基于休閑時空涉入的地方認同模型之研究

趙宏杰+吳必虎

[摘 要]缺乏對外派駐地的地方認同感、難以在駐地從事有益的休閑活動來調適外派壓力，已成為長期派駐大陸的臺資企業(yè)臺籍人員外派失敗的主因之一。文章以廣州市臺資企業(yè)臺籍人員為研究對象，通過實證研究探討外派人員在駐地休閑時空涉入與地方認同的關系，并以結構方程模型方法驗證建構基于休閑時空涉入的地方認同模型。研究表明：（1）臺籍人員的職業(yè)倦怠與休閑感知自由呈顯著負相關、與休閑調適策略呈顯著正相關，休閑感知自由對于職業(yè)倦怠與休閑調適策略的影響關系存在顯著負向的中介調節(jié)效果；（2）臺籍人員的休閑感知自由與休閑調適策略、休閑時空涉入兩者皆呈顯著正相關，休閑調適策略對于休閑感知自由與休閑時空涉入的影響關系無顯著的中介調節(jié)效果存在；（3）臺籍人員的休閑調適策略與休閑時空涉入無顯著的因果關系存在；（4）臺籍人員的休閑時空涉入與地方認同呈顯著正相關，地方認同與休閑時空涉入呈顯著正相關、存在正向的互惠效果；（5）就休閑涉入前因關系模型而言，臺籍人員通過休閑感知自由影響休閑時空涉入的因果關系影響敏感性強于通過休閑調適策略，即當處于同等程度的職業(yè)倦怠時，臺籍人員通過休閑感知自由程度影響休閑時空涉入程度的效果較好。研究成果可作為海峽兩岸相關主管部門、臺資企業(yè)協(xié)會與臺資企業(yè)完善臺籍人員休閑生活管理制度的參考。

[關鍵詞]休閑時空涉入；地方認同；臺資企業(yè)；臺籍人員；外派人員

[中圖分類號]F59

[文獻標識碼]A

[文章編號]1002-5006（2017）03-0095-12

Doi： 10.3969/j.issn.1002-5006.2017.03.015

1 研究背景

中國大陸自改革開放以來市場經濟持續(xù)蓬勃發(fā)展，隨著海峽兩岸經貿往來限制的逐漸松綁與大陸投資環(huán)境的不斷優(yōu)化，前往大陸投資的臺商非常踴躍，臺資企業(yè)如雨后春筍般地在大陸各地設立。目前，臺資企業(yè)的核心經營管理層仍以長期外派形式的臺籍人員為主[1]。臺籍人員外派到大陸駐地工作、生活，必須以某種形式與當?shù)氐纳鐣h(huán)境接觸，要塑造屬于自己的生活空間，接觸工作外的地方社會，以具備良好的外派適應能力。然而，多數(shù)臺籍人員難以融入駐地環(huán)境，同時也難以在駐地通過適當有益的休閑活動來調適各種外派壓力，此種現(xiàn)象已是主要離職因素之一[2]，如何在駐地的工作與休閑生活間取得平衡對于臺籍人員而言已是不容忽視的重要課題。本文以外派人員的外派工作狀態(tài)為著眼點，旨在探索外派人員在駐地休閑時空涉入（leisure temporal-spatial involvement）的前因關系，以及是否可通過休閑時空涉入增強外派人員對駐地的地方認同、融入駐地社會與生活環(huán)境，進而反作用地提高外派人員在駐地的休閑時空涉入程度。本文以廣州市制造業(yè)臺資企業(yè)臺籍人員為研究對象，通過實證研究揭示外派人員在駐地的休閑時空涉入與地方認同間的互惠關系，并以結構方程模型方法（SEM）驗證建構基于休閑時空涉入的地方認同模型。

