休闲涉入对老年人幸福感的影响：自我效能与畅爽体验的中介效应

翁李胜 雷燕 潘新洁

摘  要： 采用结构方程模型方法，将自我效能与畅爽体验作为中介变量，对参与广场舞运动的老年人进行实证分析，揭示老年人休闲涉入对其幸福感的影响机制。结果显示：休闲涉入对自我效能、畅爽体验以及幸福感具有显著正向影响;自我效能对畅爽体验以及畅爽体验对幸福感的显著正向影响得以验证;畅爽体验在休闲涉入对幸福感的正向影響过程中具有中介作用，且为部分中介;自我效能同样具有部分中介作用，但需通过畅爽体验对幸福感产生间接影响。

关键词： 休闲涉入; 幸福感; 自我效能; 畅爽体验; 广场舞; 老年人

中图分类号： G80-05       文献标志码： A       文章编号： 1000-5498（2020）09-0087-08

DOI： 10.16099/j.sus.2020.09.009

随着我国老龄化进程的加快，老年人口数量不断上升，老年人的幸福问题越来越受到全社会的关注，“如何使老年人变得更加幸福”成为现代社会的一个重要命题[1]。大量研究表明，老年人的幸福感依赖于其对生活领域的满意程度及获得的情绪体验[2]，而体育锻炼是一种能有效增进老年人身心健康的方式，其不仅能缓解消极的情绪状态，也能显著提升老年人的幸福感[3-5]。近年来，广场舞运动在短时间内遍布全国各地的街头广场，以“广场舞大妈”为主的群体在闲暇时间能自由地随心而跳。相对其他体育健身项目，广场舞动作简单易学，容易为普通大众所接受，同时具有一定的趣味性和娱乐性，对社会交往、生活质量以及幸福感的提升均具有积极影响[6-8]。因此，研究广场舞休闲涉入（leisure involvement）与老年人幸福感的关系具有重要的理论与现实意义。

已有研究[9-10]虽表明，休闲涉入对幸福感具有正向作用，但并未清晰地揭示休闲涉入对老年人幸福感产生影响的作用机制。现有研究多着眼于休闲涉入对老年人幸福感的直接影响，却忽视了二者之间的复杂性与间接性。休闲涉入在对老年人幸福感的影响过程中可能存在大量的中介变量。陈爱国等[4]认为，影响老年人幸福感的因素涉及孤独感、自尊、社会支持以及养老方式等，将孤独感作为中介变量，发现低水平的孤独感可使老年人体验到更多的积极情绪。戴群等[11]采用分层回归分析与路径分析的方法验证了老年人体育锻炼与生活满意度的相关性，并检验了社会支持、自尊等因素的中介作用，发现体育锻炼与老年人生活满意度不存在直接相关性，社会支持发挥着中介变量的作用，而自尊带来的差异不具统计学意义。已有研究表明，老年人休闲涉入与幸福感之间存在较为复杂的影响过程[4，11]，除上述已被检验的中介变量外，还涉及其他因素，如自我效能及畅爽体验等[12-13]。自我效能是实现特定目标所需的能力及信心，可控制个体的思想及行为[14]。畅爽体验是完全投入活动中所获得的兴奋感与幸福感[15]。Bandura等[13]与Jackson等[12]认为，自我效能与畅爽体验是休闲涉入影响幸福感的2个重要中介变量，较高的自我效能与畅爽体验可正向影响幸福感。然而，在广场舞休闲涉入对老年人幸福感影响的研究中，鲜有同时将自我效能与畅爽体验作为中介变量，进而探讨休闲涉入对老年人幸福感的影响机制。

综上所述，笔者认为自我效能与畅爽体验可为休闲涉入对老年人幸福感的影响机制提供新的视角。具体而言，广场舞休闲涉入是否对自我效能、畅爽体验以及幸福感产生直接的正向影响，自我效能与畅爽体验在这个影响过程中是否发挥关键的中介，该作用是完全中介还是部分中介，这些问题均有待进一步的实证检验。因此，笔者基于休闲涉入的概念，引入自我效能与畅爽体验作为中介变量，旨在探讨休闲涉入、自我效能、畅爽体验与幸福感之间的结构关系，并提出广场舞休闲涉入对老年人幸福感的影响机制模型，从而完善老年人幸福感研究。

