休閑涉入對老年人幸福感的影響：自我效能與暢爽體驗(yàn)的中介效應(yīng)

翁李勝 雷燕 潘新潔

摘? 要： 采用結(jié)構(gòu)方程模型方法，將自我效能與暢爽體驗(yàn)作為中介變量，對參與廣場舞運(yùn)動(dòng)的老年人進(jìn)行實(shí)證分析，揭示老年人休閑涉入對其幸福感的影響機(jī)制。結(jié)果顯示：休閑涉入對自我效能、暢爽體驗(yàn)以及幸福感具有顯著正向影響;自我效能對暢爽體驗(yàn)以及暢爽體驗(yàn)對幸福感的顯著正向影響得以驗(yàn)證;暢爽體驗(yàn)在休閑涉入對幸福感的正向影響過程中具有中介作用，且為部分中介;自我效能同樣具有部分中介作用，但需通過暢爽體驗(yàn)對幸福感產(chǎn)生間接影響。

關(guān)鍵詞： 休閑涉入; 幸福感; 自我效能; 暢爽體驗(yàn); 廣場舞; 老年人

中圖分類號： G80-05? ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A? ? ? ?文章編號： 1000-5498（2020）09-0087-08

DOI： 10.16099/j.sus.2020.09.009

隨著我國老齡化進(jìn)程的加快，老年人口數(shù)量不斷上升，老年人的幸福問題越來越受到全社會的關(guān)注，“如何使老年人變得更加幸?！背蔀楝F(xiàn)代社會的一個(gè)重要命題[1]。大量研究表明，老年人的幸福感依賴于其對生活領(lǐng)域的滿意程度及獲得的情緒體驗(yàn)[2]，而體育鍛煉是一種能有效增進(jìn)老年人身心健康的方式，其不僅能緩解消極的情緒狀態(tài)，也能顯著提升老年人的幸福感[3-5]。近年來，廣場舞運(yùn)動(dòng)在短時(shí)間內(nèi)遍布全國各地的街頭廣場，以“廣場舞大媽”為主的群體在閑暇時(shí)間能自由地隨心而跳。相對其他體育健身項(xiàng)目，廣場舞動(dòng)作簡單易學(xué)，容易為普通大眾所接受，同時(shí)具有一定的趣味性和娛樂性，對社會交往、生活質(zhì)量以及幸福感的提升均具有積極影響[6-8]。因此，研究廣場舞休閑涉入（leisure involvement）與老年人幸福感的關(guān)系具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

已有研究[9-10]雖表明，休閑涉入對幸福感具有正向作用，但并未清晰地揭示休閑涉入對老年人幸福感產(chǎn)生影響的作用機(jī)制?，F(xiàn)有研究多著眼于休閑涉入對老年人幸福感的直接影響，卻忽視了二者之間的復(fù)雜性與間接性。休閑涉入在對老年人幸福感的影響過程中可能存在大量的中介變量。陳愛國等[4]認(rèn)為，影響老年人幸福感的因素涉及孤獨(dú)感、自尊、社會支持以及養(yǎng)老方式等，將孤獨(dú)感作為中介變量，發(fā)現(xiàn)低水平的孤獨(dú)感可使老年人體驗(yàn)到更多的積極情緒。戴群等[11]采用分層回歸分析與路徑分析的方法驗(yàn)證了老年人體育鍛煉與生活滿意度的相關(guān)性，并檢驗(yàn)了社會支持、自尊等因素的中介作用，發(fā)現(xiàn)體育鍛煉與老年人生活滿意度不存在直接相關(guān)性，社會支持發(fā)揮著中介變量的作用，而自尊帶來的差異不具統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。已有研究表明，老年人休閑涉入與幸福感之間存在較為復(fù)雜的影響過程[4，11]，除上述已被檢驗(yàn)的中介變量外，還涉及其他因素，如自我效能及暢爽體驗(yàn)等[12-13]。自我效能是實(shí)現(xiàn)特定目標(biāo)所需的能力及信心，可控制個(gè)體的思想及行為[14]。暢爽體驗(yàn)是完全投入活動(dòng)中所獲得的興奮感與幸福感[15]。Bandura等[13]與Jackson等[12]認(rèn)為，自我效能與暢爽體驗(yàn)是休閑涉入影響幸福感的2個(gè)重要中介變量，較高的自我效能與暢爽體驗(yàn)可正向影響幸福感。然而，在廣場舞休閑涉入對老年人幸福感影響的研究中，鮮有同時(shí)將自我效能與暢爽體驗(yàn)作為中介變量，進(jìn)而探討休閑涉入對老年人幸福感的影響機(jī)制。

