殘疾人休閑涉入、休閑效益及其生活滿意度影響的復雜性結構

程 勵

（四川大學 旅游學院，四川 成都610064）

經濟的快速發展和閑暇時間的增長使人們對休閑的需求日益增長，休閑成為人們生活的重要組成部分［1］.相關研究表明，參與戶外休閑能夠增加人們的愉悅情感體驗［2］，對個體的生理和心理健康產生積極影響［3］，有助于個體生理、心理和注意力方面的恢復［4］，減輕個體壓力和抑郁癥狀［5］、減少憤怒和焦慮等負面情緒，也有助于降低血壓［6］，對其生理、心理、社會健康［7］和認知功能［8］產生積極影響，并影響到個體對其生活滿意度的感知以及生活質量的整體評價［9-11］.生活滿意度是個體對生活的期望目標與實際結果的自我感知，側重衡量人們如何評價自己的整體生活質量的感受［10］，是主觀幸福感的重要組成部分［11］.

殘疾人是現代社會中一個重要的群體，“殘疾”是一種與疾病、紊亂、受傷或其他健康狀況相關的機能降低狀態，殘疾狀況會被視為一種身體機能的損害、活動受限或參與限制［12］.《中華人民共和國殘疾人保障法》（2008）將“殘疾人”界定為在心理、生理、人體結構上，某種組織、功能喪失或者不正常，全部或者部分喪失以正常方式從事某種活動能力的人.中國的殘疾人總數占全國人口總數的6.34%，2018年已達到8 500萬.由于殘疾人的生理、心理和社會環境等主客觀因素的先天限制，大多殘疾人日常生活環境相對封閉.已有研究表明，封閉的環境會阻礙殘疾人與外部的溝通，不但不利于其身體健康，而且易對自身產生自卑、猜疑、厭世、敵意等負面情緒［13］.Haron等［14］研究也發現個體較高程度的殘疾會導致較低的生活滿意度，并且由于殘疾人群體特有的心理特征和認知方式，殘疾人的戶外休閑活動更容易受到來自個體、群體及社會等多種因素的復雜交互影響.

美國全國計劃（nationwide plan）認為，戶外休閑（outdoor recreation／leisure activities）不僅包括在都市和人造環境的戶外空間中開展的活動，還包括與自然環境有密切聯系的活動［15］.Sessoms［16］認為“戶外休閑”通常指的是那些在自然環境中開展的，并且主要依靠與環境的互動來獲得滿意度的休閑體驗活動.Leitner等［17］將“戶外休閑”定義為活動和戶外環境之間的相互作用，以此為個人帶來身體、心理、情感和社會的價值，同時休閑參與狀況與生活滿意度正向相關，為參與者帶來積極的社會、心理和生理效益以及生活滿意度感知［18］.Reich等［19］也認為戶外休閑活動能為人們提供更多的快樂機會，進而提高生活滿意度.

殘疾人作為社會中的特殊群體，其戶外休閑大約有40 a的研究過程，已形成較為系統的理論，主要涉及殘疾人休閑行為及感知差異的相關研究［20-21］、殘疾人戶外休閑與生活滿意度之間存在關聯［22-23］、殘疾人戶外休閑效益［24］、殘疾人休閑需求與動機［25-26］、殘疾人旅游障礙［27-28］、殘疾人休閑行為及產品開發和市場營銷［29-30］、殘疾人的旅游權利及保護［31］，以及殘疾人旅游發展成果［32-33］等.

針對殘疾人的旅游需求，Ray等［25］認為其旅游動機可主要分為自然性和社會性2類，是為了滿足“歡樂”“休閑”和放松身心、緩解壓力、重塑自我的旅游體驗需求［24，26，34］.Mcavoy等［35］通過對殘疾人和健全人戶外休閑后的生活態度影響程度對比，發現包容性的戶外體驗對殘疾人生活的正向影響更明顯.Kastenholz等［36］發現無障礙旅游不但能促進殘疾人的社會融入，而且有助于他們的自我發展和提升他們的生活滿意度.此外，參與戶外休閑的殘疾人能比健全人獲得更高的成就感和效益感知［37］，能有效增強殘疾人的同伴接納度和自信［38］.相關實證研究也證明戶外休閑的參與，對殘疾人的自我發展和生活滿意度有顯著的正向預測作用［39］，活動時長也對生活滿意度呈正相關［40］.

目前，已有研究多從線性關系切入討論兩者關系，然而殘疾人生活滿意度的感知形成是一個非常復雜的心理過程，還會受到來自個體、群體及社會等多種因素的復雜交互影響.為了探究這一復雜過程具體的形成與影響機制，本文將分析殘疾人在戶外休閑活動中的休閑涉入、休閑效益與生活滿意度的內在結構與影響關系，利用復雜性理論和一種新的模糊集定性比較分析（fsQCA）來進行實證研究.

1 相關理論與模型構建

1.1 休閑涉入Sherif等［41］的社會判斷理論（Social Attitudes and Identifications）認為“涉入（Ego-Involvements）”是個體由外界某種刺激或情境所引起的感知.1977年，Bryan［42］首次將“涉入”概念引入休閑領域，定義休閑涉入（leisure involvement）為因對休閑活動及休閑場所的喜愛而引發的興趣和行為.Selin等［43］則將其定義為個體投入到某種休閑活動時的一種自我認同的心理狀態.Mclntyre等［44］認為休閑涉入是自我呈現的一種形式，反映休閑活動對個體及生活、工作的重要性和愉悅性.Kyel等［45］認為“休閑涉入”是個體對休閑活動的情感和價值感知.目前，學術界的研究涉及休閑涉入的內涵及維度［44，46-48］、休閑涉入的影響因素［46-47，49-50］、休閑涉入對休閑者行為影響等方面［51-52］.

