韓立森
(中國民航大學體育部 天津 300300)
休閑活動是個體基于在閑暇時間的享受和興趣而從事的非義務和非工作活動。人們的休閑活動時間在增加,在當下的環境里,休閑對個體的愉悅感和成就感起著重要作用。休閑參與的重要性已經對個人的生理和心理狀況產生了積極的影響。
大學生遠離父母的干預,比高中階段有更多的自由和責任感,非常有必要考慮休閑態度如何通過休閑滿意度的中介作用影響大學生的幸福感。該研究為了解大學生休閑態度、滿意度和幸福感之間的關系,提供了一種綜合的方法,依據現有理論和實證進行擴展。研究假設如下:(1)休閑態度對休閑滿意度有正向影響;(2)休閑滿意度對心理健康有正向影響;(3)休閑滿意度在休閑態度與心理幸福感之間存在中介作用。
Ragheb和Beard指出,對休閑活動的態度可能是決定個體參與休閑活動意愿或傾向的重要因素之一[1]。Ragheb和Tate的研究表明,休閑態度與休閑參與呈正相關。此外,休閑態度可以增加休閑參與,從而促進休閑滿意度的發展。這與Haworth和Lewis的研究結果相一致,后者指出對休閑活動的積極態度與參與休閑活動的個人滿意度相關。Ragheb和Beard認為,休閑態度包含認知、情感和行為3個成分[2]。他們的認知組件被定義為“對休閑的一般知識和信仰,其特點以及它與個人的生活質量”;情感組件被定義為“情感與休閑、個人喜歡或不喜歡的休閑活動和經驗”;行為組件被定義為“關于休閑活動和經驗的過去、現在和預期的行動”。
休閑滿意度是指參與休閑活動所產生的積極的個人評價。Campbell認為,滿意度是個體信念和期望之間的聯系[3]。他還發現,當信念和期望之間的差距很大時,個體的滿意度會降低。這一結果與Stock、Okun和Benin的研究結果相似,該研究表明滿足感是基于個人的期望,他們需要或想從環境中得到什么。隨著滿意度在休閑研究中越來越重要,Mancini提出休閑活動滿意度與心理健康之間存在正相關關系。此外,通過降低學生壓力和鼓勵社會活動的休閑滿意度與生活滿意度高度相關[4]。雖然許多研究表明,休閑參與對青少年的幸福感有積極的影響,但研究并沒有關注人們從事體育或非體育休閑活動的頻率,以及這些活動如何影響總體心理狀態,如滿意度、自我效能感、心理幸福感和壓力水平。
人們應該認識到態度、滿意度和心理健康之間的關系,因為從參與休閑活動中獲得的積極滿意度與心理健康有正相關關系。Sacker和Cable指出,休閑參與提高了青少年的幸福感。此外,Shin和You提出,主動進行休閑活動可以提高幸福感水平,而被動進行休閑活動會對幸福感水平產生負面影響。例如,Csikszentmihalyi和Hunter提出,當人們和朋友一起參加戶外活動時,幸福感會上升,而當青少年參與個人活動(如讀書)時,幸福感會下降[5]。Ma和他的同事提出,心理幸福可能是一個復雜的概念,因為有很多概念在衡量它。該研究采用了Wann的心理健康測量方法,包括自尊、孤獨和感知壓力量表,發現人際關系、學業壓力與大學生活密切相關。
選取18~25歲大學生作為研究對象,男性619人,女性528人。
2.2.1 文獻資料法
通過知網查閱相關資料,提供理論研究基礎。
2.2.2 問卷調查法
應用休閑態度、休閑滿意度和心理健康3個部分,對學生發放問卷。其中休閑態度量表短版(LAS-SV)包括行為態度、認知態度和情感態度等共12個項目;休閑滿意度包括5個項目,采用Arbaugh(2000)的研究;心理健康量表包括3個子因素,即感知壓力、孤獨和自尊,分別采用感知壓力量表(PSS-10)、孤獨量表、羅森博格自尊量表(RSES)等共13個項目進行測量。各問卷均采用李克特五點量表進行評估,從1(非常不同意)到5(非常同意)。所有條目均通過與青少年休閑心理學專家學者進行討論來審核,以確保內容效度。共發放問卷1147份,回收1086份,回收率為94.7%,有效份數為1024份,有效率為94.2%。
2.2.3 數理統計法
使用AMOS 20.0和SPSS 21.0統計軟件對回收的問卷進行分析處理。在運用結構方程建模方法之后,首先進行驗證性因素分析(CFA)來檢驗所提出的測量模型的心理計量特性,然后進行結構方程建模來檢驗所提出的模型以及動機對社交媒體消費的影響。
從表1可以看出,研究對象中21歲的人數最多,18歲的人數最少。在休閑活動的選擇上,選擇籃球的人數最多,選擇網球的人數最少。
表1 研究對象基本信息統計描述
檢測各項目峰度和偏度,未發現極端值(超過3.0)。所有的條目都是可靠的,Cronbach的alpha值從0.82(感知壓力)到0.95(自尊)不等。所有項目均表示構建信度(CR)大于0.70,平均方差提取(AVE)大于0.50。兩個因素之間相關估計的置信區間(±2個標準誤差)不包括1.0。因此,所有隱藏的構建的測度均具有收斂效度和區別效度。CFA的最大可能性估計顯示,整體測量模型很好地擬合了數據(X2=872.94,P<0.001,X2/df=2.27,CFI=0.92,RMSEA=0.07和SRMR=0.04)。所有項目的標準負荷均大于0.70的閾值。
