城市居民休闲决策影响因素研究*——来自上海纵向研究的证据

刘 震，楼嘉军

(华东师范大学 工商管理学院，上海 200062)

随着居民闲暇时间和可支配收入的增多，休闲逐步成为平衡和调节人们生活的重要手段和途径。居民参与休闲活动不仅仅是为了娱乐放松，也是为了满足其社交需求和刺激需要，获得知识技能的提升[1]。大量研究证明，居民休闲参与可以在一定程度上提升居民的幸福感，并促进社会的和谐发展。根据消费者行为学的理论可知，个人在进行决策时会综合评价外部影响和内部影响，继而进行行为的选择，而居民休闲参与是一种典型的消费行为[2]，无论是日常的随意休闲，抑或是深度休闲，无不受到内外各层面因素的影响。因此，在全民休闲日益发展的大背景下，了解居民休闲决策的影响因素，有针对性地改善城市休闲环境、提高居民休闲参与意愿就显得非常有必要。

当然，需要关注的是，随着城市休闲化①水平的不断提升，不同层面的因素对居民休闲决策的影响程度会发生变化。一般而言，通过系统性地跟踪调查可以发现不同时期居民休闲参与的实际诉求，并揭示影响居民休闲决策的深层次原因。但以往研究多采用横断设计进行，缺少对休闲决策影响因素的纵向分析，这不利于从时间维度上把握相关因素对居民休闲参与的动态影响，也无助于对相关因素的时间稳定性加以鉴定。据此，为准确把握居民休闲决策的影响因素和变化规律，本文在借鉴以往研究成果的基础上，结合居民休闲决策的实践经验，以上海2004年和2014年的市场调研数据为依据，系统梳理居民休闲决策的影响因素，探究不同时期相关因素的影响差异，以期实现对休闲决策相关研究的有益补充，并为促进居民休闲参与和提升居民休闲质量提供理论依据。

1 文献综述

从国际上看，西方学者对居民休闲决策影响因素的研究表现出了较高的关注，研究成果主要集中在以下几个方面。第一，研究某一特征居民群体在休闲参与方面的表现，即探究人口统计学特征对居民休闲决策的影响。研究结果表明，性别[3]、年龄[4]、职业[5]等因素都会影响到不同群体的休闲参与和游憩活动的选择。第二，研究休闲活动本身的特质对居民休闲决策的影响。休闲活动的效益被视为居民休闲参与的重要原因，已有研究将这种效益归纳为7个方面，即参与休闲获得的健身作用、静养、智力提升、社交体验、日常放松、自我实现和内心平静[6]。第三，研究个体态度对居民休闲决策的影响。根据计划行为理论的观点可知，居民的行为意向是其参与休闲活动的“先在性”因素，这决定了居民休闲参与的主观表现[7]；此外也有研究表明，在居民日常的休闲活动中，自我效能(self-efficacy)对休闲兴趣、意向和积极性都产生了强烈的正向影响，表现为居民有能力(如具备技能、良好的身体状态等)，并可获取资源(如时间、金钱等)去进行休闲活动[8]。第四，围绕阻碍居民参与休闲活动的因素展开了系统的研究，提出了休闲制约理论。研究表明，个人身体状态和兴趣所组成的内在制约，同伴及家庭背景下的人际制约以及成本和设施状况等因素组成的结构制约，可以有效地解释居民不参与休闲的深层次原因[9]。在此基础上，对休闲制约影响因素的稳定性和变化规律进行分析[10]，并讨论休闲制约的约束层次问题[11]。

