数，即Cronbach α系数对模型中的3个潜变量的观测指标进行信度检验，结果显示，休闲涉入的α系数为0.796，休闲价值的α系数为0.825，SWB的α系数为0.783，量表总体的α系数为0.894，均高于0.70，说明问卷测量的信度较为理想。本量表是在参考借鉴已有相关文献，并征求相关专家意见，经过反复修正调整的基础上编制出来的，整个过程遵循了科学的程序和规范，因此保证了较高的内容效度。另外，对量表数据进行KMO和Bartlett球形检验显示，KMO=0.810>0.7，P=0.000，符合因子分析条件。探索性因子分析结果发现，各变量的因子载荷均远在0.5(临界值)以上，说明量表具有较好的结构效度(表1)。

表1 模型信度、效度及变量均值

2.2拟合优度检验 运用极大似然法对数据进行参数估计。通过AMOS7.0对模型进行拟合性检验的结果显示，主要拟合指标χ2/df=1.533<3，绝对适配度指标残差均方根(RMR)=0.041<0.05，渐进误差均方根近似误差均方根(RMSEA)=0.063<0.08，绝对适配度指标拟合优度指数(GFI)=0.950>0.90，其调整指标调整拟合优度指数(AGFI)=0.936>0.90，简约适配度指标简约拟合优度指数(PGFI)=0.552>0.500，增值适配度指标规范拟合指数(NFI)=0.908>0.900，简约调整适配度指标简约规范拟合指数(PNFI)=0.667>0.50，以上指标都达到了相关的临界值要求，说明模型的整体拟合性较好，达到可接受的适配标准。

2.3结构模型分析 结构模型回归分析结果显示：各变量间的标准化路径系数都在0.257以上，P值=0.001，说明显著性比较好，这样健走者休闲涉入对休闲价值、SWB正向直接影响效果，休闲价值对SWB的正向直接影响效果均达到了显著水平(表2)，假设1、2和3得到验证。除了变量间的直接影响外，间接影响效果分析证实休闲涉入通过休闲价值对SWB的间接影响也达到了显著水平(γ11β21=0.269)，这样也验证了假设4。

表2 结构模型潜变量路径系数表

2.4结构模型修正分析 从结构模型的分析结果看出，“A6健步走体现了我积极向上的生活态度”对休闲涉入的标准路径系数只有0.266，“B7健步走帮助我提升人际交往技巧”对休闲价值的标准路径系数只有0.257，均仅仅在0.05水平上显著，由于还不够理想所以删除这两个路径，对模型进行修正。结果显示修正后现有的路径系数均具有良好的显著性，与原有模型相比无实质变化，因此前述结论不受影响。修正后的模型未再产生修正指标，因此可得出最终的模型路径系数如图1所示(各变量用表1中注明过的代号表示)。

图1 结构模型标准化路径系数

3 讨 论

Kelly等〔7〕认为，休闲涉入和休闲价值在本质上是互惠的，休闲价值既能作为休闲涉入的影响因素，也能成为其行为后果。Lu等〔8〕在调查英国城镇居民时发现，对休闲活动的认可和全身心投入能对主体在心理、生理、教育上产生积极的正向关系。Folsom等〔9〕研究证实，参加具有一定强度的休闲运动能有效地预防心脑血管疾病等。

Parry等〔10〕在研究中提出，休闲价值是增强生活满意度和SWB的直接动力，这源于其与积极情绪紧密相关。Mancini〔11〕对经常参加休闲活动的老年人进行研究，结果显示他们从中的积极收获、成长、满意度与SWB有高度正向的相关。林芳仪等〔12〕以台湾大学生为样本的调查中发现，休闲价值与SWB有显著的相关性，前者对后者的预测解释效果较大。

早在古希腊时期，幸福被认为应具有三大要素：休闲、智慧和美德。亚里士多德甚至指出：休闲对于人的幸福生存具有本质性、本原性的意义。Kelly等〔7〕研究结果显示，互动性和技巧性强的休闲运动有助于提高生活满意度。Reich等〔13〕研究表明，有针对性的休闲活动对于释放参与人的日常压力非常有效，坚持进行能使其大幅获得心理幸福感，并且涉入程度与SWB呈正比关系。龙江智等〔14〕研究认为深度休闲通过充实感、归属感、成就感、身心健康和人际互动等机制，对我国老年人的SWB产生了重要的正相关关系。余勇等〔15〕通过对自行车骑乘者的研究，也得出了休闲涉入对幸福感具有正向影响作用。