2 文獻回顧與模型建構

2.1 文獻梳理

國外與我國臺灣地區(qū)休閑涉入（leisure involvement）的相關研究發(fā)展較早，學術研究成果豐碩，而大陸2006年才有游客涉入的研究文獻發(fā)表。江寧等的研究最早以旅游的視角探討游客的涉入行為[3]，金海水的研究則首度以休閑涉入為視角探討個體的休閑行為[4]。整體而言，大陸在休閑、游憩與旅游等領域的涉入相關研究發(fā)展歷程尚處于國外研究成果的引介階段。本文以休閑涉入為基礎理論，以Zaichkowsky提出的涉入概念框架[5]為研究理論框架進行文獻綜述。Zaichkowsky的涉入概念框架指出，消費者涉入的過程可分解為涉入前置因素、涉入對象與涉入可能的結果等三部分，認為涉入前置因素影響涉入對象及其涉入程度，最終影響涉入的可能結果，三者間具有因果關系。據(jù)此，本文以休閑涉入的前因關系與后果關系兩種綜述標的進行文獻梳理。

在休閑涉入前因關系研究變量的選取中，國外與我國臺灣地區(qū)多數(shù)是單一變量與休閑涉入的因果關系研究，較少在前因關系中設置中介變量，本文參考趙宏杰等的研究[1]，以職業(yè)倦怠（burnout）、休閑調適策略（leisure coping strategies）、休閑感知自由（perceived freedom in leisure）等變量作為影響休閑涉入程度前置因素。文獻梳理結果表明，個體的職業(yè)倦怠與休閑感知自由呈顯著負相關，與休閑調適策略呈顯著正相關，且休閑調適策略對于職業(yè)倦怠與休閑感知自由的影響關系存在顯著的中介調節(jié)果[1]；個體的休閑感知自由程度越高、休閑活動涉入程度越高，反之則越低[6-9]。

地方認同（place identity）是個體對于某一地方在心理情感層面上所產生的依戀感和歸屬感 [10]，地方認同感越發(fā)強烈時，將影響個體對地方的認知與行為[11]。在休閑涉入后果關系研究中，地方認同多被視為地方依戀（place attachment）的組成部分應用于休閑涉入的因果關系探討，尚無休閑涉入與單維地方認同概念因果關系的實證研究文獻。此外，休閑涉入與地方認同因果關系研究多為單向的遞歸模型（recursive model）研究，缺乏兩者間雙向互惠因果關系的探討。文獻梳理結果表明，個體的活動涉入與地方認同存在顯著正向的因果關系[12-15]；在休閑涉入的衡量維度中，活動涉入中的吸引力、自我表現(xiàn)等顯著正向影響個體對活動地的地方認同程度[16-17]，活動涉入中的愉悅性程度越高、地方認同程度越高[18]，活動涉入中的重要性可以顯著預測地方認同感[19]等。

綜上，休閑涉入研究對象主要為活動涉入，以休閑時間和空間為涉入對象的研究文獻較為缺乏，顯示休閑時空涉入研究尚有深化、擴展的空間。此外，研究主體多以游客、休閑游憩者、居民等居多，較少涉及特定工作環(huán)境的特定個體，尚無探討如臺籍人員等外派人員休閑涉入的研究。本文以休閑涉入理論為概念主軸，研究外派臺籍人員在駐地的休閑時空涉入程度，將涉入對象從活動擴展至活動的時間與空間結構組成，驗證建構休閑時空涉入與休閑地地方認同間的互惠關系模型，豐富了休閑行為研究的理論多元化、框架體系和多維度研究模型。目前，尚無學者明確休閑時空涉入的概念定義，借鑒之前學者提出的休閑涉入概念定義，本文將休閑時空涉入定義為：休閑時空涉入是個體在特定的時間、空間、情境等條件下，經由個體外部因素的刺激與內部需求、價值觀、人格特質、休閑經驗等情境因素的共同作用，驅使個體對于某一休閑時空事件所產生的自我攸關性內在心理認知狀態(tài)，及經由內在心理認知狀態(tài)所喚起的、相應的外在行為表現(xiàn)程度；其中，休閑時間涉入指個體重視休閑時間及充分地利用空閑時間從事休閑活動的程度，休閑空間涉入指個體重視從事休閑活動空間的區(qū)位選擇與私密性的程度。

