趙 瑩，閆鴻鈺，毛子丹

（中山大學 旅游學院，廣東 珠海 519082）

第七次全國人口普查數據顯示，中國流動人口的總數高達3.76 億，其中鄉(xiāng)城流動占比66.3%（國家統計局，2021a）。根據國家統計局發(fā)布的《2020年外地務工人員監(jiān)測調查報告》，全國外地務工人員總量為2.86 億人，其中外地務工人員為1.70 億（國家統計局，2021b）。大規(guī)模的務工人員群體在城市通常從事低端化、長時間的勞動工作，其生活質量與健康耗損廣受詬病。中國共產黨第二十次全國代表大會報告指出：“必須堅持在發(fā)展中保障和改善民生，鼓勵共同奮斗創(chuàng)造美好生活”，外地務工人員需要獲得覆蓋全民、統籌城鄉(xiāng)的社會保障，才能“不斷實現人民對美好生活的向往”（中華人民共和國中央人民政府，2022）。然而，新冠疫情所觸發(fā)的上海務工人員返鄉(xiāng)潮、鄭州富士康集體辭職等事件均表明，外地務工人員對生活水平要求已進入到提質升級的新階段（Wang et al., 2022）。因此，讓外地務工人員可以持久快樂且身心健康地參與城市生產生活，直接關乎社會高質量發(fā)展與全面建設社會主義現代化國家的目標實現。

以住房為基礎，以休閑為途徑，是新時代外地務工人員實現新型城鎮(zhèn)化的關鍵問題。住房是外地務工人員安居樂業(yè)的基礎，已有研究指出外地務工人員住房選擇具有租賃房、不穩(wěn)定、郊區(qū)化的特點（黃卓寧，2007；王洋 等，2022），在多渠道租購并舉的住房制度保障下，外地務工人員已部分改變住房條件差的刻板印象，更多發(fā)揮主觀能動性并追求更優(yōu)精神生活（劉玉亭 等，2008）。休閑行為被認為是一種積極的生活態(tài)度和方式，頻繁廣泛的休閑參與是實現生活質量提升的重要途徑（宋瑞，2006）。外地務工人員的休閑參與雖然具有部分弱勢特征（Naess, 2014；易繼紅，2015；劉炳獻 等，2017；譚磊 等，2019），但休閑態(tài)度和理念的積極變化已有所體現（Liu et al., 2020）。推動外地務工人員開展休閑行為需要從環(huán)境設施配套的空間政策入手，還是從培育休閑意識的社會政策抓起，仍是人的城鎮(zhèn)化的重要難題（林李月 等， 2022） 。

行為地理學與社會心理學從2個學科角度共同關注了自選擇效應的理論解釋。行為地理學強調環(huán)境對行為的影響作用，即建成環(huán)境會影響行為開展，如居住環(huán)境周邊的設施供給會影響居民的行為參與，具體被總結為空間與行為的互動理論（齊蘭蘭 等，2018）。而社會心理學認為態(tài)度和行為相互支持，即人是理性的，個體的態(tài)度會有意識地影響行為，具體稱為理性行為理論（Fishbein et al.,1977）。兩者并非完全割裂并對立，行為地理學的發(fā)展中一直保持與心理學的有效溝通，并努力將態(tài)度偏好和自由選擇的因素納入日常行為方式的總結（Pred, 1981）。自選擇效應指居民可根據自身喜好選擇不同社區(qū)的前提下，社區(qū)建成環(huán)境對居民行為的影響可能部分歸因于居民的態(tài)度偏好（Bohte et al.,2009; De Vos et al., 2016; Cheng et al., 2019; Guan et al., 2020），即居民在對居住地進行選擇時，會受到自身態(tài)度偏好的影響，進而表現出一定的行為特征（Litman et al., 2017）。長期以來，自選擇效應被廣泛用于探究建成環(huán)境與交通行為之間的影響關系，認識環(huán)境影響偏差，評估空間政策是否被過高估計（林堅 等，2018）。這類交通行為以工作和通勤的生計性活動占主導，個體居民自由選擇范圍較小，作為自我選擇重要起因的態(tài)度因素一直未能得到充分論證（Liu et al., 2020）。

