休閑體育參加者的休閑動機與主觀幸福感的關系

金青云

（延邊大學 體育學院，吉林 延吉 133002）

休閑體育參加者的休閑動機與主觀幸福感的關系

金青云7

（延邊大學 體育學院，吉林 延吉 133002）

采用“休閑動機”、“暢”、“休閑滿意度”、“主觀幸福感”調查問卷，運用項目分析、因子分析、相關關系分析和構建結構方程模型的方法，對中國圖們江區域休閑體育參加者的休閑動機、“暢”、休閑滿意度、主觀幸福感進行相關關系分析、回歸路徑分析、驗證結構模型驗證。首先，通過對各變量之間的因子分析，對未能滿足要求的題項進行刪除，最終構成其基本框架；其次，休閑動機除情感之間的一些變量并不存在顯著的正相關關系外，與“暢”、休閑滿意度、生活滿意度均存在著顯著的正相關關系。“暢”與休閑滿意度和生活滿意度、生活滿意度與休閑滿意度各因子之間也存在正相關關系。再次，休閑動機與“暢”、休閑滿意度、主觀幸福感均具有顯著的相互預測作用；“暢”與休閑滿意度、主觀幸福感也存在顯著的相互預測作用；休閑滿意度中環境、社會、心理等滿意度均與主觀幸福感存在顯著的相互預測作用，但其余指標均沒有直接預測作用。最后，有效驗證了中國圖們江區域休閑體育參加者的休閑動機與主觀幸福感的關系。經過多次模型修正，得到休閑體育參加者的休閑動機與主觀幸福感的關系最終模型。

體育心理學；休閑動機；“暢”；休閑滿意度；主觀幸福感；結構方程模型；圖們江區域

休閑作為現代社會的重要特征，表現出它的多維自然屬性[1]。“休閑體育”作為休閑功能的活動形式，其概念集中于休閑開發領域的研究，如與休閑發展相關的社會學、經濟學研究[2]。這促使了研究者從哲學、社會學、經濟學等不同角度來探討休閑生活方式是怎樣推進社會進步的[3]。然而，無論從哪個視角來探討休閑的自然屬性，學者們承認休閑的最終目的是為了獲得身心愉悅。從這個角度講，休閑的心理學探索則成為我們必需考慮的休閑研究領域。但是，從目前的國內研究文獻看，大多數研究是基于休閑的客觀指標來考察休閑與人民生活的關系，而休閑的主觀特性研究卻不多見。本文所指的休閑體育參加者是根據休閑體育的概念，人們在日常生活當中利用余暇時間所從事的自發性休閑活動者[4]。

休閑動機是指引起、引導和整合個人休閑活動，并導致該休閑活動朝向某一目標的內在心理過程，它是產生休閑活動的主觀原因[5]。本研究中將采用Vallerand[6]所提出的“休閑動機”，分為內在動機、外在動機、無動機。“暢”(flow，奇克森特米哈伊提出)是指在工作或休閑時產生的一種最佳體驗，類似于“高峰體驗”(馬斯洛提出)，在休閑研究中是一個很重要的概念，與中文的“陶醉”相似，主要強調主體自我的作用[7]。“休閑滿意度”是個體希望休閑活動中反映的一種感受，是個體對自己目前一般休閑經驗所感受到的整體滿意或滿足的程度。一般分為生理滿意、心理滿意、社會滿意、教育滿意、休息滿意、環境滿意等。Beard和 Ragheb[8]“主觀幸福感”(Subjective well-being，簡稱 SWB)是指人體依據自定的標準對其生活質量的整體評價，是衡量人們生活質量重要的綜合性心理指標。它包含兩個主要成份：情感與認知。

