城市居民體育健身休閑制約與休閑參與的影響關系

朱志強　林嵐　施林穎　萬萍萍

[摘 要]人類爭取真正意義上的休閑過程其實也是克服各種休閑制約的過程。體育健身休閑日益成為我國城市居民主要休閑活動之一。發展群眾體育，倡導全民健身也成為推進“健康中國”國家戰略的重要內容。研究城市居民體育健身休閑制約因素及其對休閑參與的影響程度，不僅有助于了解城市居民體育健身休閑參與的制約特征，且對優化城市體育健身休閑空間的人本化建設及管理決策提供一定的指導意義。文章基于929份福州居民健身休閑制約因素與休閑參與的調查問卷，采用主成分分析和結構方程模型，實證探討福州市居民體育健身休閑制約因素與休閑參與的影響關系。研究結果表明：個人制約、服務管理、人際制約、環境狀況和休閑機會是影響城市居民體育健身休閑參與的五大重要因素。其中，個人制約因素對休閑參與的直接影響程度最大，其次是服務管理和人際制約因素，環境狀況因素直接影響程度最小，而休閑機會因素則間接影響居民體育健身休閑參與。此外，城市居民體育健身休閑參與還受到五大制約因素之間不同程度的交互影響，從而表現出復雜性效應的特征。

[關鍵詞]休閑制約因素；體育健身休閑參與；結構方程模型；福州居民

[中圖分類號]F59

[文獻標識碼]A

[文章編號]1002-5006（2017）10-0115-12

Doi： 10.3969/j.issn.1002-5006.2017.10.016

引言

隨著我國大眾休閑時代的到來以及休閑城市建設的不斷推進，城市居民參與休閑活動日益多元化，其中體育健身休閑日漸成為城市居民主要休閑活動之一。2014年，國務院發布了《關于加快發展體育產業促進體育消費的若干意見》，要求各級政府結合城鎮化發展統籌規劃體育設施建設，重點建設一批便民利民的中小型體育場館、公眾健身活動中心、戶外多功能球場、健身步道等場地設施，大力支持發展群眾喜聞樂見的健身休閑項目等。十八屆五中全會明確將“健康中國”上升為國家戰略。國務院印發《全民健身計劃（2016—2020年）》和《關于加快發展健身休閑產業的指導意見》等文件，對發展群眾體育、倡導全民健身新時尚、加快發展健身休閑產業、推進健康中國建設、滿足群眾多樣化體育休閑需求等做出部署。健康發展觀日益深入人心。

國外休閑研究至今已有100多年歷史，研究內容涉及休閑動機、休閑偏好、休閑制約、休閑滿意度、休閑行為等41個研究主題，其中休閑制約研究有 20多年歷史，已成為清晰明顯的子領域[1-2]。國外休閑制約理論發展與實證研究都取得豐碩的成果，其中北美研究成果尤為突出[1]。隨著一些發展中國家居民休閑需求的高漲，一些學者開始借鑒國外休閑制約理論與實踐經驗，探討跨文化背景下的休閑研究，但研究成果相對有限。Walker等人通過對1990—2009年期間5種主要休閑研究期刊中有關跨文化背景的休閑研究成果分析發現，在1891篇文獻中，僅有4.1%是置于非西方文化背景下考慮，且研究者通常把西方文化背景下的休閑研究理念強加其中，不僅未能正確反映不同文化背景下的休閑研究發展狀況，而且缺乏深入探討[3]。國內開展休閑研究處于初步發展階段，以休閑時間、休閑行為（包括休閑動機、休閑態度、休閑選擇、休閑消費、休閑體驗、休閑制約、健身休閑行為等）及不同人群休閑行為差異、休閑教育、休閑管理、休閑空間（包括健身休閑空間）、休閑產業、休閑參與對幸福感影響、旅游休閑等相關研究居多[1-2，4-7]，其中休閑制約研究文獻不多[1]，關注體育健身休閑制約因素及其對休閑參與的影響研究也較缺乏。基于新時期我國大力推動休閑城市、城市休閑以及“健康中國”的發展契機，關注中國城市化及集體主義價值觀文化背景下的城市居民體育健身休閑制約研究，具有積極意義。

