周良君 ，項(xiàng)明強(qiáng) ，陳小英 ，錢亦舟 ，陳國強(qiáng)

0 前言

近年來，中國路跑井噴式發(fā)展，產(chǎn)生了馬拉松奇觀。2016年，在中國田徑協(xié)會注冊的馬拉松及相關(guān)運(yùn)動(dòng)賽事達(dá)到328場，較2015年134場增加了近1.5倍，是2011年22場賽事的近15倍[1]。2017年全國舉辦馬拉松及相關(guān)運(yùn)動(dòng)賽事（800人以上規(guī)模）達(dá)1 100場，參賽人次近500萬[2]。截至2018年11月底，2018中國舉辦800人以上規(guī)模的路跑、300人以上規(guī)模的越野跑賽事共計(jì)1 072場，參賽人次達(dá)到530萬[3]。專家預(yù)測，2020年全中國馬拉松規(guī)模賽事將超過1 900場，中國田徑協(xié)會認(rèn)證賽事達(dá)350場，各類路跑賽事參賽人數(shù)超過1 000萬人次，馬拉松產(chǎn)業(yè)規(guī)模將達(dá)到1 200億元[4]。

馬拉松熱不僅發(fā)生在中國，它早已成為一種國際現(xiàn)象。據(jù)美國智庫估算，2015年全球路跑市場規(guī)模高達(dá)1 000億美元，而中國大陸只占1/20。2012年美國舉行的路跑比賽為780場，2013年增加到1 100場，一年間增長率達(dá)到30%，參賽人數(shù)達(dá)到54.1萬人[5]。2018年美國共舉辦了594場馬拉松賽，共計(jì)503 328人完賽，完賽人數(shù)比2017年增長41%，其中紐約馬拉松完賽人數(shù)達(dá)52 700[6]。

人類行為科學(xué)的一個(gè)重要的目標(biāo)就是對各種各樣的行為現(xiàn)象進(jìn)行合理的解釋，然后制定行為干預(yù)措施以消除問題行為或增進(jìn)目標(biāo)行為。行為機(jī)制是探尋行為現(xiàn)象背后的影響因素及之間的因果關(guān)系。因此，不論是解釋行為現(xiàn)象或是制定和完善行為干預(yù)措施，行為機(jī)制的研究都將是極其重要的基礎(chǔ)工作[7]。目前，馬拉松參與行為機(jī)制研究是一個(gè)具有國際前沿水準(zhǔn)的研究領(lǐng)域，遺憾的是，目前尚未有全面、系統(tǒng)的深入研究。

動(dòng)力-限制-協(xié)商模型作為休閑活動(dòng)參與行為的重要機(jī)制之一，在國外受到廣泛關(guān)注與應(yīng)用，相比國外研究的興盛，國內(nèi)對該模型的研究尚待加強(qiáng)。除此之外，馬拉松參與是深度休閑行為，該模型是否適用于對馬拉松參與行為機(jī)制的解釋？這對馬拉松參與行為研究范式的借鑒具有重要的意義。

1 休閑“動(dòng)力-限制-協(xié)商”模型研究回顧

休閑是人們生活中的重要元素。休閑幫助人們應(yīng)付壓力，擺脫負(fù)面或痛苦的想法，并提高整體生活滿意度。當(dāng)人們對自己的休閑滿意時(shí)，更有可能對其他生活領(lǐng)域感到滿意，包括工作和婚姻關(guān)系[8]。然而，休閑本身可能受到限制。當(dāng)人們不能參加喜歡的休閑活動(dòng)或達(dá)不到理想的參與水平時(shí)，他們正在經(jīng)歷著休閑的限制。休閑的限制是“限制人們參與休閑活動(dòng)或使用休閑服務(wù)”，或者限制人們對當(dāng)前活動(dòng)的享受方面的因素[9]。