目前，雖然一些學者對我國休閑體育的理論進行了研究，但現有研究中幾乎沒有發現休閑動機直接影響主觀幸福感的研究結果，筆者假設休閑動機是通過某中介變量來影響著主觀幸福感。黃仲凌和高俊雄[9]在對中國臺灣大專學生休閑動機與休閑滿意度的關系研究中指出：休閑動機與休閑滿意度存在顯著相關，其中無動機、外在動機與休閑滿意度呈負相關，與內在動機與休閑滿意度呈正相關。在休閑滿意度與主觀幸福感的關系研究中發現，休閑滿意度是測量主觀幸福感的重要因素之一。Mannell[10]認為，當個體獲得較高休閑滿意度時，對整體生活會有較高的幸福感。黃長發[11]在中國臺灣大學生休閑滿意度與幸福感關系的研究中發現大學生的休閑滿意度與主觀幸福感之間存在顯著相關；吳崇旗[12]在探討休閑參加、休閑滿意度及主觀幸福感三者的線性結構關系時發現，休閑滿意度可以顯著預測主觀幸福感。

美國心理學家奇克森特米哈伊提出的“暢(flow)”的研究目前在國內并不多見。鄭永林等[13]的研究進一步驗證了休閑動機與“暢(flow)”之間的關系。休閑體育參與過程中人們所追求的欲望達到最佳狀態時，將會產生“暢(flow)”狀態，這種“最佳體驗”就是幸福感。根據這個理論解釋，休閑動機通過“暢”和休閑滿意度兩方面作用于主觀幸福感。此外，從關于休閑動機和主觀幸福感的研究文獻中不難發現，在它們各自的或兩兩關系的研究上已經取得了較為豐富的成果，為今后的研究者提供了許多參考和啟示，但是已有的研究中對它們關系的研究還存在一些不足和值得進一步研究的問題。

中國圖們江區域位于東北亞的中心部位，是東北亞經濟合作與環日本海經濟圈的核心地帶，位于中、朝、俄三國接壤地帶。2009年11月，國務院正式批復《中國圖們江區域合作開發規劃綱要——以長吉圖為先導區》，成為迄今唯一一個國家批準實施的沿邊開發開放區域。為此，應抓住這一千載難逢的發展機遇，充分發揮自身優勢，科學地推動圖們江區域休閑體育活動的發展，具有現實意義。

1 研究模型與假設

1.1 研究模型

本研究根據以上的相關理論，把“暢”與“休閑滿意度”作為休閑動機與主觀幸福感的中介變量來考察休閑動機、“暢”、休閑滿意度、主觀幸福感之間的關系，進而解釋休閑動機與主觀幸福感的關系(圖1)。

1.2 假設

假設1(H1)：中國圖們江區域休閑體育參加者的休閑動機、“暢”、休閑滿意度、主觀幸福感之間存在顯著的相關關系。

假設 2(H2)：休閑動機與“暢”、休閑滿意度、主觀幸福感均具有顯著的相互預測作用。

假設3(H3)：嘗試建立中國圖們江區域休閑體育參加者的休閑動機與主觀幸福感關系的結構模型。

圖1 休閑體育參加者的休閑動機、“暢”、休閑滿意度、主觀幸福感的關系

2 研究對象與方法

2.1 研究對象

最終問卷形成后，對中國圖們江區域20歲以上休閑體育參加者進行整群抽樣的方法選取700人進行了問卷調查。共回收有效問卷629份(男266人，占42.3%，女363人，占57.7%；20歲以上318人，占50.6%，30歲以上75人，占11.9%，40歲以上84人，占13.4%，50歲以上107人，占17.0%，60歲以上45人，占7.2%），有效回收率89.9%。

2.2 方法

主要包括《休閑動機的問卷》、《“暢”的問卷》、《休閑滿意度問卷》、《主觀幸福感問卷》。

1)“休閑動機”問卷。引用Valle-rand(1992)編制，Wessinger與Bandalos(1995)、鄭永角[13](1995)等所使用的“休閑動機”問卷，此問卷分為內在動機(技術、趣味感、成就感)、外在動機(狀態、社會交往、健康與體力、外在宣傳)、無動機(類似無力感，失去參與狀態)，共包含 34個題項[16]。此問卷的效度檢驗采用探索性因素分析驗證其3個維度的總解釋度為66.4%，符合心理測量的要求。根據本研究目的，因子載荷的絕對值0.5為基準，刪除了載荷絕對值低于0.5的“休閑動機”中的第22項(“因為運動時偶爾產生的喜悅感”)和 23項(“因為喜歡上運動時所投入的感覺”)不符合標準的題項，剩余題項均構成了“休閑動機”的問卷。“休閑動機”問卷的Cronbach’s Alpha系數為0.888，問卷具有較高信度[17]。其問卷的內部一致性信度檢驗分別為內在動機的α值0.902，外在動機的α值0.837，無動機α值0.835，均符合信度統計要求。

