趙宏杰+吳必虎

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

[關(guān)鍵詞]休閑時(shí)空涉入；地方認(rèn)同；臺(tái)資企業(yè)；臺(tái)籍人員；外派人員

[中圖分類號(hào)]F59

[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

[文章編號(hào)]1002-5006（2017）03-0095-12

Doi： 10.3969/j.issn.1002-5006.2017.03.015

1 研究背景

中國(guó)大陸自改革開(kāi)放以來(lái)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)蓬勃發(fā)展，隨著海峽兩岸經(jīng)貿(mào)往來(lái)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(tái)商非常踴躍，臺(tái)資企業(yè)如雨后春筍般地在大陸各地設(shè)立。目前，臺(tái)資企業(yè)的核心經(jīng)營(yíng)管理層仍以長(zhǎng)期外派形式的臺(tái)籍人員為主[1]。臺(tái)籍人員外派到大陸駐地工作、生活，必須以某種形式與當(dāng)?shù)氐纳鐣?huì)環(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(huì)，以具備良好的外派適應(yīng)能力。然而，多數(shù)臺(tái)籍人員難以融入駐地環(huán)境，同時(shí)也難以在駐地通過(guò)適當(dāng)有益的休閑活動(dòng)來(lái)調(diào)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(duì)于臺(tái)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(diǎn)，旨在探索外派人員在駐地休閑時(shí)空涉入（leisure temporal-spatial involvement）的前因關(guān)系，以及是否可通過(guò)休閑時(shí)空涉入增強(qiáng)外派人員對(duì)駐地的地方認(rèn)同、融入駐地社會(huì)與生活環(huán)境，進(jìn)而反作用地提高外派人員在駐地的休閑時(shí)空涉入程度。本文以廣州市制造業(yè)臺(tái)資企業(yè)臺(tái)籍人員為研究對(duì)象，通過(guò)實(shí)證研究揭示外派人員在駐地的休閑時(shí)空涉入與地方認(rèn)同間的互惠關(guān)系，并以結(jié)構(gòu)方程模型方法（SEM）驗(yàn)證建構(gòu)基于休閑時(shí)空涉入的地方認(rèn)同模型。

2 文獻(xiàn)回顧與模型建構(gòu)

2.1 文獻(xiàn)梳理

國(guó)外與我國(guó)臺(tái)灣地區(qū)休閑涉入（leisure involvement）的相關(guān)研究發(fā)展較早，學(xué)術(shù)研究成果豐碩，而大陸2006年才有游客涉入的研究文獻(xiàn)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(gè)體的休閑行為[4]。整體而言，大陸在休閑、游憩與旅游等領(lǐng)域的涉入相關(guān)研究發(fā)展歷程尚處于國(guó)外研究成果的引介階段。本文以休閑涉入為基礎(chǔ)理論，以Zaichkowsky提出的涉入概念框架[5]為研究理論框架進(jìn)行文獻(xiàn)綜述。Zaichkowsky的涉入概念框架指出，消費(fèi)者涉入的過(guò)程可分解為涉入前置因素、涉入對(duì)象與涉入可能的結(jié)果等三部分，認(rèn)為涉入前置因素影響涉入對(duì)象及其涉入程度，最終影響涉入的可能結(jié)果，三者間具有因果關(guān)系。據(jù)此，本文以休閑涉入的前因關(guān)系與后果關(guān)系兩種綜述標(biāo)的進(jìn)行文獻(xiàn)梳理。

在休閑涉入前因關(guān)系研究變量的選取中，國(guó)外與我國(guó)臺(tái)灣地區(qū)多數(shù)是單一變量與休閑涉入的因果關(guān)系研究，較少在前因關(guān)系中設(shè)置中介變量，本文參考趙宏杰等的研究[1]，以職業(yè)倦?。╞urnout）、休閑調(diào)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(xiàn)梳理結(jié)果表明，個(gè)體的職業(yè)倦怠與休閑感知自由呈顯著負(fù)相關(guān)，與休閑調(diào)適策略呈顯著正相關(guān)，且休閑調(diào)適策略對(duì)于職業(yè)倦怠與休閑感知自由的影響關(guān)系存在顯著的中介調(diào)節(jié)果[1]；個(gè)體的休閑感知自由程度越高、休閑活動(dòng)涉入程度越高，反之則越低[6-9]。