休閑限制是休閑研究的子領(lǐng)域，關(guān)于休閑限制的系統(tǒng)研究已有30多年歷史。Crawford和Godbey是休閑限制研究領(lǐng)域的重要學(xué)者。他們通過調(diào)查，研究為什么有些人不參加休閑活動(dòng)或者中斷了休閑活動(dòng)的參與，以此來研究休閑限制是如何影響休閑參與行為的。研究發(fā)現(xiàn)，休閑限制因素可分為個(gè)人限制因素、人際限制因素和結(jié)構(gòu)性限制因素。個(gè)人限制因素指向個(gè)人心理狀態(tài)，它會影響人的休閑偏好，但不會影響其休閑參與行為。人際限制指向個(gè)體與親屬、朋友形成的互動(dòng)交往和關(guān)系，缺少參與同伴會影響休閑偏好和參與。結(jié)構(gòu)性限制是在休閑偏好與參與之間形成的，包括家庭生命周期階段、經(jīng)濟(jì)收入、天氣、氣候、可支配時(shí)間、活動(dòng)可得性和機(jī)會等[10]。

隨后，Henderson等引入了前置限制因素和干預(yù)限制因素[11]。與Crawford等[10]模型類似，Henderson等認(rèn)識到，一些限制因素影響人們形成參與活動(dòng)的偏好（前置限制因素），而其他限制因素影響人們對活動(dòng)的參與（干預(yù)限制因素）。這個(gè)觀點(diǎn)被Crawford等證實(shí)。Crawford等人認(rèn)為，個(gè)人限制和人際限制因素影響人們形成休閑活動(dòng)的偏好，而結(jié)構(gòu)性限制因素在人們形成休閑偏好和參與休閑活動(dòng)之間進(jìn)行干預(yù)[12]。此外，Crawford等人推斷個(gè)人限制因素是最有效的行為預(yù)測因素，而結(jié)構(gòu)性限制因素正好相反。

Crawford等[12]擴(kuò)展了 Crawford等[10]的模型，提出了休閑限制層次模型。將休閑限制研究由靜態(tài)研究提升到動(dòng)態(tài)變化研究層面。Crawford等人認(rèn)為休閑活動(dòng)的限制因素是從個(gè)人限制因素開始，到人際限制再到結(jié)構(gòu)性限制，是分層次呈現(xiàn)的[12]。個(gè)人限制是最基礎(chǔ)、影響力最大的限制因素；結(jié)構(gòu)性限制的層次最高，但影響力卻最小。只有每個(gè)層次的休閑限制因素被克服，才能產(chǎn)生休閑行為（圖1）。

圖1 休閑限制層次模型[12]Figure 1 Hierarchical Model of Leisure Constraint[12]

許多研究將該休閑限制層次模型作為主要的理論框架，或者對模型進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)驗(yàn)證[13]。一些研究成果印證了該模型（例如 Raymore 等[14]，Samdahl等[15]，Walker等[16]），而另一些研究成果則對該模型提出了挑戰(zhàn)（Gilbert等[17]，Hawkins等[18]，Shaw 等[19]，Tsai等[20]）。雖然對休閑限制層次模型存在較多爭論，但是該模型仍然是系統(tǒng)研究休閑限制因素和相關(guān)問題研究的非常有用的框架[13]。

一些研究者（如 Kay 等[21]，Scott[22]，Shaw 等[23]，Nadirova等[24]）發(fā)現(xiàn)，休閑限制因素不會完全限制或抑制人們的休閑參與，一般情況下只影響休閑參與的頻率或強(qiáng)度。相反，人們能夠克服參與的限制，積極從事休閑活動(dòng)。Jackson等在休閑限制模型基礎(chǔ)上引入動(dòng)力因素，發(fā)現(xiàn)限制因素只是影響人們休閑參與行為的一部分，它并不代表人們就不參加休閑活動(dòng)[25]。換言之，人們即使遭遇限制，但如果采用協(xié)商策略去克服各種限制因素，也可以找到其他方法參與休閑。該發(fā)現(xiàn)進(jìn)一步推動(dòng)了休閑限制研究，并產(chǎn)生了休閑-限制-協(xié)商模型。