2)“暢”的問卷。引用Csikszentmihalyi編制，Omodei與Wearing、鄭永林[10]71等所使用的“暢”的問卷，它是由4個條目組成，即“一心同體”、“精神統一”、“完全投入”、“忘我境界”。由于“暢”的量表不能提取公共因子，因而不適合進行因子分析，將每個變量看成一個因子，各指標的誤差部分均設定為 0。“暢”的Cronbach’s Alpha系數為0.795，達到了接受的信度標準。

3)“休閑滿意度”的問卷。引用了Beard與Ragheb編制，鄭永林、李宗吉等[18]使用過的“休閑滿意度”問卷。此問卷分為生理滿意度、心理滿意度、社會滿意度、教育滿意度、休息滿意度、環境滿意度，共包含24個題項。問卷的效度檢驗采用探索性因素分析驗證其6個維度的總解釋度為70.4%，符合心理測量的要求。檢驗結果，因子載荷的絕對值均達到 0.5以上，因而“休閑滿意度”無刪除題項，均構成了最終問卷。“休閑滿意度”問卷的Cronbach’s Alpha系數為0.939，問卷具有較高的信度。其問卷的內部一致性信度檢驗分別為生理滿意度的α值 0.862，心理滿意度的α值0.871，社會滿意度的α值 0.866，教育滿意度的α值0.843，休息滿意度的α值 0.853，環境滿意度的α值0.822，均符合信度統計要求。

4)“主觀幸福感”的問卷。主觀幸福感在結構上包含兩個主要成分；生活滿意度、情感(正性情感和負性情感)。引用了Larsen與Griffin所提出，李宗吉、李宗英等使用過的生活滿意度問卷與 Diener[19](1984)編制，李珠成(1991)等使用過的情感問卷。此問卷分為生活滿意度與情感，分為生活滿意度5個條目、情感20個題項，共25個題項。由于“生活滿意度”的量表不適合進行因子分析，不能提取公共因子，所以，將每個變量看成一個因子，各指標的誤差部分均設定為0。“生活滿意度”的Cronbach’s Alpha系數為0.867，達到了接受的信度標準。“情感”問卷采用探索性因素分析驗證其兩個維度的總解釋度為62.6%。檢驗結果，刪除了因子載荷的絕對值低于0.5的情感中的1(興趣的)、4(慎重的)、8(鼓舞的)、9(有力的)、12(鞏固的)、13(細心的)、20(堂堂的)等題項，剩余題項均構成了“情感”的問卷。“情感”問卷的Cronbach’s Alpha系數為0.886，問卷具有較高的信度。其“情感”問卷的內部一致性信度檢驗分別為正性情感的α值0.724；負性情感的α值0.921，均符合信度統計要求。

采用SPSS18.0軟件和AMOS18.0軟件對問卷回收的數據進行項目分析、因子分析、相關關系分析和結構方程模型分析。

3 結果與分析

3.1 休閑體育參加者的休閑動機、“暢”、休閑滿意度、主觀幸福感的驗證性分析模型

根據探索性因子分析提取的公因子建立理論模型，為建立理論模型的路徑系數進行參數估計，對休閑動機、“暢”、休閑滿意度、主觀幸福感等變量進行驗證性因子分析，為建立較完整的理論模型，在檢驗中因子載荷的絕對值以 0.5為基準(以下分析中均以0.5為基準)。χ2、GFI、AGFI和RMSEA屬于絕對擬合指數。卡方值與自由度比值(χ2/df）消除了自由度的影響，一般認為越接近于1越好，小于5都是可以接受的。RMSEA是近似誤差均方根，通常RMSEA值低于0.1，表示模型好的擬合，低于0.05表示非常好的擬合，盡管該指數受到樣本容量的影響，但它對錯誤模型比較敏感，且懲罰了復雜模型，被視為較理想的絕對擬合指數。RMR表示構成協方差矩陣元素T的平均指標，其值越接近0說明模型擬合得越好。GFI(擬合優度指數)和 AGFI(調整后的擬合優度指數)的取值范圍是[0，1]，一般認為數值在0.9以上，說明模型是好的擬合。NFI、NNFI、CFI屬于相對擬合指數，其取值范圍是[0，1][11]82。Bentler和Bonett分別提出了多少有點隨意的0.9標準，認為相對擬合指數超過0.9，模型可以接受。但也有研究顯示，NFI受樣本容量的系統影響，在樣本量少的時候，會低估擬合程度。因此，有些專家在新近擬合指數研究中推薦使用的相對擬合指數是NNFI和CFI[20]。

