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 體育學院，吉林 延吉 133002）

?運動與健康科學

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 體育學院，吉林 延吉 133002）

通過對參與登山活動的人群進行實證考察，掌握參與登山鍛煉者的心理特質(zhì)和現(xiàn)象，對登山者心理層面以變量建構(gòu)結(jié)構(gòu)方程模型來驗證各變量的影響關(guān)系進行分析，結(jié)果顯示：休閑涉入對休閑效益和主觀幸福感有著顯著的正向影響，休閑效益對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、學習一樣，休閑是一種資源和財富。休閑時代的來臨，并不只是針對某些國家和地區(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《全民健身計劃（2016—2020年）》中指出全民健康是國家綜合實力的重要體現(xiàn)，是經(jīng)濟社會發(fā)展進步的重要標志。全民健身是實現(xiàn)全民健康的重要途徑和手段，是全體人民增強體魄、幸福生活的基礎(chǔ)保障［2］。祝善忠指出：“引導全社會樹立健康、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需求，提高國民生活質(zhì)量，加強對民生福祉的關(guān)懷和順應(yīng)時代發(fā)展的進步，具有重要的現(xiàn)實意義?！保?］現(xiàn)代社會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)重要的價值和意義。

涉入的概念是指在社會心理學的研究中用以衡量個人的態(tài)度行為［4］。Selin將涉入的概念引入休閑的研究領(lǐng)域，認為休閑涉入存在于個體與休閑活動之中，是休閑活動的參與者所達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，休閑涉入是個體與休閑活動、游憩環(huán)境及相關(guān)產(chǎn)品間的一種興趣、激勵和動機的心理狀態(tài)［5］。休閑涉入是個體在參與休閑活動時所投入的時間、金錢、相關(guān)設(shè)備等，是屬于外在行為的參與情形。同時，休閑涉入也是個人與游憩活動間的一種覺醒或感興趣的狀態(tài)。休閑行為涉入能真實反應(yīng)個人參與休閑活動的情形，行為涉入程度為影響休閑經(jīng)驗的重要成分，是個體對某個休閑活動的內(nèi)在動機和興趣［6］。因此，休閑涉入是個體在其休閑活動之間的一種動機、激勵和興趣的心理狀態(tài)。休閑涉入的感受會影響休閑活動參與的持續(xù)性和意愿，可以影響參與者持續(xù)參與的動力。隨著這方面研究的進展，很多學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認為人們可以通過休閑活動的參與獲得許多益處，休閑效益在個人休閑活動的參與和生活質(zhì)量的促進中，扮演著重要的角色。Ajzen指出休閑效益是參與休閑所能達成的目標，休閑參與者相信休閑能幫助他們達成目標，是一種與個人設(shè)定的目標有關(guān)的獲益情形。Mannell與 Stynes指出休閑活動的參與者在參與休閑活動的過程中，會受到內(nèi)外在因素的刺激，從而產(chǎn)生生理、心理、環(huán)境及社會的影響，經(jīng)過人們社會價值觀的轉(zhuǎn)化以及個體主觀的評價后，獲得最終的目標，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，它會牽扯到參與其中可能改變的多種意義和體驗。個人在參與休閑活動過程中和活動后，經(jīng)過個體主觀的評估所獲得的經(jīng)驗和感受，對個人會產(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，無論在個人層面還是社會層面，人們都會追求獲得休閑所帶來的益處。因此，每個個體對休閑效益的感受各不相同，因為休閑效益是主觀感受，無論是目標的達成或是獲得，都必須通過休閑活動的參與過程以及個人主觀評價后，才會產(chǎn)生出不同的休閑效益。

主觀幸福感是心理學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，是個人對其生活質(zhì)量的整體評估。Wilson指出主觀幸福感是對生活滿意程度及情感的整體評估的一種感受，具有個人情感與認知兩個層次。從休閑領(lǐng)域的觀點看，休閑是現(xiàn)代人生活中很重要的部分，這些體驗不僅可以提升休閑品質(zhì)，而且可以提升個人幸福感。個人對于休閑效益的滿足和主觀評價，將進一步影響個體整個的休閑生活滿意和生活品質(zhì)。休閑活動的價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人主觀的內(nèi)在感受，不僅是個人內(nèi)心的情緒狀態(tài)，更會受到外在環(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，這些體驗不僅可以提升休閑質(zhì)量，也可以提升個人的幸福感。基于上述理論，通過對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，不僅能夠進一步了解休閑活動對于個人心理體驗的影響意義，也可以增進對休閑活動參與的認識。