Mannell等認(rèn)為協(xié)商策略是人們?yōu)榱吮苊饣驕p少限制因素對參與休閑的影響而采用的策略[8]。Hubbard等的研究結(jié)果表明，動(dòng)力與參與之間可完全由協(xié)商策略引導(dǎo)[26]。Jackson等把個(gè)體運(yùn)用的協(xié)商策略分為認(rèn)知類協(xié)商和行為類協(xié)商，行為類協(xié)商又可以分為兩類：非休閑因素的調(diào)整，如選擇其他活動(dòng)、縮減其他開支等；休閑活動(dòng)本身的調(diào)整，如強(qiáng)化參與意識、激發(fā)參與熱情、協(xié)調(diào)參與的時(shí)間和頻率等[25]。

Hubbard等[26]拓展了Raymore等[14]的休閑層次限制量表，在Crawford概念模型的基礎(chǔ)上，不僅將個(gè)人限制、人際限制和結(jié)構(gòu)性限制因素進(jìn)行了量化操作，而且還對4種主要限制協(xié)商因素即時(shí)間管理、技術(shù)學(xué)習(xí)、財(cái)務(wù)規(guī)劃和人際協(xié)調(diào)等進(jìn)行了量化操作。近年來，研究者又提出了新的休閑限制調(diào)節(jié)模型（Hubbard等[26]，Mannell等[27]），進(jìn)一步增進(jìn)了人們對休閑限制因素是如何在人們生活中發(fā)揮作用，以及該變量如何與其他關(guān)鍵變量如偏好、動(dòng)力、忠誠度等相互作用的認(rèn)識。

Hubbard和Mannell提出的4個(gè)模型分別為：獨(dú)立模型（模型 1）、協(xié)商-緩和模型（模型2）、限制-影響-緩和模型（模型 3）、感知-限制-減少模型（模型 4），每一組都描述了某種不同的限制協(xié)商過程[26]。模型1認(rèn)為，動(dòng)力、限制和協(xié)商3個(gè)因素中的每一個(gè)都具有獨(dú)立性，獨(dú)立影響休閑參與，3個(gè)因素之間不存在關(guān)聯(lián)；模型2認(rèn)為，協(xié)商與休閑參與沒有直接關(guān)系，限制和協(xié)商以相互作用的方式，充當(dāng)緩沖或調(diào)節(jié)器；模型3則認(rèn)為協(xié)商因素在動(dòng)力因素和限制因素之間存在相互影響的關(guān)系，由限制到協(xié)商的路徑顯示，盡管限制仍然存在，但是所觸發(fā)的限制-協(xié)商路徑可能完全抵消或減輕限制帶來的影響，最終達(dá)到休閑參與；模型4同樣強(qiáng)調(diào)動(dòng)力的作用。模型3和模型4為協(xié)商-緩沖模型提供了替代方案。4個(gè)模型中，模型2、模型3、模型4都認(rèn)為動(dòng)力因素、協(xié)商因素和限制因素共同決定休閑參與。

2 研究方法與模型假設(shè)

馬拉松參與是深度休閑行為，借鑒Son等[28]的休閑參與行為問卷，在前期對跑友進(jìn)行訪談的基礎(chǔ)上，編制馬拉松參與行為調(diào)查問卷，以中國馬拉松參與行為調(diào)查數(shù)據(jù)為依據(jù)，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程[29]進(jìn)一步驗(yàn)證“動(dòng)力-限制-協(xié)商”模型。馬拉松“動(dòng)力-限制-協(xié)商”假設(shè)模型圖如圖2所示。

圖2 馬拉松“動(dòng)力-限制-協(xié)商”假設(shè)模型圖Figure 2 Marathon"Motivation-Constraint-Negotiation"Hypothesis Model Diagram

