王心蕊^1,2,, 孙九霞^1,2,
1. 中山大学旅游学院,广州 510275
2. 中山大学旅游休闲与社会发展研究中心,广州 510275

Urban residents’ leisure and subjective well-being: Evidences from Guangzhou, China

WANGXinrui^1,2,, SUNJiuxia^1,2,
1. School of Tourism Management, Sun Yat-sen University, Guangzhou 510275, China
2. Center for Leisure, Tourism and Social Development, Sun Yat-sen University, Guangzhou 510275, China
通讯作者:通讯作者：孙九霞（1969-）,女,山东潍坊人,教授,博士生导师,研究方向为旅游地理、旅游与社会空间、旅游流动性。E-mail: sunjx@mail.sysu.edu.cn
收稿日期:2018-07-25
修回日期:2019-04-15
网络出版日期:2019-07-20
版权声明:2019《地理研究》编辑部《地理研究》编辑部 所有
基金资助:国家社会科学基金重大项目（15ZDB118）国家自然科学基金项目（41701159,41171124）
作者简介:
-->作者简介：王心蕊（1991-）,女,黑龙江大庆人,博士,副研究员,研究方向为旅游与城乡发展、旅游与劳动力迁移。E-mail: wangxr35@mail.sysu.edu.cn



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摘要
社会经济的发展与生活方式的转变使城市居民的休闲行为面临转型,探讨当代中国城市居民的休闲与幸福感是新时代城市地理研究中的重要议题。结合休闲的时间与空间要素,构建“休闲-幸福感”理论模型,以广州市为例,在访谈和问卷调查的基础上,运用结构方程模型对城市居民休闲行为和主观幸福感进行研究。结果显示：休闲时间和休闲空间均会对城市居民的休闲参与产生正向的促进作用,但休闲时间的影响更大;休闲时间、休闲参与和休闲满意度会对主观幸福感产生显著的正向影响,其中,休闲满意度对主观幸福感的影响最大;而休闲满意度则受到休闲时间、休闲空间和休闲参与的影响;休闲参与和休闲满意度是建立休闲与幸福感内在联系的重要中介机制。

关键词：“休闲-幸福感”模型;休闲空间;休闲时间;休闲满意度;主观幸福感
Abstract
With the development of social economy, leisure behavior of urban residents is changing. It is necessary to discuss the issue on urban residents’ leisure and well-being in modern China. Previous studies have explored the relationship between leisure and subject well-being from the perspectives of leisure participation and leisure satisfaction, but discussions on the mechanism between leisure and well-being have not reached a consensus conclusion, and should be further investigated. Leisure activities will inevitably involve leisure time and leisure space, however, most of the existing literature overlooked the influence of the objective factors. This paper expands the study of leisure and subjective well-being with the dimensions of time and space by establishing a structural equation model of “leisure and well-being”. Based on the structural equation model, this study analyzes the impacts of leisure time, leisure space, leisure participation and leisure satisfaction on the subjective well-being, by using the data of questionnaire survey in Guangzhou. The results show that both leisure participation and leisure satisfaction have significantly positive impacts on subjective well-being, which verifies both the activity theory and the need theory. Compared with leisure participation, leisure satisfaction has a greater impact on subjective well-being with a coefficient of 0.394. The results also show that both leisure time and leisure space are exogenous and have positive effects on leisure participation. More concentrated time and less time pressure will significantly improve leisure satisfaction and promote subjective well-being. Leisure space, including leisure places, facilities, environment and atmosphere are also important in leisure activities; however, leisure space does not show any direct impacts, but only indirect impacts on subjective well-being through leisure participation and leisure satisfaction. Thus, leisure participation and leisure satisfaction play intermediary roles in the relationship between leisure and well-being. The findings have important implications for promoting urban residents’ leisure behaviors and subjective well-being. First, considering the importance of leisure time, the government should implement the paid vacation system to improve leisure quality and subjective well-being of urban residents. Second, leisure space is greatly affected by the local culture and the unique characteristics of a city, and local government should emphasize its own leisure culture to enhance residents’ leisure participation. Last but not least, leisure is not equal to well-being, but can meet the individual’s needs in psychological, physical, social, aesthetic and other aspects. Thus, leisure industry should be further developed to improve residents’ leisure satisfaction and subjective well-being.

Keywords：“leisure and well-being” model;leisure space;leisure time;leisure satisfaction;subjective well-being

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王心蕊, 孙九霞. 城市居民休闲与主观幸福感研究：以广州市为例[J]. 地理研究, 2019, 38(7): 1566-1580 https://doi.org/10.11821/dlyj020180710
WANG Xinrui, SUN Jiuxia. Urban residents’ leisure and subjective well-being: Evidences from Guangzhou, China[J]. Geographical Research, 2019, 38(7): 1566-1580 https://doi.org/10.11821/dlyj020180710

