徒步休閑制約因素的類型與差異研究
——以寧波市北山游步道為例

黃民臣，廖佰翠，陳園園，徐必聰

（1.寧波大學(xué) 旅游系，浙江 寧波315211；2.法國昂熱大學(xué) 旅游與文化學(xué)院，法國 昂熱49000）

休閑是從文化環(huán)境和物質(zhì)環(huán)境的外在壓力中解脫出來的一種相對自由的生活［1］，作為人的一種存在方式和生命狀態(tài)，它伴隨著人類的誕生而出現(xiàn)，滲透于人類文明演進(jìn)的全過程［2］。1899 年，美國著名休閑學(xué)者凡勃倫在《有閑階級論》中把休閑定義為：“非生產(chǎn)性的時間消費”，引發(fā)了諸多學(xué)者對休閑的探討，開啟了現(xiàn)代休閑研究的新時代［3］。《國際休閑憲章》明確指出，休閑作為人的基本人權(quán)，同健康、教育同等重要，政府有義務(wù)承認(rèn)并保證公民的休閑權(quán)利，但在現(xiàn)實生活中，存在著諸多阻礙人們參與并享受休閑的制約因素［4］，這種因素統(tǒng)稱“休閑制約因素”，已成為西方休閑研究領(lǐng)域中內(nèi)聚程度最高、體系相對完善、影響格外突出的重要組成部分［5］。

早期，研究者在“偏好—制約—參與”的模型框架下開展了研究，提出了如制約因素是無法逾越的，休閑制約最突出的影響是阻礙或限制參與等假設(shè)［4］。1987 年，Crawford D W、Godbey G 對休閑制約的概念進(jìn)行了分析，將休閑制約分為個人內(nèi)在制約、人際關(guān)系制約、結(jié)構(gòu)性制約3 種類型［6］，為后續(xù)研究奠定了重要基礎(chǔ)。不同休閑主體的制約因素表現(xiàn)不同，如黑人和國際游客在參與國家公園休閑的制約因素包含缺乏帶薪休假、對國家公園缺乏了解、興趣和可用信息［7-9］；學(xué)生和老年人的制約因素包括人際關(guān)系制約、資金不足、時間與健康等［10-12］。現(xiàn)有文獻(xiàn)在結(jié)構(gòu)性制約、人際間制約和個人內(nèi)在制約的框架內(nèi)開展研究，并結(jié)合不同類型的休閑群體，如女性［13-17］、老年人［18］、高中生［19］、偏遠(yuǎn)居民［20］、殘疾人員［21］、武術(shù)愛好者［22］等進(jìn)行深化。

20世紀(jì)90 年代以來，Edgar L J、Grawford D W、Godbey G認(rèn)為，面對制約因素時，人們會采用不同的協(xié)商策略參與休閑，繼而提出休閑制約協(xié)商的概念，突出了休閑參與的可協(xié)商性［23］。此后，他們在此前研究的基礎(chǔ)上，提出了休閑制約等級協(xié)商模型［24］，深化了休閑制約的研究內(nèi)容。有學(xué)者嘗試與特定主體相結(jié)合，從微觀角度研究特定主體的休閑制約因素和協(xié)商策略，如殘疾婦女的協(xié)商策略［25］、參與探險活動的女性休閑制約因素和協(xié)商策略［26］。此外，對于休閑制約與休閑動機的關(guān)系，有學(xué)者嘗試同相關(guān)的理論相結(jié)合進(jìn)行研究，如將自決理論與內(nèi)、外在動機的層次模型相結(jié)合，探討休閑制約對內(nèi)外在動機的影響［27］。

本文以浙江省寧波市北山游步道為案例地，運用探索性因子分析、驗證性因子分析和方差分析等方法對徒步休閑制約因素的類型及其差異進(jìn)行了探究，以期豐富國內(nèi)休閑制約研究內(nèi)容，為提升和增加徒步愛好者的休閑參與和機會提供理論支撐。

