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(guó)昂熱大學(xué) 旅游與文化學(xué)院，法國(guó) 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(lái)的一種相對(duì)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(guò)程［2］。1899 年，美國(guó)著名休閑學(xué)者凡勃倫在《有閑階級(jí)論》中把休閑定義為：“非生產(chǎn)性的時(shí)間消費(fèi)”，引發(fā)了諸多學(xué)者對(duì)休閑的探討，開(kāi)啟了現(xiàn)代休閑研究的新時(shí)代［3］。《國(guó)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(shí)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(duì)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(kāi)展了研究，提出了如制約因素是無(wú)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(duì)休閑制約的概念進(jìn)行了分析，將休閑制約分為個(gè)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(guó)際游客在參與國(guó)家公園休閑的制約因素包含缺乏帶薪休假、對(duì)國(guó)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(shí)間與健康等［10-12］?，F(xiàn)有文獻(xiàn)在結(jié)構(gòu)性制約、人際間制約和個(gè)人內(nèi)在制約的框架內(nèi)開(kāi)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(ài)好者［22］等進(jìn)行深化。

20世紀(jì)90 年代以來(lái)，Edgar L J、Grawford D W、Godbey G認(rèn)為，面對(duì)制約因素時(shí)，人們會(huì)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?cè)诖饲把芯康幕A(chǔ)上，提出了休閑制約等級(jí)協(xié)商模型［24］，深化了休閑制約的研究?jī)?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(xiǎn)活動(dòng)的女性休閑制約因素和協(xié)商策略［26］。此外，對(duì)于休閑制約與休閑動(dòng)機(jī)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(dòng)機(jī)的層次模型相結(jié)合，探討休閑制約對(duì)內(nèi)外在動(dòng)機(jī)的影響［27］。

本文以浙江省寧波市北山游步道為案例地，運(yùn)用探索性因子分析、驗(yàn)證性因子分析和方差分析等方法對(duì)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(guó)內(nèi)休閑制約研究?jī)?nèi)容，為提升和增加徒步愛(ài)好者的休閑參與和機(jī)會(huì)提供理論支撐。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 問(wèn)卷設(shè)計(jì)

調(diào)查問(wèn)卷由徒步休閑制約因素量表和受訪者人口統(tǒng)計(jì)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(diǎn)，設(shè)計(jì)了包含30 個(gè)測(cè)量題項(xiàng)的徒步休閑制約量表：交通費(fèi)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(yàn)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X(jué)9、忙于其他休閑活動(dòng)X10、缺乏足夠金錢X11、所需費(fèi)用太高X12、經(jīng)濟(jì)收入不高X13、經(jīng)濟(jì)壓力過(guò)大X14、步道過(guò)于擁擠X15、天氣狀況不好X16、社會(huì)治安欠佳X17、環(huán)境衛(wèi)生欠佳X18、周圍物價(jià)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(ài)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(shí)X26、缺少家庭支持X27、缺少同伴支持X28、個(gè)人壓力過(guò)大X29、缺乏穩(wěn)定工作X30。采用李克特五級(jí)量表，以1 分、2 分、3 分、4 分和5 分別表示受訪者對(duì)該題項(xiàng)很不同意、不同意、中立、同意、很同意等5 個(gè)等級(jí)。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(gè)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(zhǎng)62km，是寧波市近郊最長(zhǎng)的游步道。②北山游步道串聯(lián)了保國(guó)寺、慈城古縣城和綠野山居3 個(gè)國(guó)家4A級(jí)旅游景區(qū)，適合徒步休閑活動(dòng)。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(dòng)，可為本次調(diào)研提供充足的樣本。

本次調(diào)研分兩個(gè)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(jī)抽樣方式向受訪者發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷50 份，對(duì)提出疑問(wèn)或存在理解障礙的測(cè)量題項(xiàng)進(jìn)行了修正，進(jìn)一步完善問(wèn)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(shí)性，同樣采取隨機(jī)抽樣的方式，請(qǐng)受訪者現(xiàn)場(chǎng)填寫調(diào)查問(wèn)卷并當(dāng)場(chǎng)回收。兩個(gè)階段共發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷800 份，其中回收有效問(wèn)卷773 份，有效率為96.63%。使用SPSS22.0、AMOS21.0 軟件對(duì)問(wèn)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(duì)樣本人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)（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(gè)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(yíng)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(gè)（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(jì)學(xué)特征

2.2 信度和效度檢驗(yàn)

本文使用Cronbach′sα信度系數(shù)估計(jì)法對(duì)徒步休閑制約量表進(jìn)行了信度檢驗(yàn)。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(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行效度檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，KMO 值為0.814，大于0.7的標(biāo)準(zhǔn)，Bartlett 球形檢驗(yàn)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(cè)量項(xiàng)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(guò)隨機(jī)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(duì)所抽取的公因子進(jìn)行直交轉(zhuǎn)軸。在探索性因子分析過(guò)程中，首先刪去因子載荷小于0.5的題項(xiàng)：缺乏交通工具X4（0.487）、缺少駕駛經(jīng)驗(yàn)X5（0.421）、忙于其他休閑活動(dòng)X10（0.478）。其次，由于部分因子無(wú)法較好解釋所在的公因子，刪除周圍物價(jià)水平較高X19、個(gè)人壓力過(guò)大X29、缺乏穩(wěn)定工作X303 個(gè)跨因子題項(xiàng)。最后保留24 個(gè)測(cè)量題項(xiàng)，得出7 個(gè)公因子，將其分別命名為：休閑設(shè)施（X20與X21）、閑暇時(shí)間（X6—X9）、環(huán)境狀況（X15—X18）、經(jīng)濟(jì)因素（X11—X14）、個(gè)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(gè)公因子的累計(jì)貢獻(xiàn)率為62.50%，超過(guò)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(yàn)證性因子分析