1)休閑體育參加者的“休閑動機”驗證性因子分析模型。檢驗結果，除探索性因子分析中所刪除的題項外，因子載荷的絕對值均達到0.5。模型的擬合指數分別是：χ2/df=2.473，GFI=0.900，AGFI=0.879，RMR=0.175，NFI=0.903，TLI=0.933，CFI=0.939，RMSEA=0.048。根據以上模型擬合標準，χ2/df、GFI、AGFI、NFI、TLI、CFI、RMSEA等的值已經達到了好模型的擬合標準；GFI、NFI等雖沒有達到好模型的擬合標準，但都已經接近擬合標準，整個模型的擬合程度仍可以接受。因此，休閑動機的驗證性因子分析模型是可以接受的，并可以作為分析休閑動機的基本框架。

2)休閑體育參加者的“暢”的驗證性因子分析模型。檢驗結果，“暢”的第4項(非常投入休閑體育活動，導致忽略時間的概念)未能滿足上述要求，故刪除該題項。模型的擬合指數分別是：χ2/df=7.586，GFI=0.9880，AGFI=0.938，RMR=0.072，NFI=0.979，TLI=0.945，CFI=0.982，RMSEA=0.102。根據以上模型擬合標準，GFI、AGFI、NFI、TLI、CFI等的值已經達到了好模型的擬合標準；χ2/df、RMR也達到了可接受的標準；RMSEA=0.102的值雖沒有達到好模型的擬合標準，但都已經接近擬合標準，整個模型的擬合程度還是可以接受的。因此，“暢”的驗證性因子分析模型是可以接受的，并可以作為分析“暢”的基本框架。

3)休閑體育參加者的“休閑滿意度”的驗證性因子分析模型。檢驗結果，均符合要求，故不進行題項刪除。模型的擬合指數分別是：χ2/df=2.772，GFI=0.920，AGFI=0.900，RMR=0.074，NFI=0.924，TLI=0.942，CFI=0.950，RMSEA=0.053。根據以上模型擬合標準，GFI、AGFI、NFI、TLI、CFI等的值已經達到了好模型的擬合標準，χ2/df、RMR、RMSEA也達到了可接受的標準，整個模型的擬合程度基本上符合要求。因此，休閑滿意度的驗證性因子分析模型是可以接受的，并可以作為分析休閑滿意度的基本框架。

4)休閑體育參加者的“主觀幸福感”的驗證性因子分析模型。檢驗結果，生活滿意度中的第5項(若重生我也會保持目前的生活)未能滿足上述要求，故刪除該題項；情感中的第1(興趣的)、4(慎重的)、8(鼓舞的)、9(有力的)、12(鞏固的)、13(細心的)、20(堂堂的)等題項也未能滿足上述要求，故刪除該題項。模型的擬合指數分別是：χ2/df=3.050，GFI=0.936，AGFI=0.915，RMR=0.062，NFI=0.935，TLI=0.947，CFI=0.955，RMSEA=0.057。根據以上模型擬合標準，GFI、AGFI、NFI、TLI、CFI等的值已經達到了好模型的擬合標準，χ2/df、RMR、RMSEA也達到了可接受的標準，整個模型的擬合程度基本上符合要求。因此，主觀幸福感的驗證性因子分析模型是可以接受的，并可以作為分析主觀幸福感的基本框架。

3.2 休閑體育參加者的休閑動機與主觀幸福感的相關性

根據理論假設，本研究首先將休閑動機作為自變量，把“暢”與休閑滿意度作為中介變量，主觀幸福感作為因變量，對它們之間的關系進行相關分析。結果顯示，休閑動機與“暢”之間存在非常顯著的正負相關關系。其中，內在動機(γ=0.519，P<0.01)，外在動機(γ=0.434，P<0.01)，與“暢”存在正相關關系，無動機(γ=-0.271，P<0.01)與暢存在負相關關系。隨著休閑體育參加者的內在、外在動機的提高，“暢”會提高，但隨著參加者的無動機的提高，“暢”會降低。