1 引言

随着中国社会经济的发展,城市居民的休闲意识日益增强,休闲活动正在从传统的轻缓单一向现代的丰富多彩转变^[1]。与此同时,快节奏的生活方式和高强度的工作压力也打破了传统的休闲生活模式,城市居民的休闲行为正面临转型。多样的休闲活动有益于身心健康,缓解工作和生活中的压力,在提升个体生活质量和幸福感上发挥着重要作用^{[2, 3]}。中国已进入全面建设小康社会的关键时期,追求幸福和美好生活不仅是个人的基本诉求,也是社会发展的终极目标。党的十九大报告中亦指出：“中国特色社会主义进入新时代,中国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾。”美好生活与个人主观幸福感（subjective well-being）密不可分,因此,探讨当代中国城市居民的休闲行为与主观幸福感是新时代城市地理研究中的重要议题。
关于休闲与幸福的讨论古已有之。西方先贤亚里士多德曾指出,休闲能够为人们带来快乐和幸福,休闲是工作的最终目的,也是幸福最本质的意涵^[4]。休闲能够促进个体幸福感,这一观点一直延续到了今天,多数国家已将休闲纳入居民生活质量指标体系之中^[5]。然而,幸福感是个体心理状态和情绪的反映,其与休闲之间的关系错综复杂：首先,休闲并不等同于幸福,亦非幸福唯一的源泉^[6];其次,并非所有的休闲活动都能创造幸福^[7]。休闲是否能带来幸福感?休闲引致幸福的作用路径和影响机制为何?已有研究从休闲参与、休闲满意度等视角探讨了休闲与幸福感之间的关系^{[8,9,10,11,12]},认为休闲参与和个体的身心健康呈正相关,并会提升个人的愉悦感和成就感,高度参与休闲活动的个体具有更高的生活质量 ^{[8, 9]}。休闲满意度能够表征个体在休闲参与中获得的正向感受,相比较于休闲参与,休闲满意度对主观幸福感的影响更大^[12]。尽管多数研究表明休闲与幸福感之间存在积极的正向关系,但在二者的影响路径和作用机制上尚未达成共识^[13],休闲与主观幸福感之间的关系仍有待探索。
休闲活动作为一种参与性的个体行为,必然涉及到休闲主体、休闲时间与休闲空间,但多数研究忽视了休闲行为中的时间与空间要素。事实上,在城市居民休闲行为正处于转型期的中国,休闲时间和休闲空间对主观幸福感的影响更为重要。因此,有必要从时间和空间的视角进一步拓展休闲与幸福感研究,并探索休闲与主观幸福感之间的作用机制。基于此,本文尝试构建包含休闲时间与休闲空间的“休闲-幸福感”理论模型,选取广州市为案例地,在访谈和问卷调查的基础上,运用结构方程模型探索城市居民休闲行为与主观幸福感之间的内在关联,以回应美好生活这一时代主题。

2 文献综述

2.1 休闲与休闲参与

休闲是哲学与社会科学领域重要的研究命题 ^[4,14],1899年凡勃伦出版的《有闲阶级论》更是引发了诸多****对休闲的探讨^[15]。一般认为,休闲与闲暇时间相联系,闲暇时间指当工作、生活事务、睡眠和其他基本需求满足后个人可以自由利用的时间^[16]。个体基于闲暇时间进行的具有享乐性质的、非强制性的活动即为休闲活动^[10]。西方****较早地对休闲进行了量化研究,并将休闲活动划分为不同类型,如Heintzman等将休闲活动划分大众媒体休闲、社交休闲、运动休闲、文化休闲、户外休闲、兴趣爱好休闲以及旅游休闲等若干亚类^[17]。亦有****根据休闲目的和个体需求将休闲活动划分为代理、新奇、归属感、服务、感官享受、认知刺激、自我表达、创造力、竞争、替代竞争和放松等类型^[18]。
休闲参与是衡量个体休闲行为的重要指标,反映了个体涉入休闲活动的程度,是多数休闲研究中最为主要的观测变量之一^[10]。休闲参与由个体参与特定休闲活动次数的多寡或频率的高低来确定,研究中通常使用Liker量表进行评估 ^[17]。Lloyd等指出,在研究休闲参与时应关注两类变量,一是以人为中心的休闲满意度,二是以地域为中心的休闲资源与环境 ^[2],这表明了空间要素对休闲行为的影响。人文地理学中的休闲研究向来关注休闲行为与空间和地方的关系,有****指出,城市居民的休闲行为能够反映休闲主体与城市之间的人地关系,个体在进行休闲活动的同时亦建立了人与城市之间的地方依恋感,而这种地方依恋感又会反之影响居民的休闲行为^[19]。相关的实证研究亦表明,休闲参与的程度与休闲活动发生的场所及休闲环境密切相关^[20],休闲空间在形塑个体休闲行为和建构地方认同上发挥着重要的作用^[21]。
休闲参与中亦暗含了时间的概念,休闲时间的充裕程度、集中或分散程度以及个体感知到的时间压力都会对休闲参与和休闲行为产生影响^[17]。有****指出,当休闲时间少且破碎时,居民倾向于消遣型休闲活动,尤其是在家的休闲活动;当休闲时间多且连续时,居民更倾向于外出活动或深度休闲 ^[22]。休闲作为一种嵌入于时间与空间中的行为,时间的有限性和空间的固定性都会影响居民的休闲参与^[23]。时空行为研究从时间地理学等视角探讨了个体的休闲行为^[24],已有研究表明,尽管不同群体的休闲参与在时空特征上存在差异,但都会在某种程度上受到休闲时间和休闲空间的影响^[25]。因此,从时空视角出发能够重新审视休闲主体与休闲行为之间的内在关联,是休闲研究中的重要组成部分。

