测试休闲限制协商模型：中国马拉松参与行为研究

周良君 ，项明强 ，陈小英 ，钱亦舟 ，陈国强

0 前言

近年来，中国路跑井喷式发展，产生了马拉松奇观。2016年，在中国田径协会注册的马拉松及相关运动赛事达到328场，较2015年134场增加了近1.5倍，是2011年22场赛事的近15倍[1]。2017年全国举办马拉松及相关运动赛事（800人以上规模）达1 100场，参赛人次近500万[2]。截至2018年11月底，2018中国举办800人以上规模的路跑、300人以上规模的越野跑赛事共计1 072场，参赛人次达到530万[3]。专家预测，2020年全中国马拉松规模赛事将超过1 900场，中国田径协会认证赛事达350场，各类路跑赛事参赛人数超过1 000万人次，马拉松产业规模将达到1 200亿元[4]。

马拉松热不仅发生在中国，它早已成为一种国际现象。据美国智库估算，2015年全球路跑市场规模高达1 000亿美元，而中国大陆只占1/20。2012年美国举行的路跑比赛为780场，2013年增加到1 100场，一年间增长率达到30%，参赛人数达到54.1万人[5]。2018年美国共举办了594场马拉松赛，共计503 328人完赛，完赛人数比2017年增长41%，其中纽约马拉松完赛人数达52 700[6]。

人类行为科学的一个重要的目标就是对各种各样的行为现象进行合理的解释，然后制定行为干预措施以消除问题行为或增进目标行为。行为机制是探寻行为现象背后的影响因素及之间的因果关系。因此，不论是解释行为现象或是制定和完善行为干预措施，行为机制的研究都将是极其重要的基础工作[7]。目前，马拉松参与行为机制研究是一个具有国际前沿水准的研究领域，遗憾的是，目前尚未有全面、系统的深入研究。

动力-限制-协商模型作为休闲活动参与行为的重要机制之一，在国外受到广泛关注与应用，相比国外研究的兴盛，国内对该模型的研究尚待加强。除此之外，马拉松参与是深度休闲行为，该模型是否适用于对马拉松参与行为机制的解释？这对马拉松参与行为研究范式的借鉴具有重要的意义。

1 休闲“动力-限制-协商”模型研究回顾

休闲是人们生活中的重要元素。休闲帮助人们应付压力，摆脱负面或痛苦的想法，并提高整体生活满意度。当人们对自己的休闲满意时，更有可能对其他生活领域感到满意，包括工作和婚姻关系[8]。然而，休闲本身可能受到限制。当人们不能参加喜欢的休闲活动或达不到理想的参与水平时，他们正在经历着休闲的限制。休闲的限制是“限制人们参与休闲活动或使用休闲服务”，或者限制人们对当前活动的享受方面的因素[9]。

休闲限制是休闲研究的子领域，关于休闲限制的系统研究已有30多年历史。Crawford和Godbey是休闲限制研究领域的重要学者。他们通过调查，研究为什么有些人不参加休闲活动或者中断了休闲活动的参与，以此来研究休闲限制是如何影响休闲参与行为的。研究发现，休闲限制因素可分为个人限制因素、人际限制因素和结构性限制因素。个人限制因素指向个人心理状态，它会影响人的休闲偏好，但不会影响其休闲参与行为。人际限制指向个体与亲属、朋友形成的互动交往和关系，缺少参与同伴会影响休闲偏好和参与。结构性限制是在休闲偏好与参与之间形成的，包括家庭生命周期阶段、经济收入、天气、气候、可支配时间、活动可得性和机会等[10]。

随后，Henderson等引入了前置限制因素和干预限制因素[11]。与Crawford等[10]模型类似，Henderson等认识到，一些限制因素影响人们形成参与活动的偏好（前置限制因素），而其他限制因素影响人们对活动的参与（干预限制因素）。这个观点被Crawford等证实。Crawford等人认为，个人限制和人际限制因素影响人们形成休闲活动的偏好，而结构性限制因素在人们形成休闲偏好和参与休闲活动之间进行干预[12]。此外，Crawford等人推断个人限制因素是最有效的行为预测因素，而结构性限制因素正好相反。

Crawford等[12]扩展了 Crawford等[10]的模型，提出了休闲限制层次模型。将休闲限制研究由静态研究提升到动态变化研究层面。Crawford等人认为休闲活动的限制因素是从个人限制因素开始，到人际限制再到结构性限制，是分层次呈现的[12]。个人限制是最基础、影响力最大的限制因素；结构性限制的层次最高，但影响力却最小。只有每个层次的休闲限制因素被克服，才能产生休闲行为（图1）。