3 馬拉松“限制-協(xié)商”模型的測試

3.1 研究量表

3.1.1 馬拉松動(dòng)力量表

馬拉松動(dòng)力量表以Son等[28]的休閑運(yùn)動(dòng)動(dòng)力量表為藍(lán)本編制。為了更有針對性地測量馬拉松運(yùn)動(dòng)愛好者的參與動(dòng)力，根據(jù)前期對馬拉松跑友的深度訪談，修改了原量表中相關(guān)內(nèi)容和表達(dá)方式。修訂后動(dòng)力量表為單一維度表，共5題，例如“我真的對參加馬拉松跑很感興趣”。采用Likert7點(diǎn)計(jì)分，從“非常不同意”到“非常同意”分別計(jì)1-7分。采用內(nèi)部一致性信度檢驗(yàn)方法，結(jié)果顯示，量表的Cronbach α系數(shù)為0.874。

3.1.2 馬拉松限制量表

本研究采用同樣方法，編制了馬拉松限制量表。該量表共14題，包括個(gè)人（5題）、人際（5題）和結(jié)構(gòu)性（4題）3個(gè)維度。例如，“我沒有精力跑馬拉松（個(gè)人限制）”“我認(rèn)識的人經(jīng)常沒有時(shí)間和我一起跑馬拉松（人際限制）”“我沒有合適的服裝或運(yùn)動(dòng)鞋跑馬拉松（結(jié)構(gòu)性限制）”。采用Likert7點(diǎn)計(jì)分，從“非常不同意”到“非常同意”分別計(jì)1-7分。信度檢驗(yàn)結(jié)果顯示，個(gè)人限制、人際限制和結(jié)構(gòu)性限制量表的Cronbach α 系數(shù)分別為 0.540、0.705 和 0.720。

3.1.3 馬拉松協(xié)商量表

本研究編制的馬拉松協(xié)商量表共12題，包括時(shí)間、技術(shù)、社會和經(jīng)濟(jì)4個(gè)維度，每個(gè)維度3題。例如“盡量提前做好馬拉松跑計(jì)劃 （時(shí)間）”“我會盡量參加馬拉松跑的技術(shù)培訓(xùn)和交流（技術(shù)）”“我會和熟悉的人一起跑馬拉松（社會）”“我會減少其他開支以確保跑馬拉松的費(fèi)用（經(jīng)濟(jì)）”。采用Likert7點(diǎn)計(jì)分，從“非常不同意”到“非常同意”分別計(jì)1-7分。信度檢驗(yàn)結(jié)果顯示，時(shí)間、技術(shù)、社會和經(jīng)濟(jì)4個(gè)分量表的Cronbach α 系數(shù)分別為 0.758、0.771、0.727、0.674。

3.1.4 馬拉松參與度量表

本研究采用的自編馬拉松參與度量表，包括4個(gè)題目，分別為“馬拉松跑齡有多少年”“過去12個(gè)月參加過幾次馬拉松跑比賽”“在馬拉松跑上花費(fèi)的時(shí)間是一周多少小時(shí)”“您去參加馬拉松賽的旅途距離是多少”（包括 5個(gè)選項(xiàng)：①小于 80 km；②80～160 km；③160～320 km；④320～800 km 之間；⑤大于 800 km這5個(gè)選項(xiàng)分別計(jì)1～5分）。

3.2 信度和效度檢驗(yàn)