休閑動機與休閑滿意度之間也存在顯著的正負關系。其中，內在動機與休閑滿意度各因子之間存在非常非常顯著的正相關關系(分別為γ=0.596，P<0.01；γ=0.597，P<0.01；γ=0.440，P<0.01；γ=0.540，P<0.01；γ=0.464，P<0.01；γ=0.370，P<0.01)；外在動機與休閑滿意度各因子之間也存在非常顯著的正相關關系(分別為γ=0.492，P<0.01；γ=0.554，P<0.01；γ=0.535，P<0.01；γ=0.422，P<0.01；γ=0.392，P<0.01)；同樣，無動機與休閑滿意度各因子之間雖然存在相關關系，但存在一項負相關關系(分別為γ=-0.196，P<0.01；γ =0.200，P<0.01；γ=0.177，P<0.01；γ=0.098，P<0.01；γ=0.268，P<0.01)。結果表明，隨著休閑體育參加者的內在、外在動機的提高，休閑滿意度會提高，但隨著參加者的無動機的提高，會降低休閑滿意度。

休閑動機與生活滿意度之間存在著非常顯著的正負相關關系。其中，內在動機(γ=0.356，P<0.01)、外在動機(γ=0.346，P<0.01)與生活滿意度存在正相關關系，但無動機(γ=-0.155，P<0.01)與生活滿意度存在負相關關系。數據結果表明，休閑體育參加者的內、外在動機的提高，人們的生活滿意度也會提高；但隨著參加者無動機的提高，生活滿意度卻降低。而休閑動機與情感之間的一些變量并不存在著顯著的正相關關系。其中，內在動機(γ=0.188，P＜0.01)、外在動機(γ=0.173，P＜0.01)、無動機(γ=0.289，P<0.01)與情感存在正相關關系。數據結果表明，休閑體育參加者的內在動機、外在動機、無動機的提高，人們的情感也會提高。

“暢”與休閑滿意度之間的相關關系檢驗結果表明，“暢”與休閑滿意度之間存在著非常顯著的正相關關系(分別為γ=0.515，P<0.01；γ=0.584，P<0.01；γ =0.448，P<0.01；γ=0.513，P<0.01；γ=.567，P<0.01；γ=0.449，P<0.01)。表明，休閑體育參加者“暢”的提高，人們的休閑滿意度也會提高。

“暢”與生活滿意度之間的相關關系檢驗結果表明，“暢”與生活滿意度之間存在相關關系(γ=0.436，P<0.01)。表明，休閑體育參加者“暢”的提高，參加者的生活滿意度也會提高。但“暢”與情感之間雖然存在相關關系，但關系并不非常顯著(γ=0.033，P<0.05)。總之，“暢”與主觀幸福感存在顯著相關關系。說明，參加者的“暢”的提高，人們的主觀幸福感也會提高。

生活滿意度與休閑滿意度各因子之間存在正相關關系。表明，休閑體育參加者的休閑滿意度的提高，人們的生活滿意度也會提高。情感與休閑滿意度各部分因子之間也存在正負相關關系。正相關關系(分別為γ=0.049；γ=0.045；γ=0.012；γ=0.085，P<0.05；γ=0.092，P＜0.05)。負相關關系(γ=-0.070)。數據結果表明，休閑體育參加者的生理、心理、社會滿意度與情感存在相關關系，但關系并不非常顯著；教育滿意度與情感存在顯著相關關系；休息、環境滿意度與情感存在負相關關系，其中，休息滿意度與情感存在顯著相關關系。說明，教育滿意度的提高，情感度也會顯著提高；相反休息、環境滿意度的提高，情感度卻下降，其中休息滿意度存在顯著相關關系。