图1 休闲限制层次模型[12]Figure 1 Hierarchical Model of Leisure Constraint[12]

许多研究将该休闲限制层次模型作为主要的理论框架，或者对模型进行经验验证[13]。一些研究成果印证了该模型（例如 Raymore 等[14]，Samdahl等[15]，Walker等[16]），而另一些研究成果则对该模型提出了挑战（Gilbert等[17]，Hawkins等[18]，Shaw 等[19]，Tsai等[20]）。虽然对休闲限制层次模型存在较多争论，但是该模型仍然是系统研究休闲限制因素和相关问题研究的非常有用的框架[13]。

一些研究者（如 Kay 等[21]，Scott[22]，Shaw 等[23]，Nadirova等[24]）发现，休闲限制因素不会完全限制或抑制人们的休闲参与，一般情况下只影响休闲参与的频率或强度。相反，人们能够克服参与的限制，积极从事休闲活动。Jackson等在休闲限制模型基础上引入动力因素，发现限制因素只是影响人们休闲参与行为的一部分，它并不代表人们就不参加休闲活动[25]。换言之，人们即使遭遇限制，但如果采用协商策略去克服各种限制因素，也可以找到其他方法参与休闲。该发现进一步推动了休闲限制研究，并产生了休闲-限制-协商模型。

Mannell等认为协商策略是人们为了避免或减少限制因素对参与休闲的影响而采用的策略[8]。Hubbard等的研究结果表明，动力与参与之间可完全由协商策略引导[26]。Jackson等把个体运用的协商策略分为认知类协商和行为类协商，行为类协商又可以分为两类：非休闲因素的调整，如选择其他活动、缩减其他开支等；休闲活动本身的调整，如强化参与意识、激发参与热情、协调参与的时间和频率等[25]。

Hubbard等[26]拓展了Raymore等[14]的休闲层次限制量表，在Crawford概念模型的基础上，不仅将个人限制、人际限制和结构性限制因素进行了量化操作，而且还对4种主要限制协商因素即时间管理、技术学习、财务规划和人际协调等进行了量化操作。近年来，研究者又提出了新的休闲限制调节模型（Hubbard等[26]，Mannell等[27]），进一步增进了人们对休闲限制因素是如何在人们生活中发挥作用，以及该变量如何与其他关键变量如偏好、动力、忠诚度等相互作用的认识。

Hubbard和Mannell提出的4个模型分别为：独立模型（模型 1）、协商-缓和模型（模型2）、限制-影响-缓和模型（模型 3）、感知-限制-减少模型（模型 4），每一组都描述了某种不同的限制协商过程[26]。模型1认为，动力、限制和协商3个因素中的每一个都具有独立性，独立影响休闲参与，3个因素之间不存在关联；模型2认为，协商与休闲参与没有直接关系，限制和协商以相互作用的方式，充当缓冲或调节器；模型3则认为协商因素在动力因素和限制因素之间存在相互影响的关系，由限制到协商的路径显示，尽管限制仍然存在，但是所触发的限制-协商路径可能完全抵消或减轻限制带来的影响，最终达到休闲参与；模型4同样强调动力的作用。模型3和模型4为协商-缓冲模型提供了替代方案。4个模型中，模型2、模型3、模型4都认为动力因素、协商因素和限制因素共同决定休闲参与。

2 研究方法与模型假设

马拉松参与是深度休闲行为，借鉴Son等[28]的休闲参与行为问卷，在前期对跑友进行访谈的基础上，编制马拉松参与行为调查问卷，以中国马拉松参与行为调查数据为依据，运用结构方程[29]进一步验证“动力-限制-协商”模型。马拉松“动力-限制-协商”假设模型图如图2所示。

图2 马拉松“动力-限制-协商”假设模型图Figure 2 Marathon"Motivation-Constraint-Negotiation"Hypothesis Model Diagram

3 马拉松“限制-协商”模型的测试

3.1 研究量表

3.1.1 马拉松动力量表

马拉松动力量表以Son等[28]的休闲运动动力量表为蓝本编制。为了更有针对性地测量马拉松运动爱好者的参与动力，根据前期对马拉松跑友的深度访谈，修改了原量表中相关内容和表达方式。修订后动力量表为单一维度表，共5题，例如“我真的对参加马拉松跑很感兴趣”。采用Likert7点计分，从“非常不同意”到“非常同意”分别计1-7分。采用内部一致性信度检验方法，结果显示，量表的Cronbach α系数为0.874。

