韩立森
(中国民航大学体育部 天津 300300)
休闲活动是个体基于在闲暇时间的享受和兴趣而从事的非义务和非工作活动。人们的休闲活动时间在增加,在当下的环境里,休闲对个体的愉悦感和成就感起着重要作用。休闲参与的重要性已经对个人的生理和心理状况产生了积极的影响。
大学生远离父母的干预,比高中阶段有更多的自由和责任感,非常有必要考虑休闲态度如何通过休闲满意度的中介作用影响大学生的幸福感。该研究为了解大学生休闲态度、满意度和幸福感之间的关系,提供了一种综合的方法,依据现有理论和实证进行扩展。研究假设如下:(1)休闲态度对休闲满意度有正向影响;(2)休闲满意度对心理健康有正向影响;(3)休闲满意度在休闲态度与心理幸福感之间存在中介作用。
Ragheb和Beard指出,对休闲活动的态度可能是决定个体参与休闲活动意愿或倾向的重要因素之一[1]。Ragheb和Tate的研究表明,休闲态度与休闲参与呈正相关。此外,休闲态度可以增加休闲参与,从而促进休闲满意度的发展。这与Haworth和Lewis的研究结果相一致,后者指出对休闲活动的积极态度与参与休闲活动的个人满意度相关。Ragheb和Beard认为,休闲态度包含认知、情感和行为3个成分[2]。他们的认知组件被定义为“对休闲的一般知识和信仰,其特点以及它与个人的生活质量”;情感组件被定义为“情感与休闲、个人喜欢或不喜欢的休闲活动和经验”;行为组件被定义为“关于休闲活动和经验的过去、现在和预期的行动”。
休闲满意度是指参与休闲活动所产生的积极的个人评价。Campbell认为,满意度是个体信念和期望之间的联系[3]。他还发现,当信念和期望之间的差距很大时,个体的满意度会降低。这一结果与Stock、Okun和Benin的研究结果相似,该研究表明满足感是基于个人的期望,他们需要或想从环境中得到什么。随着满意度在休闲研究中越来越重要,Mancini提出休闲活动满意度与心理健康之间存在正相关关系。此外,通过降低学生压力和鼓励社会活动的休闲满意度与生活满意度高度相关[4]。虽然许多研究表明,休闲参与对青少年的幸福感有积极的影响,但研究并没有关注人们从事体育或非体育休闲活动的频率,以及这些活动如何影响总体心理状态,如满意度、自我效能感、心理幸福感和压力水平。
人们应该认识到态度、满意度和心理健康之间的关系,因为从参与休闲活动中获得的积极满意度与心理健康有正相关关系。Sacker和Cable指出,休闲参与提高了青少年的幸福感。此外,Shin和You提出,主动进行休闲活动可以提高幸福感水平,而被动进行休闲活动会对幸福感水平产生负面影响。例如,Csikszentmihalyi和Hunter提出,当人们和朋友一起参加户外活动时,幸福感会上升,而当青少年参与个人活动(如读书)时,幸福感会下降[5]。Ma和他的同事提出,心理幸福可能是一个复杂的概念,因为有很多概念在衡量它。该研究采用了Wann的心理健康测量方法,包括自尊、孤独和感知压力量表,发现人际关系、学业压力与大学生活密切相关。
选取18~25岁大学生作为研究对象,男性619人,女性528人。
2.2.1 文献资料法
通过知网查阅相关资料,提供理论研究基础。
2.2.2 问卷调查法
应用休闲态度、休闲满意度和心理健康3个部分,对学生发放问卷。其中休闲态度量表短版(LAS-SV)包括行为态度、认知态度和情感态度等共12个项目;休闲满意度包括5个项目,采用Arbaugh(2000)的研究;心理健康量表包括3个子因素,即感知压力、孤独和自尊,分别采用感知压力量表(PSS-10)、孤独量表、罗森博格自尊量表(RSES)等共13个项目进行测量。各问卷均采用李克特五点量表进行评估,从1(非常不同意)到5(非常同意)。所有条目均通过与青少年休闲心理学专家学者进行讨论来审核,以确保内容效度。共发放问卷1147份,回收1086份,回收率为94.7%,有效份数为1024份,有效率为94.2%。
2.2.3 数理统计法
使用AMOS 20.0和SPSS 21.0统计软件对回收的问卷进行分析处理。在运用结构方程建模方法之后,首先进行验证性因素分析(CFA)来检验所提出的测量模型的心理计量特性,然后进行结构方程建模来检验所提出的模型以及动机对社交媒体消费的影响。
从表1可以看出,研究对象中21岁的人数最多,18岁的人数最少。在休闲活动的选择上,选择篮球的人数最多,选择网球的人数最少。
表1 研究对象基本信息统计描述
检测各项目峰度和偏度,未发现极端值(超过3.0)。所有的条目都是可靠的,Cronbach的alpha值从0.82(感知压力)到0.95(自尊)不等。所有项目均表示构建信度(CR)大于0.70,平均方差提取(AVE)大于0.50。两个因素之间相关估计的置信区间(±2个标准误差)不包括1.0。因此,所有隐藏的构建的测度均具有收敛效度和区别效度。CFA的最大可能性估计显示,整体测量模型很好地拟合了数据(X2=872.94,P<0.001,X2/df=2.27,CFI=0.92,RMSEA=0.07和SRMR=0.04)。所有项目的标准负荷均大于0.70的阈值。
