馬拉松跑者參賽動機(jī)、休閑效益與幸福感之間的相關(guān)關(guān)系的研究
——以2016廈門馬拉松賽為例

劉 璐

(吉林體育學(xué)院，吉林 長春 130022)

?運(yùn)動人體與應(yīng)用心理學(xué)

馬拉松跑者參賽動機(jī)、休閑效益與幸福感之間的相關(guān)關(guān)系的研究
——以2016廈門馬拉松賽為例

劉 璐

(吉林體育學(xué)院，吉林 長春 130022)

通過問卷調(diào)查收集了參加2016年廈門馬拉松賽長跑愛好者的相關(guān)信息，問卷內(nèi)容包含參賽動機(jī)量表、休閑效益量表、幸福感量表三個部分，目的在于了解馬拉松跑者在參賽動機(jī)、休閑效益與幸福感的相關(guān)關(guān)系。問卷調(diào)查采取隨機(jī)抽查的方式，根據(jù)研究數(shù)據(jù)，以描述性統(tǒng)計、相關(guān)及回歸等統(tǒng)計方式分析處理后，所得結(jié)論如下：1、馬拉松跑者的參賽動機(jī)與馬拉松跑者的休閑效益有正向顯著影響。2、馬拉松跑者的參賽動機(jī)與馬拉松跑者的幸福感有正向顯著影響。3、馬拉松跑者的休閑效益與馬拉松跑者的幸福感有正向顯著影響。根據(jù)本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)馬拉松愛好者的參賽動機(jī)和休閑效益對其幸福感的感受度有高度相關(guān)，也就是說馬拉松運(yùn)動確實(shí)可為健康生活帶來正面影響。 關(guān)鍵詞:馬拉松跑者；參賽動機(jī)；休閑效益；幸福感

隨著《全民健身計劃綱要》的推進(jìn)實(shí)施和《全民健身計劃》的出臺，近年來我國整體運(yùn)動環(huán)境、人民的健康意識都得到了普遍提升，運(yùn)動場地、場館日益普及，各級各類運(yùn)動賽事的成功推廣與舉辦，為廣大人民群眾提供了更多參與運(yùn)動的機(jī)會。2016年6月15日，國務(wù)院出臺了《全民健身計劃(2016-2020年)》，提出“到2020年，群眾體育健身意識普遍增強(qiáng)，參加體育鍛煉的人數(shù)明顯增加，每周參加1次及以上體育鍛煉的人數(shù)達(dá)到7億，經(jīng)常參加體育鍛煉的人數(shù)達(dá)到4.35億，群眾身體素質(zhì)穩(wěn)步增強(qiáng)”[1]。由此可見，我國政府今年再一次將群眾的身心健康作為重點(diǎn)領(lǐng)域進(jìn)行了長期的規(guī)劃。從馬拉松參賽人數(shù)看，中國田徑協(xié)會官方公布的數(shù)據(jù)表明，馬拉松項目2015年共舉辦134場比賽，參賽人數(shù)達(dá)到了150萬人次[2]。2016年全年約舉辦190余場，參賽人數(shù)超過200萬人次。中國的路跑相關(guān)賽事逐年增多，賽事推廣和運(yùn)作逐漸完善，很大程度上拉動了全民健身市場。從馬拉松項目自身特點(diǎn)來看，這項運(yùn)動不需要特殊器材，對場地要求相對較低，便于普及，有利于吸引更多的人參與這項運(yùn)動，感受體育運(yùn)動之美，豐富大眾的業(yè)余文化生活，有效地緩解生活、工作和學(xué)習(xí)的壓力[3]。