綜上所述，筆者認(rèn)為自我效能與暢爽體驗(yàn)可為休閑涉入對老年人幸福感的影響機(jī)制提供新的視角。具體而言，廣場舞休閑涉入是否對自我效能、暢爽體驗(yàn)以及幸福感產(chǎn)生直接的正向影響，自我效能與暢爽體驗(yàn)在這個(gè)影響過程中是否發(fā)揮關(guān)鍵的中介，該作用是完全中介還是部分中介，這些問題均有待進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。因此，筆者基于休閑涉入的概念，引入自我效能與暢爽體驗(yàn)作為中介變量，旨在探討休閑涉入、自我效能、暢爽體驗(yàn)與幸福感之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系，并提出廣場舞休閑涉入對老年人幸福感的影響機(jī)制模型，從而完善老年人幸福感研究。

1? 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

1.1 休閑涉入對幸福感的影響

涉入的概念最早由Sherif等[16]提出，指社會心理學(xué)領(lǐng)域中個(gè)人的態(tài)度與行為。此后，該概念逐漸被運(yùn)用于休閑、游憩領(lǐng)域[17]。本文的休閑涉入指老年人在參與廣場舞運(yùn)動(dòng)過程中表現(xiàn)出的專注、自由及愉悅的心理狀態(tài)。它不僅體現(xiàn)為老年人對廣場舞參與的頻率、時(shí)間及其他投入，同時(shí)還反映其參與廣場舞休閑體育運(yùn)動(dòng)的心理歷程。幸福感通常被作為探討生活品質(zhì)的指標(biāo)，用以檢視社會變遷、衡量社會政策[18]。本文的幸福感指參與者在廣場舞涉入中基于個(gè)人主觀認(rèn)知對快樂、生活滿意程度等正向情緒的心理評估狀態(tài)?，F(xiàn)有研究較多地探討休閑涉入與幸福感的關(guān)系。Krawezynski等[9]對60歲以上老年人的體力活動(dòng)計(jì)劃進(jìn)行研究的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，成功的體力活動(dòng)計(jì)劃可提升老年人的生活滿意度與幸福感。陳愛國等[4]研究認(rèn)為，體育鍛煉對老年人的幸福感有明顯改善作用。Berger等[10]研究了體育鍛煉對情緒的影響，發(fā)現(xiàn)在進(jìn)行體育鍛煉后，緊張、抑郁及憤怒的水平會明顯下降。此外，還有研究[19]表明，在體育活動(dòng)中，鍛煉者對運(yùn)動(dòng)技能的掌握可增強(qiáng)其自信與自尊。由此可知，參與者持續(xù)、深入地參與休閑活動(dòng)會對幸福感產(chǎn)生較為積極影響?；诖?，提出以下假設(shè)：

H1休閑涉入對老年人的幸福感具有顯著正向影響。

1.2 自我效能及其中介效應(yīng)