動(dòng)力、限制和協(xié)商量表，采用內(nèi)部一致性信度檢驗(yàn)方法。動(dòng)力、限制和協(xié)商量表中Cronbach α系數(shù)處于0.540～0.874，除了限制量表中的個(gè)人限制量表部分（0.540）和協(xié)商量表中的經(jīng)濟(jì)協(xié)商部分（0.674）之外，其他各部分的Cronbach α系數(shù)都達(dá)到了0.7以上，表明各個(gè)概念的量表都具有較高的可靠性。協(xié)商量表中的經(jīng)濟(jì)協(xié)商部分Cronbach α系數(shù)為0.674，接近0.7表明量表是有效的。限制量表中的個(gè)人限制量表部分Cronbach α系數(shù)為0.540，可能會影響到本部分的內(nèi)部一致性，可以將個(gè)人限制的題項(xiàng)分散，融合到人際限制和結(jié)構(gòu)性限制中去，以此來提高量表的可靠性。但是，沒有理論依據(jù)支撐這一分類方法。 此外，Hair等[30]和 Bagozzi等[31]都認(rèn)為，內(nèi)部一致性系數(shù)靠近0.6，也是可以接受的?；谏鲜隹紤]，本研究決定繼續(xù)采用預(yù)設(shè)測量題項(xiàng)用于進(jìn)一步分析。

本研究采用專家內(nèi)容效度對問卷編制的效度進(jìn)行檢驗(yàn)。首先設(shè)計(jì)專家內(nèi)容效度表，從休閑領(lǐng)域、馬拉松領(lǐng)域和統(tǒng)計(jì)領(lǐng)域共遴選10位專家，分別發(fā)放問卷和專家效度表。對回收后的第一輪專家咨詢結(jié)果進(jìn)行統(tǒng)計(jì)和分析，根據(jù)專家對問卷作出的綜合評價(jià)，以及針對個(gè)別題項(xiàng)提出的建設(shè)性意見，本研究對問卷進(jìn)行了一定的修改，形成了第二輪專家咨詢。如此本研究共進(jìn)行了三輪專家效度表的發(fā)放和回收，確定了最終的問卷內(nèi)容。

3.3 調(diào)查對象

本研究采用網(wǎng)上填寫問卷方式，調(diào)查了全國范圍內(nèi)19個(gè)省和4個(gè)直轄市的馬拉松愛好者，共獲得有效問卷301份，其中：男性跑者199人，女性跑者102 人；平均年齡（35.88±10.06）歲；大學(xué)學(xué)歷及以上231人，高中及其他學(xué)歷70人；涉及職業(yè)包括管理類（65 人）、科技類（10 人）、專業(yè)技術(shù)類（32 人）、銷售類（22 人）、文職類（20 人）、教育類（58 人）、技術(shù)工人類（13人）和其他類（81人）。

3.4 數(shù)據(jù)處理軟件

使用SPSS17.0和Amos17.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

表1 馬拉松動(dòng)力、限制、協(xié)商與馬拉松參與度的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)矩陣Table I Descriptive Statistics and Correlation Matrices of Marathon Motivation,Constraints,Negotiation and Marathon Participation

4 結(jié)果分析

4.1 初步統(tǒng)計(jì)分析

表1呈現(xiàn)了各變量的描述統(tǒng)計(jì)及其相關(guān)矩陣。

由表1可知，就整體而言，馬拉松動(dòng)力與馬拉松參與度呈正相關(guān)；馬拉松限制與馬拉松參與度成負(fù)相關(guān)；馬拉松協(xié)商與馬拉松參與度成正相關(guān)。

4.2 馬拉松“限制-協(xié)商”模型構(gòu)建

根據(jù)表1數(shù)據(jù)中反映的各變量之間的相關(guān)關(guān)系，依據(jù)以往的研究結(jié)果，本研究構(gòu)建出3個(gè)理論模型，如圖3所示。

圖3 馬拉松限制-協(xié)商理論模型Figure 3 Marathon Constraint Negotiation Model

采用結(jié)構(gòu)方程模型對上述3個(gè)理論模型依次檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示?？梢钥闯觯Ｐ?中的χ2/df為4.336，RMSEA 為 0.105，大于 0.08，CFI、NFI、RFI、IFI和GFI五項(xiàng)指標(biāo)小于0.9。在構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型過程中，吳明隆認(rèn)為在檢驗(yàn)性因子分析及結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建中，χ2/df小于5尚可接受，小于2為良好，RMSEA應(yīng)小于 0.08 （越小越好），CFI、NFI、RFI、IFI、GFI 應(yīng)大于0.9（越大越好），這樣數(shù)據(jù)與模型擬合才符合標(biāo)準(zhǔn)[29]。依據(jù)該標(biāo)準(zhǔn)，模型1未達(dá)到“好”模型標(biāo)準(zhǔn)，可放棄。