2.2 模型建構與研究假設

根據(jù)文獻綜述，本文的研究目的即是驗證建構外派人員基于休閑時空涉入的地方認同模型，探索外派人員是否可通過在駐地的休閑時空涉入增強其對駐地的地方認同感，并反作用地提高其在駐地休閑時空涉入的程度。本文以Zaichkowsky提出的涉入概念框架[5]為研究模型框架，結合職業(yè)倦怠、休閑感知自由與休閑調適策略等作為前置因素，建構休閑時空涉入前因關系模型；同時，以地方認同作為后續(xù)行為效應建構后果關系模型。通過SEM模型建構的概念，本文的研究模型建構如圖1所示。

同時，根據(jù)研究目的與建構的研究模型提出8項研究假設如下：

H1：職業(yè)倦怠與休閑感知自由呈顯著的負向因果關系。

H2：職業(yè)倦怠與休閑調適策略呈顯著的正向因果關系。

H3：休閑感知自由與休閑調適策略呈顯著的正向因果關系。

H4：休閑感知自由對于職業(yè)倦怠與休閑調適策略的影響關系存在顯著的中介調節(jié)效果。

H5：休閑感知自由與休閑時空涉入呈顯著的正向因果關系。

H6：休閑調適策略與休閑時空涉入呈顯著的正向因果關系。

H7：休閑調適策略對于休閑感知自由與休閑時空涉入的影響關系存在顯著的中介調節(jié)效果。

H8：休閑時空涉入與地方認同呈顯著正向的互惠因果關系。

3 研究方法

3.1 實證研究方法與分析

3.1.1 問卷量表設計

本文問卷量表衡量維度與問卷題目的組成主要參考國內外學者相關研究課題問卷的設計和研究成果、本文研究實際需要、臺籍人員外派信息等進行調整與編制，包含受試者基本信息、職業(yè)倦怠、休閑感知自由、休閑調適策略、休閑時空涉入和地方認同等6種量表組成，問卷量表衡量維度與問卷題目的內容、編制參考來源如表1所示。其中，休閑時空涉入量表依據(jù)研究實際需要設定，受試者基本信息、職業(yè)倦怠、休閑感知自由、休閑調適策略等量表參考趙宏杰等[1]所提出的量表依據(jù)研究實際需要調整，地方認同量表參考趙宏杰等[10]、Breakwell[20-21]、Knez[22]與Lalli[23]等提出的量表依據(jù)研究實際需要調整。除受試者基本信息外，問卷量表問卷題目采用封閉式題目并以單選題形式設計，由受試者根據(jù)自身實際情況進行填答；問卷題目結果以Likert 5點量表衡量，分別賦予5～1的分值，分值越高代表個體具有的屬性程度越高。

3.1.2 問卷調查執(zhí)行

研究以廣州市第二產業(yè)制造業(yè)臺資企業(yè)臺籍人員為實證研究對象，采用分層抽樣法（stratified sampling）與便利抽樣法（convenience sampling）相結合的抽樣方式抽取受試樣本。首先，將臺籍人員受試樣本母體按照廣州市行政區(qū)別劃分為12個集群，從12個集群中選出若干臺資企業(yè)數(shù)量相對較多且分布相對較集中的行政區(qū)；第二階段從若干行政區(qū)中分別選出若干臺資企業(yè)數(shù)量相對較多且分布相對較集中的工業(yè)區(qū)或臺資企業(yè)園區(qū)；之后，通過分層抽樣原則，將受試樣本區(qū)分為高新技術型與傳統(tǒng)型臺資企業(yè)臺籍人員兩種群組層，再從兩種群組層內的臺資企業(yè)按便利抽樣原則尋找、抽取可能的潛在受試樣本。正式問卷調查于2013年1月2～31日由筆者親自拜訪臺資企業(yè)并以現(xiàn)場發(fā)放問卷、受試者填畢立即回收的方式進行。其中，高新技術型臺資企業(yè)發(fā)放400份問卷，有效問卷394份，問卷有效率為98.50%；傳統(tǒng)型臺資企業(yè)發(fā)放400份問卷，有效問卷387份，問卷有效率為96.75%；總計發(fā)放800份問卷，有效問卷781份，問卷有效率為97.63%。