雖然參與到馬拉松運(yùn)動的跑者越來越多，但對于馬拉松賽事的理論研究卻相對較少，大部分集中在馬拉松訓(xùn)練、生理生化監(jiān)控、優(yōu)秀運(yùn)動員身體機(jī)能評價、傷病預(yù)防等領(lǐng)域，雖然有少數(shù)對于馬拉松賽事理論的研究，但對于馬拉松運(yùn)動行為特征及可能產(chǎn)生的休閑效益、社會影響、主觀幸福感等缺乏必要的理論關(guān)注?；谏鲜稣J(rèn)識，本研究擬選取2016年廈門馬拉松賽跑者的參賽動機(jī)、休閑效益與幸福感3個過程要素進(jìn)行相關(guān)關(guān)系的研究，希望能夠?yàn)槿藗儏⑴c馬拉松賽事活動提供理論依據(jù)。

1 研究對象

本研究以馬拉松跑者為研究對象。

2 研究方法

2.1 問卷調(diào)查法

以參加2016年廈門馬拉松選手為例，本研究因考慮到施測問卷之拒答率、廢卷率以及其他不可抗拒等因素所導(dǎo)致的誤差，本研究共計發(fā)放300份問卷，回收問卷296份，有效樣本為273份，有效問卷率為91%。此次調(diào)查對象的基本信息如下：

表1 參賽運(yùn)動員基本情況

2.1.1 信度分析

本研究問卷共有參賽動機(jī)、休閑效益、幸福感三個部份，其中量表采用多項問題加以衡量，故量表的信度測驗(yàn)皆以Cronbach’s α系數(shù)作為判斷的依據(jù)。Cronbach’s α系數(shù)越大表示測量工具內(nèi)部的一致性愈高，當(dāng)系數(shù)大于0.7及代表具有高信度水平，0.7至0.35之間表示信度尚可，而小于0.35則不具有信度。本研究將參賽動機(jī)、休閑效益、幸福感之信度分析見表2。

表2 調(diào)查問卷信度分析

本研究所采用的各類變項量表之Cronbach’s α值介于0.867至0.963之間，為可信的范圍，所以本研究之量表具有一定程度的信度。

2.1.2 休閑動機(jī)問卷驗(yàn)證性因素分析

利用正式施測回收的273份有效問卷進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，驗(yàn)證性因素分析主要采用以下幾項指數(shù)：(1)卡方檢驗(yàn)即χ2/df，其理論期望值為1，χ2/df的值愈接近1，表示樣本協(xié)方差矩陣S和估計協(xié)方差矩陣E的相似性愈高，χ2/df<5是可以接受的。(2)“比較擬合指數(shù)”CFI和TLI，這兩個指數(shù)的值在0.95以上表示模型擬合得較好，在0.90以上也可接受。(3)“近似均方根誤差”RMSEA，其值小于0.05表明模型擬合得很好，而在0.08以下的擬合結(jié)果也可以接受。(4)“擬合優(yōu)度指數(shù)”GFI和“常規(guī)擬合指數(shù)”NFI，這兩個指標(biāo)容易受樣本大小的影響，一般GFI>0.85。選用 Lisrel8.70 進(jìn)行數(shù)據(jù)處理，分析結(jié)果(見表3)表明，量表的結(jié)構(gòu)效度良好，可以作為測量休閑動機(jī)的有效研究工具。

表3 量表驗(yàn)證性因素分析擬合指數(shù)

2.2 數(shù)理統(tǒng)計法

本研究依據(jù)研究假設(shè)，并以SPSS 19.0統(tǒng)計軟件作為數(shù)據(jù)處理的工具，以α=0.05為顯著水平進(jìn)行統(tǒng)計考驗(yàn)。有關(guān)數(shù)據(jù)處理的各項統(tǒng)計方法如下：

1、描性統(tǒng)計分析(descriptive statistics)：以次數(shù)分配及百分比來描述樣本的特性。

2、利用平均數(shù)及標(biāo)準(zhǔn)偏差來了解馬拉松跑者之參賽動機(jī)、休閑效益及幸福感差異情形。

3、相關(guān)分析(correlation coefficient)：本研究采用相關(guān)分析對參賽動機(jī)、休閑效益與幸福感各因素構(gòu)面間相關(guān)情形進(jìn)行分析，了解兩連續(xù)變項之間的相關(guān)性。