1 研究設(shè)計

1.1 問卷設(shè)計

調(diào)查問卷由徒步休閑制約因素量表和受訪者人口統(tǒng)計學(xué)特征組成。參考Virden R J 和Walker G J戶外休憩制約因素模型［28］，結(jié)合寧波市北山游步道的特點，設(shè)計了包含30 個測量題項的徒步休閑制約量表：交通費用昂貴X1、交通狀況不佳X2、公共交通不方便X3、缺乏交通工具X4、缺少駕駛經(jīng)驗X5、忙于工作X6、忙于學(xué)習(xí)X7、忙于家務(wù)X8、忙于照顧老人或孩子X9、忙于其他休閑活動X10、缺乏足夠金錢X11、所需費用太高X12、經(jīng)濟(jì)收入不高X13、經(jīng)濟(jì)壓力過大X14、步道過于擁擠X15、天氣狀況不好X16、社會治安欠佳X17、環(huán)境衛(wèi)生欠佳X18、周圍物價水平較高X19、設(shè)施不夠健全X20、缺乏專人維護(hù)X21、缺乏足夠精力X22、缺乏足夠愛好X23、缺乏足夠興趣X24、缺乏足夠能力X25、周圍人缺乏休閑意識X26、缺少家庭支持X27、缺少同伴支持X28、個人壓力過大X29、缺乏穩(wěn)定工作X30。采用李克特五級量表，以1 分、2 分、3 分、4 分和5 分別表示受訪者對該題項很不同意、不同意、中立、同意、很同意等5 個等級。受訪者人口學(xué)特征包括受訪者性別、年齡、學(xué)歷、職業(yè)、收入水平、婚姻狀況、孩子個數(shù)、年徒步次數(shù)等。

1.2 數(shù)據(jù)采集與處理

選取北山游步道作為案例地的理由是：①步道全長62km，是寧波市近郊最長的游步道。②北山游步道串聯(lián)了保國寺、慈城古縣城和綠野山居3 個國家4A級旅游景區(qū)，適合徒步休閑活動。③游步道包含了精品道、散步道、健步道和驢友道4 條精品路線，每天都能吸引大量人員參與徒步活動，可為本次調(diào)研提供充足的樣本。

本次調(diào)研分兩個階段收集數(shù)據(jù)：第一階段為預(yù)調(diào)研。2019 年9 月在北山游步道采取隨機抽樣方式向受訪者發(fā)放調(diào)查問卷50 份，對提出疑問或存在理解障礙的測量題項進(jìn)行了修正，進(jìn)一步完善問卷。第二階段為正式調(diào)研。2019 年10 月和11 月進(jìn)行，為確保真實性，同樣采取隨機抽樣的方式，請受訪者現(xiàn)場填寫調(diào)查問卷并當(dāng)場回收。兩個階段共發(fā)放調(diào)查問卷800 份，其中回收有效問卷773 份，有效率為96.63%。使用SPSS22.0、AMOS21.0 軟件對問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

2 結(jié)果及分析

2.1 人口學(xué)特征

對樣本人口統(tǒng)計學(xué)特征進(jìn)行描述統(tǒng)計（表1），結(jié)果表明：在北山游步道徒步休閑的受訪者中，男性比例為53.2%，女性為46.8%；年齡分布主要集中在19—25 歲（33.5%）和26—35 歲（30.4%）兩個年齡段；受訪者文化程度以本科學(xué)歷為主，所占比例為50.5%；受訪者的職業(yè)類型主要表現(xiàn)為私營企業(yè)人員（28.8%）和學(xué)生（26.8%）；年收入在“平均水平”的百分比為60.1%；已婚受訪者的比例（50.2%）略高于未婚受訪者（47.7%）；在已婚受訪者中，孩子以1個（67.7%）為主；受訪者年徒步次數(shù)主要集中在1—3 次和3—5 次，兩者比例之和為59.6%。

表1 樣本人口統(tǒng)計學(xué)特征

2.2 信度和效度檢驗

本文使用Cronbach′sα信度系數(shù)估計法對徒步休閑制約量表進(jìn)行了信度檢驗。SPSS22.0 輸出結(jié)果表明，徒步休閑制約因素量表的Cronbach′sα系數(shù)為0.879，該系數(shù)介于0.8—0.9 之間，表明量表的信度非常好［29］，且具有較好的內(nèi)部一致性。對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行效度檢驗后發(fā)現(xiàn)，KMO 值為0.814，大于0.7的標(biāo)準(zhǔn)，Bartlett 球形檢驗近似卡方值為3958.42，df ＝276，sig.值為0.000，表明徒步休閑制約量表各測量項的相關(guān)系數(shù)矩陣間存在顯著差異，適合進(jìn)行因子分析。