3.1.3 問卷量表分析

本文以內部一致性準則（criterion of internal consistency）與相關性分析法（correlation analysis）檢驗問卷題目的鑒別力（discriminatory power），篩選不當?shù)膯柧眍}目。本文將受試者在某一問卷題目的得分加總并按高低分排序，然后將總得分最高的前27%設為高分組、最低的后27%設為低分組，以進行高低分兩組極端獨立樣本在該問卷題目得分的平均數(shù)差異t 檢驗，并得出相應的臨界比（Critical Ratio， CR）；當CR值大于3且達到顯著水平時（p<0.05），代表該問卷題目能區(qū)別受試者的反應程度，應予保留。同時，根據(jù)相關性分析法計算各問卷題目與量表總得分間的Pearson值，以Pearson值>0.3且達到顯著水平（p<0.05）作為問卷題目保留的標準，探究問卷題目的內部一致性。量表分析結果表明，本文各問卷題目的CR值與Pearson值皆分別大于3與0.3，且達到顯著水平，顯示正式問卷量表各問卷題目具有良好的鑒別力，均予以保留。

本文以Cronbachs α系數(shù)檢驗問卷量表的信度（Reliability），Cronbachs α系數(shù)值在0.70以上是量表可接受的最小理想信度值；Cronbachs α系數(shù)值>0.7且數(shù)值越高表示量表的信度越好，內部一致性程度越高[24]。本文整體量表與職業(yè)倦怠、休閑感知自由、休閑調適策略、休閑時空涉入、地方認同等量表的Cronbachs α系數(shù)值分別為0.929與0.916、0.887、0.904、0.899、0.869，顯示本文正式問卷量表具有較高的內部一致性。

3.1.4 樣本基本信息統(tǒng)計分析

本文以SPSS20.0統(tǒng)計軟件中的描述性統(tǒng)計法，針對781份問卷調查有效受試樣本的基本信息數(shù)據(jù)進行頻數(shù)分析。就受試者的個人背景而言，男性占絕對多數(shù)（88.48%），顯示臺籍人員以男性為主；年齡集中分布于31～50歲（88.35%），又以31～40歲的青壯年為主要群體（45.84%）；整體教育程度較高，以大專（含）以上的高學歷者居多（73.76%），且以擁有大專、本科學歷者為主（57.75%）；多為已婚（71.32%），且已婚與眷屬同住者的比重僅占已婚樣本數(shù)的17.59%，顯示已婚臺籍人員絕大多數(shù)與眷屬長期分居兩地；月收入集中分布于新臺幣45 001～90 000元間（78.49%），且以新臺幣60 001～75 000元者居多（30.99%）；戶口住地以臺灣地區(qū)北部、中部和南部為主（90.39%），且以居住于臺北市、新北市、基隆市、桃園縣、新竹市、新竹縣與宜蘭縣的臺灣北部者居多（37.77%）。就受試者的外派信息而言，職位以副理、經理級別居多（48.27%），主要為中高管理階層主管；職務工作范疇分布較平均廣泛，主要為行政管理、業(yè)務管理、生產管理與技術管理等工作性質，尤以從事生產管理（15.75%）與技術管理（16.77%）工作者居多；管理幅度集中分布于6～15人間（64.40%），以直接管理6～10名部屬的受試樣本居多（35.85%）；受試者外派駐地企業(yè)同時聘雇的臺籍人員人數(shù)集中分布于6～20人（79.52%），以6～10人居多（28.43%）；每年返臺休假次數(shù)明顯集中于3～4次（49.81%），而每年返臺休假天數(shù)則集中于21～40天（47.50%）；受試者外派駐地企業(yè)的累計時間多在1～3年（含）（27.66%），派駐累計時間在一年（含）以下者的比重達44.56%，顯示臺籍人員的流動率較高。就受試者的休閑信息而言，受試者最常從事的休閑活動為休閑度假（20.23%）、戶外休閑運動（19.72%）等。

3.2 研究模型擬合與分析

研究測量模型擬合與驗證性因素分析在于探討研究模型的整體內部質量，目的是驗證潛在變量的觀察變量數(shù)量是否能夠縮減，即探索性因素分析中的因子分析，用以建構量表的二階驗證性因素測量模型；檢驗二階驗證性因素測量模型的聚合效度（convergent validity）和區(qū)別效度（discriminant validity）是否符合檢驗標準要求，即觀察變量正確測量到其對應潛在變量的程度及潛在變量間是否屬于不同的衡量概念。在研究測量模型通過驗證性因素分析驗證后，便可檢驗研究結構模型的擬合情況，即研究模型的整體外部質量，驗證研究模型與實證觀察數(shù)據(jù)模型間的相符程度。本文研究模型各項檢驗指標說明如表2所示。