本调研发现，中年人和较年轻的老年人是健走的主体人群，这类人群承担更多的社会角色和责任，需要通过一定的途径来舒缓紧张的神经、宣泄释放压力。相对于年轻人，适合他们的锻炼项目较为有限，相对于高龄老年人，他们体力尚佳，且他们所处的年龄段使他们更为注重身体素质，预防疾病，从户外健走的特点看，这种健身方式是他们的上佳选择，也是一种积极的休闲方式。另外，在以后的相关活动中，应当更为注重他们的特点，如将健走强度(速度和时间)多设定为中度和中轻度，注意日常的保健和身体普查，以避免不必要的运动损伤和疾病诱发。由于当今工作方式和生活节奏的缘故，年轻人似乎远离了户外休闲锻炼，应通过健走运动的宣传普及，让年轻人认识到，作为一种蓬勃兴起的户外休闲，健走不仅是一种运动，更是一种生活方式，健走应变成享受，健走可以使人回归自然，以此来激发他们的参与热情。

本研究表明健走者的休闲涉入、休闲价值和SWB之间存在结构性关系。休闲价值在其中发挥特殊作用，处于一个特殊的地位，属中介变量，被自变量休闲涉入显著预测，同时又显著预测SWB。休闲涉入推动了健走行为实施及休闲价值的实现，休闲者从健走运动获取的个体价值又使休闲涉入得以强化，并直接关联到SWB，这种联结使两者关系得以加强，间接产生效果。鉴于休闲价值中介变量的性质，有必要提高健走者的安全意识，杜绝身体风险的发生，加强休闲价值的检测与评价，扩大健步走休闲运动的受益面。

健走者的SWB来源于3个途径，分别是休闲涉入、休闲价值的直接影响和休闲涉入通过休闲价值中介产生的间接影响。通过比较发现，各种交互影响中，休闲涉入对SWB的直接影响强度最小，因此可以推断，影响SWB的关键因子是休闲价值，时间、财富、情感投入并不能直接换取等量的幸福感，需要经过休闲价值的介入和转换来实现。健身者的休闲涉入是实现价值，产生幸福的基础。

1Sherif M，Cantril H.The psychology of ego-involvement〔M〕.New York：John Wiley，1947：280-347.

2韩兆林.涉入理论及其在消费者行为研究中的运用〔J〕.外国经济与管理，1997；19(1)：11-3.

3Mclntyre N，Pigram JJ.Recreation specialization reexamined：the case of Vehicle base campers〔J〕.Leisure Sci，1992；14(1)：3-15.

4方怡尧.温泉游客游憩涉入与游憩体验关系之研究——以北投温泉为例〔D〕.台北：台湾师范大学，2002.

5陈肇芳.大学校院学生休闲运动参与、涉入与满意度关系之研究〔D〕.嘉义：嘉义大学，2007.

6廖小平，孙 欢.休闲价值论〔J〕.湘潭大学学报(哲学社会科学版)，2011；35(1)：146-50.

7Kelly JR，Steinkamp MW，Kelly JR.Later life satisfaction：does leisure contribute〔J〕.Leisure Sci，1987；9(3)：189-200.

8Lu L，Argyle M.Leisure satisfaction and happiness as a function of leisure activity 〔J〕.Kaohsiung J Med Sci，1994；10(2)：89-96.

9Folsom A，Arnett D，Hutchinson R，etal.Physical activity and incidence of coronary heart disease in middle-aged women and men〔J〕.Med Sci Sports Exerc，1997；29(7)：901-9.

10Parry DC，Shaw SM.The role of leisure in women′s experience of menopause and mid-life〔J〕.Leisure Sci，1999；21(3)：205-18.

11Mancini JL.Numerical estimates of coliform mortality rates under various conditions〔J〕.J Water Pollut Control Federation，1978；50(11)：2477-84.

12林芳仪，赖宏昇，王微茹.休闲需求、参与、满意度及幸福感之关系与因果探索〔C〕.台中：休闲、游憩、观光学术研讨会暨国际论坛，2008：268-81.

13Reich JK，Zautra A.Life events and personal causation：Some relationships with satisfaction and distress〔J〕.J Personal Soc Psychol，1981；41(5)：1002-12.

14龙江智，王 苏.深度休闲与主观幸福感〔J〕.旅游学刊，2013；28(2)：77-85.

15余 勇，田金霞.骑乘者休闲涉入、休闲效益与幸福感结构关系研究〔J〕.旅游学刊，2013；28(2)：67-76.