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休閑效益具有顯著影響關(guān)系。

H2：登山者的休閑涉入對主觀幸福感具有顯著影響關(guān)系。

H3：登山者的休閑效益對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 研究對象與方法

2.1 研究對象

登山活動是人們在森林、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，但不包括攀巖溯溪等技術(shù)性登山活動；登山者以針對一些離城市較近、交通方便的山區(qū)等戶外場所從事登山徒步活動的參與者為主［13］。因此，以從事登山活動的參與者為調(diào)查對象，采用現(xiàn)場實地調(diào)查的方式進行，利用現(xiàn)場定點的便利取樣方式進行問卷調(diào)查，并委托3位研究生協(xié)助施測，且在施測前先加以訓練，明確了解本研究問卷內(nèi)容及目的，并教導如何實施調(diào)查。根據(jù)研究者對參與登山徒步者的多次實地訪談得知，參與登山活動的人群大多來自本市區(qū)、附近城鎮(zhèn)以及協(xié)會社團，從事登山活動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實施，問卷發(fā)放時先說明研究的目的，并詢問填寫意愿，必先確認被試是否接受過調(diào)查，以防止樣本重復(fù)，否則不予進行問卷填答，待完成登山活動后的休息空閑時填答。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)查實施

調(diào)查地點選擇在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象為前提，通過現(xiàn)場定點的便利取樣方式，對20歲以上登山人群進行實地問卷調(diào)查，基于對登山活動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獲得受試者對登山徒步活動感受的明確性，及時對受試者給予問卷不清楚處的指導，先征詢受試者的意愿后再進行調(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個維度：吸引力（4個）、生活中心性（4個）、自我表現(xiàn)（4個），共12個題項。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個維度：生理效益（4個）、自我開發(fā)（4個）、心理效益（4個）、社會效益（4個）、個人滿足（4個），共20個題項。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個維度：生活滿意度（5個），情感（8個），共13個題項。主觀幸福感在結(jié)構(gòu)上包含兩個部分：生活滿意度、情感（正向情感和負向情感）。為確保問卷的內(nèi)在效度，綜合多位學者的研究成果，結(jié)合研究的狀況而編制。上述 3個量表均采用 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 項目分析

題項的選取依受試者答題情形，以獨立樣本t檢驗將量表總分依據(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)進行差異性比較，取各題項達顯著差異，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)性檢驗方面，題項與總分的相關(guān)性不僅要達到顯著，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)分析法進行項目分析。結(jié)果表明，休閑涉入量表中各題在高低分組上均達到顯著水平，顯示各題項有較好的區(qū)分度，各題項與量表項目總分的相關(guān)系數(shù)在 0.603以上，說明對休閑涉入的說明力較強，沒有要刪減的題項。休閑效益量表中只有第 16項與量表總分的相關(guān)系數(shù)為0.117，P＝0.017＜0.05，雖達顯著水平，但兩者只是低度相關(guān)，刪除該題項，因此心理效益維度變?yōu)?個題項。主觀幸福感量表中第 2、10、11、13項與量表總分的相關(guān)系數(shù)分別為0.295、0.294、0.368、0.364，所以進行刪除，生活滿意度變?yōu)?4個題項，情感維度變?yōu)?個題項。