休閑行為不同于交通行為，其充分體現選擇自由度和個人意愿性，受個體態(tài)度和偏好的影響程度較高，其自選擇效應的討論尚不充分。首先，休閑態(tài)度的研究擁有近百年的歷史，集中于3 個議題：居民對休閑的內在認知與空間環(huán)境和行為方式的關系研究（Gidlow et al., 2019）、居民休閑感知和滿意度與休閑參與的關系研究（Naess, 2014）、居民的情感偏好和動機意向研究（Ragheb et al., 1993; Stevens, 2017）。學者們通過大量研究證明了休閑態(tài)度存在個體或群體差異 ，且休閑態(tài)度會影響居民的休閑參與；同時休閑態(tài)度會受空間環(huán)境、時代發(fā)展、價值轉變等因素影響產生改變（Stead et al., 2001；趙瑩 等，2020）。其次，休閑環(huán)境同樣是休閑行為的重要因素，以綠地、公園為代表親近自然的休閑環(huán)境空間成為研究熱點。居住地周邊的綠地和公園會影響居住選擇（Sreetheran et al., 2014; Wu et al.,2022），居民的休閑態(tài)度也會影響居住選擇，進而影響居民的休閑行為。例如，喜歡公園的人會將居住地選擇在公園附近，以享受公園的優(yōu)越休閑環(huán)境（Buckley, 2020）；居民居住地選擇中對綠地的重視程度，影響綠地感知并由此帶來幸福感（Ragheb et al., 1993）。休閑行為研究對態(tài)度與環(huán)境給予同等重要的關注，但對自選擇效應的影響時序、因果關系及復雜機理未有回應。

中國城市具有獨特的社會環(huán)境和發(fā)展階段，自選擇效應的實證研究與西方城市表現出差異性。西方相關研究證明了居民對出行的態(tài)度偏好會影響居住選擇，進而影響居民的出行行為（Cao et al.,2009; Gro?e et al., 2019; Zang et al., 2019）。研究內容包括態(tài)度對建成環(huán)境和出行行為關系的影響作用、出行行為對建成環(huán)境和態(tài)度的交互影響作用、態(tài)度或建成環(huán)境對出行行為的主導影響作用3個方面（Mokhtarian et al., 2008; Lin et al., 2017; Wu et al., 2022）。中國城市自選擇相關的實證研究較少且效應不明顯（Xu et al., 2016），認為環(huán)境和態(tài)度對行為的影響作用差異不顯著（Lin et al., 2017; Wang et al., 2019），這可能歸因于中國住房制度及非自主選擇的因素。在休閑場景下，低碳可持續(xù)的步行出行和體力活動是中國城市自選擇效應的主要議題（楊文越 等，2018；李智軒 等， 2019），并且研究發(fā)現在休閑場景中，個體態(tài)度和偏好等自選擇因素會對個體行為產生重要影響，這與西方發(fā)達國家建成環(huán)境影響占主體的結論（黃曉燕 等，2020）不一致。

綜上，本文關注外地務工人員的休閑行為與生活質量問題，討論休閑態(tài)度、休閑環(huán)境對休閑行為的影響關系。立足于中國城市的本土實踐，以廣州外地務工人員為例，以自選擇效應為理論基礎，通過休閑環(huán)境與休閑態(tài)度的匹配關系分析、休閑行為結構化模型剖析，探究居民休閑態(tài)度和居住社區(qū)休閑環(huán)境對居民休閑行為的影響，挑戰(zhàn)已有研究對外地務工人員在居住選擇與休閑行為上被動接受的刻板印象（Xu et al., 2016），討論哪個因素對休閑行為有更重要的影響作用。以期為提高該群體休閑生活體驗形成健康生活方式提供科學指導。

1 研究方法與數據來源

1.1 研究設計

采用統計控制和聯合模型2種方法探索休閑情境下態(tài)度、環(huán)境和行為三者的關系（圖1）。已有研究證明建成環(huán)境和出行行為之間的關系（張延吉等，2019；楊文越 等，2020），即態(tài)度對行為、環(huán)境對行為均有主要影響（Cao et al., 2009）。在統計控制方法的部分，重點比較匹配和不匹配人群的休閑行為差異，根據居住空間休閑資源的豐富/稀缺程度、休閑態(tài)度的積極/消極程度，建立各社區(qū)內匹配人群與不匹配人群的劃分；在聯合模型方法的部分，基于休閑態(tài)度的影響作用建立態(tài)度決定模型，基于休閑環(huán)境的影響作用建立環(huán)境決定模型，基于兩者復雜因果關系建立雙向影響的非遞歸模型，探究休閑環(huán)境、休閑態(tài)度和休閑行為之間的具體影響機制。個體休閑行為的認識采用時間和空間2個維度（劉炳獻 等，2017），即通過居民的休閑時間和休閑距離2個角度對居民休閑行為進行刻畫，從時空行為角度研究居民的休閑行為。為了更好地驗證假設，社會經濟屬性被控制為外生變量。根據研究模型確定具體變量，具體描述見表1。