本文在探索性因子分析的基礎(chǔ)之上，運(yùn)用AMOS21.0 軟件對(duì)剩余400 份樣本量表進(jìn)行驗(yàn)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(jì)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(duì)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(duì)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(jiǎn)約適配度指數(shù)PNFI、PCFI、PGFI均大于0.5，說(shuō)明該模型適配較好，徒步休閑制約因素驗(yàn)證性分析結(jié)果可以接受。

表3 驗(yàn)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(jiàn)：①休閑設(shè)施的均值為3.21，居7 個(gè)制約因素之首，包含2 個(gè)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(duì)徒步休閑制約影響最大，受訪者對(duì)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(xiàng)目落地，相關(guān)休閑配套設(shè)施沒(méi)有及時(shí)完善。同時(shí)，在休閑設(shè)施維護(hù)方面，垃圾桶、入口指示牌沒(méi)有及時(shí)維修和更換，路面破損等問(wèn)題也經(jīng)常出現(xiàn)，制約著徒步休閑參與。②閑暇時(shí)間的均值為2.82，在7 個(gè)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(shí)間參與徒步休閑。③環(huán)境狀況的均值為2.79，在7 個(gè)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(guò)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(huì)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(méi)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(gè)測(cè)量題項(xiàng)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(guò)大X14（2.73）、缺乏足夠金錢X11（2.71）、所需費(fèi)用太高X12（2.65）。從受訪者職業(yè)分布看，主要以私營(yíng)企業(yè)人員、學(xué)生、自由職業(yè)者為主。私營(yíng)企業(yè)人員工作相對(duì)不太穩(wěn)定，學(xué)生和自由職業(yè)者則無(wú)固定收入，加上還要購(gòu)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(dòng)的主要制約因素。⑤個(gè)人內(nèi)在因素的均值為2.65，在7 個(gè)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(gè)人內(nèi)在因素的均值。參與徒步休閑往往需要耗費(fèi)大量的精力，對(duì)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(fèi)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(guó)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(shí)X26（2.59）。隨著國(guó)家相關(guān)政策的出臺(tái)和國(guó)民休閑意識(shí)的提高，參與徒步休閑逐漸成為一種時(shí)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(dòng)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(gè)分組，選擇對(duì)7 個(gè)制約因素進(jìn)行獨(dú)立樣本T 檢驗(yàn)，結(jié)果顯示僅有交通可達(dá)性和休閑設(shè)施兩個(gè)制約因素通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。從表5 可見(jiàn)：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(gè)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(yàn)結(jié)果

由于年齡、學(xué)歷、職業(yè)、收入、婚姻狀況、孩子個(gè)數(shù)等人口學(xué)特征的分組變量均等于或大于4 項(xiàng)，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(gè)制約因素在年齡、學(xué)歷、職業(yè)、收入、婚姻狀況、孩子個(gè)數(shù)6 個(gè)社會(huì)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(gè)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(gè)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(shuō)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(shuō)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(gè)人內(nèi)在因素、經(jīng)濟(jì)因素、閑暇時(shí)間、環(huán)境狀況、交通可達(dá)性和人際間因素6 個(gè)方面。事業(yè)單位受訪者對(duì)閑暇時(shí)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(dòng)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(shí)、缺少家庭和同伴的支持是其參與徒步休閑活動(dòng)的首要制約因素。公務(wù)員職業(yè)受訪者在個(gè)人內(nèi)在因素和經(jīng)濟(jì)因素兩個(gè)方面認(rèn)知最弱，均值僅為2. 262 和2.143，說(shuō)明興趣愛(ài)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(shí)間兩個(gè)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(dòng)。而年收入“遠(yuǎn)高于平均水平”在閑暇時(shí)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(dòng)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(shí)間制約程度則相對(duì)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(shí)間4 個(gè)方面。已婚受訪者在閑暇時(shí)間制約的均值為2.913，高于未婚受訪者，說(shuō)明閑暇時(shí)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(shuō)明交通可達(dá)性對(duì)該群體制約最顯著。⑥已婚受訪者在“擁有孩子個(gè)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(shí)間3 個(gè)方面。由表6 可知，在擁有孩子的已婚群體中，孩子個(gè)數(shù)為“0”的，其經(jīng)濟(jì)制約最為顯著，其次為孩子個(gè)數(shù)在3 個(gè)及其以上的受訪群體，而孩子個(gè)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(jì)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(shí)間、個(gè)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(duì)休閑設(shè)施感知程度最大（3.21），其次為閑暇時(shí)間（2.82）、環(huán)境狀況（2.79）和經(jīng)濟(jì)因素（2.72），個(gè)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(gè)因素在不同社會(huì)人口學(xué)特征上呈現(xiàn)一定差異。其中，個(gè)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(gè)數(shù)上存在顯著差異；閑暇時(shí)間因素在職業(yè)、年收入水平、婚姻狀況和孩子個(gè)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(gè)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(gè)體是否參與徒步休閑活動(dòng)的唯一因素，還有可能受到“動(dòng)機(jī)”和“協(xié)商”等多重因素的影響，所以未來(lái)需要對(duì)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(lái)驗(yàn)證。此外，本文僅使用了定量的研究方法對(duì)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(duì)提升徒步休閑活動(dòng)參與程度具有重要的理論意義。