健走者休閑涉入、休閑價值與主觀幸福感關系

尹鄭剛

(鄭州師范學院地理與旅游學院，河南 鄭州 450044)

涉入理論最早是Sherif等〔1〕于1947年在研究社會判斷理論時提出來的，用于研究社會事件中個人態度的問題。韓兆林〔2〕對國外涉入理論在消費領域運用做了研究綜述。作者整理了國內涉入理論在消費領域的研究，認為研究成果主要體現涉入度對廣告的影響、對品牌忠誠度的影響等5個方面。涉入理論的研究對象后來從實體產品擴展到服務產品領域，典型代表便是有學者〔3〕將其引入休閑行為的研究中。與消費領域的涉入維度不同的是，Mclntyre等〔3〕根據前人的理論，發展了休閑涉入的理論模型，提出其架構包含吸引力、自我表達及中心性3個方面。方怡堯〔4〕認為，休閑活動中，個體體驗的獲得與涉入程度關系密切。陳肇芳〔5〕提出涉入屬心理狀態，實質是一種偏好、動機和激勵，并體現在個人與休閑活動之間。對于休閑價值，早期西方文化對此就有相關的詮釋。《圣經》這樣描述到：“你們有過休閑，才能感悟到我是神”，可見休閑是接近神、了解神的有效方法。柏拉圖認為休閑能舒緩人們身心的疲憊，提升人類的修養和品行，使其趨于善良和正義。馬克思從人的價值存在與人的自身發展的角度切入，認為休閑對人的價值存在產生與豐富至關重要，并且為人的全面發展打下堅實基礎。概括地講，從人的價值存在和自我發展的本質中定義休閑是馬克思休閑價值思想的核心。廖小平等〔6〕認為休閑的個體價值具有獲得愉悅、緩解壓力和“成為人”，休閑的社會價值則包括政治價值、經濟價值、文化價值和生態價值。主觀幸福感(SWB)是指人們對其生活狀況和品質所做的認知性和情感性的整體評價。健步走促使人們充分感受閑暇生活，獲取身心愉悅，重建因為忙碌而與自然、社會、他人割裂的聯系，因而除了健身功能外，兼有休閑、旅游、社交等功能，按休閑的種類劃分，屬運動性休閑活動。本文旨在探討健步行走者(健走者)休閑涉入、休閑價值SWB關系。

1 對象與方法

1.1研究對象 以大河邦邦網——健步行走論壇召集的健步走愛好者為例開展相關研究。該論壇建立于2010年，目前其走友主要以鄭州市郊的廟子、邙嶺等山地丘陵地區及鄭州市內濱河公園、大型公園和有開闊步道的街道為活動場所。本研究時間在2014年9～10月及2015年4～5月每周末，由事先培訓過的人員在健走者各個集合的地點隨機發放調查問卷，為了保證研究的科學性，各個類型的健走場所發放的問卷數目保持大體平衡。共發放問卷550份，回收有效問卷471份(86%)。男性占59.4%，女性占40.6%。46～60歲的出行者最多，占57.2%，大學學歷(專、本科)占54.2%，月收入3 001～5 000元和5 001～7 000元的被試所占比例最高，分別占34.5%和22.1%，健步走年限在<1年、1～2年、>2且≤3年、>3年的分別占21.1%、38.6%、26.0%、14.3%；在鍛煉頻次上，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%，天天堅持健步走鍛煉的只占6.6%；在步行距離上，平均一次鍛煉<5 km的占46.2%，5～10 km 41.2%，>10 km 12.6%。

1.2問卷設計 在查閱文獻資料和理論分析，并結合咨詢專家的基礎上，確定了初始的測量項目，通過小范圍預測試，結合客觀實際對測量項目做出修改和補充，最終形成正式的調查問卷。問卷分兩部分，第一部分考察被試的人口統計特征和相關背景信息，第二部分則主要考察休閑涉入、休閑價值和主觀幸福感3個潛變量及其關系。休閑涉入量表借鑒前人的研究成果，分為行為涉入和心理涉入兩部分，共6個項目；休閑價值量表的設計也綜合既有的研究成果，并結合健身者的實際情況，分成了生理、心理和社交3個層面，7個項目；主觀幸福感量表借助其他相關量表，結合被試實際進行修正，形成了6個測試項目。問卷采用likert 5級量表進行測量，5個選項“非常不贊同、不贊同、不好說、贊同和非常贊同”被量化賦予1～5分，要求被試無需過多思慮，根據自身實際快速作答。