體育健身休閑是一種融合運動和游憩的休閑活動[8]，這些活動實質上就是玩耍（fall under the

rubric of play）[9]，不帶有競爭性，且對于特定設備和規則要求較低[10]。體育健身休閑活動通常發生在休閑時間，是一種非結構化的娛樂方式[11]。體育健身休閑參與是個人參與某種體育健身休閑活動的類型和頻率[12]。城市居民是我國目前體育健身休閑市場的主導力量，其體育健身休閑參與受到哪些制約因素的影響，這些制約因素與休閑參與是否相互影響，影響強度如何等問題，都需要進行大量的實證研究。本文基于929份福州市居民體育健身休閑制約因素和休閑參與調查問卷，試圖采用主成分分析法和結構方程模型，實證探討城市居民體育健身休閑制約因素及其與休閑參與的影響關系，期待研究成果有助于了解城市居民體育健身休閑參與的制約特征，且對優化城市體育健身休閑空間的人本化建設及管理決策提供一定的參考依據。

1 文獻回顧

1.1 休閑制約理論

國外休閑制約研究主要包括休閑制約理論模型、休閑制約因素、不同人群參與不同戶外游憩活動的休閑制約機制、休閑服務供給及政策的制約等內容[1]，其中“偏好-障礙-參與”、休閑制約因素序列等級模型、休閑制約協商模型、戶外游憩制約因素模型等都是重要的休閑制約理論模型[1-2]。20世紀80年代初期，休閑制約研究者最早使用“休閑障礙”（leisure barrier）這一術語，基于簡單的“偏好-障礙-參與”模型和2個假設[13]，簡單認為障礙的存在會直接導致不參與，而完全否定了偏好對休閑行為的作用，也缺乏對休閑制約作用機制的深入探討。20世紀80年代后期，隨著實證研究的深入，研究者開始關注制約與偏好的關系及休閑制約內在作用機制問題，Crawford和Godbey在《家庭休閑障礙的重新思考》一文中提出休閑制約（leisure constraints）因素概念，即限制休閑偏好形成或阻礙人們參與并享受休閑的因素，將休閑制約因素分為個人內在制約、人際間制約和結構性制約3種類型[14]，個人內在制約因素指個體內在的心理品質（如情緒狀態、個人能力、知識、技能、興趣等），其會影響個人的休閑偏好；人際間制約因素（如缺乏同伴、異性的態度、缺乏家人的支持等）被認為是外部因素，其形成于人際交往中。結構性制約也被認為是外部因素（如缺少資金、缺少時間、缺少設施、缺少機會等），往往介于休閑偏好和休閑參與之間[1-2，14]。在此基礎上，Crawford、Jackson和 Godbey進一步發展休閑制約因素序列等級模型，指出3種制約因素類型并非相互獨立，而是具有一定的層級關系，最初層次是個人內在制約因素，其次是人際間制約因素，最后是結構性制約因素，其中個人內在制約是直接影響休閑參與最重要因素，其次分別為人際間制約和結構性制約因素[15]。20 世紀 90 年代初以來，大量實證研究發現：消除制約因素與休閑參與行為之間并不存在決定關系[16-17]，甚至出現制約因素越多，參與行為反而越強的現象[18-19]，即人們可以通過休閑制約協商來達到休閑參與的目的。休閑制約協商（negotiation of leisure constraints）是指人們單獨或集體地使用改善或減輕制約的策略[13]。Jackson提出消除休閑參與的制約因素取決于個人休閑制約協商的能力，個人的動機越強，休閑制約協商的成功率越大[19-20]。Hubbard和Mannel進一步拓展了休閑制約協商模型，通過建立動機、制約、協商和參與之間的關系，構建4種制約協商過程的競爭模型（獨立模型、協商緩沖模型、制約作用緩沖模型和感知制約減輕模型），以此來預測休閑行為的發生與否[21]。學者從休閑制約協商的角度，修正完善了休閑制約因素序列等級模型，并在此基礎上提出了戶外游憩制約因素模型[13]，該模型將先行宏觀因素（包括種族、性別、文化和社會經濟影響力等）和環境條件加入模型，反映出休閑制約研究學者開始關注宏觀社會文化環境的重要影響。endprint