自我效能是指人們對實(shí)現(xiàn)特定領(lǐng)域行為目標(biāo)所需能力的信心，是對自己的活動(dòng)水平施加控制能力的信念[14]。李永周等[20]認(rèn)為，自我效能可看作是對自己在特定情境中是否有能力操作行為的預(yù)期，它可矯正并控制個(gè)體的思想、動(dòng)機(jī)和行為。Ewart等[21]指出，參與相關(guān)休閑活動(dòng)可提升自我效能感，并在面對困難時(shí)更有可能去克服這些阻礙。與此同時(shí)，F(xiàn)ox[19]的研究也表明：休閑體育活動(dòng)對個(gè)體的身體外觀和軀體意象的知覺有顯著影響;休閑體育活動(dòng)是一種提高個(gè)體自尊水平及自我效能的有效活動(dòng)。

Bandura等[13]認(rèn)為，自我效能在外界活動(dòng)與個(gè)體行為中起重要的中介作用。杜旌等[22]認(rèn)為，自我效能對員工幸福感有積極作用，高績效工作系統(tǒng)可通過自我效能提升員工幸福感。戴群等[11]通過檢驗(yàn)體育鍛煉與老年人生活滿意度的相關(guān)性，發(fā)現(xiàn)自我效能是體育鍛煉與老年人生活滿意度之間的中介變量。張萍等[23]的研究證明，自我效能對主觀幸福感有預(yù)測作用，自我效能感在人格特質(zhì)與主觀幸福感之間起到中介作用。張建育等[24]研究發(fā)現(xiàn)，自我效能與主觀幸福感之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。根據(jù)以上分析，休閑活動(dòng)的涉入對自我效能的提升具有積極影響，而自我效能可增加個(gè)體的幸福感，自我效能在休閑涉入與幸福感之間具有中介效應(yīng)。因此，提出以下假設(shè)：

H2休閑涉入對老年人的自我效能具有顯著正向影響。

H3自我效能對老年人的幸福感具有顯著正向影響。

1.3 暢爽體驗(yàn)及其中介效應(yīng)

暢爽體驗(yàn)是指當(dāng)人們完全投入到活動(dòng)中時(shí)獲得的一種貫穿全身的感覺，身體動(dòng)作能自發(fā)而為，無需主體有意識地控制，能給人帶來極高的充實(shí)感、興奮感及幸福感[15]。暢爽體驗(yàn)通常與休閑體育活動(dòng)相關(guān)。Jackson等[12]通過對28名運(yùn)動(dòng)員展開深度訪談，并對其獲得的暢爽體驗(yàn)進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn)，個(gè)體在活動(dòng)過程中會產(chǎn)生暢爽體驗(yàn)，注意力高度集中。Carr[25]研究發(fā)現(xiàn)，青少年在度假活動(dòng)中獲得的暢爽體驗(yàn)比普通休閑活動(dòng)更高。此外，也有研究表明自我效能可提升暢爽體驗(yàn)。例如，Salanova等[26]認(rèn)為，個(gè)體的自我效能可顯著增加工作中的暢爽體驗(yàn)。

休閑涉入的本質(zhì)是提升幸福感和滿意度，通過休閑活動(dòng)獲得暢爽體驗(yàn)是幸福感的最重要來源，有助于增強(qiáng)幸福感，可滿足人們放松、自我改善、自信等心理需求。很多研究指出，暢爽體驗(yàn)與生活滿意度顯著正相關(guān)，休閑活動(dòng)參與越多，生活滿意度越高，暢爽體驗(yàn)是預(yù)測生活滿意度的重要指標(biāo)，也是決定生活滿意度的重要因素之一。唐絨[27]通過構(gòu)建山地滑雪運(yùn)動(dòng)者暢爽體驗(yàn)、積極情緒與忠誠度的結(jié)構(gòu)方程模型，發(fā)現(xiàn)滑雪運(yùn)動(dòng)者的暢爽體驗(yàn)對其積極情緒有顯著正向作用。陳怡琛[28]基于暢爽體驗(yàn)與幸福感理論，發(fā)現(xiàn)森林游憩活動(dòng)參與者的暢爽體驗(yàn)對幸福感有顯著正向影響。通過上述分析，提出以下假設(shè)：

