城市女性休闲满意度及其影响因素研究*——以北京市为例

吕 宁,赵亚茹 ,王 欣

(1.北京第二外国语学院 旅游科学学院,北京 100024;2.北京旅游发展研究基地,北京100024)

休闲是个人从文化环境和物质环境的外在压力脱离出来的一种相对自由的生活[1],影响着个人生活质量和幸福感[2]。休闲满意度是参与和选择休闲活动时形成并获得的积极感受,是个体对休闲经历感受到的满足程度[3]。作为休闲学中的一个重要概念,休闲满意度的研究可以追溯至20 世纪70年代[4],学界对其研究主要分为三个方面:一是休闲满意度测量,主要从需求和动机出发,引用Beard休闲满意度测量量表,结合研究对象特征,从生理、心理、放松、社交、教育六个维度开展休闲满意度测量[2,5-8];二是休闲满意度的影响因素研究,研究表明休闲同伴[9]、休闲主体[10-11]、休闲限制[12]、休闲动机[13]、休闲参与程度[14]、休闲活动类型[15]等变量会影响休闲满意度;三是休闲满意度对生活质量及幸福感的影响,休闲是幸福的源泉,亚里士多德指出“只有休闲的人才是幸福的”,已有研究结果显示休闲对人们的心理、身体、智力、社会和关系等各个方面都有积极的促进作用[16],在休闲活动过程中人们可以获得更为积极的生活因素并乐观向上[17],人们的休闲满意度越高,生活满意度就越高[18]。

随着女性主义的发展以及女性经济收入和社会地位的提高,女性更愿意积极参与休闲活动,但女性整体休闲时间较少,同时女性常常挣扎于工作、家庭以及休闲之间,休闲时间不纯粹,休闲过程中夹杂着家庭任务等因素,造成女性的休闲空间多局限在家里,或近距离的空间范围内[19]。已有研究表明,女性会出于健康、认同、社交、技能掌握、刺激等动机参与休闲活动[14,20-23],但会受到收入、时间、人际、外部条件限制等因素阻碍休闲[24-26],继而影响女性休闲满意度。此外,年龄[24]、受教育程度[27]、民族[28]等因素也会对其休闲满意度产生影响。总的来说,学界对女性休闲的关注度慢慢提高,研究主题逐渐广泛,但大多集中在女性体育休闲、休闲动机及休闲制约等方面,而女性休闲满意度的研究较少。

伴随着社会赋予女性更多的责任与担当,女性群体走向更高层次的工作岗位,获得更多展示自我价值的机会。多数女性因而成为兼顾工作和家庭的“双重工作者”,其休闲时间以及休闲满意度难以得到保证,进而影响着其生活质量和家庭幸福[3,29]。因此,如何提高女性休闲满意度已经成为亟待解决的问题。故此,本文借鉴被广泛应用且具有较高权威性的美国顾客满意概念模型(ACSI),以北京城市女性为调研对象,从供给角度了解女性休闲满意度状况,探究女性休闲满意度的影响因素,丰富休闲满意度研究内容,为提升城市女性休闲满意度提供理论支撑。

1 研究假设与理论模型

1.1 休闲期望

休闲期望是休闲个体在休闲活动之前对于休闲活动质量以及能够满足需求的估计。卡多佐 (Cardozo)在研究中发现期望对购物体验和产品消费评价具有直接的积极影响[30]。何大义等人认为顾客期望质量正向影响感知质量、感知价值和满意度,但若企业对产品不切实际地夸大宣传,提高了顾客的期望,不能排除期望质量、感知质量、满意度负相关的可能性[31]。沈涵通过实证分析认为,从长期看,顾客期望与感知价值、满意度呈正相关关系[32]。因此,本研究提出以下假设:

H1:休闲期望对休闲感知质量有显著的正向影响;

H2:休闲期望对休闲感知价值有显著的正向影响;

H3:休闲期望对休闲满意度有显著的正向影响。

1.2 休闲感知质量

格兰罗斯最早从认知心理学的角度提出了感知服务质量(Perceived Service Quality)的概念,认为感知服务质量是顾客对服务的期望与实际感知服务之间的比较[33],强调服务质量取决于顾客的感知。汪侠、梅虎认为感知质量是指顾客在购买和消费产品或服务的过程中对质量的实际感受和认知[34]。本研究从期望感知差异视角将休闲感知质量定义为休闲个体在休闲过程中想要达到的期望目标与实际休闲消费、体验过程中的感受及认知之间的比较,是休闲个体的主观感受,是影响休闲满意度的重要因素[35],并从旅游景观、休闲娱乐、休闲环境、休闲餐饮、休闲服务、休闲设施、休闲商品等多方面进行测量。