4、回歸分析(multiple step wise regression analysis)：探究馬拉松跑者參賽動機(jī)與休閑效益對幸福感是否有顯著預(yù)測作用。

3 結(jié)果與分析

本研究針對馬拉松跑者參賽動機(jī)、休閑效益、與幸福感做預(yù)估性描述性統(tǒng)計分析，計算各構(gòu)面選項的平均值與標(biāo)準(zhǔn)偏差，主要變項進(jìn)行敘述，若平均分?jǐn)?shù)越高則表示對此題的認(rèn)同程度越高。衡量方式采用Likert衡量尺度分為五點(diǎn)：1代表非常不符合；2代表不符合；3代表普通；4代表符合；5代表非常符合。并以變數(shù)內(nèi)選項的總平均值作為基準(zhǔn)，顯示樣本數(shù)、平均數(shù)及標(biāo)準(zhǔn)偏差。所有構(gòu)面平均數(shù)介于3.863～4.344之間，其中以休閑效益最高為4.281，參賽動機(jī)最低為4.083，結(jié)果如表3所示。

表3 調(diào)查內(nèi)容變數(shù)平均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差統(tǒng)計表

3.1 參賽動機(jī)情況

由下表4可知，參賽動機(jī)各項平均數(shù)介于3.863與4.212之間，參賽動機(jī)整體平均值為4.038，整體而言，馬拉松跑者參賽動機(jī)的內(nèi)在因素平均數(shù)高于外在因素，變量選項內(nèi)在因素中的“可以緩解學(xué)習(xí)工作的壓力”平均數(shù)值最高，為4.536，顯示馬拉松跑者參賽動機(jī)大部份是為了緩解壓力。

表4 參賽動機(jī)變數(shù)量表

3.2 休閑效益

馬拉松跑者的休閑效益指的是其個體主觀評價馬拉松運(yùn)動對于身體和心理有正向幫助的個人感受。由表5可知，休閑效益各項平均數(shù)介于4.167與4.344之間，休閑效益整體平均值為4.281，各選項之間生理效益和心理效益平均數(shù)相差不大，其中各選項最被認(rèn)同的是“可以提升心肺功能，強(qiáng)化體能”，平均數(shù)為4.431；其次為“可以放松心情”，平均數(shù)為4.421；平均數(shù)皆在4.4以上。由休閑效益4.281平均數(shù)推論，顯示馬拉松跑者對于休閑效益中的生理及心理效益認(rèn)同度較高。

3.3 幸福感

幸福感是指馬拉松跑者在運(yùn)動過程中基于個人主觀認(rèn)知、生活滿意程度、快樂感受等正向情緒及個人成長的心理評估狀態(tài)。由表6可知，幸福感各項平均數(shù)介于3.903與4.441之間，幸福感整體平均值為4.185，各選項之間平均數(shù)相差不大，其中各選項最被同意的是“如果有機(jī)會我會鼓勵家人或朋友一起參與馬拉松比賽”，平均數(shù)為4.441；就構(gòu)面來看，馬拉松跑者對于幸福感的“自我肯定”及“自我信心”認(rèn)同度較高。