近年来，国内也有学者对居民休闲决策的影响因素展开了研究。首先，人口统计学特征对居民休闲决策的影响得到了学者的关注。例如，许晓霞和柴彦威的研究发现，女性居民的休闲决策受到年龄、教育程度、家务活动的影响，这些因素会影响女性居民休闲参与的次数[12]；张安民提出经济收入、职业类别、单位类型和所处区域等因素都会对居民休闲决策有显著的影响[13]。其次，休闲方式的功能差异也影响到居民的休闲决策。表现为中国居民偏向于进行放松、娱乐等被动型休闲活动，而西方居民偏向于参与以自我提升为目的的主动型休闲活动[14]。最后，在总结相关文献的基础上，沃克和梁海东认为休闲决策实际上是受3个因素影响，即个人特征与需求组成的普遍层级因素、内外在动机组成的背景层级因素以及意图和主观规范等组成的情景层级因素[15]。

综上所述，就研究内容来看，过往的研究大多探讨了个体特征对居民休闲决策的影响或者哪些因素阻碍了居民休闲参与，然而现实情况是，居民进行休闲决策时会根据最大效益的原则，综合考量外在环境和内在因素做出决定，在这样一个过程中居民不仅受到制约因素的影响，还受到自身偏好和需求的影响。因此，本文在以往研究的基础上立足于中国社会背景构建量表，对城市居民休闲决策影响因素统一界定，这有利于在实际调查中对中国居民休闲决策的影响因素进行测量和比较。就研究视角来看，现有的研究成果多属于某一时点的截面研究，即通过一次调研来研究某一群体在某一阶段的休闲决策行为，或是研究某一时期内居民休闲决策影响因素的特征。显然，上述研究为我们深入理解居民休闲决策的影响因素奠定了基础，但是也存在缺少时间层面的纵向连续研究的不足。事实上，开展纵向研究对于深入探讨居民休闲决策影响因素而言是一个重要手段，一方面，通过纵向研究，可以验证相关影响因素是否具有时间维度上的稳定性；另一方面，借助纵向研究，也有助于实现对居民休闲决策影响因素的动态考察，这也是开展本研究的一个主要原因。

2 研究设计

2.1 问卷设计

本研究采用问卷调研的形式进行。问卷分为两个部分，第一部分为居民的人口统计学特征，包括性别、年龄、学历和职业等多个方面。第二部分为居民的休闲决策影响因素。由于尚未有学者制定过居民休闲决策影响因素的问卷，因此本研究围绕该主题，在借鉴国内外相关研究的基础上，充分考虑中国的现实，并和心理学、旅游学等多位专家进行反复的商榷，设计了19个题项。我们通过小范围的预调研，并用SPSS对预调研的结果进行分析，检验问卷的信度和效度，删除不达标的题项，最终得到影响居民休闲决策的影响因素13个，再从语言表达简练、易懂等方面将这些题项转换为具体问项，进行实地调研。为避免受访者产生中立的回答，所有题项均采用4级里克特量表进行打分，1表示非常不同意，4代表非常同意。

2.2 调研区域和数据来源

本文选取2004年和2014年为两个时间截面，以上海为案例城市展开调研。一方面是因为随着社会经济发展，人民的休闲观念和休闲方式发生显著的变化。2004年上海人均GDP超过5 000美金，居民休闲方式和城市功能向休闲化发展，休闲已逐渐成为居民生活的一种常态[16]；2014年，上海人均GDP已超过10 000美金，率先进入休闲时代，休闲服务的本地化和大众化是上海这一阶段发展的鲜明特征[17]。另一方面是因为2004—2014年期间，上海公共休闲资源在数量上不断增加，且均衡程度不断提升，多样化的休闲供给为居民广泛参与休闲活动创造了环境，以便于实际调研的开展。