雖然各變量的因子之間存在正負相關關系，但是僅以各因子之間的相關關系來評價各變量的關系是不確切的，因而以假設為中心，進行階段性的回歸分析。

3.3 休閑體育參加者的休閑動機與主觀幸福感之間的回歸分析結果

基于以上的相關分析，結合本研究的理論，為了進一步探索各變量的關系，分別以休閑動機與“暢”；休閑動機與休閑滿意度；休閑動機與主觀幸福感(生活滿意度、情感)；“暢”與休閑滿意度；“暢”與主觀幸福感(生活滿意度、情感)；休閑滿意度與主觀幸福感(生活滿意度、情感)等進行回歸分析。

分析結果可見，休閑動機與“暢”之間有著非常顯著的相互預測的作用(P<0.001)。影響休閑體育參加者“暢”的最大的是內在動機(β=0.519)，其次是無動機(β=-0.223)，再次是外在動機(β=0.201)。由此說明，與其他分指標相比，休閑體育參加者的內在動機對“暢”的影響較大，而外在動機的影響較小，無動機對“暢”產生負向作用；休閑動機與休閑滿意度之間也具有非常顯著的相互預測作用(P＜0.001)。影響休閑體育參加者的休閑滿意度最大的是內在動機(β =0.649)，其次是外在動機(β=0.323)，再次是無動機(β =-0.205)。由此說明，與其他分指標相比，休閑體育參加者的內在動機對休閑滿意度的影響較大，而外在動機的影響較小，無動機對休閑滿意度也產生負向作用；休閑動機與主觀幸福感之間也具有非常顯著的相互預測作用(P<0.001)。影響休閑體育參加者的主觀幸福感最大的是內在動機(β=0.392)，其次是外在動機(β=0.231)，再次是無動機(β=0.018)。結果還顯示，無動機對主觀幸福感沒有直接預測作用；“暢”與休閑滿意度之間具有非常顯著的相互預測作用(P<0.001)；“暢”與主觀幸福感之間也具有非常顯著的相互預測作用(P<0.001)；休閑滿意度與主觀幸福感之間總體而言具有非常顯著的相互預測作用(P<0.001）。影響休閑體育參加者的主觀幸福感最大的是環境滿意度(β =0.465)，影響最小的是休息滿意度(β=-0.060)，且產生負向作用。但是環境、社會、心理滿意度對參加者的主觀幸福感具有顯著的相互預測外，其余指標均沒有直接預測作用。

上述結果表明，休閑動機與“暢”、休閑滿意度、主觀幸福感均具有顯著的相互預測作用；“暢”與休閑滿意度、主觀幸福感也存在顯著的相互預測作用；休閑滿意度總體而言，與主觀幸福感存在非常顯著的相互預測作用。研究結果與鄭永角[16]對休閑體育參加者的休閑動機與“暢”的關系解釋理論的闡述；Kao[21]對休閑參加動機與休閑滿意度呈正相關的理論的闡述；李成哲[22]對“暢”與主觀幸福感的關系解釋理論的闡述；黃長友[11]在有關中國臺灣大學生休閑滿意度與主觀幸福感關系的研究中發現兩者之間存在顯著相關；吳崇旗[12]在探討休閑參與、休閑滿意度及主觀幸福感三者的線性結構關系時發現，休閑滿意度可以顯著預測主觀幸福感；邱芬等[23]體育鍛煉對幸福感和情感平衡都有顯著的預測作用等研究結果較為一致。

3.4 休閑體育參加者的“休閑動機”與“主觀幸福感”的研究模型檢驗結果

本研究根據休閑動機、“暢”、休閑滿意度、主觀幸福感的研究結果以及結構方程模型理論，將休閑動機量表中提取的3個潛變量(內在動機、外在動機、無動機)作為自變量；“暢”(“暢”的量表不適合進行因子分析，不能提取公共因子，所以，將每個變量看成一個因子，各指標的誤差部分均設定為0)的4個因子與休閑滿意度提取的6個潛變量(生理滿足、社會滿足、休息滿足、環境滿足、心理滿足、教育滿足)作為中介變量；主觀幸福感量表中提取的2個潛變量(生活滿意度、情感)作為因變量，建立結構模型。