模型2和模型3的χ2/df分別為2.373和 2.249，RMSEA分別為 0.068和 0.065， 小于 0.08，CFI、IFI和GFI三項(xiàng)指標(biāo)均大于 0.9，NFI、RFI兩項(xiàng)指標(biāo)大于0.8?？梢娔Ｐ?和模型3基本上達(dá)到擬合標(biāo)準(zhǔn)，但比較而言，模型3要優(yōu)于模型2。

進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，模型3中的馬拉松協(xié)商對馬拉松參與度的直接效應(yīng)量標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.03，未達(dá)到顯著性水平（P＞0.05），故刪除該路徑，獲得感知-限制-減少修正模型（命名為模型4）。從表2可知，模型4與模型3相比，χ2/df減少了0.042，RMSEA減少了 0.003，模型 4 中的 CFI、NFI、RFI、IFI4 項(xiàng)指標(biāo)均優(yōu)于模型3。可見，模型4優(yōu)于模型3，故本研究接受感知-限制-減少修正模型（模型4），其標(biāo)準(zhǔn)化路徑如圖4所示。

表2 4個(gè)模型擬合指數(shù)之間比較Table II Comparisons of 4 Models Fitting Index

圖4 感知-限制-減少的修正模型Figure 4 Modification Model of Perception-Constraint-Reduction

5 討論

本研究采用結(jié)構(gòu)方程模型，以馬拉松運(yùn)動(dòng)愛好者為研究對象，對獨(dú)立模型、限制-影響-緩和模型和感知-限制-減少模型3個(gè)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，確定測量中的問題，為未來的研究提供了方向。

在檢測獨(dú)立模型中，協(xié)商、動(dòng)力、限制是相互獨(dú)立的假說，未得到支持，從而證實(shí)限制和協(xié)商之間的相互作用的關(guān)系與預(yù)測不一致。研究結(jié)果支持模型2限制-影響-緩和模型和模型3感知-限制-減少模型，模型2和模型3的χ2/df分別為2.373和2.249，RMSEA分別為0.068和0.065，模型2和模型3基本上達(dá)到擬合標(biāo)準(zhǔn)，但比較而言，模型3要優(yōu)于模型2，但模型3中的馬拉松協(xié)商對馬拉松參與度的直接效應(yīng)量標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.03，未達(dá)到顯著性水平（P＞0.05），表明馬拉松協(xié)商對馬拉松參與度弱相關(guān)或者無關(guān)，故本研究刪除該路徑，獲得感知-限制-減少修正模型，即支持了感知-限制-減少修正模型。

感知-限制-減少修正模型識別出動(dòng)力是一個(gè)重要因素，馬拉松動(dòng)力一方面可積極直接預(yù)測馬拉松參與，另一方面可通過協(xié)商和限制這兩個(gè)變量間接預(yù)測馬拉松參與。這意味著，當(dāng)個(gè)體參與馬拉松的動(dòng)力水平越高，越能提升馬拉松鍛煉時(shí)間和距離，促使其參加馬拉松比賽，增加馬拉松的跑齡。更重要的是，當(dāng)個(gè)體動(dòng)力水平越高，越能增強(qiáng)其協(xié)商能力，進(jìn)而減少限制對馬拉松參與的負(fù)面影響。