本次调研分两个阶段进行，第一个阶段是2004年的7月—12月，第二个阶段是2014年的4月—10月②。纵向研究中如何保证人口统计学特征的相对一致，是研究者需要考虑的问题。在调研的过程中为保证样本的广泛性、有效性以及两次调研结果的可比性，本研究实行以下操作步骤：第一，在地点的选择上，两次调研都以上海主城区为主要调研区域，并且在人民广场、徐家汇商圈等上海居民主要休闲活动场所实施调查；第二，在研究对象的选择上，与旅游相比，休闲的服务对象更侧重于本地居民，因此两次调研都先通过询问的方式确定受访者是否为本地居民③，再对受访者进行一对一的现场访谈和问卷调研，同时尽量避免调查中涉及中、小学生等经济尚未独立的群体；第三，为提高调研的效率，在实际调研前对课题组的调研人员进行沟通技巧、问卷发放等相关能力的培训。在此基础上，2004年发放问卷300份，回收问卷293份，回收率97.67%，再剔除不可用和填答不完整的问卷后，得到有效问卷269份，有效率为91.80%。2014年发放问卷359份，回收问卷309份，回收率86.07%，得到有效问卷279份，有效率为90.29%。

2.3 统计分析方法

首先，根据问卷调研获取的一手数据，使用SPSS 19.0软件进行探索性因子分析(EFA)，揭示休闲决策影响因素的内在性结构，并计算各因子的Cronbach’s α值，来检验问卷的信度。其次，通过AMOS 20.0软件进行验证性因子分析(CFA)来检验问卷的内部质量，并获得问卷的结构效度和区别效度。比较两次计算的结果来讨论两次调研中居民休闲决策的影响因素是否一致，并验证问卷在时间维度上的稳定性。最后，结合因子分析的结果使用独立样本T检验来探讨所提取的影响因素在不同时期下对居民休闲决策的影响差异。

3 结果分析与讨论

3.1 样本的人口统计学特征

通过对两次调研样本的人口统计学特征进行描述性统计，在2004年的受访者中，女性居民占48.0%，男性居民占52.0%；2014年的受访者中，女性居民占50.2%，男性居民占49.8%。在两次调研的受访者中，男女比例基本持平。从年龄分布上看，在2004年和2014年两次调研的受访者中，18～35岁和36～60岁的居民占绝大多数，分别为68%、28.6%和63.1%、32.9%。从文化程度上看，在2004年的调研中，本科及研究生学历的受访者合计占80.7%；在2014年的调研中，本科及研究生学历的受访者合计占84.2%。从个人职业层面角度来看，两次调研涉及的群体包括学生、企业管理人员、公务员、私营企业主、离退休人员等。综合来看，两次调研在人口统计学特征的统计结果上较为相似，调查样本比较广泛，符合纵向研究的要求。

3.2 探索性因子分析

为深入了解居民休闲决策的影响因素，本文对两次正式调研的结果进行探索性因子分析。2004年的数据分析结果显示，KMO值为0.757，卡方近似值为1 125.253，并且当自由度为78时，在0.000的检验水平上显著，表明数据适合做因子分析。再采用主成分分析并经过方差最大正交旋转，提取出5个特征值大于1的公因子，因子载荷均高于0.45且不存在重复载荷(cross-loading)，累计方差贡献率为73.014%。量表的整体Cronbach’s α值为0.797，说明量表具有良好的内部一致性，同时各因子Cronbach’s α值分别为0.767，0.684，0.789，0.754和0.788，表明每个因子都具有良好的内部一致性。根据每个因子所包含题项的共同特征，分别将5个因子命名为放松娱乐因素、健身拓展因素、场所服务因素、个人内在因素、时间经济因素(见表1)。

2014年的数据分析结果显示，KMO值为0.757，卡方近似值为1 622.376，并且当自由度为78时，在0.000的检验水平上显著，表明数据适合做因子分析。再通过相同的数据处理过程，得到2014年的因子分析结果和Cronbach’s α值。2004年测试和2014年测试的结果基本一致，表明所提炼的5个因子的确是构成影响居民休闲决策的主要原因(见表2)。