表1 休閑變量的定義及描述性統計Table 1 The descriptive statistics of leisure variables

圖1 休閑環(huán)境-態(tài)度-行為影響概念模型Fig.1 Leisure environment-attitude-behavior conceptual model

1.2 變量與數據采集

基于文獻調研和專家咨詢進行問卷設計，對居民社會經濟屬性、一周休閑活動日志和社區(qū)休閑設施數量進行調查。在休閑行為方面，通過居民一周平均休閑時間和平均休閑距離刻畫居民的休閑行為。通過居民一周休閑活動日志，計算居民一周平均休閑時間和平均休閑距離。在休閑態(tài)度方面，通過問卷調查量表得到居民的休閑態(tài)度，題項“≥4”表示喜歡休閑，該部分居民為喜愛休閑者；“≤3”表示不喜歡休閑，該部分居民為討厭休閑者。

以廣州市為例，廣州市是華南地區(qū)最大的城市之一，是中國代表性的移民城市之一，擁有流動人口約938萬①廣州市第七次全國人口普查公報［1］（第六號）——城鄉(xiāng)人口和流動人口情況.http://tjj.gz.gov.cn/stats_newtjyw/tjsj/tjgb/glpcgb/content/post_8540184.htm。廣州城市移民中較具代表性的外地務工人員群體及他們主要居住的城中村社區(qū)，是探索休閑情境下態(tài)度-環(huán)境-行為關系的合適場域。本文所定義的外地務工人員為：非廣州市戶口、因工作目的、到廣州生活6個月以上的群體（Huang et al.,2018；王洋 等，2022）。因此，調研的實施開展在城中村社區(qū)進行，研究對象是以低收入、農村戶口為主體的外地務工人員。

采取分層抽樣的方法進行該群體聚居社區(qū)的抽樣調查，充分體現休閑環(huán)境的空間差異性特征。一方面，根據廣州市的行政區(qū)域劃分，通過前期調查評估，在遠郊區(qū)和老城區(qū)涵蓋的4個行政區(qū)分別抽取1 個移民社區(qū)，接著在城鄉(xiāng)接合部分布的3 個新城區(qū)各抽取2個，保證10個社區(qū)基本覆蓋廣州市全部區(qū)域。另一方面，通過社區(qū)休閑設施數量刻畫休閑環(huán)境。根據百度地圖社區(qū)行政區(qū)劃范圍，利用POI數據，基于社區(qū)生活圈設施分布有效閾值研究（羅雪瑤 等，2022），使用休閑設施數量表征社區(qū)休閑環(huán)境優(yōu)劣，以實現休閑資源豐富與稀少的全覆蓋。社區(qū)休閑設施通常包括公共休閑和商業(yè)休閑2類，10個社區(qū)在公共休閑設施的差異不大，但商業(yè)休閑設施的差異明顯（圖2）。新城區(qū)具有較高的商業(yè)活力，以健身房、室內娛樂、室內消費為代表的設施數量眾多，天河區(qū)員村、天河區(qū)石牌村和番禺區(qū)大山村分別位于珠江河畔、天河區(qū)中部和大石中心區(qū)，社區(qū)內生活設施齊全，社區(qū)周邊含大型綜合市場、百貨商場、休閑廣場等多樣化休閑設施，其休閑娛樂場所POI 數量＞100 個，被劃定為休閑資源豐富型社區(qū)。遠郊區(qū)的公共和商業(yè)休閑設施均相對欠缺，海珠區(qū)上涌村、荔灣區(qū)坑口村社區(qū)內嚴重缺乏社區(qū)綠地、健身設施等，番禺區(qū)貝崗村周邊為廣州高校、社區(qū)內部休閑用地匱乏，黃埔區(qū)夏園村周邊大多為工業(yè)用地及工廠、無大型商用休閑設施，其休閑娛樂場所POI數量＜50個，被劃定為休閑資源稀少型社區(qū)。其余越秀區(qū)王圣堂社區(qū)、白云區(qū)棠下村、海珠區(qū)下渡村多位于老城，被劃定為休閑資源中等型社區(qū)（表2）。