整体结构模型与数据拟合较好(X2=953.02,P<0.001,X2/df=2.39,CFI=0.9,RMSEA=0.08,和SRMR=0.08),见图1。
图1 休闲态度通过满意度对幸福感影响结构模型
结构方程模型揭示了休闲态度对团队休闲满意度的直接影响(β=0.67,P<0.001)。休闲满意度对感知压力有正向影响(β=0.16,P<0.05)。因此,休闲满意度降低了感知压力,因为在该研究中,感知压力得分越高,说明压力水平越低。此外,孤独(β=0.24,P<0.001)和自尊(β=0.47,P<0.001)与休闲满意度呈显著正相关。在间接效应方面,休闲态度对感知压力有显著影响(β=0.11,P<0.05),孤独(β=0.16,P<0.05),以及自尊(β=0.31,P<0.05)。结构方程建模总结见表2。
表2 结构模型摘要
虽然青少年参与休闲获得的益处受到众多学者的关注和研究,但是对于大学生参与其中的益处需要更多的关注,因为与高中生相比,他们在大学生活里容易参与到身体活动和社会活动中。此外,大学生在空闲时间里有更多的自由时间从事休闲活动。因此,该研究试图探究休闲态度、满意度与大学生心理健康之间的关系[6]。研究结果支持了该研究的假设:(1)休闲态度对休闲满意度有正向影响;(2)休闲满意度对心理幸福感有正向影响;(3)休闲满意度对休闲态度与心理幸福感的关系有中介作用。
第一,研究发现,休闲态度包括认知、情感和行为维度,对休闲参与产生的休闲满意度有正向影响。结果表明,个体对休闲活动的评价越高,越倾向于满足自己的参与。这一现象与Ragheb的研究休闲态度与休闲满意度之间存在正相关的结果相一致。此外,Ragheb和Tate还发现,休闲态度的情感因素直接影响休闲满意度,而认知因素通过中介因素动机对休闲满意度产生间接影响[7]。
第二,休闲满意度对大学生的心理健康也有正向影响,包括压力感、孤独感和自尊。其中,自尊是最受休闲满意度影响的因素,其次是孤独和压力感。这一发现揭示了休闲活动的满意度水平与个人自我价值的增加高度相关,因为休闲活动的目的与促进个体的身心健康有关[8]。此外,休闲活动鼓励与其他参与者的社会联系,在休闲活动中,人们通过积极互动提高个人的自我价值,这也可能降低压力水平和孤独感。研究结果与Shin和You的研究结果相似,表明休闲满意度显著提高了学生的生活满意度,降低了压力水平。他们指出,休闲活动对发展个人管理生活事物的能力及个人的身心健康都有潜在的好处。最后,这一发现也是一种证据支撑,即支持通过从积极活动中获得的休闲满意度提高心理健康水平。
最后,休闲态度通过满意度这一中介因子间接影响大学生的心理健康。以往的休闲研究表明,休闲参与通过休闲参与、休闲协商等中介因素对个体的身心健康产生正向影响。因此,在对休闲活动持积极态度的大学生心理健康的影响方面,该研究的结果与之前的文献得到的结果相同。此外,该研究还发现,对休闲活动持较高积极态度的大学生更有可能在参与休闲活动时,满足其参与休闲活动的需求,从而增强其心理幸福感。
研究结果显示,为了提高大学生的生活质量,高校应为学生提供适当的休闲环境。学校可以通过校内娱乐中心为学生提供各种各样的休闲活动。大学生也有机会在大学校园里观看体育比赛。通过这些活动,学生不仅可以获得大学高质量的生活,还可以对大学产生归属感。此外,学生也可以通过参加社会活动,减少他们在与大学同伴交往时感受到的压力和孤独感,从而增强自尊并改善他们的大学生活质量。最后,大学可以为学生提供一些与休闲有关的课程,改善学生对休闲活动的认知或态度。通过这样的课程,学生可以了解休闲是如何影响生活、家庭和社会的,也可以在头脑中形成积极的休闲态度。该研究探讨了大学生休闲态度对休闲活动的重要作用,但研究的范围并不大,需要在今后的研究中加以考虑。另外,该研究的局限性之一是缺乏概括性,只是对一所大学的大学生采用方便抽样的方法进行调查,缺少多元化的样本。因此,未来的研究应考虑通用性来检验休闲态度、满意度和心理健康之间的关系。另一个限制是大学生在大学生活中有很多机会参加休闲活动,但该研究并没有考虑什么类型的休闲活动更能让他们满意。因此,未来的研究还需要选择不同的休闲活动类型,以准确衡量学生的满意度。
该研究结果显示,大学生对休闲活动的积极态度与满意度的增加有关,而满意度可通过增强自尊、减轻压力感和孤独感来增加。在提高大学生心理社会幸福感方面,该研究对于如何提高大学生活动质量具有重要意义。此外,该研究结果也提供了指导方向,让人们认识到休闲态度对于提高大学生的心理健康水平是一个有用的“工具”。