感知质量是感知价值概念中利得的一部分[36],白琳等人认为感知质量是感知价值的驱动因素[37],陈凡新通过实证分析证实了网络购物服务质量正向影响顾客感知价值[38]。感知质量也是影响满意度的重要前提变量,白长虹、汪侠、谢双玉等学者通过研究都认为感知质量对满意度有着积极的影响作用[39-41]。因此,本文提出以下假设:

H4:休闲感知质量对休闲感知价值有显著的正向影响;

H5:休闲感知质量对休闲满意度有显著的正向影响。

1.3 休闲感知价值

众多学者认同感知价值是感知利得与感知利失之间顾客之间的权衡[42]。其中,泽丝曼尔认为感知价值是基于所得 (Benefits) 与所失 (Sacrifices) 的感知对产品效用所做的总体评价[43]。帕拉苏拉曼等认为感知价值是顾客基于付出与获得的感知,主观比较付出的成本与获得的收益,对使用产品或接受服务情况的整体评价[44]。基于先前学者对于感知价值内涵的理解,本文认为休闲感知价值是以休闲个体为价值判断的主体,是休闲个体对整个休闲过程中所花费的时间、精力以及费用与实际所获得的休闲经历之间的衡量,是对休闲花费、休闲体验等整个休闲过程的整体评价。赫斯克特等学者在服务利润链模型 (Service-Profit Chain) 中描述了顾客价值与顾客满意的关系,即顾客满意度是由顾客感受到的价值的大小所决定,顾客感知价值越大,顾客满意度相对就越高。王滨通过调查分析景区游客证实游客感知价值对游客满意度有正面影响[45]。因此,本文提出以下假设:

H6:休闲感知价值对休闲满意度有显著的正向影响。

1.4 休闲满意度

奥利弗基于卡多佐、奥尔沙夫斯基和米勒、安德森的顾客满意度研究提出期望差异模型,指出顾客满意度是顾客对产品和服务的期望和实际感知进行比较后,产生的愉悦或者失望的感觉状态,是顾客需求得到满足的一种心理状态[46]。彼尔德将休闲满意度定义为个体参加或选择休闲活动所形成并获得的一种积极感受,是个体对休闲经历感受到的满足程度[3]。本文将休闲满意度视为休闲个体基于先前的休闲期望,通过对休闲质量感知和休闲价值感知,而表现出的休闲满足程度和行为倾向。满意度是忠诚度的不可或缺的前因变量,对短期、中期、长期忠诚度均有正向影响[47]。心理学研究认为满意度和忠诚度是一种时间上的顺延关系[48],霍姆堡认为满意度多次累积后会直接影响忠诚度。而当实际的休闲体验与休闲期望差异较大时,即休闲质量感知和休闲价值感知不高,休闲满意度较低时,极有可能导致休闲抱怨[49]。因此,本文提出以下假设:

H7:休闲满意度对休闲忠诚度有显著的正向影响;

H8:休闲满意度对休闲抱怨有显著的负向影响。

1.5 休闲忠诚度与休闲抱怨

休闲忠诚度和休闲抱怨是休闲满意度的两个结果变量。休闲忠诚度主要包括休闲态度忠诚度和休闲行为忠诚度,向他人推荐和再次来此休闲是休闲忠诚度的两种主要表现形式。相对的休闲抱怨即对此次休闲体验的整体或者部分方面感到不满意,具体表现为向他人抱怨体验质量不佳的休闲体验,不推荐他人来此地休闲,更严重的抱怨表现为会向相关部门投诉。李广宏等人研究发现游客抱怨会负向影响游客忠诚度,但影响较小[50]。同时汪侠在测验旅游景区顾客满意度指数模型时也发现游客的负面情绪越多,其对景区的忠诚度越低[40]。因此本文提出以下假设:

H9:休闲抱怨对休闲忠诚度有负向影响

综上所述,将顾客满意度模型应用于休闲满意度研究中,构建了休闲满意度的理论模型图(见图1),休闲期望、休闲感知质量、休闲感知价值是休闲满意度的3 个决定变量,休闲忠诚度和休闲抱怨是休闲满意度的结果变量。

图1 城市女性休闲满意度结构模型

2 问卷设计与数据收集

2.1 问卷设计

本研究使用的问卷主要分为两个部分,第一个部分是城市女性休闲满意度调查问卷,包括休闲期望、休闲感知质量、休闲感知价值、休闲满意度、休闲忠诚度和休闲抱怨六个潜在变量。结合城市休闲发展的要素,以及在借鉴居民生活质量[51-52]和游客满意度[53]的相关评价指标的基础上,设计问卷的各个题项。调查量表采用Likert五级量表。第二部分是受访对象个人信息,包括性别、年龄、文化程度、婚姻状况、职业以及收入等内容。