表2 社區(qū)休閑資源數量Table 2 Statistics of community leisure resources 個

圖2 調研地點分布Fig.2 Distribution of the research sites

第一階段采用街頭攔截和入戶調查相結合的方式開展問卷調查，保證每個城中村調查100人以上的初步有效樣本。問卷調查于2017 年12 月—2018年1月，共收集問卷1 008份，刪除未填寫一周活動日志、核心數據空缺和數據填寫有誤的問卷后，得到999份樣本進行統計分析。調查樣本中，男性略多于女性，以26～45歲的中年人為主，收入普遍較低，受教育程度不高，職業(yè)以個體戶、工人和服務業(yè)為主，95%居民租住，極少部分居民住在自有房（表3）。樣本概況體現廣州城中村城市外地務工人員的基本特征（朱竑 等，2016）。

表3 廣州外地務工人員樣本概況Table 3 Descriptive information of migrant workers in Guangzhou

為了驗證初步結果，研究團隊于2022年9月前往休閑資源豐富的石牌村和休閑資源稀少的夏園村開展第二階段調查。對23位社區(qū)租客的休閑生活進行訪談（表4），通過重新采樣和補充信息進行的三角驗證，進一步確保結果和結論的準確性。

表4 受訪者基本信息Table 4 Basic information of interviewees

1.3 研究方法

首先，通過描述性統計分析，初步探究居民在居住空間與休閑態(tài)度相匹配或不匹配情況下的行為表現差異；隨后，運用結構方程模型（SEM），探究建成環(huán)境、態(tài)度和出行行為的復雜關系（Buckley, 2020; Wu et al., 2022）。本文構建的結構方程模型僅含觀測變量，無潛變量，結構方程模型的方程為：

式中：Y代表的是NY× 1內生變量向量；X代表的是NX× 1外生變量向量；β是內生變量對其他內生變量的NY×NX直接影響系數矩陣；Γ是外生變量對內生變量的NY×NX直接影響系數矩陣；ζ是NY× 1的誤差向量。

根據模型假設，將休閑時間（LT）、休閑距離（LD）、休閑環(huán)境（LE）和休閑態(tài)度（LA）設定為內生變量，居民社會經濟屬性設定為外生變量，并將其視作連續(xù)變量直接放入結構方程模型（楊文越等，2018）。模型使用Amos 26.0進行估計，采用極大似然估計法，并利用Amos 所提供的修正指標（MI）進行模型修正，分別對態(tài)度決定模型、環(huán)境決定模型和雙向影響的非遞歸模型進行估計。

以往有關態(tài)度偏好與建成環(huán)境的研究證明態(tài)度與環(huán)境之間可能存在相互影響關系（Liu et al.,2020），這會導致本研究中的休閑環(huán)境與休閑態(tài)度之間存在同時性偏差這一內生性問題（Wu et al.,2022）。因此，本文認為休閑態(tài)度和休閑環(huán)境之間可能存在非遞歸關系，并建立雙向影響的非遞歸模型進一步探究二者對休閑行為的影響。

2 結果分析

2.1 基于匹配性的休閑行為分析

基于單因素方差分析，居民休閑行為在不同休閑環(huán)境下存在顯著性的差異（表5）。首先，資源豐富型社區(qū)居民表現出休閑時間最長、休閑距離中等和休閑態(tài)度偏積極的特征。資源豐富型社區(qū)居民平均休閑時間最多（2.3 h），休閑時間＜1 h 的占比0.99%，在一定程度上，休閑資源豐富型社區(qū)會更多地促進居民參與更多的休閑（譚磊 等，2019），“小區(qū)附近有豐富的休閑資源，所以喜歡參加休閑活動”（S08）。資源豐富型社區(qū)居民的休閑距離排第二（1.62 km），處于中等水平，說明優(yōu)越的社區(qū)休閑環(huán)境促使居民更多地利用社區(qū)內部及周邊的休閑資源進行休閑活動，如石牌村的居民提到“下班就在這里（石牌村幼兒園附近空地）玩一下，然后別的地方也不會去”（S01）。資源豐富型社區(qū)有86.84%的居民喜歡休閑，遠超過全部社區(qū)居民，說明休閑資源越豐富，休閑環(huán)境建設越優(yōu)越的社區(qū)居民對休閑的態(tài)度越積極，喜愛休閑的居民越多。