表6 幸福感變數(shù)量表

3.4 相關(guān)性分析

本研究在進(jìn)行回歸分析之前，先以Pearson相關(guān)分析來探究各個變量的關(guān)聯(lián)性，探討相關(guān)系數(shù)了解各變量之間是否存在相關(guān)性及其關(guān)系正負(fù)，針對馬拉松跑者參賽動機(jī)、休閑效益、與幸福感等潛在變量進(jìn)行相關(guān)性分析。當(dāng)相關(guān)系數(shù)之絕對值小于0.3時，為低度相關(guān)；絕對值介于0.3～0.7時，即為中度相關(guān)；達(dá)0.7～0.8時，即為高度相關(guān)；若達(dá)0.8以上時即為非常高度相關(guān)。本研究發(fā)現(xiàn)影響馬拉松跑者參賽動機(jī)相關(guān)系數(shù)中，以幸福感中自我信心最高，為0.664；其次為生活滿意，為0.655；而影響參賽動機(jī)相關(guān)系數(shù)最低為休閑效益中的心理效益，為0.501。各構(gòu)面間均呈現(xiàn)顯著之正向相關(guān)，表示這些構(gòu)面間亦存有一定程度之影響力，且各構(gòu)面皆低于0.7，顯示變量之間并無共線性的問題，但由于此分析僅能提供概括性的判斷結(jié)果，對于實(shí)際的研究結(jié)論，仍須以其他相關(guān)的統(tǒng)計方法加以驗(yàn)證，分析結(jié)果與各變量之相關(guān)系數(shù)整理見下表7。

表7 參賽動機(jī)、休閑效益與幸福感相關(guān)性分析表

注：*代表P<0.05;**代表P<0.01;***代表P<0.001。

3.5 回歸分析

3.5.1 參賽動機(jī)與休閑效益回歸分析

H1：馬拉松跑者的參賽動機(jī)與休閑效益有正向顯著影響。

其回歸式為：y=β0+βX(y=休閑效益，X=參賽動機(jī))

H1a:不同參賽動機(jī)(內(nèi)在因素)對馬拉松跑者休閑效益有正向影響。

其回歸式為：y=β0+β1X1(y=休閑效益，X1=參賽動機(jī))

H1b:不同參賽動機(jī)(外在因素)對馬拉松跑者有正向影響。

其回歸式為：y=β0+β2X2(y=休閑效益，X2=參賽動機(jī))

本研究利用回歸分析法，分析結(jié)果預(yù)估如表8所示，研究發(fā)現(xiàn)與假設(shè)所預(yù)期的結(jié)果相同，此回歸分析的解釋變異量(R2)預(yù)估有49.7%的解釋能力。整體而言，以“參賽動機(jī)”來解釋“休閑效益”有其正面的價值與結(jié)果。

表8 休閑效益對參賽動機(jī)的回歸分析表

注：*代表P<0.05；**代表P<0.01；***代表P<0.001。

表9 休閑效益對參賽動機(jī)的回歸分析表

注：*代表P<0.05；**代表P<0.01；***代表P<0.001。

3.5.2 參賽動機(jī)與幸福感回歸分析

H2:馬拉松跑者的參賽動機(jī)與幸福感有正向顯著影響。

其回歸式為：y=β0+βX(y=幸福感，X=參賽動機(jī))

H2a:不同參賽動機(jī)(內(nèi)在因素)對馬拉松跑者幸福感有正向影響。

其回歸式為：y=β0+β1X1(y=幸福感，X1=內(nèi)在因素)

H2b:不同參賽動機(jī)(外在因素)對馬拉松跑者幸福感有正向影響。

其回歸式為：y=β0+β2X2(y=幸福感，X2=外在因素)

本研究利用回歸分析法，分析結(jié)果如表10所示，研究發(fā)現(xiàn)與假設(shè)所預(yù)期的結(jié)果相同，此回歸分析的解釋變異量(R2)有56.0%的解釋能力。整體而言，以“參賽動機(jī)”來解釋“幸福感”有其正面的價值與結(jié)果。

表10 幸福感對參賽動機(jī)的回歸分析表

注：*代表P<0.05；**代表P<0.01；代表P***<0.001。

表11 幸福感對參賽動機(jī)的回歸分析表

注：*代表P<0.05；**代表P<0.01；***代表P<0.001。

3.5.3 休閑效益與幸福感回歸分析

H3：馬拉松跑者的休閑效益與幸福感有正向顯著影響。

其回歸式為：y=β0+βX0(y=幸福感，X0=休閑效益)