地方認(rèn)同（place identity）是個(gè)體對(duì)于某一地方在心理情感層面上所產(chǎn)生的依戀感和歸屬感 [10]，地方認(rèn)同感越發(fā)強(qiáng)烈時(shí)，將影響個(gè)體對(duì)地方的認(rèn)知與行為[11]。在休閑涉入后果關(guān)系研究中，地方認(rèn)同多被視為地方依戀（place attachment）的組成部分應(yīng)用于休閑涉入的因果關(guān)系探討，尚無(wú)休閑涉入與單維地方認(rèn)同概念因果關(guān)系的實(shí)證研究文獻(xiàn)。此外，休閑涉入與地方認(rèn)同因果關(guān)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(guān)系的探討。文獻(xiàn)梳理結(jié)果表明，個(gè)體的活動(dòng)涉入與地方認(rèn)同存在顯著正向的因果關(guān)系[12-15]；在休閑涉入的衡量維度中，活動(dòng)涉入中的吸引力、自我表現(xiàn)等顯著正向影響個(gè)體對(duì)活動(dòng)地的地方認(rèn)同程度[16-17]，活動(dòng)涉入中的愉悅性程度越高、地方認(rèn)同程度越高[18]，活動(dòng)涉入中的重要性可以顯著預(yù)測(cè)地方認(rèn)同感[19]等。

綜上，休閑涉入研究對(duì)象主要為活動(dòng)涉入，以休閑時(shí)間和空間為涉入對(duì)象的研究文獻(xiàn)較為缺乏，顯示休閑時(shí)空涉入研究尚有深化、擴(kuò)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(gè)體，尚無(wú)探討如臺(tái)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(tái)籍人員在駐地的休閑時(shí)空涉入程度，將涉入對(duì)象從活動(dòng)擴(kuò)展至活動(dòng)的時(shí)間與空間結(jié)構(gòu)組成，驗(yàn)證建構(gòu)休閑時(shí)空涉入與休閑地地方認(rèn)同間的互惠關(guān)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(wú)學(xué)者明確休閑時(shí)空涉入的概念定義，借鑒之前學(xué)者提出的休閑涉入概念定義，本文將休閑時(shí)空涉入定義為：休閑時(shí)空涉入是個(gè)體在特定的時(shí)間、空間、情境等條件下，經(jīng)由個(gè)體外部因素的刺激與內(nèi)部需求、價(jià)值觀、人格特質(zhì)、休閑經(jīng)驗(yàn)等情境因素的共同作用，驅(qū)使個(gè)體對(duì)于某一休閑時(shí)空事件所產(chǎn)生的自我攸關(guān)性內(nèi)在心理認(rèn)知狀態(tài)，及經(jīng)由內(nèi)在心理認(rèn)知狀態(tài)所喚起的、相應(yīng)的外在行為表現(xiàn)程度；其中，休閑時(shí)間涉入指?jìng)€(gè)體重視休閑時(shí)間及充分地利用空閑時(shí)間從事休閑活動(dòng)的程度，休閑空間涉入指?jìng)€(gè)體重視從事休閑活動(dòng)空間的區(qū)位選擇與私密性的程度。

2.2 模型建構(gòu)與研究假設(shè)

根據(jù)文獻(xiàn)綜述，本文的研究目的即是驗(yàn)證建構(gòu)外派人員基于休閑時(shí)空涉入的地方認(rèn)同模型，探索外派人員是否可通過(guò)在駐地的休閑時(shí)空涉入增強(qiáng)其對(duì)駐地的地方認(rèn)同感，并反作用地提高其在駐地休閑時(shí)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(jié)合職業(yè)倦怠、休閑感知自由與休閑調(diào)適策略等作為前置因素，建構(gòu)休閑時(shí)空涉入前因關(guān)系模型；同時(shí)，以地方認(rèn)同作為后續(xù)行為效應(yīng)建構(gòu)后果關(guān)系模型。通過(guò)SEM模型建構(gòu)的概念，本文的研究模型建構(gòu)如圖1所示。