表5 不同休閑環(huán)境的休閑時間、休閑距離和休閑態(tài)度差異Table 5 Differences in leisure time, leisure distance and leisure attitude in different leisure environments

其次，休閑資源中等型社區(qū)表現出休閑時間最短、休閑距離最近的特征。休閑資源中等型社區(qū)居民休閑時間（2.11 h）比休閑資源稀少型（2.15 h）更少，居民休閑時間在1 h以下的均超過4%。在休閑態(tài)度上，中等型社區(qū)休閑愛好者（79.39%）比例低于豐富型社區(qū)（86.84%）、高于稀少型社區(qū)（69.92%），處于中間水平。

最后，休閑資源稀少型社區(qū)的休閑距離最長且休閑態(tài)度最消極。針對遠距離的休閑活動（平均休閑距離“≥5 km”），資源稀少型社區(qū)居民比例最多（6.27%），約是資源豐富型社區(qū)（3.62%）和中等型社區(qū)（3.04%）的2倍。由于社區(qū)周邊休閑環(huán)境建設較差，休閑空間少，居民會更多前往距離較遠但休閑資源更多的地區(qū)進行休閑（Ettema et al., 2012）。正如S22提到雖然社區(qū)內部休閑資源較少，但自己“可以到比較遠的地方爬山之類”；S17 提到“這邊的商場比較小嘛，那邊的（黃埔萬達）比較大，就會那邊逛”。遠距離休閑可能會因為通勤出行等問題降低居民休閑的積極性，進而對居民休閑時間、休閑態(tài)度產生消極影響（王新越 等，2019）。休閑資源稀少型社區(qū)居民有高達30.08%的居民是休閑討厭者，如S23認為：“（社區(qū)內較少的休閑資源）整體感覺會影響（休閑活動的）積極性”。

進一步基于休閑環(huán)境與休閑態(tài)度的匹配關系，將居民群體劃分為一致型和錯位型2種（圖3）。可以看出，一致型和錯位型居民的休閑行為具有差異。一致型居民平均休閑時間更長，居民普遍在社區(qū)“≤1 km”范圍內進行休閑，其中休閑資源稀少型社區(qū)的不同類型居民的休閑時間未表現出明顯差異。這說明居住在休閑資源豐富型社區(qū)的居民，休閑態(tài)度對休閑時間的影響更顯著，而居住在休閑資源稀少型社區(qū)的居民，休閑環(huán)境對休閑時間的影響更顯著。S04 是居住于休閑資源豐富型社區(qū)的休閑喜愛者，她表示：“小區(qū)里面附近周邊的商場都會去逛……也會經常到比較遠的商場和朋友一起逛街”。反觀錯位型居民，約60%每天平均休閑時間“≤2 h”，休閑距離未表現出顯著差異。如居住于石牌村的S07“一般不怎么喜歡出去玩，朋友約才去。都是到比較遠的地方，這（社區(qū)）附近對我沒什么影響”；S06是居住于休閑資源豐富型社區(qū)的休閑討厭者，表示自己雖然“不喜歡到外面逛”，但“自己住的房間里面空間很小，空氣什么的也不是很好……因為（家附近）有這樣一塊空地可以乘涼，就會經常到這邊來玩”，這體現環(huán)境對“錯位型”居民休閑行為的影響。總體而言，居住同一社區(qū)的不同類型居民的休閑距離有相似性，這說明休閑環(huán)境可能對休閑距離存在直接影響。

圖3 居住于不同類型社區(qū)的休閑愛好者和休閑討厭者的休閑時間（a）和休閑距離（b）分布Fig.3 Leisure time(a) and Leisure distances(b) for leisure lovers and leisure haters living in different neighborhoods

2.2 基于結構方程模型的休閑環(huán)境、態(tài)度與行為關系研究

進一步探究休閑環(huán)境、態(tài)度和休閑行為的影響機制，運用結構方程模型，基于自選擇理論，分別對態(tài)度決定模型、環(huán)境決定模型和雙向影響模型進行估計，3 個模型統計檢驗結果相同，χ2/df為2.035（＜0.3），RMSEA為0.33（＜0.05），CFI 為0.998（＞0.9），模型擬合效果好， 能較好地擬合樣本數據（圖4）。