H3a:不同休閑效益(生理效益)對馬拉松跑者

幸福感有正向影響。

其回歸式為：y=β0+β3X3(y=幸福感，X3=生理效益)

H3b:不同休閑效益(心理效益)對馬拉松跑者幸福感有正向影響。

其回歸式為：y=β0+β4X4(y=幸福感，X4=心理效益)

H3c:不同休閑效益(社交效益)與幸福感對于馬拉松跑者有正向影響。

其回歸式為：y=β0+β5X5(y=幸福感，X5=社交效益)

本研究利用回歸分析法，分析結(jié)果如表12所示，研究發(fā)現(xiàn)與假設(shè)所預(yù)期的結(jié)果相同，此回歸分析的解釋變異量(R2)預(yù)估有57.9%的解釋能力。整體而言，以“休閑效益”來解釋“幸福感”有其正面的價值與結(jié)果。

表12 休閑效益(整體構(gòu)面)與幸福感對馬拉松跑者回歸分析表

注：*代表P<0.05；**代表P<0.01；***代表P<0.001。

表13 休閑效益(各構(gòu)面)與幸福感對馬拉松跑者回歸分析表

注：*代表P<0.05；**代表P<0.01；***代表P<0.001。

4 資料分析結(jié)果

4.1 參賽動機(jī)對休閑效益的影響分析

本研究用回歸分析進(jìn)行統(tǒng)計推論，以回歸方法來分析研究架構(gòu)，檢定研究架構(gòu)所設(shè)的假設(shè)，來確定自變量與依變量間是否具有顯著水平。首先針對參賽動機(jī)對休閑效益進(jìn)行回歸分析，結(jié)果為F=395.397，P<0.001，R2=0.497，β系數(shù)=0.706，表示對休閑效益的回模歸型達(dá)顯著水平，并且有49.7%的解釋能力，從結(jié)果發(fā)現(xiàn)參賽動機(jī)對休閑效益有正向的關(guān)系。顯示其實(shí)證結(jié)果支持H1假設(shè)。

其次將參賽動機(jī)的兩個構(gòu)面(內(nèi)在因素、外在因素)對休閑效益進(jìn)行回歸分析，結(jié)果為參賽動機(jī)之內(nèi)在因素F=318.297，P<0.001，R2=0.422，β系數(shù)=0.666，表示對休閑效益的回模歸型達(dá)顯著水平，并且有42.2%的解釋能力，從結(jié)果發(fā)現(xiàn)參賽動機(jī)之內(nèi)在因素對休閑效益有正向的關(guān)系，顯示其實(shí)證結(jié)果支持H1a假設(shè)。而參賽動機(jī)之外在因素F=269.503，P<0.001，R2=0.402，β系數(shù)=0.635，表示對休閑效益的回歸模型達(dá)顯著水平，并且有40.2%的解釋能力，從結(jié)果發(fā)現(xiàn)參賽動機(jī)之外在因素對休閑效益有正向的關(guān)系，顯示其實(shí)證結(jié)果支持H1b假設(shè)。

4.2 參賽動機(jī)對幸福感的影響分析

針對參賽動機(jī)對進(jìn)行回歸幸福感分析，結(jié)果為F=509.65，P<0.001，R2=0.560，β系數(shù)=0.749，表示對幸福感的回歸模型達(dá)顯著水平，并且有56.0%的解釋能力，從結(jié)果發(fā)現(xiàn)參賽動機(jī)與幸福感有正向的關(guān)系。顯示其實(shí)證結(jié)果支持H2假設(shè)。其次將參賽動機(jī)的二個小構(gòu)面(內(nèi)在因素、外在因素)對幸福感進(jìn)行回歸分析，結(jié)果為參賽動機(jī)之內(nèi)在因素F=331.824，P<0.001，R2=0.453，β系數(shù)=0.674，表示對幸福感回歸模型達(dá)顯著水平，并且有45.3%的解釋能力，從結(jié)果發(fā)現(xiàn)參賽動機(jī)之內(nèi)在因素對幸福感有正向的關(guān)系，顯示其實(shí)證結(jié)果支持H2a假設(shè)。而參賽動機(jī)之外在因素F=387.52，P<0.001，R2=0.492，β系數(shù)=0.702，表示對幸福感的回歸模型達(dá)顯著水平，并且有49.2%的解釋能力，從結(jié)果發(fā)現(xiàn)參賽動機(jī)之外在因素對幸福感有正向的關(guān)系，顯示其實(shí)證結(jié)果支持H2b假設(shè)。