2.2 休闲与主观幸福感

西方****较早地关注了休闲与幸福感这一议题,并从哲学等层面探讨了休闲的深刻意涵,这建立了休闲引致幸福感的逻辑起点^[26,27,28]。休闲与工作相对,是从必要劳动中解脱出来的一种自由的状态。杰弗瑞·戈比认为,休闲能够使人们以欣然之态做心爱之事、以优雅之姿自在生存^[26]。在休闲活动中,人们可以保持一种平和与放松的精神状态、脱离束缚,甚至会更具主动性与创造性,以实现自我完善与个人发展^[27]。Kleiber等亦指出,个人感受到的放松状态是现代休闲的核心^[28]。因此,休闲以及休闲活动表征的是一种相对自由的、摆脱了束缚的生命状态,必然与个体的生活质量和主观幸福感相关。
大量实证研究从不同方面论证了休闲与主观幸福感之间的关系^{[10-12, 29-36]}。已有文献大多遵循以下三种研究进路。一是探讨不同类别休闲活动对主观幸福感的影响,如有研究指出,运动、社交等不同类型的休闲活动均会提升主观幸福感^[29],相比较于浅层次的休闲,个体从深度休闲中获得的满意度和幸福感更高^[30]。二是对休闲主体进行分类,研究不同群体在休闲活动和幸福感上的差异,如针对青少年群体、女性群体、老年群体以及病患群体等的研究^{[31,32,33,34]}。三是从个体需求或休闲动机的视角分析休闲与主观幸福感之间的作用机制^{[35, 36]}。Newman等在既有文献的基础上识别了休闲活动引致主观幸福感的五种心理机制,包括分离与恢复、自主选择、掌握技能、意义建构和附属需求^[37],这些心理机制均在某种程度上反映了个体在参与休闲活动时的需求。
综观以上三类研究,前两类研究基于活动理论（activity theory）构建休闲参与和主观幸福感之间的联系,认为个体在休闲活动中涉入的频率和程度能够促进主观幸福感^[30]。第三类研究以需要理论（need theory）为基础,将个人需要的满足作为休闲引致幸福感的作用机制,强调休闲满意度在幸福感中的作用。休闲满意度指个人通过参与休闲活动而获得的积极看法或感受^[11],反映了个体在休闲活动中的满足程度。休闲满意度与个体需要和休闲动机相联系,因此多数研究以需要理论为基础衡量休闲满意度^{[9, 35]}。Beard等基于需要理论开发了休闲满意度量表,将休闲满意度划分为社交、心理、生理、教育、放松和审美六个维度^[11]。Mannell等指出,休闲满意度不仅包括基于某种特定休闲活动的单一满意度,还包括基于所有休闲活动的整体满意度^[38]。基于需要理论的实证研究结果表明,休闲满意度是主观幸福感的直接影响因素^[10]和更好的预测因子^{[12, 39]}。
休闲与幸福感研究引起了****的广泛关注,活动理论和需要理论分别从不同层面探讨了休闲与主观幸福感之间的互动过程与作用机制,但二者均是从主体的视角回应休闲与幸福感之间的关系,忽视了时间与空间等客观要素的影响。休闲时间反映了个体的自由状态,与个体的休闲行为密切相关;休闲空间是休闲活动的载体,能够直接影响个体在休闲活动中的愉悦感和舒适感。尽管休闲活动在某种程度上反映了休闲的时间与空间要素,但二者应属于外生变量,既有研究对这两类要素的关注相对不足。此外,国外****针对休闲与幸福感的研究已较为丰富,相比之下,国内研究或聚焦于居民的休闲行为^[23],或关注主观幸福感的影响因素^[40],缺乏整合的分析框架,实证研究也相对滞后,休闲与幸福感研究在理论和实证上均有待推进。

3 理论模型构建

3.1 “休闲-幸福感”理论模型

在文献综述的基础上,本文构建了包含休闲时间与休闲空间的“休闲-幸福感”理论模型。休闲与幸福感研究大多基于活动理论或需要理论,本研究试图整合这两类研究框架,将活动理论关注的休闲参与和需要理论关注的休闲满意度作为休闲引致幸福感的两种作用机制同时纳入模型,并在此基础上分析休闲时间和休闲空间的影响作用,对既有的理论研究进行拓展。“休闲-幸福感”模型是一个包含因果关系的结构方程模型（Structural Equation Model,SEM）,包括测量模型和结构模型两部分,如图1所示。
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图1“休闲-幸福感”理论模型
-->Fig. 1The theoretical model of “leisure and well-being”
-->

结构模型中包含5个潜变量,分别为休闲空间、休闲参与、休闲时间、休闲满意度和主观幸福感。休闲空间指休闲活动发生的场所及休闲场所的环境、设施与氛围,休闲时间指个体用于休闲活动的时间。模型中假设二者均会对休闲参与、休闲满意度和主观幸福感产生正向影响。休闲参与指个体涉入不同类型休闲活动的程度,已有研究表明休闲参与会对休闲满意度产生影响^[9,10,11],模型中假设休闲参与会促进休闲满意度和主观幸福感。休闲满意度指个体在休闲活动中获得的满足程度,研究中假设休闲满意度会对主观幸福感产生正向影响。各潜变量之间可能存在的正向相关关系用“+”标出。
测量模型中共包含25个观测变量,由X₁—X₇和Y₁—Y₁₈来表示,用于测量结构模型中的5个核心构念。结合相关研究,本模型中休闲时间由时间充裕度、时间集中度和时间压力来测量^[17];休闲空间由休闲场所、休闲环境、休闲设施和休闲氛围来测量^{[17, 20]};休闲参与通过居民在大众媒体、运动、户外、社交、文化、娱乐、兴趣爱好和旅行这8种休闲活动中的参与程度来测量^{[2, 11, 17]};休闲满意度由总体满意度和特定休闲需求满足程度来测量^[38],其中,特定休闲需求包括心理需求、身体需求、社交需求、放松需求、教育需求和审美需求^[11];主观幸福感反映了人们对生活的整体认知和情感反应^[41,42,43],Diener指出主观幸福感与高生活满意度、高积极情绪和低消极情绪相联系,并在此基础上提出了主观幸福感的测量模型^[41],这为主观幸福感的量化研究提供了基础。本研究中的主观幸福感亦通过生活满意度、正面情绪和负面情绪来测量。