H4休閑涉入對老年人的暢爽體驗(yàn)具有顯著正向影響。

H5自我效能對老年人的暢爽體驗(yàn)具有顯著正向影響。

H6暢爽體驗(yàn)對老年人的幸福感具有顯著正向影響。

綜合上述分析和假設(shè)，構(gòu)建如圖1所示的概念模型。

2? 研究方法

2.1 研究對象

選取廣東省清遠(yuǎn)市55歲以上且進(jìn)行廣場舞鍛煉的老年人作為研究對象進(jìn)行問卷調(diào)查。問卷的填寫均在征得研究對象同意后進(jìn)行，在填寫過程中，調(diào)研員在旁指導(dǎo)或?yàn)槔夏耆俗x出問卷題目，確保他們能充分理解題項(xiàng)的意思，從而提升問卷的信效度及有效率。

2.2 變量測量

借鑒現(xiàn)有成熟量表設(shè)計(jì)變量的測量題項(xiàng)：休閑涉入測量主要參考Havitz等[29]和余勇等[30]的研究，共5個(gè)題項(xiàng);自我效能測量主要借鑒Karademas[31]、Chen等[32]和Magaletta等[33]的研究，共4個(gè)題項(xiàng);暢爽體驗(yàn)測量參考Kuo等[34]的研究，共2個(gè)題項(xiàng);幸福感測量借鑒Karademas[31]、蔣獎(jiǎng)等[35]的研究，共4個(gè)題項(xiàng)。所有測量均采用Likert 5級量表衡量調(diào)研對象的態(tài)度，以“完全不同意”至“完全同意”分別由低到高賦1～5分。問卷由廣場舞參與的特征、變量測量題項(xiàng)以及人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征等3個(gè)部分組成。所有量表均遵照往返式翻譯的要求，先將量表譯成中文，再由另1名作者回譯為英文[36]。經(jīng)多次討論，結(jié)合具體情境對題項(xiàng)進(jìn)行修改，確定最終版本的中文問卷。經(jīng)初步預(yù)調(diào)研，進(jìn)一步完善題項(xiàng)措辭，以適應(yīng)研究需要。

2.3 數(shù)據(jù)收集與分析

結(jié)構(gòu)方程模型通常需要較大樣本量以保證分析檢驗(yàn)的準(zhǔn)確性，模型擬合度的檢驗(yàn)值才能近似卡方分布[37-38]。為獲取滿足研究需要的樣本量，分2次進(jìn)行數(shù)據(jù)收集：第1次于2018年4—5月期間開展，共發(fā)放216份問卷，其中有效問卷199份;第2次補(bǔ)充調(diào)研在2019年3—5月進(jìn)行，共發(fā)放249份問卷，其中有效問卷237份。2次數(shù)據(jù)收集共發(fā)放問卷465份，其中有效問卷436份，有效率為93.8%。在所得樣本中，有49.3%的老年人每天都進(jìn)行廣場舞鍛煉，63.1%的老年人每次鍛煉1～2 h，此外，有95.4%的老年人為女性。參加廣場舞的老年人中，55～60歲、61～65歲、66～70歲、71～75歲、75歲以上者分別占48.2%、32.2%、12.6%、5.5%、1.5%，絕大多數(shù)人的文化程度是初中及以下（55.5%）或高中/中專（30.5%），月收入在3 000元以下的老年人占84.4%。

主要通過SPSS 20.0和AMOS 21.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。利用AMOS的極大似然法對測量模型進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，考察各變量的信度和效度，并對研究假設(shè)和中介效應(yīng)進(jìn)行分析。

3? 數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗(yàn)