4.3 休閑效益對幸福感的影響分析

休閑效益對幸福感進(jìn)行回歸分析，結(jié)果為F=550.27，P<0.001，R2=0.579，β系數(shù)=0.761，表示對幸福感的回歸類型達(dá)顯著水平，并且有57.9%的解釋能力，從結(jié)果發(fā)現(xiàn)休閑效益對幸福感有正向的關(guān)系。顯示其實(shí)證結(jié)果支持H3假設(shè)。其次將休閑效益的三個構(gòu)面(生理效益、心理效益、社交效益)對幸福感進(jìn)行回歸分析，結(jié)果為休閑效益之生理效益F=341.781，P<0.001，R2=0.460，β系數(shù)=0.679，表示對幸福感回歸模型達(dá)顯著水平，并且有46.0%的解釋能力，從結(jié)果發(fā)現(xiàn)休閑效益之生理效益對幸福感有正向的關(guān)系，顯示其實(shí)證結(jié)果支持H3a假設(shè)。而休閑效益之心理效益F=308.66，P<0.001，R2=0.435，β系數(shù)=0.660，表示對幸福感的回歸模型達(dá)顯著水平，并且有43.5%的解釋能力，從結(jié)果發(fā)現(xiàn)休閑效益之心理效益對幸福感有正向的關(guān)系，顯示其實(shí)證結(jié)果支持H3b假設(shè)。而休閑效益之社交效益F=287.541，P<0.001，R2=0.417，β系數(shù)=0.647，表示對幸福感的回歸模型達(dá)顯著水平，并且有41.7%的解釋能力，從結(jié)果發(fā)現(xiàn)休閑效益之社交效益對幸福感有正向的關(guān)系，顯示其實(shí)證結(jié)果支持H3c假設(shè)。

5 研究結(jié)論與討論

馬拉松跑者的“參賽動機(jī)”對自身的休閑效益和幸福感均有積極的影響。而“參賽動機(jī)”的內(nèi)在因素、外在因素對馬拉松跑者休閑效益和幸福感也有積極的影響；馬拉松跑者的“休閑效益”與馬拉松跑者的幸福感呈正相關(guān)；“休閑效益”的生理效益、心理效益、社交效益皆對馬拉松跑者幸福感有正向的影響。

馬拉松跑者的參賽動機(jī)和休閑效益對其幸福感的感受度相關(guān)頗高，說明馬拉松運(yùn)動確實(shí)可以為健康生活帶來正面的影響，也證實(shí)了馬拉松項目在全民健身領(lǐng)域的重要地位。但本研究也存在一些局限。首先，本研究是采問卷調(diào)查法，無法深入了解馬拉松跑者的看法，未來可以配合深入訪談法或是開放式問答法等方法來輔助進(jìn)行研究，從多方面深入了解相關(guān)議題更接近現(xiàn)實(shí)狀況。其次本研究只針對參加2016廈門馬拉松比賽之跑者進(jìn)行抽樣，未針對所有場次馬拉松跑者進(jìn)行研究，樣本量較少。最后本研究的變項包含參與動機(jī)、休閑效益，較偏重于跑者個人之主觀幸福感，由于研究變項選擇之差異，結(jié)果亦會有所不同，建議后續(xù)研究者可考慮加入其它變項如工作活力、運(yùn)動觀光等，以深入探討馬拉松運(yùn)動的相關(guān)研究。

[1] 國務(wù)院.國務(wù)院關(guān)于印發(fā)全民健身計劃(2016—2020年)的通知[EB/OL].http://www.gov.cn.2016-06-15.