圖4 自選擇模型、環(huán)境決定模型和雙向影響模型影響路徑Fig.4 Self-selection model, environmental determination and two-way influence models

2.2.1 態(tài)度決定模型 休閑環(huán)境對休閑行為仍有顯著的影響（表6），表現為休閑環(huán)境對居民平均休閑時間有正向的直接效應，在顯著性水平為1%的標準化路徑系數為0.072，說明社區(qū)休閑資源越豐富，居民會花更多的時間參與休閑。“因為他這邊（社區(qū)公園）給人一種寬敞，很明亮的感覺，會讓我更多的出來散心?！保⊿09）休閑態(tài)度同樣對休閑行為有顯著總效應正向影響，表現為對休閑時間和休閑距離的負向直接效應（-5.434，-2.91），以及通過影響休閑環(huán)境，進而轉化為對休閑時間和休閑距離的正向間接效應（5.551，2.914）。這說明居民的對休閑的偏好并不會直接促進居民參與休閑活動，而是通過休閑環(huán)境的中介調節(jié)促使居民參與更多休閑活動。正如S12本身是喜歡休閑的人，在定居后發(fā)現小區(qū)內有社區(qū)公園，就會“沒事就出來走走”，并且“也不會到其他地方，就在這個地方（社區(qū)公園）逛逛。”而S13 則表示由于自己“喜歡打乒乓球……沒有這個地方（社區(qū)體育館）也會去其他地方打”，這也反映休閑態(tài)度對休閑行為的積極影響。休閑態(tài)度對休閑環(huán)境存在顯著正向影響，與假設一致，即居民的休閑行為存在自選擇效應（Buckley, 2020）。

表6 內生變量對內生變量之間的標準化總效應、直接效應和間接效應Table 6 Standardized total, direct, and indirect effects between endogenous variables on endogenous variables

2.2.2 環(huán)境決定模型 社區(qū)休閑環(huán)境是居民休閑態(tài)度偏好的重要影響因素，在1%的顯著性水平下具有0.111 的正向促進作用（見表6），證實了“環(huán)境決定模型”的成立，說明社區(qū)休閑環(huán)境越好，居民對休閑活動的態(tài)度越積極，這與Lin 等（2017）等的研究一致，二階段訪談的結果也證實以上發(fā)現。以S08 和S11 為例：“小區(qū)附近有豐富的休閑資源，所以更喜歡參加休閑活動”（S08），體現環(huán)境對態(tài)度的積極作用；“（以前住的社區(qū)）那邊有海嘛，然后空間大，可以玩的非常多，這邊（現在住的社區(qū)）玩的地方很少，沒有以前多，就不太愛出去玩了”（S11），體現環(huán)境與態(tài)度的正相關關系。在環(huán)境決定模型中，休閑環(huán)境對休閑行為中的休閑距離具有負向的總效應（-0.032），表明休閑環(huán)境對休閑距離的負向直接影響（-0.108）大于休閑態(tài)度在其中產生的間接調節(jié)作用（0.076）。這與前文結果一致，即優(yōu)越的休閑環(huán)境會吸引居民在社區(qū)內部進行休閑活動。“對就在這里（石牌村幼兒園）……珠江公園那邊都太遠了，不愿意去，這個地方剛好可以在一起聊天”（S02）。與此同時，休閑態(tài)度與休閑時間正相關（直接效應），這在態(tài)度決定模型中表現為負相關，說明社區(qū)休閑環(huán)境會顯著影響居民休閑態(tài)度偏好，進而花費更多的時間參與休閑。

2.2.3 雙向影響模型 上述結果證明態(tài)度決定模型和環(huán)境決定模型均成立，因此休閑態(tài)度與休閑環(huán)境之間存在非遞關系，雙向影響模型有效。模型的計算結果（見表5）證明休閑態(tài)度與休閑環(huán)境之間存在相互依賴的、相互影響的關系，這與Lin 等（2017）的研究相似。一方面，休閑態(tài)度顯著影響休閑環(huán)境：喜歡休閑的人更可能居住在休閑環(huán)境優(yōu)越的社區(qū)（直接效應），正如休閑喜愛者S03提到在租房時“考慮過離周邊的商場很近然后而且外面也有很多大型的商場”，但此類人群也會受到其他因素的影響（間接效應），如交通因素（譚磊 等，2019），而無法選擇居住在符合自己偏好的社區(qū)，“最主要還是離公司近”（S03）。另一方面，休閑環(huán)境也對休閑態(tài)度有顯著正向影響，并且這種影響不受其他因素干擾。這充分說明社區(qū)良好的休閑環(huán)境會培養(yǎng)更多的休閑愛好者，促進居民更加熱愛休閑活動。在對休閑行為的影響方面，休閑態(tài)度對休閑時間的正向影響減弱，且對休閑距離的影響由正向轉變?yōu)樨撓蛴绊憽Ｐ蓍e環(huán)境對休閑行為的影響與環(huán)境決定模型一致，表現為僅與休閑距離負相關，說明社區(qū)休閑資源越豐富，對居民休閑時間無影響，但會使得居民休閑距離變短。