3.2.1 研究測量模型擬合與驗證性因素分析

本文以J?reskog等[25]與Doll等[34-35]提出的二階驗證性因素分析4種模型的建構來驗證研究測量模型；同時，參考Bagozzi等[36]與J?reskog等[37]的研究，挑選χ 2 /df、GFI、AGFI、RMSEA與CFI等5項擬合指標來檢驗研究測量模型中潛在變量與觀察變量間的線性關系，觀察潛在變量的數(shù)據(jù)擬合情況。二階驗證性因素測量模型（模型Ⅳ）的擬合檢驗結果顯示，休閑調適策略與地方認同量表所屬模型的χ2/df值分別為2.420與2.978，小于3，為較嚴謹?shù)牧己脭M合狀態(tài)；職業(yè)倦怠、休閑感知自由與休閑時空涉入等量表所屬模型的χ2/df值分別為3.601、3.092與4.584、介于3～5，并非較佳的擬合狀態(tài)，但在可接受的范圍內。同時，GFI、AGFI、RMSEA與CFI等指標的實際擬合值分別大于0.8、大于0.8、小于0.1與大于0.9，顯示各量表潛在變量的模型Ⅳ皆具有較好的擬合狀態(tài)，均在嚴謹或可接受的范圍。此外，模型Ⅳ與一階因素相關驗證性因素測量模型（模型Ⅲ）兩者χ 2值相除所得商值的目標系數(shù)t值均為1或接近1，隱含模型Ⅳ可以充分取代一階驗證因素，使模型表達更為精簡。因此，本文以模型Ⅳ的二階驗證性因素測量模型建構各量表的測量模型與參數(shù)估計，并分析聚合效度與區(qū)別效度。

聚合效度檢驗的目的是驗證測量模型的觀察變量屬于同一概念領域的程度。測量模型的聚合程度越高，觀察變量間應呈現(xiàn)高度相關，因素負荷量也越高。本文參考Fornell等[33]、Bagozzi等[36]與Hair等[27]的研究，以SMC、CR與AVE等3項檢驗指標，結合因素負荷量來評價測量模型的聚合效度。本文5種量表二階驗證性因素測量模型一階因素的因素負荷量值介于0.519～0.926、二階因素的因素負荷量值介于0.642～0.874，符合Hair等建議的因素負荷量介于0.50～0.95的門檻值[27]。休閑時空涉入與地方認同量表的一階因素分別有1個及5個觀察變量的SMC最小值為0.408，未達到但接近門檻值0.50，問卷題目解釋量表屬性的能力稍弱；而5種量表一階因素解釋二階因素的SMC最小值為0.505，達到門檻值標準，整體解釋潛在變量的能力均在可接受的范圍內。5種量表一階因素的CR最小值為0.655，二階因素的CR最小值為0.700，均高于門檻值0.60，顯示觀察變量測量出潛在變量的能力較佳，量表屬性的內部一致性較高。5種量表一階因素的AVE最小值為0.509，二階因素的AVE最小值為0.544，均高于門檻值0.50，顯示量表屬性的概念均能被所屬的問卷題目所代表，觀察變量能真實地反映潛在變量。上述測量模型聚合效度的檢驗結果表明，本文5種量表的一階因素和二階因素測量模型均具有較好的聚合效度和模型內部質量。

區(qū)別效度檢驗的目的是驗證測量模型兩兩屬性間屬于不同衡量概念的程度。當測量模型的區(qū)別效度程度較高時，兩兩屬性間應呈現(xiàn)低度相關。本文以Fornell等提出的AVE與潛在變量配對相關值比較法[33]來檢驗區(qū)別效度。根據(jù)Fornell等提出的檢驗方式，測量模型區(qū)別效度的判定標準為量表任一屬性的AVE值須大于兩兩配對屬性彼此間的相關系數(shù)平方值，且占其比較次數(shù)的50% 以上；如存在某成對屬性彼此間的相關系數(shù)值大于該成對屬性中任一屬性的AVE開根值，表示在該成對屬性中某一屬性的觀察變量可能也是另一個屬性的觀察變量[33]。本文地方認同量表中的區(qū)別性和自我效能兩屬性間的相關系數(shù)值（0.743）極為接近，但小于區(qū)別性屬性的AVE開根值（0.750），顯示地方認同二階因素測量模型雖不具有較好的區(qū)別性、但在可接受的范圍內，而其他4種量表所屬測量模型均具有較好的屬性區(qū)別性。

