《Behavioral Sciences》：Leisure Participation Types, Perceived Leisure Constraints, and Leisure Satisfaction in a National Korean Sample
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本研究利用韩国全国调查数据，考察了休闲参与类型与休闲满意度之间的关联，并将感知休闲制约（perceived leisure constraints）作为横断面结构模型中的中介变量。数据来源于2025年国民休闲活动调查（2025 National Leisure
本研究利用韩国全国调查数据，考察了休闲参与类型与休闲满意度之间的关联，并将感知休闲制约（perceived leisure constraints）作为横断面结构模型中的中介变量。数据来源于2025年国民休闲活动调查（2025 National Leisure Activity Survey），共纳入10,028名受访者。将七种主要休闲活动类型与休息导向型休闲（rest-oriented leisure）进行比较，感知休闲制约被建模为潜变量，并对社会人口学和就业相关特征进行了控制。参与类型与感知制约和休闲满意度均存在关联，但差异较小。相对于休息导向型休闲，文化参与、体育参与、旅游、爱好与娱乐以及社交与其他活动的满意度更高（标准化差异范围为0.09至0.50），但文化观赏和体育观赏则不然。体育参与与较少的感知制约相关，而旅游则与更多的感知制约相关。感知制约与满意度呈负相关（β = -0.055）；探索性分析表明，这种关联可能主要反映时间和财务制约。通过感知制约产生的间接关联非常微小，且仅对体育参与和旅游具有稳健性。参与类型解释了休闲满意度约1%的方差，完整模型解释了4.4%的方差，这表明宽泛的活动类型和感知制约仅是满意度的次要相关因素。
一、研究背景与问题
休闲参与是日常生活中重要的领域，人们通过休闲寻求恢复、愉悦、社交互动和自我发展。已有研究将休闲参与与主观幸福感和生活质量联系起来。在韩国，工作与生活平衡、人口老龄化、文化消费和生活方式多样化使得休闲与日常生活的相关性日益增强。然而，现有研究存在两个尚未充分解决的问题：第一，比较不同休闲类型的研究很少具体说明为何特定类型会与更高或更低的满意度相关联，或与更多或更少的感知制约相关；第二，参与类型与感知制约之间的关系在理论上具有双向性：制约可能会引导个体选择更易获得的活动，而个体所处的活动情境也可能塑造其所体验和报告的制约。因此，有必要在一个全国性样本中系统考察这些关系。
二、研究设计与结论
研究人员利用2025年韩国国民休闲活动调查的数据，纳入了10,028名受访者，构建了一个横断面结构方程模型（structural equation modeling, SEM）。研究将七种主要休闲活动类型（文化观赏、文化参与、体育观赏、体育参与、旅游、爱好与娱乐、社交与其他活动）与休息导向型休闲进行比较，将感知休闲制约建模为潜变量，并控制了社会人口学和就业相关特征。研究得出的主要结论包括：第一，相对于休息导向型休闲，五种参与类型（文化参与、体育参与、旅游、爱好与娱乐、社交与其他活动）与更高的休闲满意度相关，而文化观赏和体育观赏则无显著差异；第二，体育参与与较少的感知制约相关，而旅游与较多的感知制约相关；第三，感知制约与休闲满意度呈负相关；第四，通过感知制约产生的间接关联非常微小，仅对体育参与和旅游具有稳健性。这些发现的意义在于揭示了宽泛的活动类型和一般性的感知制约指数仅是休闲满意度的次要相关因素，休闲满意度更多地取决于未测量的社会人口学状况和休闲体验方面。
三、关键技术方法
研究人员使用了以下主要技术方法：采用2025年韩国国民休闲活动调查（2025 National Leisure Activity Survey）的全国代表性样本数据（n = 10,028）。运用验证性因子分析（confirmatory factor analysis, CFA）评估感知休闲制约量表的测量模型，并在初始拟合不佳后引入了三项残差协方差（LC1-LC2, LC3-LC4, LC5-LC6）。构建结构方程模型（SEM），将七个虚拟编码的休闲参与类型作为外生观察变量，感知休闲制约作为潜在中介变量，整体休闲满意度作为内生观察变量，同时纳入十三个社会人口学和就业相关协变量。采用最大似然法（maximum likelihood）进行估计，并使用5000次非参数自助法（bootstrap）重抽样和偏差校正置信区间评估统计间接关联。此外，还进行了多项敏感性分析，包括有序协变量的线性假设检验、替代测量规格、聚类自助法和加权聚类稳健回归。