1.3統計學方法 采用SPSS17.0和AMOSA7.0軟件進行結構模型分析。

2 結 果

2.1量表的信度和效度檢驗 研究通過內部一致性系數，即Cronbach α系數對模型中的3個潛變量的觀測指標進行信度檢驗，結果顯示，休閑涉入的α系數為0.796，休閑價值的α系數為0.825，SWB的α系數為0.783，量表總體的α系數為0.894，均高于0.70，說明問卷測量的信度較為理想。本量表是在參考借鑒已有相關文獻，并征求相關專家意見，經過反復修正調整的基礎上編制出來的，整個過程遵循了科學的程序和規范，因此保證了較高的內容效度。另外，對量表數據進行KMO和Bartlett球形檢驗顯示，KMO=0.810>0.7，P=0.000，符合因子分析條件。探索性因子分析結果發現，各變量的因子載荷均遠在0.5(臨界值)以上，說明量表具有較好的結構效度(表1)。

表1 模型信度、效度及變量均值

2.2擬合優度檢驗 運用極大似然法對數據進行參數估計。通過AMOS7.0對模型進行擬合性檢驗的結果顯示，主要擬合指標χ2/df=1.533<3，絕對適配度指標殘差均方根(RMR)=0.041<0.05，漸進誤差均方根近似誤差均方根(RMSEA)=0.063<0.08，絕對適配度指標擬合優度指數(GFI)=0.950>0.90，其調整指標調整擬合優度指數(AGFI)=0.936>0.90，簡約適配度指標簡約擬合優度指數(PGFI)=0.552>0.500，增值適配度指標規范擬合指數(NFI)=0.908>0.900，簡約調整適配度指標簡約規范擬合指數(PNFI)=0.667>0.50，以上指標都達到了相關的臨界值要求，說明模型的整體擬合性較好，達到可接受的適配標準。

2.3結構模型分析 結構模型回歸分析結果顯示：各變量間的標準化路徑系數都在0.257以上，P值=0.001，說明顯著性比較好，這樣健走者休閑涉入對休閑價值、SWB正向直接影響效果，休閑價值對SWB的正向直接影響效果均達到了顯著水平(表2)，假設1、2和3得到驗證。除了變量間的直接影響外，間接影響效果分析證實休閑涉入通過休閑價值對SWB的間接影響也達到了顯著水平(γ11β21=0.269)，這樣也驗證了假設4。

表2 結構模型潛變量路徑系數表

2.4結構模型修正分析 從結構模型的分析結果看出，“A6健步走體現了我積極向上的生活態度”對休閑涉入的標準路徑系數只有0.266，“B7健步走幫助我提升人際交往技巧”對休閑價值的標準路徑系數只有0.257，均僅僅在0.05水平上顯著，由于還不夠理想所以刪除這兩個路徑，對模型進行修正。結果顯示修正后現有的路徑系數均具有良好的顯著性，與原有模型相比無實質變化，因此前述結論不受影響。修正后的模型未再產生修正指標，因此可得出最終的模型路徑系數如圖1所示(各變量用表1中注明過的代號表示)。

圖1 結構模型標準化路徑系數

3 討 論

Kelly等〔7〕認為，休閑涉入和休閑價值在本質上是互惠的，休閑價值既能作為休閑涉入的影響因素，也能成為其行為后果。Lu等〔8〕在調查英國城鎮居民時發現，對休閑活動的認可和全身心投入能對主體在心理、生理、教育上產生積極的正向關系。Folsom等〔9〕研究證實，參加具有一定強度的休閑運動能有效地預防心腦血管疾病等。

Parry等〔10〕在研究中提出，休閑價值是增強生活滿意度和SWB的直接動力，這源于其與積極情緒緊密相關。Mancini〔11〕對經常參加休閑活動的老年人進行研究，結果顯示他們從中的積極收獲、成長、滿意度與SWB有高度正向的相關。林芳儀等〔12〕以臺灣大學生為樣本的調查中發現，休閑價值與SWB有顯著的相關性，前者對后者的預測解釋效果較大。