表1 2004年居民休闲决策影响因素问卷探索性因子分析

数据来源：作者计算。

表2 2014年居民休闲决策影响因素问卷探索性因子分析

数据来源：作者计算。

3.3 验证性因子分析

基于2004年和2014年的调研数据，对5个潜变量和13个测量题项做验证性因子分析(CFA)。结果发现：第一，从拟合指数来看，两次调研的绝对拟合度指标、相对拟合度指标和精简拟合度指标的数值均达到阈值要求，说明问卷的结构效度良好，且具有时间层面上的稳定性(见表3)。第二，从组合信度(CR)和平均方差提取量(AVE)来看，两次调研结果显示，5个潜变量的组合信度(CR)都达到0.7以上，且平均方差提取量(AVE)都大于阈值0.5，表明潜变量具有良好的内部一致性和聚合效度(见表1、表2)。第三，从平均方差提取量与各潜变量之间相关系数的比较结果来看，两次调研结果中，除了2014年个人内在因素外，其他各因子之间的相关系数均小于因子自身的平均方差提取量(AVE)，且关联系数均小于0.85，表明量表具有良好的区别效度(见表4)。综上所述，无论是从探索性因子分析和信度检验的结果来看，还是从验证性因子模型拟合和效度检验方面来看，本研究得到的量表适合于居民休闲决策影响因素的测度，且在时间维度上相对稳定。

表3 2004年和2014年居民休闲决策影响验证性因子分析

数据来源：作者计算。

表4 2014年和2004年居民休闲决策量表区别效度检验

注：黑色加粗数字为平均方差提取量的值，其他数值为各潜变量之间的相关系数。

数据来源：作者计算。

结合探索性因子分析和验证性因子分析的结果可以发现，影响居民休闲决策的因素可以分为以下5类。第一类为放松娱乐因素，第二类为健身拓展因素，两大类因素都旨在表明休闲活动的功能属性对居民休闲决策的影响。从个人心理层面来看，居民休闲参与是建立在“逃避(escaping)”和“寻找(seeking)”的动机上，即人们通过休闲参与从日常的生活或环境中得到放松和慰藉，并在一定程度上完成自我价值的实现。这也正是居民在休闲决策中会考虑到放松娱乐因素和健身拓展因素的原因。比如，在调研中可以发现，上海居民会选择通过看电视、上网、看电影、泡吧等日常休闲活动来满足自身放松娱乐的需求，也会主动选择健身、阅读、户外运动等休闲活动来丰富自己的日常生活。第三类因素为场所服务因素。随着居民休闲时间的增加，家庭作为休闲活动场所的重要性有所下降，而户外休闲场所的替代性明显增强[18]。休闲场所拥有设施的丰富度和质量也是居民休闲决策的重要依据，表现为休闲设施的丰富度可以为居民创造更多的休闲机会，休闲场所的服务水平会影响到居民休闲参与的程度。随着上海逐步建立起结构完整、分布均衡的娱乐区空间体系，居民休闲参与的便捷性大幅度提升，在2004年的调研中发现居民更多选择周末在以人民广场—南京路为代表的中央娱乐区参与休闲活动，而在2014年的调研中可以明显地发现，以徐家汇、中山公园为代表的次级娱乐区中，居民休闲参与的人数逐步增多，这与这些地区休闲设施的增加、服务类型的多样有着极大的关系。第四类因素为个人内在因素。居民在参与休闲活动时会产生一种休闲社交支持，从而有助于减轻压力等不利于健康的因素的影响[19]。居民也希望与周边的朋友家人一同参与休闲，通过发现共同的喜好建立社群，在社交中强化休闲的效益[20]。需要说明的是，情感状态也会在一定程度上干扰居民的认知加工、注意力分配，继而影响到居民在参与休闲活动中的投入程度，因此个人的心理状态和生理状态都会影响居民最终的休闲决策。第五类因素为时间经济因素。有闲(时间)和有钱(收入)是参与休闲的必然前提，对上海居民来说，在拥有稳定的闲暇时间和收入来源的前提下，参与到更高质量的休闲活动中，可以有效放松身心，提升生活满意度。当然也应该注意到，与收入相比，城镇居民的消费需求受物价影响较大[21]，所以休闲活动费用太高也会影响到居民参与和享受休闲。