3.1.2 马拉松限制量表

本研究采用同样方法，编制了马拉松限制量表。该量表共14题，包括个人（5题）、人际（5题）和结构性（4题）3个维度。例如，“我没有精力跑马拉松（个人限制）”“我认识的人经常没有时间和我一起跑马拉松（人际限制）”“我没有合适的服装或运动鞋跑马拉松（结构性限制）”。采用Likert7点计分，从“非常不同意”到“非常同意”分别计1-7分。信度检验结果显示，个人限制、人际限制和结构性限制量表的Cronbach α 系数分别为 0.540、0.705 和 0.720。

3.1.3 马拉松协商量表

本研究编制的马拉松协商量表共12题，包括时间、技术、社会和经济4个维度，每个维度3题。例如“尽量提前做好马拉松跑计划 （时间）”“我会尽量参加马拉松跑的技术培训和交流（技术）”“我会和熟悉的人一起跑马拉松（社会）”“我会减少其他开支以确保跑马拉松的费用（经济）”。采用Likert7点计分，从“非常不同意”到“非常同意”分别计1-7分。信度检验结果显示，时间、技术、社会和经济4个分量表的Cronbach α 系数分别为 0.758、0.771、0.727、0.674。

3.1.4 马拉松参与度量表

本研究采用的自编马拉松参与度量表，包括4个题目，分别为“马拉松跑龄有多少年”“过去12个月参加过几次马拉松跑比赛”“在马拉松跑上花费的时间是一周多少小时”“您去参加马拉松赛的旅途距离是多少”（包括 5个选项：①小于 80 km；②80～160 km；③160～320 km；④320～800 km 之间；⑤大于 800 km这5个选项分别计1～5分）。

3.2 信度和效度检验

动力、限制和协商量表，采用内部一致性信度检验方法。动力、限制和协商量表中Cronbach α系数处于0.540～0.874，除了限制量表中的个人限制量表部分（0.540）和协商量表中的经济协商部分（0.674）之外，其他各部分的Cronbach α系数都达到了0.7以上，表明各个概念的量表都具有较高的可靠性。协商量表中的经济协商部分Cronbach α系数为0.674，接近0.7表明量表是有效的。限制量表中的个人限制量表部分Cronbach α系数为0.540，可能会影响到本部分的内部一致性，可以将个人限制的题项分散，融合到人际限制和结构性限制中去，以此来提高量表的可靠性。但是，没有理论依据支撑这一分类方法。 此外，Hair等[30]和 Bagozzi等[31]都认为，内部一致性系数靠近0.6，也是可以接受的。基于上述考虑，本研究决定继续采用预设测量题项用于进一步分析。

本研究采用专家内容效度对问卷编制的效度进行检验。首先设计专家内容效度表，从休闲领域、马拉松领域和统计领域共遴选10位专家，分别发放问卷和专家效度表。对回收后的第一轮专家咨询结果进行统计和分析，根据专家对问卷作出的综合评价，以及针对个别题项提出的建设性意见，本研究对问卷进行了一定的修改，形成了第二轮专家咨询。如此本研究共进行了三轮专家效度表的发放和回收，确定了最终的问卷内容。

3.3 调查对象

本研究采用网上填写问卷方式，调查了全国范围内19个省和4个直辖市的马拉松爱好者，共获得有效问卷301份，其中：男性跑者199人，女性跑者102 人；平均年龄（35.88±10.06）岁；大学学历及以上231人，高中及其他学历70人；涉及职业包括管理类（65 人）、科技类（10 人）、专业技术类（32 人）、销售类（22 人）、文职类（20 人）、教育类（58 人）、技术工人类（13人）和其他类（81人）。

3.4 数据处理软件

使用SPSS17.0和Amos17.0软件进行数据分析。

表1 马拉松动力、限制、协商与马拉松参与度的描述统计和相关矩阵Table I Descriptive Statistics and Correlation Matrices of Marathon Motivation,Constraints,Negotiation and Marathon Participation