整體結構模型與數據擬合較好(X2=953.02,P<0.001,X2/df=2.39,CFI=0.9,RMSEA=0.08,和SRMR=0.08),見圖1。
圖1 休閑態度通過滿意度對幸福感影響結構模型
結構方程模型揭示了休閑態度對團隊休閑滿意度的直接影響(β=0.67,P<0.001)。休閑滿意度對感知壓力有正向影響(β=0.16,P<0.05)。因此,休閑滿意度降低了感知壓力,因為在該研究中,感知壓力得分越高,說明壓力水平越低。此外,孤獨(β=0.24,P<0.001)和自尊(β=0.47,P<0.001)與休閑滿意度呈顯著正相關。在間接效應方面,休閑態度對感知壓力有顯著影響(β=0.11,P<0.05),孤獨(β=0.16,P<0.05),以及自尊(β=0.31,P<0.05)。結構方程建模總結見表2。
表2 結構模型摘要
雖然青少年參與休閑獲得的益處受到眾多學者的關注和研究,但是對于大學生參與其中的益處需要更多的關注,因為與高中生相比,他們在大學生活里容易參與到身體活動和社會活動中。此外,大學生在空閑時間里有更多的自由時間從事休閑活動。因此,該研究試圖探究休閑態度、滿意度與大學生心理健康之間的關系[6]。研究結果支持了該研究的假設:(1)休閑態度對休閑滿意度有正向影響;(2)休閑滿意度對心理幸福感有正向影響;(3)休閑滿意度對休閑態度與心理幸福感的關系有中介作用。
第一,研究發現,休閑態度包括認知、情感和行為維度,對休閑參與產生的休閑滿意度有正向影響。結果表明,個體對休閑活動的評價越高,越傾向于滿足自己的參與。這一現象與Ragheb的研究休閑態度與休閑滿意度之間存在正相關的結果相一致。此外,Ragheb和Tate還發現,休閑態度的情感因素直接影響休閑滿意度,而認知因素通過中介因素動機對休閑滿意度產生間接影響[7]。
第二,休閑滿意度對大學生的心理健康也有正向影響,包括壓力感、孤獨感和自尊。其中,自尊是最受休閑滿意度影響的因素,其次是孤獨和壓力感。這一發現揭示了休閑活動的滿意度水平與個人自我價值的增加高度相關,因為休閑活動的目的與促進個體的身心健康有關[8]。此外,休閑活動鼓勵與其他參與者的社會聯系,在休閑活動中,人們通過積極互動提高個人的自我價值,這也可能降低壓力水平和孤獨感。研究結果與Shin和You的研究結果相似,表明休閑滿意度顯著提高了學生的生活滿意度,降低了壓力水平。他們指出,休閑活動對發展個人管理生活事物的能力及個人的身心健康都有潛在的好處。最后,這一發現也是一種證據支撐,即支持通過從積極活動中獲得的休閑滿意度提高心理健康水平。
最后,休閑態度通過滿意度這一中介因子間接影響大學生的心理健康。以往的休閑研究表明,休閑參與通過休閑參與、休閑協商等中介因素對個體的身心健康產生正向影響。因此,在對休閑活動持積極態度的大學生心理健康的影響方面,該研究的結果與之前的文獻得到的結果相同。此外,該研究還發現,對休閑活動持較高積極態度的大學生更有可能在參與休閑活動時,滿足其參與休閑活動的需求,從而增強其心理幸福感。
研究結果顯示,為了提高大學生的生活質量,高校應為學生提供適當的休閑環境。學校可以通過校內娛樂中心為學生提供各種各樣的休閑活動。大學生也有機會在大學校園里觀看體育比賽。通過這些活動,學生不僅可以獲得大學高質量的生活,還可以對大學產生歸屬感。此外,學生也可以通過參加社會活動,減少他們在與大學同伴交往時感受到的壓力和孤獨感,從而增強自尊并改善他們的大學生活質量。最后,大學可以為學生提供一些與休閑有關的課程,改善學生對休閑活動的認知或態度。通過這樣的課程,學生可以了解休閑是如何影響生活、家庭和社會的,也可以在頭腦中形成積極的休閑態度。該研究探討了大學生休閑態度對休閑活動的重要作用,但研究的范圍并不大,需要在今后的研究中加以考慮。另外,該研究的局限性之一是缺乏概括性,只是對一所大學的大學生采用方便抽樣的方法進行調查,缺少多元化的樣本。因此,未來的研究應考慮通用性來檢驗休閑態度、滿意度和心理健康之間的關系。另一個限制是大學生在大學生活中有很多機會參加休閑活動,但該研究并沒有考慮什么類型的休閑活動更能讓他們滿意。因此,未來的研究還需要選擇不同的休閑活動類型,以準確衡量學生的滿意度。
該研究結果顯示,大學生對休閑活動的積極態度與滿意度的增加有關,而滿意度可通過增強自尊、減輕壓力感和孤獨感來增加。在提高大學生心理社會幸福感方面,該研究對于如何提高大學生活動質量具有重要意義。此外,該研究結果也提供了指導方向,讓人們認識到休閑態度對于提高大學生的心理健康水平是一個有用的“工具”。