同時(shí)，根據(jù)研究目的與建構(gòu)的研究模型提出8項(xiàng)研究假設(shè)如下：

H1：職業(yè)倦怠與休閑感知自由呈顯著的負(fù)向因果關(guān)系。

H2：職業(yè)倦怠與休閑調(diào)適策略呈顯著的正向因果關(guān)系。

H3：休閑感知自由與休閑調(diào)適策略呈顯著的正向因果關(guān)系。

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

H5：休閑感知自由與休閑時(shí)空涉入呈顯著的正向因果關(guān)系。

H6：休閑調(diào)適策略與休閑時(shí)空涉入呈顯著的正向因果關(guān)系。

H7：休閑調(diào)適策略對(duì)于休閑感知自由與休閑時(shí)空涉入的影響關(guān)系存在顯著的中介調(diào)節(jié)效果。

H8：休閑時(shí)空涉入與地方認(rèn)同呈顯著正向的互惠因果關(guān)系。

3 研究方法

3.1 實(shí)證研究方法與分析

3.1.1 問(wèn)卷量表設(shè)計(jì)

本文問(wèn)卷量表衡量維度與問(wèn)卷題目的組成主要參考國(guó)內(nèi)外學(xué)者相關(guān)研究課題問(wèn)卷的設(shè)計(jì)和研究成果、本文研究實(shí)際需要、臺(tái)籍人員外派信息等進(jìn)行調(diào)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(diào)適策略、休閑時(shí)空涉入和地方認(rèn)同等6種量表組成，問(wèn)卷量表衡量維度與問(wèn)卷題目的內(nèi)容、編制參考來(lái)源如表1所示。其中，休閑時(shí)空涉入量表依據(jù)研究實(shí)際需要設(shè)定，受試者基本信息、職業(yè)倦怠、休閑感知自由、休閑調(diào)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(shí)際需要調(diào)整，地方認(rèn)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(shí)際需要調(diào)整。除受試者基本信息外，問(wèn)卷量表問(wèn)卷題目采用封閉式題目并以單選題形式設(shè)計(jì)，由受試者根據(jù)自身實(shí)際情況進(jìn)行填答；問(wèn)卷題目結(jié)果以Likert 5點(diǎn)量表衡量，分別賦予5～1的分值，分值越高代表個(gè)體具有的屬性程度越高。

3.1.2 問(wèn)卷調(diào)查執(zhí)行

研究以廣州市第二產(chǎn)業(yè)制造業(yè)臺(tái)資企業(yè)臺(tái)籍人員為實(shí)證研究對(duì)象，采用分層抽樣法（stratified sampling）與便利抽樣法（convenience sampling）相結(jié)合的抽樣方式抽取受試樣本。首先，將臺(tái)籍人員受試樣本母體按照廣州市行政區(qū)別劃分為12個(gè)集群，從12個(gè)集群中選出若干臺(tái)資企業(yè)數(shù)量相對(duì)較多且分布相對(duì)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(tái)資企業(yè)數(shù)量相對(duì)較多且分布相對(duì)較集中的工業(yè)區(qū)或臺(tái)資企業(yè)園區(qū)；之后，通過(guò)分層抽樣原則，將受試樣本區(qū)分為高新技術(shù)型與傳統(tǒng)型臺(tái)資企業(yè)臺(tái)籍人員兩種群組層，再?gòu)膬煞N群組層內(nèi)的臺(tái)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(wèn)卷調(diào)查于2013年1月2～31日由筆者親自拜訪臺(tái)資企業(yè)并以現(xiàn)場(chǎng)發(fā)放問(wèn)卷、受試者填畢立即回收的方式進(jìn)行。其中，高新技術(shù)型臺(tái)資企業(yè)發(fā)放400份問(wèn)卷，有效問(wèn)卷394份，問(wèn)卷有效率為98.50%；傳統(tǒng)型臺(tái)資企業(yè)發(fā)放400份問(wèn)卷，有效問(wèn)卷387份，問(wèn)卷有效率為96.75%；總計(jì)發(fā)放800份問(wèn)卷，有效問(wèn)卷781份，問(wèn)卷有效率為97.63%。