1  文献回顾与研究假设

1.1 休闲涉入对幸福感的影响

涉入的概念最早由Sherif等[16]提出，指社会心理学领域中个人的态度与行为。此后，该概念逐渐被运用于休闲、游憩领域[17]。本文的休闲涉入指老年人在参与广场舞运动过程中表现出的专注、自由及愉悦的心理状态。它不仅体现为老年人对广场舞参与的频率、时间及其他投入，同时还反映其参与广场舞休闲体育运动的心理历程。幸福感通常被作为探讨生活品质的指标，用以检视社会变迁、衡量社会政策[18]。本文的幸福感指参与者在广场舞涉入中基于个人主观认知对快乐、生活满意程度等正向情绪的心理评估状态。现有研究较多地探讨休闲涉入与幸福感的关系。Krawezynski等[9]对60岁以上老年人的体力活动计划进行研究的结果发现，成功的体力活动计划可提升老年人的生活满意度与幸福感。陈爱国等[4]研究认为，体育锻炼对老年人的幸福感有明显改善作用。Berger等[10]研究了体育锻炼对情绪的影响，发现在进行体育锻炼后，紧张、抑郁及愤怒的水平会明显下降。此外，还有研究[19]表明，在体育活动中，锻炼者对运动技能的掌握可增强其自信与自尊。由此可知，参与者持续、深入地参与休闲活动会对幸福感产生较为积极影响。基于此，提出以下假设：

H1休闲涉入对老年人的幸福感具有显著正向影响。

1.2 自我效能及其中介效应

自我效能是指人们对实现特定领域行为目标所需能力的信心，是对自己的活动水平施加控制能力的信念[14]。李永周等[20]认为，自我效能可看作是对自己在特定情境中是否有能力操作行为的预期，它可矫正并控制个体的思想、动机和行为。Ewart等[21]指出，参与相关休闲活动可提升自我效能感，并在面对困难时更有可能去克服这些阻碍。与此同时，Fox[19]的研究也表明：休闲体育活动对个体的身体外观和躯体意象的知觉有显著影响;休闲体育活动是一种提高个体自尊水平及自我效能的有效活动。

Bandura等[13]认为，自我效能在外界活动与个体行为中起重要的中介作用。杜旌等[22]认为，自我效能对员工幸福感有积极作用，高绩效工作系统可通过自我效能提升员工幸福感。戴群等[11]通过检验体育锻炼与老年人生活满意度的相关性，发现自我效能是体育锻炼与老年人生活满意度之间的中介变量。张萍等[23]的研究證明，自我效能对主观幸福感有预测作用，自我效能感在人格特质与主观幸福感之间起到中介作用。张建育等[24]研究发现，自我效能与主观幸福感之间存在显著正相关关系。根据以上分析，休闲活动的涉入对自我效能的提升具有积极影响，而自我效能可增加个体的幸福感，自我效能在休闲涉入与幸福感之间具有中介效应。因此，提出以下假设：

H2休闲涉入对老年人的自我效能具有显著正向影响。

H3自我效能对老年人的幸福感具有显著正向影响。

1.3 畅爽体验及其中介效应

畅爽体验是指当人们完全投入到活动中时获得的一种贯穿全身的感觉，身体动作能自发而为，无需主体有意识地控制，能给人带来极高的充实感、兴奋感及幸福感[15]。畅爽体验通常与休闲体育活动相关。Jackson等[12]通过对28名运动员展开深度访谈，并对其获得的畅爽体验进行研究后发现，个体在活动过程中会产生畅爽体验，注意力高度集中。Carr[25]研究发现，青少年在度假活动中获得的畅爽体验比普通休闲活动更高。此外，也有研究表明自我效能可提升畅爽体验。例如，Salanova等[26]认为，个体的自我效能可显著增加工作中的畅爽体验。

休闲涉入的本质是提升幸福感和满意度，通过休闲活动获得畅爽体验是幸福感的最重要来源，有助于增强幸福感，可满足人们放松、自我改善、自信等心理需求。很多研究指出，畅爽体验与生活满意度显著正相关，休闲活动参与越多，生活满意度越高，畅爽体验是预测生活满意度的重要指标，也是决定生活满意度的重要因素之一。唐绒[27]通过构建山地滑雪运动者畅爽体验、积极情绪与忠诚度的结构方程模型，发现滑雪运动者的畅爽体验对其积极情绪有显著正向作用。陈怡琛[28]基于畅爽体验与幸福感理论，发现森林游憩活动参与者的畅爽体验对幸福感有显著正向影响。通过上述分析，提出以下假设：