3.2 问卷与量表设计

本研究应用问卷调查数据对“休闲-幸福感”理论模型进行检验。各观测变量的问项设计均参考了相关文献,详见表1。各问项采用Likert七点量表法进行测量。
Tab. 1
表1
表1问卷调查量表设计
Tab. 1The scale design of survey

潜变量	观测变量	问项	参考文献
休闲空间	休闲场所X1	我进行休闲活动的场所多样	[17]、[20]
	休闲设施X2	我进行休闲活动的地方设备齐全
	休闲环境X3	我进行休闲活动的地方环境舒适
	休闲氛围X4	我进行休闲活动的地方休闲气氛浓厚
休闲时间	时间充裕度X5	我经常有时间进行休闲活动	[17]
	时间集中度X6	我有较为集中的时间进行休闲活动
	时间压力X7	我很少感受到来自时间的压力
休闲参与	大众媒体Y1	我通过大众媒体进行休闲	[2]、[11]、[17]
	运动休闲Y2	我通过运动进行休闲
	户外休闲Y3	我通过户外活动进行休闲
	社交休闲Y4	我通过社交活动进行休闲
	娱乐休闲Y5	我通过娱乐活动进行休闲
	文化休闲Y6	我通过文化活动进行休闲
	兴趣爱好Y7	我通过兴趣爱好进行休闲
	旅游休闲Y8	我通过短途或长途旅行进行休闲
休闲满意度	总体满意度Y9	我对我的休闲活动非常满意	[10]、[11]、[38]
	心理需求Y10	我的休闲活动让我心情舒畅
	身体需求Y11	我的休闲活动有助于身体健康
	社交需求Y12	我的休闲活动有助于建立与他人的良好关系
	放松需求Y13	我的休闲活动能让我放松并释放压力
	教育需求Y14	我在休闲活动中提升了多种不同的技能
	审美需求Y15	我的休闲活动使我感受到新鲜
主观幸福感	生活满意度Y16	我对现在的生活非常满意	[41]、[42]、[43]
	正面情绪Y17	我经常会感受到快乐
	负面情绪Y18	我很少会受到负面情绪的困扰

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4 案例地选择与数据来源

4.1 案例地选择

本研究选取广州市作为城市居民休闲与主观幸福感研究的案例地。广州是改革开放的先行城市,其经济发展水平与市场化程度均处于全国前列,是极具代表性的现代化大都市。2018年,广州城市居民人均GDP已超过2万美元,达到中等发达国家水平,城市居民的休闲需求大幅提升,休闲逐渐成为一种新的生活方式。已有研究表明,广州市休闲资源丰富、综合休闲实力较强^[44],城市休闲特征兼具本土性与现代性 ^[45]。地方性是不同城市休闲特征形成的重要因素,广州城市休闲特征中的本土性与现代性同样是其地方性的表征。广州作为广府文化重镇,十分注重传统文化的传承,老一辈广州人“饮早茶,会老友”的茶楼文化、庙会文化等本土特色休闲文化一直延续至今。与此同时,伴随着经济的发展与现代性的冲击,新一代广州人大多面临着快节奏的都市生活与相对疏离的人际关系,休闲成为城市居民摆脱自我无意义感、建立城市归属感的重要方式。因此,广州城市休闲亦表现出了现代性的特征,商业性休闲空间迅速发展,新型文化创意休闲场所备受年轻人青睐。
城市居民休闲行为既反映了城市的社会经济发展水平,又是城市地方文化的表征。从古代的海上丝绸之路到当代的改革开放,广州市一直以其兼容并包的特质不断地融合外来文化,这种特质也体现在城市居民的休闲行为上,并形成了兼具本土性与现代性的城市休闲特征。广州的地方性使其城市休闲独具特色,在城市休闲转型升级的社会文化背景下,探讨广州城市居民的休闲行为及其与主观幸福感之间的内在关联具有一定的现实意义。

4.2 数据来源

本文综合运用访谈法和问卷法进行研究,通过访谈法了解广州城市居民的休闲方式、对休闲的认知及其对幸福感的理解,通过问卷调查法获得结构方程模型的实证研究数据。实地调查于2018年3月在广州市进行,调查区域为越秀区、天河区和海珠区三个中心城区,调查地点集中在越秀公园、花城广场、天河商圈和中山大学北门广场（图2）。这些场所人流量较大,且包含文娱活动区域和公共休息区域,方便访谈资料和问卷数据的获取。
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图2调查区域与调查地点
-->Fig. 2The locations of survey areas
-->