4 结果分析

4.1 初步统计分析

表1呈现了各变量的描述统计及其相关矩阵。

由表1可知，就整体而言，马拉松动力与马拉松参与度呈正相关；马拉松限制与马拉松参与度成负相关；马拉松协商与马拉松参与度成正相关。

4.2 马拉松“限制-协商”模型构建

根据表1数据中反映的各变量之间的相关关系，依据以往的研究结果，本研究构建出3个理论模型，如图3所示。

图3 马拉松限制-协商理论模型Figure 3 Marathon Constraint Negotiation Model

采用结构方程模型对上述3个理论模型依次检验，结果如表2所示。可以看出，模型1中的χ2/df为4.336，RMSEA 为 0.105，大于 0.08，CFI、NFI、RFI、IFI和GFI五项指标小于0.9。在构建结构方程模型过程中，吴明隆认为在检验性因子分析及结构方程模型构建中，χ2/df小于5尚可接受，小于2为良好，RMSEA应小于 0.08 （越小越好），CFI、NFI、RFI、IFI、GFI 应大于0.9（越大越好），这样数据与模型拟合才符合标准[29]。依据该标准，模型1未达到“好”模型标准，可放弃。

模型2和模型3的χ2/df分别为2.373和 2.249，RMSEA分别为 0.068和 0.065， 小于 0.08，CFI、IFI和GFI三项指标均大于 0.9，NFI、RFI两项指标大于0.8。可见模型2和模型3基本上达到拟合标准，但比较而言，模型3要优于模型2。

进一步分析发现，模型3中的马拉松协商对马拉松参与度的直接效应量标准化回归系数为0.03，未达到显著性水平（P＞0.05），故删除该路径，获得感知-限制-减少修正模型（命名为模型4）。从表2可知，模型4与模型3相比，χ2/df减少了0.042，RMSEA减少了 0.003，模型 4 中的 CFI、NFI、RFI、IFI4 项指标均优于模型3。可见，模型4优于模型3，故本研究接受感知-限制-减少修正模型（模型4），其标准化路径如图4所示。

表2 4个模型拟合指数之间比较Table II Comparisons of 4 Models Fitting Index

图4 感知-限制-减少的修正模型Figure 4 Modification Model of Perception-Constraint-Reduction

5 讨论

本研究采用结构方程模型，以马拉松运动爱好者为研究对象，对独立模型、限制-影响-缓和模型和感知-限制-减少模型3个模型进行检验，确定测量中的问题，为未来的研究提供了方向。

在检测独立模型中，协商、动力、限制是相互独立的假说，未得到支持，从而证实限制和协商之间的相互作用的关系与预测不一致。研究结果支持模型2限制-影响-缓和模型和模型3感知-限制-减少模型，模型2和模型3的χ2/df分别为2.373和2.249，RMSEA分别为0.068和0.065，模型2和模型3基本上达到拟合标准，但比较而言，模型3要优于模型2，但模型3中的马拉松协商对马拉松参与度的直接效应量标准化回归系数为0.03，未达到显著性水平（P＞0.05），表明马拉松协商对马拉松参与度弱相关或者无关，故本研究删除该路径，获得感知-限制-减少修正模型，即支持了感知-限制-减少修正模型。

感知-限制-减少修正模型识别出动力是一个重要因素，马拉松动力一方面可积极直接预测马拉松参与，另一方面可通过协商和限制这两个变量间接预测马拉松参与。这意味着，当个体参与马拉松的动力水平越高，越能提升马拉松锻炼时间和距离，促使其参加马拉松比赛，增加马拉松的跑龄。更重要的是，当个体动力水平越高，越能增强其协商能力，进而减少限制对马拉松参与的负面影响。

可见，本研究揭示了动力在个体参加马拉松的限制-协商过程中所起到的重要作用。这一研究结果与以往研究强调动力在参与休闲活动中的重要性的观点相一致（Alexandris等[32]）。应指出的是，本研究结果与Hubbard等[26]研究的结果不一致，他们的研究结果支持限制-影响-缓和模型，解释了为什么限制被认为与参与无关或弱相关，遇到限制直接触发协商因素，可以减轻限制的负面影响，即认为协商可部分中介限制与参与之间的关系。

本研究结果支持感知-限制-减少的修正模型。原因可能有两点：一是研究对象不同，Hubbard等[26]的研究以企业员工为研究对象，而本研究以马拉松爱好者为研究对象，相比之下本研究目标对象更加聚焦化，跨文化研究表明，欧美人参与休闲主要受限制性结构影响，中国人主要受个人自我限制影响[33]；二是参与休闲活动的内容不同，马拉松运动比一般休闲体育活动需要付出更多的意志努力，促进个体长时间坚持马拉松运动需要有强大的内在动力，任一限制因素均会降低个体对马拉松的参与度。在本研究中，参与动力对间接参与的影响较大，参与者不是直接使用协商资源或战略。因此，改善限制因素的不利影响需要事先设定好协商和应对策略（感知-限制-减少模型），而不是产生了限制因素再采取协商策略（限制-影响-缓和模型）。对这一研究结果，宜从经济、文化、社会心理等多角度进行分析，可为更精确地指导马拉松爱好者发挥动力在限制协商过程中的作用提供一些思路。