首先，假設休閑動機的3個因子對“暢”、休閑滿意度 6個因子、主觀幸福感 2個因子都有影響，ML法對路徑系數進行參數估計，得到最初模型。然后，根據金桂洙、趙先培等人的建議，刪除統計學中t值小于1.960的不顯著的路徑系數(保留情緒體驗中t值最大的路徑系數)，經過多次模型修正，得到中國圖們江區域休閑體育參加者的休閑動機與主觀幸福感關系的最終模型。

模型的擬合指數分別是：χ2/df=2.01，P=0.001，GFI=0.805、AGFI=0.800、RMR=0.152、NFI=0.821、TLI=0.901、CFI=0.901、RMSEA=0.040。根據模型擬合標準，χ2/df、TLI、CFI、RMSEA等的值已經達到了好模型的擬合標準，GFI、NFI、RMR等雖沒有達到好模型的擬合標準，但都基本接近擬合標準，整個模型的擬合程度還是可以接受的。因此，根據擬合度的標準，可見該模型具有較好的擬合度，并且，模型中的各路徑系數能很好揭示中國圖們江區域休閑體育參加者的休閑動機與“暢”、休閑滿意度、主觀幸福感的關系。

3.5 休閑體育參加者的“休閑動機”與“主觀幸福感”的路徑分析

路徑分析結果，休閑體育參加者的休閑動機與“暢”、休閑滿意度、主觀幸福感等均具有相關關系。除休閑動機與主觀幸福感的直接關系假設不成立外，其它路徑均成立。經過多次模型修正，得到休閑體育參加者的休閑動機與主觀幸福感的關系最終模型。也通過對休閑動機、“暢”、休閑滿意度、主觀幸福感等驗證性因子分析，除對休閑滿意度外，休閑動機、“暢”、主觀幸福感中不符合要求的題項均刪除。經檢驗，整個模型的擬合程度基本上符合要求。表明，休閑動機、“暢”、休閑滿意度、主觀幸福感可以作為分析中國圖們江區域休閑體育參加者的休閑動機與主觀幸福感的基本框架。

此外，通過對中國圖們江區域休閑體育參加者的休閑動機、“暢”、休閑滿意度、主觀幸福感的關系研究中，除休閑動機與主觀幸福感無直接影響外，其他因素均有較高的影響，其中休閑動機與“暢”的影響最大。表明，要通過休閑動機來提高休閑體育參加者的主觀幸福感，需提供更多的休閑體育“暢”的經驗，并充分發揮休閑體育指導者的指引，使參加者達到休閑滿意度，并給參加者提供更多的余暇時間及休閑環境，提高圖們江區域休閑體育的蓬勃發展。

中國圖們江區域休閑體育參加者的休閑動機對“暢”(t=0.76)、休閑滿意度(t=0.60)；“暢”與休閑滿意度(t=0.33)、主觀幸福感(t=0.17)；休閑滿意度與主觀幸福感(t=0.50)均有影響，其假設成立。但休閑動機與主觀幸福感假設不成立(t=1.783)。表明，大部分休閑體育參加者均通過“暢”、休閑滿意度來提高自身的幸福感，休閑動機的高低難以影響休閑參加者的幸福感。因而休閑體育參加者可通過提高休閑體育活動的休閑動機來提高認識，滿足自身需要，有利于參加者獲得更好的參加休閑體育活動。

此外，研究結果表明，中國圖們江區域休閑體育參加者的休閑動機直接影響“暢”與休閑滿意度；“暢”與休閑滿意度又直接影響主觀幸福感；休閑動機通過“暢”與休閑滿意度間接影響主觀幸福感；尤其是受休閑動機的影響，“暢”不僅是直接影響主觀幸福感因素，還是休閑滿意度間接影響主觀幸福感因素。

4 結論與建議

4.1 結論

1)本研究借助SPSS、AMOS統計軟件，對量表進行探索性、驗證性因子分析。根據探索性因子分析提取的公因子建立理論模型；為建立理論模型的路徑系數進行參數估計，對休閑動機、“暢”、休閑滿意度、主觀幸福感等變量進行驗證性因子分析，在檢驗中因子載荷的絕對值以0.5為基準，哪一項未能滿足要求，則刪除該題項，其余作為分析主觀幸福感的基本框架。