访谈采用半结构化的方式,访谈时间超过半个小时的受访者达到28人。访谈中对受访者进行了编码,F01—F17分别代表17位女性受访者,M01—M11分别代表11位男性受访者。在休闲方式上,受访者的日常休闲活动大多以逛街、健身、饮茶聚会为主,节假日会选择外出旅游;部分受访者表示会参加一些具有地方特色的休闲活动,如“饮早茶”、“行花街”、“逛庙会”等。访谈中着重调查了受访者对休闲时间和休闲空间的感知及其对幸福感的理解,这些质性资料是问卷调查的重要补充。
问卷调查包括三个部分：一是对居民日常休闲活动和休闲时间的调查;二是与观测变量相关的问项;三是人口统计学方面的信息。调查中共发放问卷500份,回收有效问卷476份,问卷回收率为95.2%。在被调查者中,本地居民的比例达到91.8%,非本市居民仅占8.2%,基本达到了以调查城市居民为主的研究目的。表2汇总了被调查者的基本信息：被调查者在年龄分布上较为平均,以18~29岁人群居多;在受教育程度上,有48.3%的被调查者接受了本科教育;在个人月收入上,3500~7000元的收入水平占比最高,由于被调查者中有一部分是未成年群体和大学生群体,3500元以下的月收入占比也较高。此外,对居民日常休闲活动和休闲时间的调查结果显示：广州市居民最经常进行的五项休闲活动依次是观看电视/电影、逛街购物、短途旅行、健身以及朋友聚会;在休闲时间上,广州市居民每天平均休闲时间为2.4 h,每周平均休闲时间为18.5 h,70%以上的被调查者表示每周能够用于休闲的时间十分有限。尽管中国一直实行双休日制度,但城市居民的休闲时间在数量和质量上仍显不足。
Tab. 2
表2
表2问卷调查中被调查者基本情况
Tab. 2The basic information of respondents in questionnaire survey

年龄（岁）					受教育程度					个人月收入（元）					每周休闲时间（h）
频数		比例（%）			频数		比例（%）			频数		比例（%）			频数		比例（%）
	≤ 17					初中及以下					≤ 3500					≤ 10
82		17.20			24		5.04			130		27.30			100		21.60
	18 ~ 29					高中/中专					3500 ~ 7000					10 ~ 20
141		29.60			76		16.00			148		31.10			144		30.30
	30 ~ 45					大专					7000 ~ 10000					20 ~ 30
103		21.60			94		19.70			92		19.30			136		28.60
	46 ~ 60					本科					10000 ~ 15000					30 ~ 50
86		18.10			230		48.30			67		14.10			64		13.40
	>60					硕士及以上					>15000					>50
64		13.40			52		10.90			39		8.19			29		6.09

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5 数据分析与研究发现

5.1 信度与效度分析

本研究应用问卷调查数据对“休闲-幸福感”理论模型进行检验,并结合访谈资料对数据分析结果进行解释。为了确保模型拟合度评价和假设检验的有效性,本文采用克朗巴哈（Cronbach’s Alpha）信度系数来检查研究变量在各个测量题项上的一致性程度。根据信度分析的结果,休闲空间、休闲时间、休闲参与、休闲满意度和主观幸福感的Cronbach’s Alpha系数分别为0.881、0.806、0.917、0.913、0.905,均大于0.7,表明变量具有良好的内部一致性信度。各题项的相关系数均大于0.5,表明测量题项符合研究要求,调查问卷具有较高的信度。
问卷的效度分析包括内容效度和内部结构效度。内容效度反映了测量内容能否充分准确地覆盖想要测量的目标构念,本研究基于相关文献设置问卷题项,并通过小范围内的预调研和 访谈对题项的措辞、表述方式等做出了修正和完善,问卷量表符合内容效度的要求。内部结构效度是指用测量工具所得到的数据结构是否与构念的预期相一致,本研究通过探索性因子分析来检验量表的内部结构效度。KMO和Bartlett’s球形 检验的结果显示KMO为0.917,大于0.7,Bartlett’s球形检验值显著（p<0.001）,表明问卷数据符合因子分析的要求。进一步采用主成分分析方法,并以特征根大于1为因子提取公因子,因子旋转时采用方差最大正交旋转进行因子分析。结果显示五个公共因子对问卷的总解释力达到了70.18%,并与预先设定的潜变量相吻合。各个测量题项的因子载荷均大于0.5（表3）,表明量表具有良好的结构效度。
Tab. 3
表3
表3探索性因子分析
Tab. 3The results of exploratory factor analysis

变量	观测变量	因子载荷
		1	2	3	4	5
休闲空间	X1			0.762
	X2			0.812
	X3			0.844
	X4			0.831
休闲时间	X5					0.748
	X6					0.781
	X7					0.802
休闲参与	Y1	0.773
	Y2	0.831
	Y3	0.658
	Y4	0.752
	Y5	0.824
	Y6	0.759
	Y7	0.789
	Y8	0.798
休闲满意度	Y9		0.684
	Y10		0.844
	Y11		0.712
	Y12		0.702
	Y13		0.838
	Y14		0.747
	Y15		0.797
主观幸福感	Y16				0.833
	Y17				0.835
	Y18				0.840

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5.2 验证性因子分析

研究中通过验证性因子分析对结构方程中的测量模型进行验证,主要目的在于检验实际的测量数据与理论架构的适配度。在进行验证性因子分析时,需要对模型的拟合情况进行评价（表4）。根据模型拟合参数的结果,初始模型的IFI、TLI、CFI等指标均达到0.9以上的参考标准,但CMIN/DF为3.369,大于3,RMSEA为0.071,大于0.05,因此有必要对模型做进一步修正,使模型达到更佳的适配度。修正指数（modification indices,MI）是模型修正的重要参考指标,当修正指数较大时,应考虑对相应变量进行修正。根据验证性因子分析结果,初始模型中观测变量Y₆和Y₇以及Y₁₀和Y₁₃之间的修正指数较高,可通过建立变量之间的关联进行修正。表4中显示,二次修正后的CMIN/DF为1.337,小于3,GFI、AGFI、NFI、TLI、IFI、CFI均达到0.9以上的标准,RMSEA小于0.05,这些拟合指标均符合SEM的一般标准,表示假设模型与观察数据的适配度良好,模型可以被接受。
Tab. 4
表4
表4验证性因子模型拟合度
Tab. 4The model fit summary of confirmation factor analysis