2.2 数据收集与处理

调 查 于2019年3月21日至2019年4月1日在北京市天坛、什刹海、玉潭公园以及朝阳区、海淀区、东城区和西城区的不同社区及周边公园、商场发放问卷,采取偶遇抽样的方式,对调研对象一对一访问,并及时收回问卷。共发放问卷720 份,其中有效问卷681份,有效率94.58%。本研究使用SPSS25.0软件对问卷进行信度检验和描述性统计,以及对休闲感知质量进行探索性因子分析;利用AMOS24.0软件对问卷进行效度分析、验证性因子分析和结构方程模型检验与修正。

3 结果与分析

3.1 描述性统计结果

表1 调查样本的人口学特征描述

描述性统计结果如表1。此次调查涵盖了各个年龄段的女性人群,但是以具有高休闲需求以及消费能力的中青年女性为主。从收入方面来看,以月收入低于10000元的人群为主。在婚姻状况方面,已婚与未婚的比例基本保持平衡。从职业来看,多以普通的企业员工以及学生为主,同时事业单位员工和管理人员所占比重也较高。从文化程度上来看,以专/本科及以上的高学历人群为主。

3.2 探索性因子分析

本文休闲感知质量构面共有25个问项,直接用于结构方程分析易产生偏误,也不利于结构方程模型的构建,因此采用因子分析法对休闲感知质量的指标变量进行降维处理。休闲感知质量进行KMO 和Bartlett检验,结果显示,KMO 值为0.937,变量之间的相关性强,同时Bartlett球形检验的结果显示P值为0.000(P＜0.001),因此样本数据适合开展因子分析。对数据进行最大方差旋转,以指标特征值≥1提取公因子,得到的4个公共因子对问卷解释率达62.82%。根据每个公因子所含题项的含义将其分别命名为休闲娱乐及旅游感知、休闲餐饮及服务感知、休闲服务及设施感知和休闲环境感知(如表2所示)。

表2 探索性因子分析结果

表2 (续)

3.3 数据正态性分析

极大似然法(Maximum Likelihood)是使用最为广泛的结构方程模型参数估计方法,采用该方法对模型进行估计时,要观察数据符合多变量正态性[54],因此,先对样本数据进行正态分布检验。结果显示,所有测量变量的偏度系数的绝对值介于0.217～0.901 (均小于3)之间,峰度系数的绝对值介于0.044～3.214(均小于10)之间,基本符合正态分布,适合采用极大似然法对模型中的参数进行估计。

3.4 信度和效度检验

信度分析的结果见表2,问卷总克朗巴哈系数为0.947,各层面的克朗巴哈系数(Cronbach's Alpha) 均大于0.8,说明问卷测量题项的内部一致性较好。验证性因子分析结果显示(表3),休闲期望、休闲感知质量、休闲感知价值、休闲满意度、休闲抱怨、休闲忠诚度六个构面的因子负荷量均在0.72～0.92,符合因子负荷量大于0.5 的标准[55],且均显著。其组成信度(CR)均大于0.8,平均变异抽取量(AVE)均大于0.5,再次证明构念的内部一致性较好,同时表明构念有较高的收敛效度。

3.5 模型检验及修正

采用极大似然法对模型进行检验,根据运算结果,增值适配指标和简约适配指标均达到标准,但绝对适配指标中卡方自由度之比(χ2/df)和调整良适性适配指标值(AGFI)没有达到标准(表4)。在AMOS中对模型的修正,目前主要通过修正指标(Modification Index)模型扩展来增加或者删除路径实现,增加路径需要考虑其是否具有现实意义和理论价值,但有学者指出即使通过增加路径使得模型的拟合达到标准,也不能受数据驱使随意增加路径[56]。通过修正指标(MI)发现,残差项e12和e13之间有较高的相关性,表明LS2和LS3之间可能表达的是同一意思,因此考虑删除LS3和未通过显著性检验的路径(图2)。删除后AGFI 为0.903,达到标准,卡方自由度之比也接近3,模型达到了较好的拟合效果(表5)。

表3 验证性因子分析结果

表4 模型适配指数

表5 修正后结构方程路径标准化系数

图2 修正后女性休闲满意度模型标准化参数路径

3.6 结果分析

休闲预期对休闲感知质量具有显著正向影响,即研究假设H1得到验证。休闲预期与休闲感知价值以及休闲满意的相关关系没有通过显著性检验,即研究假设H2、H3 没有得到验证。该结果可能的原因是,北京市女性休闲产品和服务质量参差不齐,价格混乱,女性休闲个体对于休闲产品未形成清晰稳定的消费预期。另一方面,因为休闲产品质量会存在一些不确定性,相对于休闲预期,女性休闲个体会更多关注休闲质量和体验价值。