2.5 問卷效度和信度分析

在驗證性因子分析中，從調(diào)查總體中抽取100個被試樣本［25］，采用多因子斜交模型法，以 CFA分析中各潛變量對觀測變量負荷量的顯著性和模型整體擬合程度，作為檢驗量表結(jié)構(gòu)效度和對量表的修正。CFA模型擬合指標的接受標準為 χ2／df＜2.0，絕對擬合優(yōu)度指數(shù) RMSEA＜0.10，RMR＜0.05，GFI、AGFI、GFI＞0.9，相對擬合指標 CFI、NFI、RFI＞0.90。通過一階驗證性因子分析，分別對休閑涉入、休閑效益與主觀幸福感進行模型修正，刪除未能達到擬合標準的LI10、LI11、LB2、LB8、SW7、SW9異常值題項。二階模型估計結(jié)果顯示，休閑涉入各潛變量的因素負荷量大部分在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的因素負荷量未達最低標準，項目信度系數(shù)雖低于0.50，但是這3項所在潛變量的 AVE值均高于0.50的標準，可以使用。3個維度潛變量的 AVE數(shù)值均高于0.60，表示測量指標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個維度具有良好的收斂效度。而且所構(gòu)建的不同測量變量均落在預(yù)期的維度上，說明測量模型有良好的區(qū)別效度。對模型采用擬合優(yōu)度檢驗進行參數(shù)估計，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，達到可以接受的適配標準，所構(gòu)建模型可以接受。

采用內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach’sα值來進行量表信度檢驗。休閑涉入總量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.841，3個維度的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、社會效益0.857、個人滿足 0.726；主觀幸福感總量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.795，2個維度的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的基準值，說明整體量表具有良好的信度。運用SPSS19.0軟件和 AMOS20.0軟件對資料進行分析和模型建立，主要采用項目分析、驗證性因子分析、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 休閑涉入是個體與休閑活動、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機，具有驅(qū)動個體休閑行為的特性，也是個體參與休閑活動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體對于某事物或活動的攸關(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為吸引力、自我表現(xiàn)與中心性。吸引力得分最高（3.86），說明鍛煉者對登山活動的吸引熱衷參與程度較高，登山活動對于參與者的重要性、快樂、心情改變、有趣最為受到參與者的認同，也是主要參與休閑運動的涉入根源。其次是自我表現(xiàn)，登山活動能展現(xiàn)自我能力、可以交換意見、了解個性和希望得到喝彩。高于平均值前三項的是“最滿意的活動之一”（3.98）、“可以緩解壓力”（3.91）、“很享受參與的登山活動”（3.81）；低于平均值前三項的是“可以更了解自己”（3.46）、“生活與登山活動息息相關(guān)”（3.49）、“判斷別人”（3.51）。由此可知，多數(shù)登山鍛煉者認為登山徒步活動所感覺到的吸引力、重要性與愉快程度是促使其參與該活動的主要因素。在生活節(jié)奏加快的當下，通過參與登山活動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之一，進而呈現(xiàn)出參與登山活動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 登山活動是以山作為休憩消磨時間及休閑目的地，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。個體通過參與登山活動之后，其對登山參與過程體驗和感受會對自身的需求、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中的追求身心熱衷程度較高。高于平均值前三項的是“有助于鍛煉體能”（4.16）、“保持健康”（4.16）、“實踐自我身體能力的機會”（4.10）；低于平均值前三項的是“增強競爭心”（3.16）、“自我創(chuàng)新表現(xiàn)的機會”（3.17）、“獲得日常生活中好的應(yīng)激源”（3.20）。表明多數(shù)登山受訪者認為參與登山活動可以強健體魄，通過參與登山活動可獲得的生理效益認同程度偏高，說明參與登山徒步鍛煉對于改善個人健康狀態(tài)、增進身體活動能力、促進心肺功能有很大的幫助。其次是心理效益認同程度也較高，說明通過登山鍛煉活動的參與，可使人放松心情、緩解壓力，可以改善情緒、降低焦慮和不安，進而達到平衡、建立自我認同、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，也是個體主觀對于自我生活的評價。它是個體對生活整體狀況的主觀認知和感受。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，是個人對其生理、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，說明通過登山活動獲得更多的積極性的情感因素。高于平均值前三項的是“感受到快樂的感覺”（3.84）、“生活狀況相當好”（3.68）、“很滿意現(xiàn)在的生活”（3.66）；低于平均值前三項的是“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)被試者對于目前生活狀況與情感評價都介于一般和符合之間。