3.1 測量模型

3.1.1 測量模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

結(jié)構(gòu)方程模型由測量模型和結(jié)構(gòu)模型組成[39]。測量模型表示潛在變量與觀測變量之間的關(guān)系，結(jié)構(gòu)模型反映潛在變量之間的關(guān)系[40]。本文的測量模型擬合參數(shù)：χ2=93.493，df=84，χ2/df=1.113。擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）=0.973，比較擬合指數(shù)（CFI）=0.997，簡效規(guī)范擬合指數(shù)（IFI）=0.997，規(guī)范擬合指數(shù)（NFI）=0.967，Tucker?Lewis指數(shù)（TLI）=0.996，均達(dá)到大于0.9的標(biāo)準(zhǔn)[41]。近似均方根誤差（RMSEA）=0.016，小于0.08。這表明測量模型具有較好的擬合優(yōu)度。

3.1.2 信度、效度檢驗(yàn)

信度檢驗(yàn)是對量表內(nèi)部一致性的評估，一般Cronbachs α系數(shù)在0.7以上表明量表具有較高可靠性。通過SPSS軟件分析表明，測量總量表的Cronbachs α系數(shù)為0.816，休閑涉入、自我效能、暢爽體驗(yàn)及幸福感的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.864、0.872、0.706和0.850（表1），說明本文量表及其各維度具有較好的信度。

效度檢驗(yàn)主要通過收斂效度和判別效度評價(jià)。收斂效度指測量同一變量的不同題項(xiàng)之間的相關(guān)性[42]。收斂效度的判斷標(biāo)準(zhǔn)為因子負(fù)荷大于0.5，且P值顯著，組合信度（composite reliability，CR）大于0.6，平均方差提取值（average variance extracted，AVE）大于0.5[43]。由表1可知，各測量題項(xiàng)的因子負(fù)荷值區(qū)間為0.684～0.835，且均在P<0.001水平下顯著。CR為0.710～0.872，AVE為0.551～0.631，表明潛在變量具有較好的收斂效度。判別效度是指不同變量之間的區(qū)分性[44]。當(dāng)AVE的平方根大于其與其他變量的相關(guān)系數(shù)時(shí)，判別效度即可滿足。由表2可知，各個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)為0.075～0.245，且每個(gè)變量的AVE平方根均大于其與其他變量的相關(guān)系數(shù)，表明變量間具有較好的判別效度?？傮w而言，本文中的測量模型具有良好的效度。

3.2 結(jié)構(gòu)模型與假設(shè)檢驗(yàn)

3.2.1 結(jié)構(gòu)模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

對潛變量之間的結(jié)構(gòu)模型進(jìn)行擬合優(yōu)度檢驗(yàn)結(jié)果顯示，χ2=93.493，df=84，χ2/df=1.113，GFI=0.973，CFI=0.997，IFI=0.997，NFI=0.967，TLI=0.996，均達(dá)到大于0.9的標(biāo)準(zhǔn)。RMSEA=0.016，小于0.08。因此，結(jié)構(gòu)模型同樣具有良好的擬合優(yōu)度。

3.2.2 假設(shè)檢驗(yàn)

利用結(jié)構(gòu)方程模型對前文提出的研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。研究假設(shè)H1的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.217（t=3.707，P<0.001），H2的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.236（t=4.246，P<0.001），這表明老年人廣場舞休閑涉入對幸福感與自我效能均具有顯著的正向影響，H1和H2成立。研究假設(shè)H3的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為-0.011（t=-0.179，P=0.858），P值大于0.05，說明自我效能對幸福感的影響不顯著，因此H3不成立。研究假設(shè)H4的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.168（t=2.643，P=0.008），H5的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.268（t=3.955，P<0.001），說明休閑涉入與自我效能對暢爽體驗(yàn)均具有顯著正向影響，H4和H5成立。此外，研究假設(shè)H6的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.171（t=2.572，P=0.010），表明老年人廣場舞的暢爽體驗(yàn)對幸福感具有顯著正向作用，H6成立。