休闲感知质量对休闲感知价值及休闲满意度具有显著正向影响,即研究假设H4和H5得到验证。休闲感知质量直接影响休闲满意度,同时通过休闲感知价值间接影响休闲满意度。在所有影响休闲满意度的变量中,休闲感知质量是影响满意度的关键因素,对女性休闲满意度的影响程度最大。同时在休闲感知质量的观测变量中,休闲服务与设施对休闲感知质量的影响最大,说明休闲服务与设施是女性群体关注的重点。对于北京市来说,既要在软件上提升休闲服务水平,提升休闲信息、休闲咨询以及投诉服务质量,同时从硬件上增加公共休闲设施,优化城市休闲空间,美化城市休闲环境,为城市女性创造更好的休闲氛围。

休闲感知价值对休闲满意度具有显著正向影响,研究假设H6得到验证。同时休闲感知价值对休闲感知质量的中介效应也很明显,城市女性群体对休闲活动价值的感知更多依靠实际休闲活动或服务的质量感知,进而影响休闲满意度。因此,随着女性对休闲品质和休闲体验要求的提高,随性休闲向深度休闲转变,北京市应以女性休闲需求为中心,完善休闲产品,提高女性休闲参与度和获得感,使得休闲个体的休闲经历更有价值。

休闲满意度对休闲忠诚具有显著正向影响,对休闲抱怨具有负向影响,即研究假设H7和H8得到验证。说明休闲满意度越高,越易引发女性重复参与活动或者将休闲活动推荐给其他人,从而产生休闲忠诚度。休闲抱怨与休闲忠诚度的相关关系没有通过显著性检验,即研究假设H9没有得到验证。整个休闲过程即便出现不愉快的休闲体验,但不妨碍整体休闲质量,因此休闲抱怨不会直接导致休闲的不忠诚。

4 结论与讨论

4.1 结论

本文借鉴美国顾客休闲满意度模型,构建包括休闲期望、休闲感知质量、休闲感知价值、休闲满意度、休闲忠诚度和休闲抱怨的城市女性休闲满意度结构方程模型,并以北京市为例开展了实证研究,通过因子分析和结构方程模型分析发现:(1)城市女性休闲感知质量和休闲感知价值是影响休闲满意度的直接因素,休闲感知质量直接影响休闲满意度,同时还通过休闲感知价值间接影响休闲满意度,休闲预期通过休闲感知质量影响休闲满意度。(2)女性群体对北京市休闲的质量感知由高到低顺序依次是休闲设施与服务、休闲娱乐与旅游、休闲餐饮与购物、休闲环境。(3)城市女性休闲满意度显著影响休闲忠诚度,但休闲抱怨不会显著影响休闲忠诚度。

4.2 讨论

本文通过借鉴美国顾客满意度概念模型,建立了城市女性休闲满意度模型,并通过结构方程模型对休闲满意度及影响因素进行了实证研究。但由于城市休闲活动的复杂性和广泛性,女性的休闲满意度受到许多因素影响,本研究的休闲感知质量测量指标还需要进一步优化;休闲感知价值的测量指标有相似的问题出现,使得观测变量上会存在共变关系,休闲满意度测量指标还需进一步优化。此外,本次只对北京市女性群体进行了休闲满意度的研究,未来可以根据北京乡村女性或者其他城市样本的调查,开展女性休闲满意度性别差异的比较研究。

5 研究启示

5.1 理论启示

学者们在进行休闲满意度研究时,大多使用Beard和Ragheb编制的休闲满意度量表,该量表广泛地用于跨文化研究,并呈现出较好的信度和效度,但是该量表是从需求和动机角度对休闲满意度进行评价。而本研究从休闲供给角度,借用了美国顾客满意度模型框架,结合案例地休闲供给特征和都市女性休闲需求特点,构建了符合东方文化特点的休闲满意度及其影响因素的量表,使用该量表对城市女性的休闲满意度开展了研究,对丰富和拓展东亚文化背景下的休闲满意度研究内容和成果具有一定的理论意义。

5.2 实践启示

第一,加强休闲市场监管,稳定女性休闲预期。通过强化市场监管,维护市场秩序,优化消费环境,引导休闲消费以及休闲市场管理,稳定女性休闲消费预期。第二,提高休闲供给质量,保障女性休闲品质。休闲供给者应不断改善休闲服务,加快公共休闲设施建设,鼓励休闲设施与住宅、文化、商业、娱乐等综合开发,打造休闲服务综合体。同时强化休闲从业人员职业素养,提高服务质量,提升休闲满意度及忠诚度。第三,正确处理休闲抱怨,提升休闲满意度。北京市政府部门应将提升休闲满意度、休闲忠诚度和有效处理休闲抱怨作为今后的发展目标,制定各项城市休闲发展的政策、措施,发展休闲经济,引导休闲消费,加强休闲市场监管,提高女性休闲生活质量,满足人民日益增长的美好生活需要。