2.3 探索性因子分析

本文通過隨機抽取373 份樣本數(shù)據(jù)，進(jìn)行探索性因子分析。采用主成分分析法萃取公因子，并使用最大方差法對所抽取的公因子進(jìn)行直交轉(zhuǎn)軸。在探索性因子分析過程中，首先刪去因子載荷小于0.5的題項：缺乏交通工具X4（0.487）、缺少駕駛經(jīng)驗X5（0.421）、忙于其他休閑活動X10（0.478）。其次，由于部分因子無法較好解釋所在的公因子，刪除周圍物價水平較高X19、個人壓力過大X29、缺乏穩(wěn)定工作X303 個跨因子題項。最后保留24 個測量題項，得出7 個公因子，將其分別命名為：休閑設(shè)施（X20與X21）、閑暇時間（X6—X9）、環(huán)境狀況（X15—X18）、經(jīng)濟(jì)因素（X11—X14）、個人內(nèi)在因素（X22—X25）、交通可達(dá)性（X1—X3）、人際間因素（X26—X28），結(jié)果如表2 所示。7個公因子的累計貢獻(xiàn)率為62.50%，超過60%的最低方差貢獻(xiàn)率標(biāo)準(zhǔn)。

表2 探索性因子分析結(jié)果

2.4 驗證性因子分析

本文在探索性因子分析的基礎(chǔ)之上，運用AMOS21.0 軟件對剩余400 份樣本量表進(jìn)行驗證性因子分析。由于臨界比率值C.R ＝34.666 ＞1.96，觀察數(shù)據(jù)不符合多變量正態(tài)性假定［30］，且數(shù)據(jù)為中樣本，故采用極大似然估計法（Maximum Likelihood）進(jìn)行徒步休閑制約因素模型的擬合，并根據(jù)模型修正指數(shù)對其進(jìn)行適配與修正，如表3。在修正模型中，CMIN/DF 為1.274，小于2，其絕對適配度指數(shù)RMSEA和RMR分別為0.026 和0.05（二者小于0.05較理想，在0.05—0.08 之間可以接受），增值適配度指數(shù)GFI、AGFI、NFI、TLI、IFI、CFI 均達(dá)到0.9 以上的標(biāo)準(zhǔn)，達(dá)到適配標(biāo)準(zhǔn)；簡約適配度指數(shù)PNFI、PCFI、PGFI均大于0.5，說明該模型適配較好，徒步休閑制約因素驗證性分析結(jié)果可以接受。

表3 驗證性因子分析適配度指數(shù)

2.5 制約因素的均值分析

從表4 可見：①休閑設(shè)施的均值為3.21，居7 個制約因素之首，包含2 個因子（設(shè)施不夠健全X20、缺乏專人維護(hù)X21），均值都為3.21，對徒步休閑制約影響最大，受訪者對其制約程度感知也最明顯。目前，北山游步道沿線街道正在招引旅游項目落地，相關(guān)休閑配套設(shè)施沒有及時完善。同時，在休閑設(shè)施維護(hù)方面，垃圾桶、入口指示牌沒有及時維修和更換，路面破損等問題也經(jīng)常出現(xiàn)，制約著徒步休閑參與。②閑暇時間的均值為2.82，在7 個制約因素中居第二位。其中，忙于工作X6的均值為3.05，是首要因素；忙于學(xué)習(xí)X7（2.92）是次要因素。受訪者人群中，年齡主要集中在19—25 歲和26—35 歲，所占樣本的比例高達(dá)63.9%。該群體以學(xué)生和上班族為主，他們很少有足夠的閑暇時間參與徒步休閑。③環(huán)境狀況的均值為2.79，在7 個公因子中居第三位，是徒步休閑制約的重要因素。其中，步道過于擁擠X15（2.86）和環(huán)境衛(wèi)生欠佳X18（2.86）均值最大，是首要因子。作為寧波市的“百里休閑綠道”，加之健身、休閑和景觀欣賞功能，每逢節(jié)假日，北山游步道都會吸引著大量人群，易導(dǎo)致步道擁擠。在人群集聚、相關(guān)配套設(shè)施沒有完善的情況下，主干道經(jīng)常出現(xiàn)大量垃圾，造成周圍環(huán)境欠佳，制約著徒步休閑參與。④經(jīng)濟(jì)因素的均值為2.72，居第四位，包含的4 個測量題項的均值由大到小依次為：經(jīng)濟(jì)收入不高X13（2.79）、經(jīng)濟(jì)壓力過大X14（2.73）、缺乏足夠金錢X11（2.71）、所需費用太高X12（2.65）。從受訪者職業(yè)分布看，主要以私營企業(yè)人員、學(xué)生、自由職業(yè)者為主。私營企業(yè)人員工作相對不太穩(wěn)定，學(xué)生和自由職業(yè)者則無固定收入，加上還要購買相關(guān)徒步裝備，因此受訪者經(jīng)濟(jì)收入不高且承受較大的經(jīng)濟(jì)壓力，也是導(dǎo)致其參加徒步活動的主要制約因素。⑤個人內(nèi)在因素的均值為2.65，在7 個制約因素中居第五位。其中，缺乏足夠的精力X22為2.79，遠(yuǎn)高于個人內(nèi)在因素的均值。參與徒步休閑往往需要耗費大量的精力，對徒步休閑制約影響最大。⑥交通可達(dá)性的均值為2. 57，包含交通費用昂貴 X1（2.27）、交通狀況不佳X2（2.65）、公共交通不方便X3（2.78）。隨著公共交通的發(fā)展，慈城公交站、保國寺公交站、假日公交專線等公交路線得到逐漸完善，因此在交通可達(dá)性方面制約程度較小。⑦均值排名最后的是人際間因素，均值為2.47，包含缺少家庭支持X27（2.37）、缺少同伴支持X28（2.46）、周圍人缺乏休閑意識X26（2.59）。隨著國家相關(guān)政策的出臺和國民休閑意識的提高，參與徒步休閑逐漸成為一種時尚，人們很容易得到家庭和同伴的支持，相較于其他制約因素，徒步休閑活動受到其制約程度最小。