概念模型的標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)估計(jì)如圖2所示。

3.2.3 中介效應(yīng)分析

將自我效能和暢爽體驗(yàn)作為中介變量，用自助法（bootstrap）檢驗(yàn)兩者對休閑涉入和幸福感關(guān)系的中介作用：進(jìn)行2 000次抽樣檢定并分別計(jì)算總效應(yīng)、間接效應(yīng)與直接效應(yīng)。結(jié)果如表4所示，休閑涉入對幸福感總效應(yīng)偏差校正（bias?corrected）95%置信區(qū)間（0.141～0.334）和百分位（percentile）95%置信區(qū)間（0.135～0.325）均未包含0，表明總效果顯著存在，且作用強(qiáng)度為0.233。間接效應(yīng)（bias?corrected，中介效應(yīng)）95%置信區(qū)間（0～0.078）和百分位95%置信區(qū)間（0～0.074）均未包含0，表明自我效能和暢爽體驗(yàn)的中介作用存在。直接效應(yīng)的偏差校正95%置信區(qū)間和百分位95%置信區(qū)間分別為0.101～0.306、0.099～0.299，均未包含0，表明休閑涉入對幸福感的直接效應(yīng)同樣存在，因此，自我效能和暢爽體驗(yàn)的中介效果為部分中介作用。休閑涉入對幸福感的直接效應(yīng)（0.199）大于間接效應(yīng)（0.034）。由此可知，老年人進(jìn)行廣場舞的休閑涉入對幸福感的增強(qiáng)具有重要的直接影響。

4? 討 論

4.1 休閑涉入與老年人幸福感的關(guān)系

分析發(fā)現(xiàn)，休閑涉入對老年人的幸福感具有顯著正向影響（標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.372，t=4.047，P<0.001）。該結(jié)果與Krawczynski等[9]、陳愛國等[4]以及Berger等[10]的結(jié)論一致。此外，魏燁[45]通過探究群體性休閑運(yùn)動(dòng)對老年人幸福感的影響模式，發(fā)現(xiàn)休閑運(yùn)動(dòng)涉入對幸福感具有正向顯著作用。陳作松[46]在分析體育鍛煉與主觀幸福感的研究綜述時(shí)，指出體育鍛煉對幸福感具有積極影響，并建議增加鍛煉類型對主觀幸福感的影響。本文以廣場舞作為運(yùn)動(dòng)情境，驗(yàn)證了研究假設(shè)，說明該假設(shè)在不同體育項(xiàng)目情境下均具有較好的可靠性與穩(wěn)定性。同時(shí)，也說明廣場舞運(yùn)動(dòng)對老年人的生活滿意度有重要的積極意義，既能增進(jìn)健康、舒緩精神壓力，又能提升人際交往，減少退休帶來的孤獨(dú)感，從而使他們在廣場舞隊(duì)伍中找到歸屬感。因此，在不干擾其他居民生活的前提下，應(yīng)鼓勵(lì)廣場舞運(yùn)動(dòng)的開展。老年人也應(yīng)積極參與廣場舞，進(jìn)而促進(jìn)社會交往，提高老年生活的幸福感。

4.2 暢爽體驗(yàn)對休閑涉入影響幸福感的中介效應(yīng)

本文采用bootstrap法對暢爽體驗(yàn)的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，暢爽體驗(yàn)在休閑涉入對老年人幸福感的正向影響過程中具有中介作用，且為部分中介（偏差校正95%置信區(qū)間值為0.030～0.184，百分位95%置信區(qū)間值為0.028～0.183）。休閑涉入對暢爽體驗(yàn)的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.223（t=2.404，P=0.016），暢爽體驗(yàn)對幸福感的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.247（t=3.088，P=0.002），說明休閑涉入對暢爽體驗(yàn)以及暢爽體驗(yàn)對幸福感均具有顯著正向影響作用。

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