3.1.3 問(wèn)卷量表分析

本文以內(nèi)部一致性準(zhǔn)則（criterion of internal consistency）與相關(guān)性分析法（correlation analysis）檢驗(yàn)問(wèn)卷題目的鑒別力（discriminatory power），篩選不當(dāng)?shù)膯?wèn)卷題目。本文將受試者在某一問(wèn)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(shè)為高分組、最低的后27%設(shè)為低分組，以進(jìn)行高低分兩組極端獨(dú)立樣本在該問(wèn)卷題目得分的平均數(shù)差異t 檢驗(yàn)，并得出相應(yīng)的臨界比（Critical Ratio， CR）；當(dāng)CR值大于3且達(dá)到顯著水平時(shí)（p<0.05），代表該問(wèn)卷題目能區(qū)別受試者的反應(yīng)程度，應(yīng)予保留。同時(shí)，根據(jù)相關(guān)性分析法計(jì)算各問(wèn)卷題目與量表總得分間的Pearson值，以Pearson值>0.3且達(dá)到顯著水平（p<0.05）作為問(wèn)卷題目保留的標(biāo)準(zhǔn)，探究問(wèn)卷題目的內(nèi)部一致性。量表分析結(jié)果表明，本文各問(wèn)卷題目的CR值與Pearson值皆分別大于3與0.3，且達(dá)到顯著水平，顯示正式問(wèn)卷量表各問(wèn)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(yàn)問(wèn)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(nèi)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(diào)適策略、休閑時(shí)空涉入、地方認(rèn)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(wèn)卷量表具有較高的內(nèi)部一致性。

3.1.4 樣本基本信息統(tǒng)計(jì)分析

本文以SPSS20.0統(tǒng)計(jì)軟件中的描述性統(tǒng)計(jì)法，針對(duì)781份問(wèn)卷調(diào)查有效受試樣本的基本信息數(shù)據(jù)進(jìn)行頻數(shù)分析。就受試者的個(gè)人背景而言，男性占絕對(duì)多數(shù)（88.48%），顯示臺(tái)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(xué)歷者居多（73.76%），且以擁有大專、本科學(xué)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(tái)籍人員絕大多數(shù)與眷屬長(zhǎng)期分居兩地；月收入集中分布于新臺(tái)幣45 001～90 000元間（78.49%），且以新臺(tái)幣60 001～75 000元者居多（30.99%）；戶口住地以臺(tái)灣地區(qū)北部、中部和南部為主（90.39%），且以居住于臺(tái)北市、新北市、基隆市、桃園縣、新竹市、新竹縣與宜蘭縣的臺(tái)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(jīng)理級(jí)別居多（48.27%），主要為中高管理階層主管；職務(wù)工作范疇分布較平均廣泛，主要為行政管理、業(yè)務(wù)管理、生產(chǎn)管理與技術(shù)管理等工作性質(zhì)，尤以從事生產(chǎn)管理（15.75%）與技術(shù)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(shí)聘雇的臺(tái)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(tái)休假次數(shù)明顯集中于3～4次（49.81%），而每年返臺(tái)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(jì)時(shí)間多在1～3年（含）（27.66%），派駐累計(jì)時(shí)間在一年（含）以下者的比重達(dá)44.56%，顯示臺(tái)籍人員的流動(dòng)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(dòng)為休閑度假（20.23%）、戶外休閑運(yùn)動(dòng)（19.72%）等。