表4 徒步休閑制約因素公因子均值

2.6 制約因素的差異分析

由于性別僅涉及到男女兩個分組，選擇對7 個制約因素進(jìn)行獨立樣本T 檢驗，結(jié)果顯示僅有交通可達(dá)性和休閑設(shè)施兩個制約因素通過了顯著性檢驗。從表5 可見：與男性相比，女性受訪者認(rèn)為交通可達(dá)性（T值為-3.163，p 值小于0.05）和休閑設(shè)施（T值為-3.098，P值小于0.05）兩個因素的制約程度更加明顯。

表5 制約因素在不同性別之間的T—檢驗結(jié)果

由于年齡、學(xué)歷、職業(yè)、收入、婚姻狀況、孩子個數(shù)等人口學(xué)特征的分組變量均等于或大于4 項，因此使用單因素方差分析方法進(jìn)行方差分析。表6 顯示，北山游步道徒步休閑的7 個制約因素在年齡、學(xué)歷、職業(yè)、收入、婚姻狀況、孩子個數(shù)6 個社會學(xué)人口特征上均存在不同程度的差異。

差異主要表現(xiàn)在：①受訪者徒步休閑制約在年齡特征上的顯著性差異主要表現(xiàn)在個人內(nèi)在因素、經(jīng)濟(jì)因素、環(huán)境狀況、交通可達(dá)性、人際間因素和休閑設(shè)施6 個方面。年齡在“18 歲以下”的受訪者認(rèn)為環(huán)境狀況（M ＝2.961）的制約大于其他年齡段，而年齡在66 歲以上的受訪者在交通可達(dá)性制約因素的均值為5.00，說明該年齡段受訪者面臨的首要制約因素為公共交通不方便、交通狀況不佳等。②受訪者徒步休閑制約在學(xué)歷上的顯著性差異僅僅表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)因素。其中，專科學(xué)歷的受訪者在經(jīng)濟(jì)因素上表現(xiàn)的差異性最為明顯，均值最大（2.804），面臨的經(jīng)濟(jì)制約也最大。其他學(xué)歷層次在經(jīng)濟(jì)制約因素的均值大小依次為：“初中及以下”（M ＝2.790）、“高中及中專”（M ＝2.776）、“本科”（M ＝2.721）、“研究生”（M ＝1.933）。研究生學(xué)歷層次在經(jīng)濟(jì)制約因素的均值為1.933，說明研究生學(xué)歷受訪者在參與徒步休閑面臨的經(jīng)濟(jì)制約最小。③受訪者在職業(yè)類型上的差異性表現(xiàn)在個人內(nèi)在因素、經(jīng)濟(jì)因素、閑暇時間、環(huán)境狀況、交通可達(dá)性和人際間因素6 個方面。事業(yè)單位受訪者對閑暇時間（M ＝2.991）的認(rèn)知大于其他職業(yè)類型，忙于工作、學(xué)習(xí)、家務(wù)、照顧老人或孩子是事業(yè)單位受訪者參與徒步休閑活動面臨的首要制約因素。而離退休人員在人際間制約因素（M ＝2.630）認(rèn)知最顯著，周圍人缺乏休閑意識、缺少家庭和同伴的支持是其參與徒步休閑活動的首要制約因素。公務(wù)員職業(yè)受訪者在個人內(nèi)在因素和經(jīng)濟(jì)因素兩個方面認(rèn)知最弱，均值僅為2. 262 和2.143，說明興趣愛好、精力與能力、經(jīng)濟(jì)與金錢因素并非重要的制約因素。④受訪者在年收入水平上的差異主要表現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)因素和閑暇時間兩個方面。年收入遠(yuǎn)低于平均水平受訪者在經(jīng)濟(jì)制約因素上的認(rèn)知大于其他收入水平受訪者，經(jīng)濟(jì)和金錢因素極大地制約了該群體參與徒步休閑活動。而年收入“遠(yuǎn)高于平均水平”在閑暇時間上表現(xiàn)最為顯著，忙于工作、學(xué)習(xí)和家務(wù)、照顧老人或孩子是該收入群體參與徒步休閑活動的主要制約因素。隨著年收入水平的增加，受訪者面臨的經(jīng)濟(jì)制約因素逐漸減少，但是其面臨的閑暇時間制約程度則相對增加。⑤受訪者在婚姻狀況的差異性主要體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)因素、環(huán)境狀況、交通可達(dá)性與閑暇時間4 個方面。已婚受訪者在閑暇時間制約的均值為2.913，高于未婚受訪者，說明閑暇時間是已婚受訪者徒步休閑制約面臨的重要因素。而婚姻出現(xiàn)變故者（離異、分居或者配偶去世）在交通可達(dá)性制約的均值為2.667，高于其他群體，說明交通可達(dá)性對該群體制約最顯著。⑥已婚受訪者在“擁有孩子個數(shù)”上的差異性主要體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)因素、環(huán)境狀況和閑暇時間3 個方面。由表6 可知，在擁有孩子的已婚群體中，孩子個數(shù)為“0”的，其經(jīng)濟(jì)制約最為顯著，其次為孩子個數(shù)在3 個及其以上的受訪群體，而孩子個數(shù)為“1”的受訪者面臨的經(jīng)濟(jì)制約程度最小。