H4休闲涉入对老年人的畅爽体验具有显著正向影响。

H5自我效能对老年人的畅爽体验具有显著正向影响。

H6畅爽体验对老年人的幸福感具有显著正向影响。

综合上述分析和假设，构建如图1所示的概念模型。

2  研究方法

2.1 研究对象

选取广东省清远市55岁以上且进行广场舞锻炼的老年人作为研究对象进行问卷调查。问卷的填写均在征得研究对象同意后进行，在填写过程中，调研员在旁指导或为老年人读出问卷题目，确保他们能充分理解题项的意思，从而提升问卷的信效度及有效率。

2.2 变量测量

借鉴现有成熟量表设计变量的测量题项：休闲涉入测量主要参考Havitz等[29]和余勇等[30]的研究，共5个题项;自我效能测量主要借鉴Karademas[31]、Chen等[32]和Magaletta等[33]的研究，共4个题项;畅爽体验测量参考Kuo等[34]的研究，共2个题项;幸福感测量借鉴Karademas[31]、蒋奖等[35]的研究，共4个题项。所有测量均采用Likert 5级量表衡量调研对象的态度，以“完全不同意”至“完全同意”分别由低到高赋1～5分。问卷由广场舞参与的特征、变量测量题项以及人口统计学特征等3个部分组成。所有量表均遵照往返式翻译的要求，先将量表译成中文，再由另1名作者回译为英文[36]。经多次讨论，结合具体情境对题项进行修改，确定最终版本的中文问卷。经初步预调研，进一步完善题项措辞，以适应研究需要。

2.3 数据收集与分析

结构方程模型通常需要较大样本量以保证分析检验的准确性，模型拟合度的检验值才能近似卡方分布[37-38]。为获取满足研究需要的样本量，分2次进行数据收集：第1次于2018年4—5月期间开展，共发放216份问卷，其中有效问卷199份;第2次补充调研在2019年3—5月进行，共发放249份问卷，其中有效问卷237份。2次数据收集共发放问卷465份，其中有效问卷436份，有效率为93.8%。在所得样本中，有49.3%的老年人每天都进行广场舞锻炼，63.1%的老年人每次锻炼1～2 h，此外，有95.4%的老年人为女性。参加广场舞的老年人中，55～60岁、61～65岁、66～70岁、71～75岁、75岁以上者分别占48.2%、32.2%、12.6%、5.5%、1.5%，绝大多数人的文化程度是初中及以下（55.5%）或高中/中专（30.5%），月收入在3 000元以下的老年人占84.4%。

主要通过SPSS 20.0和AMOS 21.0软件进行数据分析。利用AMOS的极大似然法对测量模型进行验证性因子分析，考察各变量的信度和效度，并对研究假设和中介效应进行分析。

3  数据分析与假设检验

3.1 测量模型

3.1.1 测量模型拟合优度检验

结构方程模型由测量模型和结构模型组成[39]。测量模型表示潜在变量与观测变量之间的关系，结构模型反映潜在变量之间的关系[40]。本文的测量模型拟合参数：χ2=93.493，df=84，χ2/df=1.113。拟合优度指数（GFI）=0.973，比较拟合指数（CFI）=0.997，简效规范拟合指数（IFI）=0.997，规范拟合指数（NFI）=0.967，Tucker?Lewis指数（TLI）=0.996，均达到大于0.9的标准[41]。近似均方根误差（RMSEA）=0.016，小于0.08。这表明测量模型具有较好的拟合优度。

3.1.2 信度、效度检验

信度检验是对量表内部一致性的评估，一般Cronbachs α系数在0.7以上表明量表具有较高可靠性。通过SPSS软件分析表明，测量总量表的Cronbachs α系数为0.816，休闲涉入、自我效能、畅爽体验及幸福感的内部一致性系数分别为0.864、0.872、0.706和0.850（表1），说明本文量表及其各维度具有较好的信度。

效度检验主要通过收敛效度和判别效度评价。收敛效度指测量同一变量的不同题项之间的相关性[42]。收敛效度的判断标准为因子负荷大于0.5，且P值显著，组合信度（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，各测量题项的因子负荷值区间为0.684～0.835，且均在P<0.001水平下显著。CR为0.710～0.872，AVE为0.551～0.631，表明潜在变量具有较好的收敛效度。判别效度是指不同变量之间的区分性[44]。当AVE的平方根大于其与其他变量的相关系数时，判别效度即可满足。由表2可知，各个变量的相关系数为0.075～0.245，且每个变量的AVE平方根均大于其与其他变量的相关系数，表明变量间具有较好的判别效度。总体而言，本文中的测量模型具有良好的效度。