1.2 休閑制約因素

休閑制約因素是休閑制約研究的重要內容。國外關于休閑制約因素研究主要有：（1）不同群體（如青少年、女性、種族、老年人、種族/移民、殘障人員等）休閑制約因素及制約機制[1-2]；（2）休閑制約因素對某些戶外游憩活動的影響研究，包括不同人群參與戶外體育休閑活動的制約研究[12，22-24]；（3）在某些特定開放型休閑空間（如城市公園、廣場等）參與休閑活動（如慢跑、遛狗、散步、騎行等）的制約因素研究[25]。國外大量實證研究表明，制約休閑參與的主要因素是結構性制約因素，其次是人際間制約，而個人內在制約影響最低[1]。在中國東方文化背景下，休閑參與的制約因素是否存在序列等級關系，其影響強度是否不同，這些還需要大量實證探索。

21世紀以來，體育健身休閑制約因素研究開始在國內受到關注，研究主體主要涉及大學生[26]、女 性[27-28]、老年人[29]、社區居民[30-31]等，一些學者采用層次分析、結構方程模型、因子分析、回歸分析、相關分析、方差分析等方法實證探討體育健身休閑參與的制約因素[29-34]。總體上，選取的體育健身休閑制約因素以體育健身休閑場所及個人制約因素考慮偏多，而健身休閑場所與主體行為之間相互體驗的制約因素偏少，各制約因素之間的關系以及相互影響機制闡釋分析仍較缺乏。

2 問卷設計和數據收集

2.1 研究區域概況

本文選取福州市作為研究案例，具有一定的代表性和典型性。2011年，福州市被授予全國“全民健身示范城市（區）”試點單位。近年來，福州市政府已陸續組織全國徒步健身大會、第一屆全國青年運動會、福州國際馬拉松等活動，城市10分鐘健身圈建設步伐不斷加快，體育場地數量、類型、結構、分布等都取得巨大進展，體育健身休閑產業基礎較好。2016年，福州市被評為中國最棒的30個運動城市之一[35]。

2.2 問卷設計

基于國外休閑制約理論，在收集國內外有關體育健身休閑制約因素研究（表1）及專家咨詢的基礎上，設計調查問卷。問卷包括2個部分，第一部分調查居民對體育健身休閑制約因素影響程度的感知狀況，初步設計23個制約因素題項，采用李克特量表度量每項制約因素的影響程度（“沒有影響”“影響較小”“影響一般”“影響較大”“影響很大”）。第二部分為被調查者的人口統計學特征（包括性別、年齡、家庭結構、職業、文化程度及收入狀況等）。

2.3 數據收集

由于本研究重點調查體育健身休閑場所（軟硬件條件）體驗、健身休閑場所與主體行為之間相互作用、個人制約等因素，因此調查對象選擇正在參與體育健身休閑活動（如羽毛球、乒乓球、籃球、網球、游泳等）的城市居民。為了使樣本具有更大代表性和普適性，調查地點不考慮選擇高端型健身休閑場所，而是選擇“大眾型”公共體育健身休閑場所（包括福建省奧林匹克體育中心、福州市體育館、福州市金山文體中心、臺江區青少年活動中心等）和中等水平的“專業型”私人健身休閑俱樂部（浩沙健身俱樂部8家連鎖店：金龍店、陽光店、文體店、連洋店、五一店、楊橋店、文體店、寶龍店）。數據收集采取問卷調查，問卷發放時間在2014年7月20—31日和2015年1月5—21日兩個時段，共發放問卷937份，獲得有效問卷929份，問卷有效率達99.2%。調查樣本中：男性609名，占65.5%，女性320名，占34.5%；年齡結構以18～44歲的中青年為主體，共695人，占74.8%；具有大專及以上學歷共686人，占73.9%；月收入在3001～6000元之間有464人，占49.9%；職業以企事業人員、學生、個體職業者為主，分別占23.8%、14.4%、11.4%。