休閑行為的態(tài)度決定模型和環(huán)境決定模型均具有統計學意義。具體而言，休閑態(tài)度與休閑環(huán)境呈顯著正相關，并通過休閑環(huán)境的中介影響居民休閑行為；社區(qū)休閑環(huán)境對居民休閑態(tài)度有顯著正向影響，且豐富的休閑資源吸引居民開展近距離的社區(qū)內休閑。同時，考慮休閑環(huán)境與休閑態(tài)度偏好相互影響的非遞歸模型也成立，回應了已有研究（Lin et al., 2017）。進一步地，社區(qū)休閑環(huán)境與居民休閑態(tài)度偏好之間存在直接正向相互影響，即休閑資源越豐富的社區(qū)會更好地培養(yǎng)休閑愛好者，同時喜歡休閑的人在選擇居住地時，更偏向居住在休閑環(huán)境優(yōu)越的社區(qū)。

2.2.4 社會經濟屬性影響 關于居民社會經濟屬性外生變量對內生變量的影響，3 個模型具有相似的影響結果（表7）。性別上，男性和女性在休閑時間上不存在差異，但女性休閑距離較男性更遠，這可能是因為女性在生活中會更多外出參與社交活動與購物活動（許曉霞 等，2012），例如S04 和S17 兩位女性都提到：“平時出去逛也是約朋友一起，很多時候也是比較遠的商場”（S04），“那邊的（市區(qū)商場）比較大，就會那邊逛”（S17）。年齡對居民休閑行為無顯著影響，但年輕人比老年人更喜歡休閑，回應了兩代外地務工人員休閑行為理念與實踐的差異（Tang et al., 2020），新生代外地務工人員具有更頻繁且豐富的休閑行為，城市空間利用也更為充分。家庭月收入對居民休閑時間和休閑距離產生顯著負向影響，同時對休閑環(huán)境產生顯著正向影響。關于這個現象合理的解釋是，收入越高的家庭在居住選擇上具有較高的自我選擇能力，可以選擇居住在休閑環(huán)境更優(yōu)越的社區(qū)，但其較長的工作時間會導致用于休閑的時間被壓縮，進而導致休閑時間減少和休閑距離縮短（宋瑞，2006）。學歷上，學歷越高的居民更注重休閑生活，花費更多的時間和前往更遠的地方參與更多的休閑活動，表明教育水平提高促進外地務工人員休閑行為的開展，由此獲得恢復力和工作效率（李萍，2017）。除此以外，家庭月收入在雙向影響模型中表現為對休閑態(tài)度的負向影響（-3.7），學歷在環(huán)境決定模型中表現為對休閑環(huán)境的負向影響（-0.067），而在其他模型下沒有顯著相關性。這反映當同時考慮態(tài)度和環(huán)境2種因素時，家庭月收入會顯著影響居民的休閑態(tài)度，高收入家庭會更關注自己的休閑生活方式；而學歷越高的居民對居住地休閑環(huán)境的要求更高，導致其受休閑環(huán)境的影響更為敏感。

表7 外生變量對內生變量的標準化直接效應Table 7 Standardized direct effects of exogenous variables on endogenous variables