3.2 研究模型擬合與分析

研究測(cè)量模型擬合與驗(yàn)證性因素分析在于探討研究模型的整體內(nèi)部質(zhì)量，目的是驗(yàn)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(gòu)量表的二階驗(yàn)證性因素測(cè)量模型；檢驗(yàn)二階驗(yàn)證性因素測(cè)量模型的聚合效度（convergent validity）和區(qū)別效度（discriminant validity）是否符合檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)要求，即觀察變量正確測(cè)量到其對(duì)應(yīng)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(cè)量模型通過(guò)驗(yàn)證性因素分析驗(yàn)證后，便可檢驗(yàn)研究結(jié)構(gòu)模型的擬合情況，即研究模型的整體外部質(zhì)量，驗(yàn)證研究模型與實(shí)證觀察數(shù)據(jù)模型間的相符程度。本文研究模型各項(xiàng)檢驗(yàn)指標(biāo)說(shuō)明如表2所示。

3.2.1 研究測(cè)量模型擬合與驗(yàn)證性因素分析

本文以J?reskog等[25]與Doll等[34-35]提出的二階驗(yàn)證性因素分析4種模型的建構(gòu)來(lái)驗(yàn)證研究測(cè)量模型；同時(shí)，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(xiàng)擬合指標(biāo)來(lái)檢驗(yàn)研究測(cè)量模型中潛在變量與觀察變量間的線性關(guān)系，觀察潛在變量的數(shù)據(jù)擬合情況。二階驗(yàn)證性因素測(cè)量模型（模型Ⅳ）的擬合檢驗(yàn)結(jié)果顯示，休閑調(diào)適策略與地方認(rèn)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(yán)謹(jǐn)?shù)牧己脭M合狀態(tài)；職業(yè)倦怠、休閑感知自由與休閑時(shí)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(nèi)。同時(shí)，GFI、AGFI、RMSEA與CFI等指標(biāo)的實(shí)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(yán)謹(jǐn)或可接受的范圍。此外，模型Ⅳ與一階因素相關(guān)驗(yàn)證性因素測(cè)量模型（模型Ⅲ）兩者χ 2值相除所得商值的目標(biāo)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(yàn)證因素，使模型表達(dá)更為精簡(jiǎn)。因此，本文以模型Ⅳ的二階驗(yàn)證性因素測(cè)量模型建構(gòu)各量表的測(cè)量模型與參數(shù)估計(jì)，并分析聚合效度與區(qū)別效度。

聚合效度檢驗(yàn)的目的是驗(yàn)證測(cè)量模型的觀察變量屬于同一概念領(lǐng)域的程度。測(cè)量模型的聚合程度越高，觀察變量間應(yīng)呈現(xiàn)高度相關(guān)，因素負(fù)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(xiàng)檢驗(yàn)指標(biāo)，結(jié)合因素負(fù)荷量來(lái)評(píng)價(jià)測(cè)量模型的聚合效度。本文5種量表二階驗(yàn)證性因素測(cè)量模型一階因素的因素負(fù)荷量值介于0.519～0.926、二階因素的因素負(fù)荷量值介于0.642～0.874，符合Hair等建議的因素負(fù)荷量介于0.50～0.95的門(mén)檻值[27]。休閑時(shí)空涉入與地方認(rèn)同量表的一階因素分別有1個(gè)及5個(gè)觀察變量的SMC最小值為0.408，未達(dá)到但接近門(mén)檻值0.50，問(wèn)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(dá)到門(mén)檻值標(biāo)準(zhǔn)，整體解釋潛在變量的能力均在可接受的范圍內(nèi)。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(mén)檻值0.60，顯示觀察變量測(cè)量出潛在變量的能力較佳，量表屬性的內(nèi)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(mén)檻值0.50，顯示量表屬性的概念均能被所屬的問(wèn)卷題目所代表，觀察變量能真實(shí)地反映潛在變量。上述測(cè)量模型聚合效度的檢驗(yàn)結(jié)果表明，本文5種量表的一階因素和二階因素測(cè)量模型均具有較好的聚合效度和模型內(nèi)部質(zhì)量。