拟合指标	X2/DF	GFI	AGFI	NFI	TLI	IFI	CFI	RMSEA
参考标准	< 3	> 0.9	> 0.9	> 0.9	> 0.9	> 0.9	> 0.9	< 0.05
初始模型拟合	3.369	0.870	0.840	0.888	0.908	0.919	0.918	0.071
初次修正模型	2.362	0.903	0.880	0.922	0.947	0.954	0.953	0.054
二次修正模型	1.337	0.946	0.933	0.956	0.987	0.989	0.988	0.027

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表5汇总了修正后的验证性因子分析结果,包括标准化及非标准化参数估计值、标准误、显著性、组合信度（Composite Reliability,CR）以及平均方差抽取量（Average Variance Extracted,AVE）。除了题项Y₃、Y₆的标准化因子载荷均小于0.7,其余各题标准化因子载荷均达到0.7,残差均显著为正。五个潜变量休闲时间、休闲空间、休闲参与、休闲满意度、主观幸福感的组合信度均大于0.7,平均方差抽取量均大于0.5,达到收敛效度的标准,表明题项对变量的解释性较好,模型内在质量佳。
Tab. 5
表5
表5修正后验证性因子分析结果
Tab. 5The results of confirmatory factor analysis

潜变量	观测变量	非标准化参数估计值	标准误S.E.	C.R.（t-value)	P	标准化参数估计值	CR	AVE
休闲空间	X1	1				0.737	0.882	0.652
	X2	1.152	0.068	16.856	***	0.797
	X3	1.375	0.076	18.138	***	0.862
	X4	1.251	0.071	17.502	***	0.828
休闲时间	X5	1				0.735	0.808	0.583
	X6	1.097	0.076	14.469	***	0.757
	X7	1.154	0.078	14.889	***	0.797
休闲参与	Y1	1				0.764	0.916	0.578
	Y2	1.073	0.056	19.193	***	0.834
	Y3	0.851	0.059	14.325	***	0.647
	Y4	0.983	0.060	16.510	***	0.733
	Y5	1.161	0.060	19.438	***	0.844
	Y6	1.034	0.069	15.044	***	0.677
	Y7	1.015	0.063	16.210	***	0.722
	Y8	1.110	0.058	19.138	***	0.832
休闲满意度	Y9	1				0.737	0.910	0.591
	Y10	1.133	0.070	16.082	***	0.749
	Y11	1.072	0.067	15.989	***	0.744
	Y12	1.292	0.081	15.975	***	0.744
	Y13	1.144	0.071	16.173	***	0.753
	Y14	1.354	0.077	17.561	***	0.813
	Y15	1.403	0.078	18.073	***	0.836
主观幸福感	Y16	1				0.849	0.906	0.763
	Y17	1.055	0.043	24.368	***	0.896
	Y18	0.991	0.042	23.680	***	0.874

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结合访谈资料,研究对验证性因子分析结果进行了解释。在休闲参与上,观测变量“运动休闲（Y₂）”、“娱乐休闲（Y₅）”以及“旅游休闲（Y₈）”的标准化参数估计值较大,均大于0.8（表5）,表明这三个观测变量在居民的休闲参与中更为重要。在访谈中,受访者也指出,“运动是一种很好的休闲方式,一个人也可以（运动）,跑跑步心情都会很舒畅,还有益于身体健康”（F07,46岁）;“我喜欢看电影,周末没什么事情就看看电影、逛逛街,这是最好的休闲了”（F04,29岁）;“旅游是最休闲的,（旅游是）在外地嘛,可以什么都不去想,一年总要出去旅游一次吧”（M08,48岁）。此外,休闲参与的两个观测变量“文化休闲（Y₆）”和“兴趣爱好（Y₇）”之间的修正指数较高,表明二者之间存在较大的相关性,这意味着居民往往会因其兴趣爱好而进行文化休闲活动。访谈中也有类似发现,如有受访者表示,“会经常去看画展,主要是因为自己喜欢绘画”（F12,34岁）。
在休闲时间上,观测变量“时间压力（X₇）”的标准化参数估计值最高,“时间集中度（X₆）”次之,表明时间压力和时间集中度的重要性。受访者表示,“只有周末才有整块的时间出去玩,有时候工作太累,连周末都懒得出去玩”（M05,40多岁）;“很想找时间跟朋友爬爬山,但总觉得还有工作要做,爬个山也要一整天的时间”（M11,28岁）。这从侧面印证了城市居民在休闲时间上的匮乏以及快节奏城市生活所形成的紧张感。在休闲空间上,“休闲设施（X₃）”和“休闲氛围（X₄）”较为重要。广州市休闲氛围比较浓厚,这会促进居民的休闲参与,有受访者指出,“广州的休闲氛围很好,珠江边上很多人散步、跑步、玩滑板,我也会受他们的影响（而进行休闲活动）”（M11,28岁）。
在休闲满意度上,多数受访者认为从事休闲活动能够使自己身心愉悦,暂时性地“忘记工作和生活中的烦心事”,并有助于“建立自己的社交圈”。此外,休闲满意度的两个观测变量“心理需求（Y₁₀）”和“放松需求（Y₁₃）”之间的修正指数较高,表明二者之间存在某种程度的关联,这意味着居民在休闲活动中获得的心理满足主要来自于身心的放松。主观幸福感三个观测变量的标准化参数估计值均较高,说明生活满意度、正面情绪和负面情绪均在主观幸福感中发挥着重要作用,其中正面情绪最为重要。在访谈中,多数受访者也会将幸福与快乐、感动等正向情绪相联系,如有受访者认为“生活中有很多事情都会让我感动,觉得自己还是很幸福的”（F07,22岁）。