3.2.2 研究結構模型擬合分析

本文參考Bagozzi等[36]、Bentler[29-30]、J?reskog 等[37]和黃芳銘[31]的研究，以χ 2、χ 2/df等卡方檢驗指標及GFI、AGFI、RMSEA、NFI、NNFI、CFI、PNFI等擬合度檢驗指標來評價結構模型的擬合程度。本文結構模型χ 2/df、GFI、AGFI、RMSEA、NFI、NNFI、CFI、PNFI等擬合檢驗指標的實際值分別為2.762、0.972、0.948、0.077、0.934、0.940、0.951、0.759，均符合較嚴謹?shù)拈T檻值χ 2/df<3、GFI>0.90、AGFI>0.80、RMSEA<0.08、NFI>0.90、NNFI>0.90、CFI>0.90、PNFI>0.50，顯示結構模型具有較好的整體擬合效果，可進一步通過路徑分析法對潛在變量間的因果路徑關系參數(shù)予以估計，并針對潛在變量間的因果關系涵義加以解釋。

4 基于休閑時空涉入的地方認同模型構建

4.1 模型因果關系路徑構建

本文構建的研究結構模型因果關系路徑及其參數(shù)估計結果如圖2所示；其中，因果關系路徑估計值為標準化后的參數(shù)值。

據(jù)圖2本文研究假設H1、H2、H3、H4、H5、H8經驗證皆成立，H6、H7經驗證不成立。驗證結果表明，職業(yè)倦怠與休閑感知自由呈顯著負相關、與休閑調適策略呈顯著正相關，且休閑感知自由對于職業(yè)倦怠與休閑調適策略的影響關系存在顯著負向的中介調節(jié)效果；休閑感知自由與休閑調適策略呈顯著正相關、與休閑時空涉入呈顯著正相關，休閑調適策略對于休閑感知自由與休閑時空涉入的影響關系無顯著的中介調節(jié)效果；休閑調適策略與休閑時空涉入無顯著的因果關系；休閑時空涉入與地方認同呈顯著正相關，且地方認同與休閑時空涉入呈顯著正相關、存在正向的互惠效果。根據(jù)上述研究結果得知，臺籍人員通過休閑感知自由前置因素的因果關系路徑影響總效果值為0.01576（職業(yè)倦怠→休閑感知自由→休閑時空涉入→地方認同→休閑時空涉入；0.01576 = 0.714 ×（0.523 + 0.186 × 0.103）× 0.367 × 0.111），達到顯著水平，而通過休閑調適策略前置因素的因果關系路徑影響總效果值為0.00215（職業(yè)倦怠→休閑調適策略→休閑時空涉入→地方認同→休閑時空涉入；0.00215 =（0.645 - 0.714 × 0.186）×0.103 × 0.367 × 0.111），未達顯著水平，顯示通過休閑感知自由前置因素的因果關系影響敏感性強于通過休閑調適策略前置因素；當處于同等程度的職業(yè)倦怠時，臺籍人員通過休閑感知自由程度影響休閑時空涉入程度進而影響地方認同程度，并反作用地提高休閑時空涉入程度的總 效果。