四、研究结果
4.1 参与者
共有10,028名受访者纳入分析。样本性别分布均衡（男性49.1%，女性50.9%），年龄组分布相对均衡，50多岁人群占比最大（18.8%）。近半数受访者（46.4%）拥有大学及以上学历，家庭收入分布广泛。
4.2 测量模型
初始单因子CFA拟合不佳（CFI = 0.896, RMSEA = 0.140）。在加入三项残差协方差后，修正后的测量模型显示出可接受的近似拟合（CFI = 0.974, TLI = 0.961, RMSEA = 0.075）。所有标准化因子载荷均显著，范围从0.383到0.857。Cronbach's α为0.898，复合信度（composite reliability, CR）为0.897，平均方差提取量（average variance extracted, AVE）为0.503。LC1（缺乏休闲时间）因子载荷最低（β = 0.383），其排除不影响结构系数。
4.3 相关性分析
感知休闲制约与休闲满意度呈显著负相关（r = -0.075）。体育参与（r = -0.064）和爱好与娱乐（r = -0.021）与感知制约呈负相关，而旅游（r = 0.036）和社交与其他活动（r = 0.022）与之呈正相关。休闲满意度与文化参与（r = 0.058）、体育参与（r = 0.093）和旅游（r = 0.028）呈正相关。所有相关系数绝对值均较小。
4.4 结构模型结果
协变量调整后的结构模型显示可接受的近似拟合（CFI = 0.965, TLI = 0.920, RMSEA = 0.045）。参与类型与感知休闲制约（Δχ2(7) = 48.35）和休闲满意度（Δχ2(7) = 117.98）均有显著关联，但效应量很小。对于H1，文化参与（d = 0.50）、体育参与（d = 0.29）、旅游（d = 0.22）、社交与其他活动（d = 0.14）和爱好与娱乐（d = 0.09）在Holm校正后与休息导向型休闲存在显著差异。对于H2a/H2b，体育参与与较少感知制约相关（d = -0.15），支持资源分选假说（H2b）；旅游与较多感知制约相关（d = 0.22），支持活动需求假说（H2a）。对于H3，感知制约与休闲满意度呈负相关（β = -0.055）。模型解释了感知制约2.1%的方差和休闲满意度4.4%的方差。
4.5 通过感知休闲制约的统计间接关联
所有间接关联都非常微小。在个体自助法中，体育参与和文化参与的间接关联为正且显著，旅游和社交与其他活动的间接关联为负且显著。在聚类自助法中，仅体育参与（正向）和旅游（负向）的间接关联保持稳健。间接关联均小于总关联的6%。
4.6 敏感性分析
有序协变量的线性假设被拒绝，但指示变量编码后的焦点估计基本不变。省略残差协方差或LC1不改变结构系数。探索性双因子模型显示，时间和金钱制约与休闲满意度的负关联更强，且活动类型与这两个因子的关联模式不同。响应在推断出的枚举区集群内高度聚集（休闲满意度ICC = 0.25，制约综合指标ICC = 0.66）。聚类自助法和加权聚类稳健回归确认了文化参与、体育参与、旅游、爱好与娱乐和社交与其他活动与休闲满意度的对比，以及体育参与和旅游与感知制约的对比是稳健的。
4.7 补充分析：年龄组差异
年龄组分析未发现证据表明60岁以下和60岁及以上受访者之间的关联存在显著差异，所有交互项均不显著。
五、讨论与结论
本研究的核心发现是效应量的大小。在全国超过一万人的样本中，个体的主要休闲活动类型及其感知到的制约与其休闲满意度仅有微弱关联。参与类型仅解释了休闲满意度约1%的方差，感知制约与满意度的关联很小（β = -0.055），通过感知制约的间接关联可以忽略不计。这一模式与基于需求的推理一致，即涉及“做”的活动（如制作艺术、运动、旅行）比休息导向型休闲更容易提供掌控感、意义感和归属感，而两种观看类活动（文化观赏和体育观赏）因其接受性特征而与休息导向型休闲无显著差异。对于感知制约，体育参与者的制约较少支持资源分选假说，而旅游者的制约较多支持活动需求假说。探索性分析表明，时间和财务制约可能与休闲满意度的关联更为密切。研究结论指出：宽泛的参与类型和一般性的感知制约指数是休闲满意度的次要相关因素，休闲满意度似乎更多地取决于社会人口学状况和未测量的休闲体验方面。由于数据是横断面的，这些结果描述的是关联而非因果机制。未来研究应直接测量制约维度和需求相关体验，通过活动组合和参与质量来描述休闲，并使用纵向设计来分离受制约个体进入活动的分选过程与活动内部所体验到的制约。