3.2 結(jié)構(gòu)方程模型的檢驗和修正

以結(jié)構(gòu)方程模型的潛變量路徑分析進行整體模型擬合度檢驗。將潛變量和觀測變量導入假設(shè)模型，運用 AMOS20.0中的極大似然法進行參數(shù)估計，以絕對適配指標、相對適配指標和簡約適配指標來判斷假設(shè)模型的整體適配度指標。用違犯估計檢驗估計系數(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量誤差值為0.08～0.78，并無負的誤差方差存在。因此，可以進行整體模型擬合度的檢驗。參數(shù)估計運行的結(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。絕對適配度指標中 RMR、RMSEA都大于 0.05、AGFI小于0.90的適配標準，表明模型整體擬合度沒有達到要求，應(yīng)對模型進行修正，以達到適配度指標的規(guī)定。修正的方式是以修正指標（MI）找出造成模型適配度不佳的來源，進行模型修正時，一次修正一個指標，修正完再重新執(zhí)行模型估計。

其中觀察變量（心理效益）與觀察變量（啟發(fā)效益）的測量誤差項間的M.I.值顯示，“e4?e5”＝18.246為最大，表明心理效益和啟發(fā)效益兩個觀察變量的誤差具有某種程度的關(guān)系，將這兩個觀察變量的測量誤差項重新設(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。修正后的結(jié)果RMR＝0.046、RMSEA＝0.033獲得了改善，都達到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，各項指標都通過模型適配標準，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

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)，可以檢驗自變量對因變量的直接影響，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)，休閑涉入對休閑效益具有直接效果，休閑效益對主觀幸福感有直接效果，休閑涉入對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，達到顯著水平，證明假設(shè) H1成立，登山活動參與者休閑涉入對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，達到顯著水平，證明假設(shè)H2成立，登山活動參與者休閑涉入對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，達到顯著水平，證明假設(shè)H3成立，登山者的休閑效益對其主觀幸福感具有正向直接的影響。整個因果關(guān)系顯示休閑涉入對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，休閑涉入對休閑效益有直接影響，并且登山者對登山活動的生理效益認同感高過心理與社會層面。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，休閑涉入對主觀幸福感具有直接的影響，而模式顯示整個因果關(guān)系是休閑涉入對主觀幸福感具有直接和間接的效果，而且休閑涉入對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)，對特定活動的不同涉入程度會帶來不同的幸福感［15］?？芍ㄟ^登山活動會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其主觀幸福感具有正向影響，而模式也顯示整個因果關(guān)系是休閑效益對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］。同時有研究證實休閑效益和主觀幸福感有顯著相關(guān)，并能有效預(yù)測幸福感［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，休閑涉入對休閑效益的影響作用為 β＝0.33，C.R＝5.86，休閑涉入對主觀幸福感的影響作用為 β＝0.21，C.R＝3.77，并達到顯著水平，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。為了進一步驗證休閑效益是否在休閑涉入對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，采用依次檢驗法進行中介效應(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因變量的影響減弱［28］。

圖4 中介變量示意圖

通過依次檢驗回歸系數(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 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 y的影響至少有一部分是通過中介變量 m實現(xiàn)的；在檢驗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，自變量對因變量的中介效果完全通過中介變量休閑效益的中介達到其影響（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變量之間的路徑系數(shù)相乘得到，休閑涉入對主觀幸福感的間接效果由兩個直接效果（休閑涉入對休閑效益，休閑效益對主觀幸福感）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

將一個變量影響另一個變量的直接效應(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的另一種自我并獲得不同程度的休閑效益。

2）休閑涉入對休閑效益有直接影響。參與登山徒步活動的生理效益評價最高，對生理效益的認同感高于心理效益和社會效益，表明通過休閑涉入進而獲得休閑體驗、增強休閑效益的程度。

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

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，通過活動所獲得的效益對主觀幸福感產(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

延邊大學人文社會學科基金項目（項目編號：YB2016019）。

樸正漢（1971—），男，講師，博士，主要研究方向為體育心理學與休閑體育學。