3.4 居民休闲决策影响因素的影响差异分析

为检验经过10年的发展，这些因素对居民休闲决策的影响程度是否发生变化，本文采用独立样本T检验的方法，将两个阶段获取的数据进行纵向比较，统计结果见表5。

表5 不同时期居民休闲决策影响因素的影响差异检验结果

注：括号内的数字表示各因子均值在当年的排名。

数据来源：作者计算。

可见，第一，在不同时期，健身拓展因素对居民休闲决策的影响存在显著差异，且在时间维度上存在弱化的趋势(d=-0.131，sig=0.030)。而放松娱乐因素对居民休闲决策的影响并不存在显著差异，但在不同时期这一因素的均值都相对较高。对这一现象的理解可以从两方面切入，一是两次调研的受访对象中超过80%为本科及以上学历的居民，这类居民已受过良好的教育且承担着较大的工作压力，因此在休闲决策中更加注重休闲可否给自己带来放松身心的效果。二是因为在互联网时代，知识共享和信息获取的速度加快，居民不需要像过去一样利用自己的休闲时间去获取知识。与此同时，上海长期以来休闲娱乐氛围较为浓厚，多样化的娱乐场所和设施促使居民在休闲决策中偏向于考量休闲的放松娱乐功能。

第二，相对于2004年，当下上海居民在进行休闲决策时更加关注个人内在因素(d=-0.154，sig=0.006)。一方面是因为随着社会经济的发展，上海居民生活压力逐渐增大④，这一点与美国等发达国家的情况相一致⑤。而压力的持续增加，会导致居民参与活动、享受快乐的欲望相应减少[22]。因此造成心情等个人内在因素逐渐成为影响居民休闲决策的重要原因之一。另一方面是因为人们将休闲当作一种加强联系、增进感情和促进和谐的主要载体，更希望通过休闲参与的方式融入到群体社交之中[23]。无论是社区范围内盛行的广场舞团体，还是微信、QQ等社交平台的广泛使用，都在一定程度上反映了居民对社会交往的需求，这种需求也在上海居民的休闲决策中得到了印证。

第三，场所服务因素对居民休闲决策的影响并不存在显著差异，但在各年份的横向比较上可以发现，场所服务因素的均值都位居第一，说明上海的休闲场所服务水平一直以来是居民关注的焦点。休闲设施是居民参与休闲活动的空间载体，虽然从总量指标上看，上海休闲接待和服务设施的数量⑥相对于2004年有大幅度增加，从1 530个增长至2 060个，但考虑到上海作为全国最大的移民城市之一，常住人口从2004年的1 742万人增加至2014年的2 415.27万人。相对于城市常住人口的激增，休闲供给的增长速度相对滞后，导致休闲资源在空间上无法实现均匀分配，在一定程度上限制了居民平等享受休闲服务的机会，影响着居民的休闲参与水平。

第四，通过对比两次调研的结果可以发现，在不同时期上海居民休闲决策受时间经济因素的影响相对较小。其一，从时间维度来看，随着我国节假日制度的调整和带薪休假制度的逐渐完善，我国城市居民每天可使用的休闲时间总量能够达到3～5小时。在节假日和双休日，居民可获得的休闲时间将会更长。事实上，近年来从上海居民对“网红”食品店的热衷现象也可以推断出，居民对休闲体验有着很强的执念，愿意消耗时间去满足自身的休闲需要，表现为时间对其休闲决策的影响相对减少。其二，从个人收入角度来看，上海居民可支配收入的持续增加，使休闲不再成为一种奢侈。随着上海户外公共休闲空间环境的人性化发展，城市绿地、公园数量的增加，这些使得居民拥有了更多免费的公共休闲空间。另外，不可忽视的事实是，随着智能手机和互联网的普及以及居民手机娱乐时间的增多⑦，居民不必投入过多的花费就可以随意休闲，这为居民构建了一种“虚拟休闲空间”，在一定程度上缓解了个人收入对居民休闲决策的影响。