5.3 “休闲-幸福感”理论模型检验

在验证性因子分析的基础上,本研究采用极大似然估计法对结构模型进行参数估计,以检验“休闲-幸福感”理论模型中各个潜变量之间的假设是否合理。初始模型的标准化路径系数如表6所示。从表6中可以看出,理论模型假定的大部分潜变量之间的因果关系均得到了验证,只有“休闲空间→主观幸福感”这一路径系数不显著,表明休闲空间对主观幸福感并不存在直接的正向影响。在此基础上,对初始模型进行修正。模型的修正主要包括两个方面：一是参考修正指数进行调整,根据验证性因子分析结果,可对Y₆和Y₇以及Y₁₀和Y₁₃进行修正;二是删除不显著路径,根据初始模型结果,可将“休闲空间→主观幸福感”这一路径删除。修正后的结构方程模型模型拟合度为1.333,GFI、AGFI、NFI、TLI、IFI和CFI均达到0.9以上的标准,RMSEA为0.026,拟合程度优于初始模型,各路径之间的显著性亦有所增加,模型已达到理想状态。修正后的“休闲-幸福感”结构方程模型如图3所示。
Tab. 6
表6
表6结构方程模型标准化路径系数
Tab. 6The standardized path coefficients in structural equation model

路径关系	标准化估计值	非标准化估计值	C.R.（t-value)	P	显著性
休闲空间→休闲参与	0.164	0.184	2.707	0.007	显著
休闲时间→休闲参与	0.261	0.286	4.050	***	显著
休闲空间→休闲满意度	0.233	0.205	4.131	***	显著
休闲参与→休闲满意度	0.239	0.188	4.936	***	显著
休闲时间→休闲满意度	0.270	0.232	4.427	***	显著
休闲参与→主观幸福感	0.191	0.238	3.997	***	显著
休闲时间→主观幸福感	0.173	0.237	2.873	0.004	显著
休闲空间→主观幸福感	0.022	0.031	0.401	0.689	不显著
休闲满意度→主观幸福感	0.385	0.613	6.851	***	显著

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图3修正后结构方程模型（标准化参数估计）
-->Fig. 3The results of structural equation model （standardized estimates）
-->

进一步地,研究结合质性资料与结构模型的路径分析结果对“休闲-幸福感”理论模型进行解释。路径分析结果表明,休闲时间、休闲空间和休闲参与都会对休闲满意度产生显著的正向影响,标准化路径系数分别为0.318、0.240和0.234。休闲时间和休闲空间之间存在共变关系,表明城市居民的休闲行为在时空上具有一定相关性。同时,作为外生变量,二者均会对休闲参与产生显著的正向影响,标准化路径系数分别为0.253和0.171,表明相比较于休闲空间,休闲时间对城市居民休闲参与的影响更大。这与访谈中获得的资料基本一致。由于广州市的公共休闲空间和商业休闲空间都较为丰富,受访者大多认为广州市的休闲空间能够满足其日常休闲需求,“广州可以休闲的地方有很多,公园、江边的环境都很好,商场也很多”（F15,57岁）。但多数受访者,尤其是上班族,会认为能够用于休闲的时间很少,“平时很想在户外活动活动,但下班回家之后就只想休息,周末可以短途旅行,但也很少成行,家人和朋友的时间都很难凑到一起”（M02,40岁左右）。可见,休闲时间的不足或不集中会在很大程度上限制居民的休闲参与。而老年受访者则认为,时间不再是休闲的限制,但其可选择的休闲方式却十分有限,“我们每天都有时间出来散散步,也干不了别的什么了,身体（是一方面）,不像年轻人那么爱玩了”（F16,67岁）。
路径分析结果同时显示,主观幸福感会受到休闲时间、休闲参与以及休闲满意度的显著影响。其中,休闲满意度对主观幸福感的影响最大,标准化的路径系数为0.394,表明休闲满意度的提升将在很大程度上促进城市居民的主观幸福感。休闲参与和休闲时间均会对主观幸福感产生显著的正向影响,城市居民更多地参与休闲活动、有更多更集中的闲暇时间都有助于主观幸福感的提升。访谈中也印证了这一结论,有受访者指出,“休闲的时候不用工作,可以做自己想做的事情,身心都会很愉悦,当然会觉得幸福”（M09,39岁）;亦有受访者将拥有闲暇时间等同于幸福,认为“休闲就是有钱又有闲,能够休闲本身就是一种幸福”（F03,52岁）。而休闲空间对主观幸福感的影响并不显著,这表明休闲空间无法直接影响主观幸福感,但会通过休闲参与和休闲满意度这两个作用机制对主观幸福感产生影响。