早在古希臘時期，幸福被認為應具有三大要素：休閑、智慧和美德。亞里士多德甚至指出：休閑對于人的幸福生存具有本質性、本原性的意義。Kelly等〔7〕研究結果顯示，互動性和技巧性強的休閑運動有助于提高生活滿意度。Reich等〔13〕研究表明，有針對性的休閑活動對于釋放參與人的日常壓力非常有效，堅持進行能使其大幅獲得心理幸福感，并且涉入程度與SWB呈正比關系。龍江智等〔14〕研究認為深度休閑通過充實感、歸屬感、成就感、身心健康和人際互動等機制，對我國老年人的SWB產生了重要的正相關關系。余勇等〔15〕通過對自行車騎乘者的研究，也得出了休閑涉入對幸福感具有正向影響作用。

本調研發現，中年人和較年輕的老年人是健走的主體人群，這類人群承擔更多的社會角色和責任，需要通過一定的途徑來舒緩緊張的神經、宣泄釋放壓力。相對于年輕人，適合他們的鍛煉項目較為有限，相對于高齡老年人，他們體力尚佳，且他們所處的年齡段使他們更為注重身體素質，預防疾病，從戶外健走的特點看，這種健身方式是他們的上佳選擇，也是一種積極的休閑方式。另外，在以后的相關活動中，應當更為注重他們的特點，如將健走強度(速度和時間)多設定為中度和中輕度，注意日常的保健和身體普查，以避免不必要的運動損傷和疾病誘發。由于當今工作方式和生活節奏的緣故，年輕人似乎遠離了戶外休閑鍛煉，應通過健走運動的宣傳普及，讓年輕人認識到，作為一種蓬勃興起的戶外休閑，健走不僅是一種運動，更是一種生活方式，健走應變成享受，健走可以使人回歸自然，以此來激發他們的參與熱情。

本研究表明健走者的休閑涉入、休閑價值和SWB之間存在結構性關系。休閑價值在其中發揮特殊作用，處于一個特殊的地位，屬中介變量，被自變量休閑涉入顯著預測，同時又顯著預測SWB。休閑涉入推動了健走行為實施及休閑價值的實現，休閑者從健走運動獲取的個體價值又使休閑涉入得以強化，并直接關聯到SWB，這種聯結使兩者關系得以加強，間接產生效果。鑒于休閑價值中介變量的性質，有必要提高健走者的安全意識，杜絕身體風險的發生，加強休閑價值的檢測與評價，擴大健步走休閑運動的受益面。

健走者的SWB來源于3個途徑，分別是休閑涉入、休閑價值的直接影響和休閑涉入通過休閑價值中介產生的間接影響。通過比較發現，各種交互影響中，休閑涉入對SWB的直接影響強度最小，因此可以推斷，影響SWB的關鍵因子是休閑價值，時間、財富、情感投入并不能直接換取等量的幸福感，需要經過休閑價值的介入和轉換來實現。健身者的休閑涉入是實現價值，產生幸福的基礎。

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

2韓兆林.涉入理論及其在消費者行為研究中的運用〔J〕.外國經濟與管理，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方怡堯.溫泉游客游憩涉入與游憩體驗關系之研究——以北投溫泉為例〔D〕.臺北：臺灣師范大學，2002.

5陳肇芳.大學校院學生休閑運動參與、涉入與滿意度關系之研究〔D〕.嘉義：嘉義大學，2007.

6廖小平，孫 歡.休閑價值論〔J〕.湘潭大學學報(哲學社會科學版)，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林芳儀，賴宏昇，王微茹.休閑需求、參與、滿意度及幸福感之關系與因果探索〔C〕.臺中：休閑、游憩、觀光學術研討會暨國際論壇，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龍江智，王 蘇.深度休閑與主觀幸福感〔J〕.旅游學刊，2013；28(2)：77-85.

15余 勇，田金霞.騎乘者休閑涉入、休閑效益與幸福感結構關系研究〔J〕.旅游學刊，2013；28(2)：67-76.