3 結果分析

3.1 福州居民體育健身休閑的制約因素

為了解釋城市居民體育健身休閑制約因素的內涵結構，本文使用探索性因子分析。首先，采用SPSS 20.0軟件對929份有效問卷進行信度和效度分析發現，問卷Cronbachs α系數為0.946，說明問卷的信度很高。KMO值為0.950，Bartlett對應的相伴概率值為0.000，小于顯著性水平0.005，效度值較好，表明本次調查數據可以采用因子分析。其次，對初步設計的23項健身休閑制約因子進行主成分分析。利用最大方差旋轉法，經過8次探索提取5個公共因子，信度系數分別為0.855、0.730、0.908、0.920和0.817，信度值較好，且解釋總方差達70.233%，達到提取因子的要求（表2）。根據各公因子的內容和特征，分別對5個公因子進行命名。第1個公因子命名為“個人制約”，具體包括興趣愛好、身體狀況、心理狀況、健身態度與參與意識、運動技能水平等與個人自身狀況有關的5項因素（為了便于結構方程分析，分別賦予X1～X5序號，下同），解釋總方差的14.904%；第2個公因子命名為“人際制約”，具體包括家人和朋友的健身態度、有一起鍛煉的同伴、專業健身教練的指導等外界群體對自身影響的3項因素（X6～X8），解釋總方差的8.972%；第3個公因子命名為“休閑機會”，具體包括可自由支配的休閑健身費用、可自由支配的休閑健身時間、可自由選擇的休閑健身活動項目、健身活動項目與服務的價格、健身活動項目趣味性時尚性和易參與性、家里到健身場所的交通便捷性等與居民獲得健身休閑活動可能性有關的6項因素（X9～X14），解釋總方差的17.133%；第4個公因子命名為“服務管理”，具體包括健身場所的環境與健身氛圍、健身信息獲取的便利性、健身場所的個性化服務質量、健身場所的專業管理水平、健身設施器材的數量與類型、健身場所對外開放時間等6項因素（X15～X20），解釋總方差的20.018%；第5個公因子命名為“環境狀況”，具體包括天氣狀況、健身場所的治安狀況、健身場所的衛生狀況等3項因素（X21～X23），解釋總方差的9.206%。顯然，個人制約因素、人際制約因素都屬于獨立的制約因素，而第3個公因子（休閑機會）、第4個公因子（服務管理）和第5個公因子（環境狀況）都屬于結構性制約因素，這與國外三大休閑制約因素類型明顯不同。endprint

3.2 福州居民體育健身休閑參與的制約模型

3.2.1 建立初始制約結構模型

基于國外休閑制約理論，在探索性因子分析基礎上，構建城市居民體育健身休閑參與的初始制約結構模型（圖1）。該模型遵循個人制約→人際制約→結構性制約（休閑機會、服務管理和環境狀況）→休閑參與的研究主線，將休閑參與（包括偏好程度和體驗頻率）作為結果潛變量，個人制約、人際制約、休閑機會、服務管理、環境狀況為原因潛變量，提出5個原因潛變量之間以及5個原因潛變量對于結果潛變量間的15條假設路徑（限于篇幅，在此省略），各個潛變量又分別包含不同觀察變量，共同構建成城市居民體育健身休閑參與的初始制約結構模型（圖1）。

3.2.2 初始結構模型驗證及修正

運用Amos 17.0軟件對結構方程模型進行初步擬合，主要指標擬合度檢驗結果表明，部分指標擬合狀態不太理想[36]，如卡方值（χ2=1373.274）與自由度（df=260）之比為5.282，超出理想值（3.0）較多，GFI和AGFI處于0.8～0.9之間，必須對初始結構模型進行修正（表3）。

初始結構模型修正，首先需要讓潛變量之間路徑系數達到顯著水平。根據15個潛變量間的假設路徑系數t值檢驗，經過8次探索，結果發現（表4）：有4組路徑系數（即個人制約對環境狀況；人際制約分別對服務管理和環境狀況；休閑機會對休閑參與）沒有達到0.001的顯著性水平，需要刪除，保留達到顯著水平的11組潛變量間的路徑系數（表4）。

其次，結合“modification indices”修正指標，嘗試建立誤差變量之間新的結構關系。經過7次誤差變量間的修正，修正模型誤差變量之間達到顯著性水平（表5）。且據主要修正指標擬合度驗證發現，各項指標都得到明顯改善，其中卡方值（χ2=958.531）與自由度（df=257）之比為3.730，GFI、AGFI、CFI、IFI和NNFI都達到大于0.9的標準，表明修正模型可作為最終結構模型（表3和圖2）。

據路徑系數驗證結果及最終結構模型顯示（表4和圖2），在最初15個假設路徑中，只有11個假設路徑呈現出直接的影響關系，且均在0.001顯著性水平。除了“休閑機會”不是直接的制約因素以外，“個人制約”“服務管理”“人際制約”“環境狀況”是福州居民體育健身休閑參與的四大制約因素，且以上五大制約因素之間也存在相互影響關系，影響程度表現不同。