6 结论与讨论

6.1 研究结论

本文通过构建包含休闲时间与休闲空间的“休闲-幸福感”理论模型,分析了休闲时间、休闲空间、休闲参与以及休闲满意度对城市居民主观幸福感的影响,并以广州市为例,运用结构方程模型对广州城市居民休闲与幸福感之间的关系进行了检验。结果表明,休闲参与和休闲满意度都会对主观幸福感产生显著的正向影响,这验证了休闲与幸福感研究中的活动理论和需要理论^[30]。具体来讲,个体休闲参与的频率越高、程度越深,其主观幸福感越强;个体在休闲活动中的满意度越高,其感知到的主观幸福感越强。相比较于休闲参与,休闲满意度对主观幸福感的影响更大,其路径系数为0.394,这与Kuykendall等的研究^[39]相一致。除直接影响外,休闲参与还会通过休闲满意度影响主观幸福感,表明休闲满意度在休闲参与和主观幸福感之间发挥着中介作用。
本研究构建的理论模型从时间和空间的视角拓展了既有研究。实证研究结果显示：休闲时间和休闲空间均会对休闲参与产生直接影响,这验证了本研究的假设,即休闲时间和休闲空间外生于休闲参与,并会对休闲参与产生正向的促进作用;休闲时间亦会对休闲满意度和主观幸福感产生显著的正向影响,更充裕、更集中的休闲时间以及更少的时间压力都将显著提升休闲满意度并促进主观幸福感;休闲空间同样会对休闲满意度产生显著的正向影响,即休闲场所、设施、环境和氛围等要素在休闲活动中发挥了重要作用;但休闲空间并不能直接影响主观幸福感,而是通过休闲参与和休闲满意度这两个中介变量间接地影响主观幸福感。根据本文的研究结果,休闲时间、休闲空间、休闲参与、休闲满意度和主观幸福感之间的关系并非单向的线性关系,而是多层次交织的复杂关系,其中,休闲参与和休闲满意度是建立休闲与幸福感内在联系的重要中介机制。

6.2 讨论

城市居民的休闲参与和休闲满意度直接影响着主观幸福感,可见,休闲已成为新时代美好生活的重要组成部分。本研究从时间和空间两个维度探讨了休闲与幸福感之间的内在联系。在时间维度上,自由时间是休闲活动的基本前提,也是影响城市居民主观幸福感的重要因素。但目前中国城市居民大多面临着较大的工作与生活压力,“赶时间”成为常态,休闲时间在数量和质量上都不容乐观。休闲关乎自由,提升居民的休闲质量不仅要增加居民的休闲时间,更要营造一种工作之外的休闲文化,将休闲理念融入日常生活,使休闲成为一种生活方式。在空间维度上,城市休闲空间不仅是休闲的场所,也是居民感知地方文化的重要载体,并建立了居民与地方的情感联系。城市的休闲特征将极大地影响居民的休闲行为,而城市休闲空间中所蕴涵的地方性也会促进居民对城市的认同。地方是人类生活行为的空间载体,能给予个人或集体以安全感和身份感 ^[46]。因此,城市应结合自身的地方文化与休闲特质,塑造具有地方感的城市休闲空间,以增强城市居民的休闲参与及其对地方的认同。
本文构建的“休闲-幸福感”理论模型拓展了休闲与幸福感研究中的时间与空间视角,具有一定的理论和实践意义,但这一理论模型在适用性上仍有待检验。研究中以广州市为例对理论模型进行了实证检验,广州市公共游憩空间较多、休闲氛围浓厚,但多数居民工作压力较大。因此,相比较于休闲空间,休闲时间对主观幸福感的影响更大。这一研究发现能否外推至其他城市?类似地,本文的“休闲-幸福感”理论模型是否适用于乡村居民,乡村居民的休闲行为和主观幸福感与城市居民有何异同?这些问题仍有待探索。此外,城市居民的休闲行为与个体的年龄、收入等因素密切相关,后续研究可在此基础上根据人口统计学特征对不同群体的休闲行为进行分析与验证。
The authors have declared that no competing interests exist.

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参考文献文献选项 原文顺序
文献年度倒序
文中引用次数倒序
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[33]	龙江智, 王苏. 深度休闲与主观幸福感——基于中国老年群体的本土化研究 . 旅游学刊, 2013, 28(2): 77-85.https://doi.org/10.3969/j.issn.1002-5006.2013.02.008Magsci [本文引用: 1]摘要 <p>中国正步入一个前所未有的休闲时代，休闲在民众的生活中占据着越来越重要的位置，已经成为人们的一种生活方式或生活品质。文章以具有深度休闲行为的老年群体为研究对象，通过深度访谈收集质性资料，运用扎根理论，通过开放性译码、主轴译码和选择性译码3个严谨的分析步骤，探究了深度休闲行为对老年群体主观幸福感的影响机制。研究主要结论是：（1）深度休闲对我国老年群体的主观幸福感具有重要影响；（2）深度休闲通过充实感、归属感、成就感、身体健康、心理健康和人际互动等机制，来提升老年群体的主观幸福感。</p> [Long Jiangzhi, Wang Su.Serious leisure and happy life: a localization study based on Chinese senior group . Tourism Tribune, 2013, 28(2): 77-85.]https://doi.org/10.3969/j.issn.1002-5006.2013.02.008Magsci [本文引用: 1]摘要 <p>中国正步入一个前所未有的休闲时代，休闲在民众的生活中占据着越来越重要的位置，已经成为人们的一种生活方式或生活品质。文章以具有深度休闲行为的老年群体为研究对象，通过深度访谈收集质性资料，运用扎根理论，通过开放性译码、主轴译码和选择性译码3个严谨的分析步骤，探究了深度休闲行为对老年群体主观幸福感的影响机制。研究主要结论是：（1）深度休闲对我国老年群体的主观幸福感具有重要影响；（2）深度休闲通过充实感、归属感、成就感、身体健康、心理健康和人际互动等机制，来提升老年群体的主观幸福感。</p>
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