在限制性因素中，结构性限制和人际限制因素成为主要限制因素，个人限制因素影响最低。这个结论与Walker等[16]和Hudson等[34]的研究结果存在较大差别。

Walker等[16]发现，中国学生更多受到个人限制因素和人际限制因素的影响，而加拿大学生更多受到结构性限制因素的影响。Hudson等进一步发现，一般情况下华裔加拿大人更容易受个人限制因素的影响，而对于英裔加拿大人来说，结构性限制因素是最主要的限制因素[34]。

产生该结果的主要原因可能是中国人过去更多地是追求财富、名誉、道德，不重视休闲（Wang等[35]）。近年来，随着经济高速发展，人们的思想观念发生了重大变化，日益重视精神文化追求，注重自身健康和长寿，自信心也显著增强。特别是自2008年北京奥运举办之后，中国政府积极推动全民健身战略，大众的健身意识逐渐增强，个人限制因素如没必要、没兴趣锻炼、懒惰、担心伤病等明显降低，结构性限制因素上升为影响马拉松参与的主要限制因素。这与Markus等对美国人休闲参与的研究结果相似，即美国人参与休闲活动主要受结构性限制因素影响 （如时间和金钱）[36]。由于参与马拉松运动需要在交通、住宿、装备等方面投入较多，会给参与者带来一定的经济压力。同时，马拉松运动的主要参与群体是中青年，该群体既是社会主要的经济动力，也是工作和家庭压力的主要承担者，他们的业余时间和精力有限，这是结构性限制因素上升的主要原因。

人际限制也是阻碍民众参与马拉松运动的重要因素。Ridinger等认为，如果伴侣不支持将马拉松作为一种休闲运动或旅行，家庭则是马拉松参与者面临的重要限制因素[37]。Goodsell等则认为，家庭或促进或阻碍马拉松参与，要视不同情况而定[38]。Baldwin等进一步研究发现，伴侣不支持对马拉松参与者的婚姻满意度产生负面影响[39]。长期以来，中国人的行为比较内敛，而且特别重视家人和朋友的评价和看法。在传统观念中，马拉松仍属于极限运动，长期参与对健康会带来损害。基于上述看法，家人和朋友可能会对参与马拉松运动持保留或否定态度。另外，马拉松运动要求参与者长期在时间和经济上有较大投入，这可能导致家庭中的配偶或子女的反对。

由上可见，结构性限制因素和人际限制因素成为制约马拉松参与行为的主要因素，而个人限制因素影响降到最低，这是当今中国马拉松参与行为客观、真实的反映。但这种变化是否在其他领域也有类似体现，尚待进一步研究。

6 结论

运用访谈法和结构方程模型，测试了休闲限制协商模型在马拉松运动中的应用，结果发现，本研究接受感知-限制-减少修正模型。分析发现，动力对马拉松参与具有重要影响，动力一方面可积极直接预测马拉松参与，另一方面可通过协商和限制这两个变量间接预测马拉松参与。个体参加马拉松的动力水平越高，越能促使其参加马拉松训练和比赛。更重要的是，更高的动力水平还能增强其协商能力，进而减少限制因素对马拉松参与的负面影响，最终提高马拉松运动的参与水平。

本研究进一步验证了限制和协商因素对马拉松参与行为的影响。在阻碍个体参加马拉松运动的限制因素中，人际限制和结构性限制占主要地位，个人限制次之。这与之前学者们得出中国人个人限制为参与休闲的主要限制的研究结果大相径庭（Hudson等[34]，Walker 等[40]，Wang 等[35]），但与欧美国家参与休闲限制结果相似。本研究对经济、文化、社会心理视角的分析表明，这一结果与当前中国经济发展水平、文化传统，以及家庭和社会关系等有一定的关系。

本研究对于全面、客观、科学了解马拉松参与行为，加强对马拉松参与者的科学引导，减少和消除非理性参与行为，减少伤害事故，推进马拉松运动科学、深入、可持续发展具有积极意义。