3.3 體育健身休閑制約因素對休閑參與的影響關系分析

3.3.1 個人制約和服務管理對體育健身休閑參與具有直接正向影響

據路徑系數結果分析（圖2和圖3），個人制約因素對健身休閑參與具有直接的正向影響，路徑系數為0.501（t=4.360）。其中“健身態度與參與意識”（0.803）是個人制約中最重要的影響因子，其次是“運動技能水平”（0.767）、“身體狀況”（0.756）、“心理狀況”（0.747）和“興趣愛好”（0.662）。另外，結合制約因素影響程度感知的統計分析，有70.9%的被調查者贊同健身態度與參與意識對休閑參與影響很大，有59.9%、77.6%和65.6%的健身參與者認同運動技能水平、身體狀況及心理狀況對健身休閑參與具有較大的顯著影響。有82.0%的被調查者認為能積極參加體育健身休閑是因為個人興趣愛好。可見，個人制約因素是影響城市居民參與健身休閑活動的最重要因素。

其次，服務管理因素對體育健身休閑參與也具有直接正向影響（圖4），路徑系數為0.386（t= 3.533）。其中，“健身場所的環境與健身氛圍”（0.942）對體育健身休閑參與影響最大，其次為“健身場所的專業管理水平”（0.873）、“健身場所的個性化服務質量”（0.852）、“健身設施器材的數量”（0.830）和“健身信息獲取的便利性”（0.801），最后為“健身場所對外開放時間”（0.751）。結合制約因素影響程度感知的統計分析，有62.0%、57.3%、54.7%、55.3%、50.1%和60.0%的被調查者分別贊同“健身場所的環境與氛圍”“健身場所的專業管理水平”“健身場所的個性化服務質量”“健身場所設施器材的數量和類型”“健身信息獲取便利性”及“健身場所對外開放時間”會對其體育健身休閑參與產生較大影響。可見，健身場所的環境與氛圍、個性化服務質量以及便利性需求滿足等因素對居民參與體育健身休閑活動影響很大。

3.3.2 人際制約和環境狀況對體育健身休閑參與具有直接負向影響

據路徑系數結果分析（圖2和圖5），人際制約因素對體育健身休閑參與呈現直接的負向影響，路徑系數為-0.421（t=-3.772），即人際關系制約越大，健身休閑參與可能性越小，表明城市居民較不喜歡自己獨自參與健身休閑，“有一起鍛煉的同伴”（0.741）在人際制約因素中是影響健身休閑參與最關鍵的因素，其次為“家人（朋友）的健身態度”（0.725）和“專業健身教練的指導”因素（0.626）。另據制約因素影響程度感知的統計分析，67.3%、58.3%的被調查者分別認為“有一起鍛煉的伙伴”“家人（朋友）的健身態度”對他們是否參與體育健身休閑活動產生較大影響，反映出中國的集體主義思想對居民參與體育健身休閑活動的影響。有48.8%的被調查居民認為需要“專業健身教練的指導”。

其次，環境狀況因素對體育健身休閑參與也具有直接負向影響（圖6），路徑系數為-0.428（t=-4.034），表明如果居民對于健身休閑場所環境狀況（包括治安狀況和衛生狀況）的擔憂越多，其參與體育健身休閑機會越小。在環境狀況因素中，“健身場所的治安狀況”（0.868）影響最大，其次是“健身場所的衛生狀況”（0.850）和“天氣狀況”（0.635）。據制約因素影響程度感知的統計分析表明，有61.8%、66.1%%和50.8%的被調查者認為“健身場所周邊的治安狀況”“衛生條件”及“天氣狀況”對其參與體育健身休閑活動影響大。endprint

3.3.3 休閑機會間接影響體育健身休閑參與

據路徑系數（圖2和圖7），“休閑機會”不直接影響體育健身休閑參與，路徑系數為-0.239（t=-1.885），但其可以通過路徑① “休閑機會→服務管理→休閑參與”，路徑② “休閑機會→服務管理→環境狀況→休閑參與”，路徑③ “休閑機會→環境狀況→休閑參與”等3種不同的影響路徑，間接地對體育健身休閑參與產生影響。由于“環境狀況”因素對健身休閑參與具有直接負向影響，因此路徑① 的累積總影響效應數值最大（0.250）；路徑③ 的總影響效應值位居其中（-0.071）；路徑② 的總影響效應值最小（數值為-0.189）。增加城市居民的“休閑機會”，在一定程度上可以激發人們參與體育健身休閑動機。