[2] 中國田徑協(xié)會.田協(xié)目標(biāo)：2020年國內(nèi)馬拉松等路跑賽事超800場 [EB/OL]. http://www.athletics.org.cn.2016-06-08.

[3] 孫澤野. 中國鄭開國際馬拉松賽對城市發(fā)展影響的研究[D].開封：河南大學(xué)碩士學(xué)位論文,2011.

[4] 許治平,仲宇,董小龍. 影響大眾體育比賽參賽者行為的因素研究[J]. 成都體育學(xué)院學(xué)報,2008,34(1):30-34.

[5] 呂曉昌,林琳,孫研紅,林寧. 我國皮劃艇運(yùn)動員參賽動機(jī)與意志品質(zhì)狀況及其關(guān)系研究[J]. 山東體育學(xué)院學(xué)報,2011,27(1):44-48，62.

[6] 金青云. 休閑體育參加者的休閑動機(jī)與主觀幸福感的關(guān)系[J]. 體育學(xué)刊,2011,18(5):31-37.

[7] 楊雋,郭發(fā)明. 傳統(tǒng)龍舟比賽參與動機(jī)的社會學(xué)分析——兼談鷹潭地區(qū)傳統(tǒng)龍舟比賽中的沖突現(xiàn)象[J]. 搏擊(武術(shù)科學(xué)),2012(8):93-94+121.

[8] 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(2):67-76.

[9] 李軍蘭. 城鎮(zhèn)居民體育鍛煉與主觀幸福感關(guān)系研究[J]. 社會心理科學(xué),2013(4):61-67.

[10] 張勇. 斯特賓斯休閑學(xué)理論與休閑體育[J]. 山東體育科技,2015,31(3):39-43.

[11] 李軍蘭,劉文. 體育鍛煉對主觀幸福感和心理幸福感的雙重效應(yīng)研究[J]. 教育理論與實(shí)踐,2014(2):37-39.

[12] 魏燁. 休閑體育行為意向理論與實(shí)證研究[J]. 體育科技,2014(2):90-91+95.

[13] 蔣惠珍. 體育鍛煉對高校教師主觀幸福感和心理健康的影響[J]. 北京體育大學(xué)學(xué)報,2009,30(10):69-72.

A Study on the Correlation between Motivation,Leisure Benefits and Well Being of Marathon Runners——A Case Study of 2016 Xiamen Marathon

LIU Lu

(Jinlin Sport University,Changchun 130022,China)

In this paper, we collected the relevant information of the Xiamen marathon runners in 2016 through a questionnaire survey. The content of the questionnaire includes three parts, including the motivation scale, the leisure benefit scale and the happiness scale, the purpose is to understand the relationship between the motivation, leisure benefits and well-being of marathon runners. According to the research data, descriptive statistics, correlation and regression analysis were used to analyze the results: 1, There is a positive impact on the leisure benefits of marathon runners in the marathon runners. 2, There was a positive significant effect on the motivation of marathon runners and the marathon runners' happiness. 3, There was a positive significant effect on the leisure benefits and the well-being of the marathon runners. According to the results of this study, it is found that there is a high degree of correlation with the motivation and leisure benefits of Marathon enthusiasts, that is to say, the marathon does have a positive impact on the healthy life.

marathon runner; motivation; leisure benefits; happiness

2016-08-29；

2016-09-22

國家體育總局奧運(yùn)科技攻關(guān)項目(2013A079)。

劉 璐(1987-)，女，助教，研究方向:體育人文社會學(xué)。

G822.8

A

1672-1365(2016)06-0070-07