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

3.2.2 研究結(jié)構(gòu)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(yàn)指標(biāo)及GFI、AGFI、RMSEA、NFI、NNFI、CFI、PNFI等擬合度檢驗(yàn)指標(biāo)來(lái)評(píng)價(jià)結(jié)構(gòu)模型的擬合程度。本文結(jié)構(gòu)模型χ 2/df、GFI、AGFI、RMSEA、NFI、NNFI、CFI、PNFI等擬合檢驗(yàn)指標(biāo)的實(shí)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(yán)謹(jǐn)?shù)拈T(mén)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(jié)構(gòu)模型具有較好的整體擬合效果，可進(jìn)一步通過(guò)路徑分析法對(duì)潛在變量間的因果路徑關(guān)系參數(shù)予以估計(jì)，并針對(duì)潛在變量間的因果關(guān)系涵義加以解釋。

4 基于休閑時(shí)空涉入的地方認(rèn)同模型構(gòu)建

4.1 模型因果關(guān)系路徑構(gòu)建

本文構(gòu)建的研究結(jié)構(gòu)模型因果關(guān)系路徑及其參數(shù)估計(jì)結(jié)果如圖2所示；其中，因果關(guān)系路徑估計(jì)值為標(biāo)準(zhǔn)化后的參數(shù)值。

據(jù)圖2本文研究假設(shè)H1、H2、H3、H4、H5、H8經(jīng)驗(yàn)證皆成立，H6、H7經(jīng)驗(yàn)證不成立。驗(yàn)證結(jié)果表明，職業(yè)倦怠與休閑感知自由呈顯著負(fù)相關(guān)、與休閑調(diào)適策略呈顯著正相關(guān)，且休閑感知自由對(duì)于職業(yè)倦怠與休閑調(diào)適策略的影響關(guān)系存在顯著負(fù)向的中介調(diào)節(jié)效果；休閑感知自由與休閑調(diào)適策略呈顯著正相關(guān)、與休閑時(shí)空涉入呈顯著正相關(guān)，休閑調(diào)適策略對(duì)于休閑感知自由與休閑時(shí)空涉入的影響關(guān)系無(wú)顯著的中介調(diào)節(jié)效果；休閑調(diào)適策略與休閑時(shí)空涉入無(wú)顯著的因果關(guān)系；休閑時(shí)空涉入與地方認(rèn)同呈顯著正相關(guān)，且地方認(rèn)同與休閑時(shí)空涉入呈顯著正相關(guān)、存在正向的互惠效果。根據(jù)上述研究結(jié)果得知，臺(tái)籍人員通過(guò)休閑感知自由前置因素的因果關(guān)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(shí)空涉入→地方認(rèn)同→休閑時(shí)空涉入；0.01576 = 0.714 ×（0.523 + 0.186 × 0.103）× 0.367 × 0.111），達(dá)到顯著水平，而通過(guò)休閑調(diào)適策略前置因素的因果關(guān)系路徑影響總效果值為0.00215（職業(yè)倦怠→休閑調(diào)適策略→休閑時(shí)空涉入→地方認(rèn)同→休閑時(shí)空涉入；0.00215 =（0.645 - 0.714 × 0.186）×0.103 × 0.367 × 0.111），未達(dá)顯著水平，顯示通過(guò)休閑感知自由前置因素的因果關(guān)系影響敏感性強(qiáng)于通過(guò)休閑調(diào)適策略前置因素；當(dāng)處于同等程度的職業(yè)倦怠時(shí)，臺(tái)籍人員通過(guò)休閑感知自由程度影響休閑時(shí)空涉入程度進(jìn)而影響地方認(rèn)同程度，并反作用地提高休閑時(shí)空涉入程度的總 效果。