3.3.4 五大體育健身休閑制約因素之間存在不同程度交互影響

據路徑系數結果分析（圖2和圖8），“個人制約”“休閑機會”“人際制約”“服務管理”和“環境狀況”因素之間存在不同程度的交互影響關系。其中，“個人制約”與“人際制約”“服務管理”與“環境狀況”“休閑機會”與“服務管理”因素之間的影響關系最強，對應的路徑系數分別為0.731、0.683、0.647（對應的t值為16.730、13.694、18.188）；其次是“人際制約”與“休閑機會”“個人制約”與“休閑機會”，對應的路徑系數分別為0.391和0.305（對應的t值為6.358和5.434）；而“休閑機會”與“環境狀況”“個人制約”與“服務管理”的影響關系最弱，路徑系數分別為0.166和0.154（對應的t值為4.063和5.524）。可見，“個人制約”對其他制約因素影響最多，其除了直接影響“人際制約”“休閑機會”和“服務管理”因素以外，還可通過“休閑機會”或“服務管理”因素，間接地影響到“環境狀況”；其次影響較多的是“休閑機會”因素，其既可直接影響“環境狀況”，也可通過“服務管理”間接地影響到“環境狀況”因素。由于五大制約因素之間存在不同程度的交互影響路徑，從而對休閑參與影響表現出復雜性效應的特征。

4 結論與討論

本文基于福州市居民體育健身休閑參與制約調查，采用因子分析和結構方程模型實證探討了城市居民體育健身休閑參與的制約因素及其與休閑參與的影響關系，得到以下研究結論：

（1）制約城市居民參與體育健身休閑活動有五大因素。首先，“個人制約”“服務管理”“人際制約”“環境狀況”因素對城市居民體育健身休閑參與具有直接影響，而“休閑機會”因素則是間接影響居民健身休閑參與。其次，對比國外相關休閑制約實證研究發現，健身休閑制約影響因素都包括個人制約、人際制約和結構性制約因素，但在中國環境下，“服務管理”“環境狀況”和“休閑機會”等結構性制約因素對于居民參與體育健身休閑影響表現特別突出，成為明顯獨立的影響因子。第三，五大制約因素之間也存在不同程度的交互影響，并通過不同的影響路徑（包括組合路徑），對休閑參與影響表現出直接性、間接性、復雜性和累積性效應的特征。

（2）五大制約因素對城市居民體育健身休閑參與影響程度表現不同。首先，“個人制約”因素對休閑參與影響程度最大，加強居民健身休閑態度與參與意識的培育，培養其健身休閑興趣與愛好是推進我國開展全民健身休閑參與的首要任務。其次是“服務管理”制約，這可能與我國體育健身休閑場所重物質建設而輕服務管理質量有關，服務管理能力（如營造良好健身休閑氛圍、加強專業化管理水平以及打造個性化服務體驗等）是提升體育健身休閑企業競爭力的主要建設內容。第三，“人際制約”和“環境狀況”制約因素也是健身休閑參與的重要影響因素，在集體主義文化背景下，構建和諧、友愛、互助、舒適、安全、衛生的健身環境，往往會吸引更多居民積極參與健身休閑。最后，“休閑機會”制約因素雖然不對健身休閑參與產生直接影響，但其會通過其他制約因素間接影響休閑參與，因此也不容忽視。為了最大化滿足居民“休閑機會”需求，政府、企業及相關部門可以通過科學增設或擴建健身休閑場所空間、改善到達健身休閑場所交通便捷性、增加健身休閑活動選擇及項目價格合理性、擁有較多可支配健身休閑時間和費用等策略，在一定程度上激發人們參與體育健身休閑動機。

（3）考慮到城市居民健身休閑參與行為的復雜性，以及我國不同城市體育健身休閑發展水平的差異，本文關于城市居民體育健身休閑制約因素確定及其對休閑參與的影響研究僅僅是一種探索性研究，研究結果仍需要更多案例城市進行檢驗。下一步將對廈門（回收926份問卷）和南京（回收926份問卷）等其他城市開展后續研究。此外，對于不同人口特征屬性的人群、不同類型體育健身休閑空間的相關研究也值得關注。

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