4 结论与建议

文章基于纵向研究的视角，以上海居民为研究对象，融入中国现状和专家意见构建量表，对居民休闲决策的影响因素及在不同时期的影响差异进行探讨。研究发现，第一，放松娱乐因素、健身拓展因素、场所服务因素、个人内在因素和时间经济因素是影响居民休闲决策的重要因素。第二，通过纵向比较可知，个人内在因素对居民休闲参与产生了重要影响且随着时间的推移呈现强化的趋势；而健身拓展因素对居民休闲决策的影响逐步下降。第三，通过对各年份的横向比较可知，上海居民都较为关注场所服务因素及放松娱乐因素对其休闲决策的影响；而时间经济因素并未成为影响上海居民休闲决策的主要原因。

据此，本文提出以下建议。首先，当下上海居民在休闲时间方面已逐渐与国际接轨，但休闲活动的文化质量和发展内涵与发达国家居民之间仍存在差距。居民倾向于借助休闲活动的放松娱乐功能来满足自身的休闲需求，但对休闲活动的提升功能缺乏重视。因此有关部门应当加强宣传，将具有提升功能的休闲活动融入到居民生活中，引导居民休闲观念的更新，这是全面建设小康社会阶段提升居民休闲质量的关键。其次，人口的集聚对上海休闲服务供给提出了新的要求，休闲服务的均等化可以在一定程度上保障城市居民公平享受休闲的权利，为居民日常休闲提供便利，并且缓解核心休闲娱乐场所的承载压力。值得注意的是，上海有关部门已开始认识到这一点，随着《黄埔两岸地区发展“十三五”规划》的实施，该《规划》标志着黄浦江两岸开始由生产岸线向生活岸线的全面转变，这在一定程度上实现了居民休闲与生活的无缝对接，是对居民公共休闲空间的有效扩充。但上海人口基数较大，政府和有关部门仍应当加大投入力度，优化和完善各区域的休闲功能，以满足居民日益增长的休闲需求，并为居民之间沟通与交往创造空间，为居民生活增加隐性福利。最后，居民的生理和心理状况会极大影响其参与休闲活动的热情，有关部门可以加强基层公共医疗服务的建设，促进社区医疗、身心保障和居民休闲之间的协调发展，鼓励居民积极参与休闲，有效提升居民的生活幸福感。

注释

①根据国际经验可知，一个城市人均GDP达到3 000～5 000美元阶段后，就开始进入休闲化的发展时期，表现为：城市基础设施、居民消费方式、城市功能和产业结构向休闲化发展。

②2004年，课题组得到华东师范大学人文社科项目(51X03006)的资助，展开第一部分的实地调研，并形成相应的研究成果；2014年，课题组得到国家社科基金项目(13BGL094)的资助，展开跟踪调研。

③受访的对象为本地居民，不仅包括户籍人口还包括居住半年以上的常住人口。

④《社会心态蓝皮书》的调查结果显示，一线北上广深四大城市的经济压力远远高于其他城市。http：//china.huanqiu.com/hot/2016-12/9800550.html.

⑤美国精神健康机构的调研显示，美国有超过9%的成年人患有抑郁，https：//www.nimh.nih.gov/ health/ publications/ depression-and-college-students.pdf.

⑥《中国城市休闲化发展报告》中采用9个指标对城市休闲服务与接待的测量，分别为城市文化馆数、博物馆数、公共图书馆数、剧场影院个数、国家重点文物保护单位数量、旅行社数、星级饭店数量、国家4A级以上景区数量、公园个数。

⑦《中国经济生活大调查》数据显示，中国人每天的休闲时间平均是2.55小时，较3年前的2.16小时有所增加，但其中1/3的时间用于互联网上。http：//news.qq.com/a/20150312/002162.htm.