2)根據理論假設，本研究首先將休閑動機作為自變量，將“暢”與休閑滿意度作為中介變量，將主觀幸福感作為因變量，對它們之間的關系進行相關分析。分析結果，休閑動機與“暢”、休閑滿意度、生活滿意度均存在著顯著的正相關關系。但與情感之間的一些變量并不存在顯著的正相關關系。此外，“暢”與休閑滿意度存在正相關關系；“暢”與生活滿意度之間存在相關關系；生活滿意度與休閑滿意度各因子之間存在正相關關系。

3)以假設為中心，對休閑動機與“暢”、休閑滿意度；休閑動機與主觀幸福感；“暢”與休閑滿意度、主觀幸福感；休閑滿意度與主觀幸福感進行回歸分析。分析結果，休閑動機與“暢”、休閑滿意度、主觀幸福感均具有顯著的相互預測作用；“暢”與休閑滿意度、主觀幸福感也存在顯著的相互預測作用；休閑滿意度中環境、社會、心理等滿意度均與主觀幸福感存在顯著的相互預測作用，但其余指標均沒有直接預測作用。

4)借助結構方程模型將因變量、中介變量、自變量放在同一框架中進行統計分析，突破了以往此類問題研究中將各項得分直接相加作為因子得分的局限，且考慮了測量誤差的影響，有效地驗證了中國圖們江區域休閑體育參加者的休閑動機與主觀幸福感的關系。經過多次模型修正，得到休閑體育參加者的休閑動機與主觀幸福感的關系最終模型。

4.2 建議

1)由于受方法學的限制，本研究只考察了簡單的路徑分析，而難以測試和描述更復雜的因素結構。

2)人口學特征是休閑動機與主觀幸福感過程中客觀限制因素，在不同的社會人口狀況下，休閑動機對主觀幸福感的預測路徑應有所區別，今后的研究應考慮更多的人口學因素的差異，測試不同人口學特征條件下休閑動機與主觀幸福感的預測作用。

3)本次研究驗證了中國圖們江區域休閑體育參加者的休閑動機、暢、休閑滿意度與主觀幸福感之間的因果關系。根據相關理論，基本符合實際。由于結構方程分析是基于相關系數，而相關系數只顯示線性關系原因，對一些非簡單的線性關系的分析較為復雜，有必要進一步研究。

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Relations between the subjective sense of happiness and leisure motives of leisure sport participants

JIN Qing-yun
（School of Physical Education，Yanbian University，Yanji 133002，China）

By using a survey questionnaire containing such items as “Leisure Motive”, “flow”, “Degree of Leisure Satisfaction” and “subjective Sense of Happiness”, and by applying such methods as item analysis, factor analysis, correlation analysis and building a structural equation model, the author performed a correlation analysis and a regression path analysis on and verified the structural model for the leisure motives, flow, degree of leisure satisfaction and subjective sense of happiness of leisure sport participants in the Tumenjiang region in China. Firstly, by performing a factor analysis on various variables, the author deleted items which failed to meet requirements, and ultimately built the basic framework; secondly, the author concluded that there is a significant correlation between leisure motive (except some emotional variables) and flow, degree of leisure satisfaction, degree of life satisfaction, and that there is also a correlation between flow and degree of leisure satisfaction, degree of lift satisfaction, between degree of life satisfaction and factors in degree of leisure satisfaction; next, the author concluded the followings: there is a significant function of mutual prediction between leisure motive and flow, degree of leisure satisfaction, subjective sense of happiness; there is also a significant function of mutual prediction between flow and degree of leisure satisfaction, subjective sense of happiness; there is a significant function of mutual predication between degrees of environmental, social and physiological satisfaction in degree of leisure satisfaction and subjective sense of happiness, but other indexes have no function of direct predication; lastly, the author effectively verified the rela-tions between the leisure motives and subjective sense of happiness of sports participants in the Tumenjiang region in China. After having revised the model several times, the author derived the final model for the relations between the leisure motives and subjective sense of happiness of leisure sport participants.

sport psychology；leisure motive；flow；degree of leisure satisfaction；subjective sense of happiness；structural equation model；Tumenjiang region

G80-05

A

1006-7116(2011)05-0031-07

2011-06-22

國家社會科學基金項目（06CTY008）。

金青云（1975-），男，副教授，博士，碩士研究生導師，研究方向：休閑體育學。