可見，本研究揭示了動(dòng)力在個(gè)體參加馬拉松的限制-協(xié)商過程中所起到的重要作用。這一研究結(jié)果與以往研究強(qiáng)調(diào)動(dòng)力在參與休閑活動(dòng)中的重要性的觀點(diǎn)相一致（Alexandris等[32]）。應(yīng)指出的是，本研究結(jié)果與Hubbard等[26]研究的結(jié)果不一致，他們的研究結(jié)果支持限制-影響-緩和模型，解釋了為什么限制被認(rèn)為與參與無關(guān)或弱相關(guān)，遇到限制直接觸發(fā)協(xié)商因素，可以減輕限制的負(fù)面影響，即認(rèn)為協(xié)商可部分中介限制與參與之間的關(guān)系。

本研究結(jié)果支持感知-限制-減少的修正模型。原因可能有兩點(diǎn)：一是研究對象不同，Hubbard等[26]的研究以企業(yè)員工為研究對象，而本研究以馬拉松愛好者為研究對象，相比之下本研究目標(biāo)對象更加聚焦化，跨文化研究表明，歐美人參與休閑主要受限制性結(jié)構(gòu)影響，中國人主要受個(gè)人自我限制影響[33]；二是參與休閑活動(dòng)的內(nèi)容不同，馬拉松運(yùn)動(dòng)比一般休閑體育活動(dòng)需要付出更多的意志努力，促進(jìn)個(gè)體長時(shí)間堅(jiān)持馬拉松運(yùn)動(dòng)需要有強(qiáng)大的內(nèi)在動(dòng)力，任一限制因素均會降低個(gè)體對馬拉松的參與度。在本研究中，參與動(dòng)力對間接參與的影響較大，參與者不是直接使用協(xié)商資源或戰(zhàn)略。因此，改善限制因素的不利影響需要事先設(shè)定好協(xié)商和應(yīng)對策略（感知-限制-減少模型），而不是產(chǎn)生了限制因素再采取協(xié)商策略（限制-影響-緩和模型）。對這一研究結(jié)果，宜從經(jīng)濟(jì)、文化、社會心理等多角度進(jìn)行分析，可為更精確地指導(dǎo)馬拉松愛好者發(fā)揮動(dòng)力在限制協(xié)商過程中的作用提供一些思路。

在限制性因素中，結(jié)構(gòu)性限制和人際限制因素成為主要限制因素，個(gè)人限制因素影響最低。這個(gè)結(jié)論與Walker等[16]和Hudson等[34]的研究結(jié)果存在較大差別。

Walker等[16]發(fā)現(xiàn)，中國學(xué)生更多受到個(gè)人限制因素和人際限制因素的影響，而加拿大學(xué)生更多受到結(jié)構(gòu)性限制因素的影響。Hudson等進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，一般情況下華裔加拿大人更容易受個(gè)人限制因素的影響，而對于英裔加拿大人來說，結(jié)構(gòu)性限制因素是最主要的限制因素[34]。

產(chǎn)生該結(jié)果的主要原因可能是中國人過去更多地是追求財(cái)富、名譽(yù)、道德，不重視休閑（Wang等[35]）。近年來，隨著經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，人們的思想觀念發(fā)生了重大變化，日益重視精神文化追求，注重自身健康和長壽，自信心也顯著增強(qiáng)。特別是自2008年北京奧運(yùn)舉辦之后，中國政府積極推動(dòng)全民健身戰(zhàn)略，大眾的健身意識逐漸增強(qiáng)，個(gè)人限制因素如沒必要、沒興趣鍛煉、懶惰、擔(dān)心傷病等明顯降低，結(jié)構(gòu)性限制因素上升為影響馬拉松參與的主要限制因素。這與Markus等對美國人休閑參與的研究結(jié)果相似，即美國人參與休閑活動(dòng)主要受結(jié)構(gòu)性限制因素影響 （如時(shí)間和金錢）[36]。由于參與馬拉松運(yùn)動(dòng)需要在交通、住宿、裝備等方面投入較多，會給參與者帶來一定的經(jīng)濟(jì)壓力。同時(shí)，馬拉松運(yùn)動(dòng)的主要參與群體是中青年，該群體既是社會主要的經(jīng)濟(jì)動(dòng)力，也是工作和家庭壓力的主要承擔(dān)者，他們的業(yè)余時(shí)間和精力有限，這是結(jié)構(gòu)性限制因素上升的主要原因。