3.2 结构模型与假设检验

3.2.1 结构模型拟合优度检验

对潜变量之间的结构模型进行拟合优度检验结果显示，χ2=93.493，df=84，χ2/df=1.113，GFI=0.973，CFI=0.997，IFI=0.997，NFI=0.967，TLI=0.996，均达到大于0.9的标准。RMSEA=0.016，小于0.08。因此，结构模型同样具有良好的拟合优度。

3.2.2 假设检验

利用结构方程模型对前文提出的研究假设进行检验，结果如表3所示。研究假设H1的标准化路径系数为0.217（t=3.707，P<0.001），H2的标准化路径系数为0.236（t=4.246，P<0.001），这表明老年人广场舞休闲涉入对幸福感与自我效能均具有显著的正向影响，H1和H2成立。研究假设H3的标准化路径系数为-0.011（t=-0.179，P=0.858），P值大于0.05，说明自我效能对幸福感的影响不显著，因此H3不成立。研究假設H4的标准化路径系数为0.168（t=2.643，P=0.008），H5的标准化路径系数为0.268（t=3.955，P<0.001），说明休闲涉入与自我效能对畅爽体验均具有显著正向影响，H4和H5成立。此外，研究假设H6的标准化路径系数为0.171（t=2.572，P=0.010），表明老年人广场舞的畅爽体验对幸福感具有显著正向作用，H6成立。

概念模型的标准化参数估计如图2所示。

3.2.3 中介效应分析

将自我效能和畅爽体验作为中介变量，用自助法（bootstrap）检验两者对休闲涉入和幸福感关系的中介作用：进行2 000次抽样检定并分别计算总效应、间接效应与直接效应。结果如表4所示，休闲涉入对幸福感总效应偏差校正（bias?corrected）95%置信区间（0.141～0.334）和百分位（percentile）95%置信区间（0.135～0.325）均未包含0，表明总效果显著存在，且作用强度为0.233。间接效应（bias?corrected，中介效应）95%置信区间（0～0.078）和百分位95%置信区间（0～0.074）均未包含0，表明自我效能和畅爽体验的中介作用存在。直接效应的偏差校正95%置信区间和百分位95%置信区间分别为0.101～0.306、0.099～0.299，均未包含0，表明休闲涉入对幸福感的直接效应同样存在，因此，自我效能和畅爽体验的中介效果为部分中介作用。休闲涉入对幸福感的直接效应（0.199）大于间接效应（0.034）。由此可知，老年人进行广场舞的休闲涉入对幸福感的增强具有重要的直接影响。

4  讨 论

4.1 休闲涉入与老年人幸福感的关系

分析发现，休闲涉入对老年人的幸福感具有显著正向影响（标准化路径系数为0.372，t=4.047，P<0.001）。该结果与Krawczynski等[9]、陈爱国等[4]以及Berger等[10]的结论一致。此外，魏烨[45]通过探究群体性休闲运动对老年人幸福感的影响模式，发现休闲运动涉入对幸福感具有正向显著作用。陈作松[46]在分析体育锻炼与主观幸福感的研究综述时，指出体育锻炼对幸福感具有积极影响，并建议增加锻炼类型对主观幸福感的影响。本文以广场舞作为运动情境，验证了研究假设，说明该假设在不同体育项目情境下均具有较好的可靠性与稳定性。同时，也说明广场舞运动对老年人的生活满意度有重要的积极意义，既能增进健康、舒缓精神压力，又能提升人际交往，减少退休带来的孤独感，从而使他们在广场舞队伍中找到归属感。因此，在不干扰其他居民生活的前提下，应鼓励广场舞运动的开展。老年人也应积极参与广场舞，进而促进社会交往，提高老年生活的幸福感。

4.2 畅爽体验对休闲涉入影响幸福感的中介效应

本文采用bootstrap法对畅爽体验的中介作用进行检验。结果显示，畅爽体验在休闲涉入对老年人幸福感的正向影响过程中具有中介作用，且为部分中介（偏差校正95%置信区间值为0.030～0.184，百分位95%置信区间值为0.028～0.183）。休闲涉入对畅爽体验的标准化路径系数为0.223（t=2.404，P=0.016），畅爽体验对幸福感的标准化路径系数为0.247（t=3.088，P=0.002），说明休闲涉入对畅爽体验以及畅爽体验对幸福感均具有显著正向影响作用。

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