4.2 模型路徑因果關(guān)系影響因素分析

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

5 研究結(jié)論與建議

5.1 研究成果與展望

本文主要研究成果驗(yàn)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(fù)相關(guān)、與休閑調(diào)適策略呈顯著正相關(guān)，而休閑感知自由與休閑調(diào)適策略呈顯著正相關(guān)的研究成果補(bǔ)充了趙宏杰等的研究發(fā)現(xiàn)，說(shuō)明休閑感知自由與休閑調(diào)適策略可能存在顯著正向的互惠關(guān)系；（2）休閑感知自由與休閑時(shí)空涉入呈顯著正相關(guān)的研究成果與相關(guān)學(xué)者的研究結(jié)論一致。本文新發(fā)現(xiàn)如下：（1）休閑感知自由對(duì)于職業(yè)倦怠與休閑調(diào)適策略的影響關(guān)系存在顯著負(fù)向的中介調(diào)節(jié)效果；（2）休閑調(diào)適策略與休閑時(shí)空涉入無(wú)顯著因果關(guān)系存在，且休閑調(diào)適策略對(duì)于休閑感知自由與休閑時(shí)空涉入的影響關(guān)系無(wú)顯著的中介調(diào)節(jié)效果存在；（3）休閑時(shí)空涉入與地方認(rèn)同呈顯著正相關(guān)，地方認(rèn)同與休閑時(shí)空涉入呈顯著正相關(guān)、存在正向的互惠效果；（4）通過(guò)休閑感知自由影響休閑時(shí)空涉入的因果關(guān)系影響敏感性強(qiáng)于通過(guò)休閑調(diào)適策略，當(dāng)處于同等程度的職業(yè)倦怠時(shí)，通過(guò)休閑感知自由程度影響休閑時(shí)空涉入程度的效果較好。

作為一項(xiàng)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(duì)象可由休閑時(shí)空變更為休閑情境等；可變更休閑感知自由、休閑調(diào)適策略為其他中介因素，探討外派人員休閑時(shí)空涉入前因關(guān)系模型的建構(gòu)；明確休閑時(shí)空涉入某項(xiàng)具體的休閑活動(dòng)，以驗(yàn)證本文研究成果是否會(huì)因休閑活動(dòng)對(duì)象的差異而有所不同。（2）就實(shí)證研究而言，研究主體可變更為第一或第三產(chǎn)業(yè)臺(tái)資企業(yè)臺(tái)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(yàn)證本文研究成果的一致性；本文研究成果是否適用于來(lái)自非華語(yǔ)區(qū)域或不懂華語(yǔ)的外派人員，尚需多元化的實(shí)證研究驗(yàn)證。

5.2 研究建議

本文認(rèn)為臺(tái)籍人員的休閑時(shí)空涉入程度主要受休閑感知自由前置因素的影響，表明臺(tái)籍人員即使有較高的休閑調(diào)適行為意圖，實(shí)際的休閑時(shí)空涉入程度也不高。臺(tái)籍人員普遍具有較高程度的外派工作職業(yè)倦怠感，超時(shí)加班已成工作常態(tài)，甚至是“以廠為家”處于隨時(shí)待命的狀況，導(dǎo)致多數(shù)臺(tái)籍人員處于身心緊繃的狀態(tài)，也難以騰出更多的空暇時(shí)間從事休閑活動(dòng)。筆者建議，大陸臺(tái)灣同胞聯(lián)誼會(huì)（臺(tái)聯(lián)）、對(duì)臺(tái)事務(wù)辦公室（臺(tái)辦）等涉臺(tái)事務(wù)政府機(jī)關(guān)可聯(lián)合勞動(dòng)部門(mén)，根據(jù)國(guó)家相關(guān)勞動(dòng)法律法規(guī)，建立一套行之有效的臺(tái)籍人員管理體制，保障臺(tái)籍人員合法的權(quán)益。此外，臺(tái)資企業(yè)可多深入了解臺(tái)籍人員對(duì)于外派工作產(chǎn)生高程度職業(yè)倦怠的根本原因，秉持治標(biāo)又治本的思維對(duì)癥下藥，從源頭降低臺(tái)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(jìn)而提高其在駐地的休閑時(shí)空涉入程度，最終增強(qiáng)其對(duì)駐地的地方認(rèn)同感，并通過(guò)良性循環(huán)更加緊密地融入駐地的環(huán)境。

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