表6 制約因素在人口統(tǒng)計特征之間的方差分析結(jié)果

3 結(jié)論與討論

以下主要結(jié)論：①在寧波市北山游步道的徒步受訪者中，以19—35 歲的青年人居多，學(xué)歷以本科為主，年徒步次數(shù)多在5 次以下；年齡位于19—25歲和26—35 歲之間的受訪者人數(shù)分別為259 人和235 人，所占總樣本比例之和為63.9%；擁有本科學(xué)歷者為388 人，其所占比例為50.5%；年徒步次數(shù)1—3 次和3—5 次的受訪者人數(shù)各為223 人和235人，兩者占到樣本總量的59.6%。②北山游步道徒步休閑制約因素由經(jīng)濟(jì)因素、環(huán)境狀況、交通可達(dá)性、人際間因素、閑暇時間、個人內(nèi)在因素、休閑設(shè)施共7 種因素構(gòu)成，其中受訪者對休閑設(shè)施感知程度最大（3.21），其次為閑暇時間（2.82）、環(huán)境狀況（2.79）和經(jīng)濟(jì)因素（2.72），個人內(nèi)在因素（2.65）和交通可達(dá)性（2.57）較低，人際間因素（2.47）居最后。③徒步休閑制約的7 個因素在不同社會人口學(xué)特征上呈現(xiàn)一定差異。其中，個人內(nèi)在因素在年齡和職業(yè)上存在顯著差異；經(jīng)濟(jì)因素在年齡、學(xué)歷、職業(yè)、年收入水平、婚姻狀況和孩子個數(shù)上存在顯著差異；閑暇時間因素在職業(yè)、年收入水平、婚姻狀況和孩子個數(shù)存在顯著差異；環(huán)境狀況因素在年齡、職業(yè)、婚姻狀況和孩子個數(shù)存在顯著差異；交通可達(dá)性因素在年齡、職業(yè)、婚姻狀況存在顯著差異；人際間因素在年齡、職業(yè)存在顯著差異；休閑設(shè)施因素在年齡上存在顯著差異。

由于制約因素并不是決定個體是否參與徒步休閑活動的唯一因素，還有可能受到“動機”和“協(xié)商”等多重因素的影響，所以未來需要對這些因素及其作用進(jìn)行深入探究。另外，調(diào)研樣本僅取自于寧波市北山游步道，研究結(jié)論的代表性還需要更多的案例研究來驗證。此外，本文僅使用了定量的研究方法對徒步休閑的制約因素進(jìn)行探究，后續(xù)研究如果能輔以深度訪談為代表的質(zhì)性方法進(jìn)行深入綜合分析，將對提升徒步休閑活動參與程度具有重要的理論意義。