3 結論與討論

本文將自選擇理論引入休閑行為研究，通過休閑態(tài)度與休閑環(huán)境匹配性的分類對比及考慮自選擇的休閑行為決策模型，探究了休閑環(huán)境、休閑態(tài)度和休閑行為的影響路徑，研究發(fā)現：1）休閑行為的態(tài)度決定模型和環(huán)境決定模型均成立，休閑態(tài)度與休閑環(huán)境存在雙向影響關系。2）休閑行為的時間維度（休閑時間）和空間維度（休閑距離）存在差異性的影響機制。休閑態(tài)度對休閑時間的影響最為直接，而休閑環(huán)境對休閑距離的影響存在復雜的作用機制，如休閑資源豐富和休閑資源中等型的社區(qū)居民可能強化的是社區(qū)內休閑參與，中等型社區(qū)內休閑比例最高；休閑稀缺型社區(qū)居民會更多參與社區(qū)外休閑，休閑距離最長。3）社會人口經濟屬性對休閑行為、休閑態(tài)度和休閑環(huán)境之間存在不同程度的影響，學歷和收入對休閑行為有促進作用，而年齡對休閑行為有限制作用。

本文選擇休閑場景，更好地推動了自選擇效應與理性行為理論的結合，充分考慮了態(tài)度在環(huán)境對行為影響機制發(fā)揮的作用（Liu et al., 2013; Wu et al., 2022）。已有的自選擇效應研究重點討論了居住環(huán)境、態(tài)度偏好與交通出行的關系（Wu et al.,2022），交通行為具有功能主義且追求效率的特點，居民自主選擇范圍和能力有限。而休閑行為的主體決策能力更強，其對態(tài)度的依賴與體現更為直接。理性行為理論發(fā)展于社會心理學，認為態(tài)度和行為互相支持，休閑態(tài)度由經驗而建立、具有持久穩(wěn)定性，能更直接影響休閑行為（戴維·邁爾斯，2020），建立起理論對話的橋梁。本文對外地務工人員休閑行為的實證表明，休閑環(huán)境的影響固然重要，休閑態(tài)度與理念的培育也同樣具有意義。

外地務工人員休閑主題的研究為新型城鎮(zhèn)化建設提供啟示。隨著城鎮(zhèn)化和現代化的深入，休閑已成為一種大眾化的社會需求，工作時間與休閑時間已成為社會實踐的必備部分。休閑可視為對工作的一種補償，幫助恢復工作消耗的體力與精力（艾澤歐-阿荷拉，2010）。中國快速城鎮(zhèn)化中，外地務工人員對城市建設和發(fā)展做出了積極貢獻，但有研究指出外地務工人員在城市留下了青春與健康（陸銘，2016），而未能獲得城市居民相等同的優(yōu)質生活。本文表明，休閑自選擇效應可以通過改善社區(qū)休閑環(huán)境，來提高居民的休閑參與度和生活幸福感，進而有助于緩解外地務工人員的身心壓力，以保持身心健康和維持生活質量。鼓勵和保障外地務工人員的休閑行為是中國城市社會的重要問題，也是新型城鎮(zhèn)化的關鍵所在。

圍繞外地務工群體認識的多元化趨勢正在形成。隨著新型城鎮(zhèn)化的深入，這一群體并非是外界習慣認為的形象，他們的日常生活是多元化的，并非完全被動的接受，而是發(fā)揮著自身主觀能動性不斷地適應和改變城市生活。休閑態(tài)度上，新生代為代表的休閑愛好者會更加主動的選擇居住空間，通過參與休閑活動積累城市的社會資本和文化資本（Stalker, 2011; Liu et al., 2013）。休閑行為可能成為流動人口實現異地安置的空間粘合劑，促進人的城鎮(zhèn)化的完善過程。在居住選擇上，應當打破住房無法自我選擇的刻板印象。在中國租購并舉和租購并權的住房保障體系下，外地務工人員在租房尋求過程中將越來越多的發(fā)揮主動權。本文并不否認其在低租金方面的訴求（王洋 等，2022），但訪談中多位受訪者也表達了對租房環(huán)境的細化需求，休閑態(tài)度決定下的居住空間休閑環(huán)境需求已有所顯露。因此，多元的認識和關懷才能使外地務工人員更好地適應城鎮(zhèn)化過程，使其不會成為“沉默的大多數”（朱竑 等，2019）。

本文尚存在一些不足。首先，對外地務工人員的整體生活情況考慮不充分，經濟壓力、社交聯系以及家庭結構均具有影響休閑行為的可能，未來需對社會人口經濟屬性進行更全面的考慮。其次，引入理性行為理論，作為這一分支最為成熟的計劃行為理論具有更為明確的指導意義，由于調查實施及數據限制，未對社會規(guī)劃、知覺行為控制等變量進行綜合考慮，未來需進一步規(guī)范和加強。