人際限制也是阻礙民眾參與馬拉松運(yùn)動(dòng)的重要因素。Ridinger等認(rèn)為，如果伴侶不支持將馬拉松作為一種休閑運(yùn)動(dòng)或旅行，家庭則是馬拉松參與者面臨的重要限制因素[37]。Goodsell等則認(rèn)為，家庭或促進(jìn)或阻礙馬拉松參與，要視不同情況而定[38]。Baldwin等進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，伴侶不支持對馬拉松參與者的婚姻滿意度產(chǎn)生負(fù)面影響[39]。長期以來，中國人的行為比較內(nèi)斂，而且特別重視家人和朋友的評價(jià)和看法。在傳統(tǒng)觀念中，馬拉松仍屬于極限運(yùn)動(dòng)，長期參與對健康會帶來損害?；谏鲜隹捶ǎ胰撕团笥芽赡軙⑴c馬拉松運(yùn)動(dòng)持保留或否定態(tài)度。另外，馬拉松運(yùn)動(dòng)要求參與者長期在時(shí)間和經(jīng)濟(jì)上有較大投入，這可能導(dǎo)致家庭中的配偶或子女的反對。

由上可見，結(jié)構(gòu)性限制因素和人際限制因素成為制約馬拉松參與行為的主要因素，而個(gè)人限制因素影響降到最低，這是當(dāng)今中國馬拉松參與行為客觀、真實(shí)的反映。但這種變化是否在其他領(lǐng)域也有類似體現(xiàn)，尚待進(jìn)一步研究。

6 結(jié)論

運(yùn)用訪談法和結(jié)構(gòu)方程模型，測試了休閑限制協(xié)商模型在馬拉松運(yùn)動(dòng)中的應(yīng)用，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，本研究接受感知-限制-減少修正模型。分析發(fā)現(xiàn)，動(dòng)力對馬拉松參與具有重要影響，動(dòng)力一方面可積極直接預(yù)測馬拉松參與，另一方面可通過協(xié)商和限制這兩個(gè)變量間接預(yù)測馬拉松參與。個(gè)體參加馬拉松的動(dòng)力水平越高，越能促使其參加馬拉松訓(xùn)練和比賽。更重要的是，更高的動(dòng)力水平還能增強(qiáng)其協(xié)商能力，進(jìn)而減少限制因素對馬拉松參與的負(fù)面影響，最終提高馬拉松運(yùn)動(dòng)的參與水平。

本研究進(jìn)一步驗(yàn)證了限制和協(xié)商因素對馬拉松參與行為的影響。在阻礙個(gè)體參加馬拉松運(yùn)動(dòng)的限制因素中，人際限制和結(jié)構(gòu)性限制占主要地位，個(gè)人限制次之。這與之前學(xué)者們得出中國人個(gè)人限制為參與休閑的主要限制的研究結(jié)果大相徑庭（Hudson等[34]，Walker 等[40]，Wang 等[35]），但與歐美國家參與休閑限制結(jié)果相似。本研究對經(jīng)濟(jì)、文化、社會心理視角的分析表明，這一結(jié)果與當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、文化傳統(tǒng)，以及家庭和社會關(guān)系等有一定的關(guān)系。

本研究對于全面、客觀、科學(xué)了解馬拉松參與行為，加強(qiáng)對馬拉松參與者的科學(xué)引導(dǎo)，減少和消除非理性參與行為，減少傷害事故，推進(jìn)馬拉松運(yùn)動(dòng)科學(xué)、深入、可持續(xù)發(fā)展具有積極意義。