4.2 模型路徑因果關系影響因素分析

模型路徑因果關系影響因素分析系用以確定模型路徑兩兩變量間因果關系程度的主要影響因素，本文根據(jù)正式問卷調查受試者所有問卷題目的得分平均值，對研究結構模型路徑因果關系的影響因素進行分析，如圖3所示。結果表明：“在工作表現(xiàn)上我總是無法得到主管的正面支持”與“整天忙碌地工作常使我神經緊繃、心力交瘁”是職業(yè)倦怠與休閑感知自由及其與休閑調適策略間因果關系程度的主要影響因素；“從事休閑活動能使我緊張不安的心情得到緩解”與“從事休閑活動能使我感覺身體舒坦、放松”是休閑感知自由與休閑調適策略及其與休閑時空涉入間因果關系程度的主要影響因素，“我會選擇周末或法定節(jié)假日的放假時間從事休閑活動。”與“基本上，我每天下班后都會從事休閑活動”是休閑時空涉入與地方認同間因果關系程度的主要影響因素，“在廣州生活讓我感覺我的日常需求很容易得到滿足”與“我覺得在廣州的生活很便捷，各種生活配套設施很完善”是地方認同反作用影響休閑時空涉入程度的主要影響因素。

5 研究結論與建議

5.1 研究成果與展望

本文主要研究成果驗證如下：（1）同趙宏杰等[1]的研究發(fā)現(xiàn)，即職業(yè)倦怠與休閑感知自由呈顯著負相關、與休閑調適策略呈顯著正相關，而休閑感知自由與休閑調適策略呈顯著正相關的研究成果補充了趙宏杰等的研究發(fā)現(xiàn)，說明休閑感知自由與休閑調適策略可能存在顯著正向的互惠關系；（2）休閑感知自由與休閑時空涉入呈顯著正相關的研究成果與相關學者的研究結論一致。本文新發(fā)現(xiàn)如下：（1）休閑感知自由對于職業(yè)倦怠與休閑調適策略的影響關系存在顯著負向的中介調節(jié)效果；（2）休閑調適策略與休閑時空涉入無顯著因果關系存在，且休閑調適策略對于休閑感知自由與休閑時空涉入的影響關系無顯著的中介調節(jié)效果存在；（3）休閑時空涉入與地方認同呈顯著正相關，地方認同與休閑時空涉入呈顯著正相關、存在正向的互惠效果；（4）通過休閑感知自由影響休閑時空涉入的因果關系影響敏感性強于通過休閑調適策略，當處于同等程度的職業(yè)倦怠時，通過休閑感知自由程度影響休閑時空涉入程度的效果較好。

作為一項探索性的研究，難以避免存在研究的局限性，尚有很多深化發(fā)展的空間，如：（1）就理論研究而言，涉入對象可由休閑時空變更為休閑情境等；可變更休閑感知自由、休閑調適策略為其他中介因素，探討外派人員休閑時空涉入前因關系模型的建構；明確休閑時空涉入某項具體的休閑活動，以驗證本文研究成果是否會因休閑活動對象的差異而有所不同。（2）就實證研究而言，研究主體可變更為第一或第三產業(yè)臺資企業(yè)臺籍人員，研究案例地可變更為與廣州市同等或不同空間尺度的其他地域，以驗證本文研究成果的一致性；本文研究成果是否適用于來自非華語區(qū)域或不懂華語的外派人員，尚需多元化的實證研究驗證。

5.2 研究建議

本文認為臺籍人員的休閑時空涉入程度主要受休閑感知自由前置因素的影響，表明臺籍人員即使有較高的休閑調適行為意圖，實際的休閑時空涉入程度也不高。臺籍人員普遍具有較高程度的外派工作職業(yè)倦怠感，超時加班已成工作常態(tài)，甚至是“以廠為家”處于隨時待命的狀況，導致多數(shù)臺籍人員處于身心緊繃的狀態(tài)，也難以騰出更多的空暇時間從事休閑活動。筆者建議，大陸臺灣同胞聯(lián)誼會（臺聯(lián)）、對臺事務辦公室（臺辦）等涉臺事務政府機關可聯(lián)合勞動部門，根據(jù)國家相關勞動法律法規(guī)，建立一套行之有效的臺籍人員管理體制，保障臺籍人員合法的權益。此外，臺資企業(yè)可多深入了解臺籍人員對于外派工作產生高程度職業(yè)倦怠的根本原因，秉持治標又治本的思維對癥下藥，從源頭降低臺籍人員的職業(yè)倦怠程度，才可使其在駐地更具有休閑自由感，進而提高其在駐地的休閑時空涉入程度，最終增強其對駐地的地方認同感，并通過良性循環(huán)更加緊密地融入駐地的環(huán)境。

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