“涉入”是一個多維度的概念［53］，Kim等［54］將涉入分為心理和行為涉入2方面.Laurent等［53］則將涉入可分為重要性、愉悅性、象征價值、風險可能性、風險后果5個維度.Mclntyre等［44］則以持續性涉入和以往參與活動歷史2個部分劃分，被休閑領域廣泛接受.其中，持續性涉入包括吸引力、中心性和自我表現3個維度.吸引力是指某一活動對個人的重要意義及個人獲得的愉悅感；中心性則反映了一項活動對個人整體生活、朋友和其他在乎的人的重要性；自我表現指得是參與活動對個人逃離日常生活和自我展現的象征性意義.此外，Reich等［55］發現特定休閑活動的持續參與，能使參與者獲得較為顯著的生活滿意度；Heo等［56］則進一步指出這種正向影響及程度會隨著休閑涉入的增加而加強；國內學者也通過實證分析發現休閑涉入的程度會對總體滿意度有預測作用［57］.

基于以上文獻分析，本研究將戶外休閑涉入定義為“個體在戶外休閑活動中持續的情感感知和價值感知，既反映了戶外休閑對個體及其生活、工作的重要性及其帶來的愉悅感，也是個體擺脫日常、展現真正自我的過程”，以文獻［44］和［58］的研究為基礎，從吸引力、生活中心性與自我表現3個維度來衡量殘疾人的戶外休閑涉入.

1.2 休閑效益休閑效益（leisure／recreation benefits）屬于非貨幣價值的效益，Mannel等［59］認為個體在參與休閑活動的過程中，受環境、時間、活動和心境等因素的刺激產生生理、心理、社會和環境等方面的影響，這些影響在通過個體評價后形成休閑效益.Wankel［60］認為休閑效益的內涵在于評價，評估的關鍵在于用一種客觀的態度來考察休閑活動能否達成目標；Ajzen［61］也同樣表達休閑效益指的是達成休閑目標的觀點.Tinsley等［62］從個體視角出發，認為休閑效益是一種借由休閑行為所獲得的有助改善身心狀況或滿足需求的主觀因子；高俊雄［63］補充休閑效益是在參加休閑活動過程中能夠幫助個體改善身心狀況或滿足個人需求的現象.

休閑效益概念認知的差異，產生了學者們多樣化的休閑效益衡量維度.Bammel等［64］認為休閑效益由生理效益、心理效益、社交效益、放松效益、美學效益、教育效益6個層面組成，Cordes等［65］則認為只涵蓋生理效益、心理效益、情感效益和社會效益4個層面，Bright［66］則認為是休閑效益由生理效益、心理效益、社會效益、經濟效益和環境效益5個層面組成；林欣慧［67］將休閑效益可以劃分為個人層面與社交層面2個部分，個人層面包括心理效益和生理效益，社交層面則為社交效益.實證分析方面，Dergance等［68］從生理效益、心理效益和社交效益3個維度對休閑效益進行了衡量，吳必虎等［69］則從生理效益、心理效益、社會效益、教育效益、文化效益和認知效益6個維度對休閑效益進行了衡量.本文將休閑效益界定為“個體對戶外休閑活動所產生的生理、心理和社交方面的積極影響的評價”，并在已有學術研究基礎上，從生理效益、心理效益和社交效益3個層面來衡量殘疾人戶外休閑活動的休閑效益.

1.3 基于定性比較分析的復雜性理論應用定性比較分析方法（QCA，Qualitative comparative analysis）是一種基于布爾代數的分析技術，運用比較原理研究社會現象的復雜技術建模方法，可從小樣本數據中構建出研究議題的因果性關系，能夠回答基于集合論概念和分析因果復雜性的問題.基于QCA技術發展形成的模糊集定性比較分析方法（fsQCA，fuzzy-set QCA）是將模糊集和模糊邏輯與質性比較分析結合起來開發的建模技術［70］.復雜性理論是一種以非線性方式對世界進行系統建模的理念，復雜性理論的應用有助于我們更深入地理解因果與結果條件之間復雜的關系結構［71］.Baggio［72］認為線性方法不能對復雜系統所有構成指標之間的相互作用進行充分解釋，而復雜性理論可與之提供充足和有效的理論以形成復雜模型.目前復雜性理論已廣泛應用于社會學、經濟學、管理學、市場營銷學等學科研究中［73-75］，且在旅游研究領域內已應用于社會競爭行為［76-77］和旅游感知行為［75，78-79］等方面.

實證分析中，Olya等［79-82］用此方法預測旅游天氣保險購買意愿度和目的地忠誠度、居民對旅游發展的支持，以及殘疾游客使用點對點設施行為意向的預測因果模型研究，為消費者／游客復雜行為反應的研究模型提供了理論框架.

本文針對殘疾人獨特的社會心理與行為特征，構建基于模糊集定性比較分析方法的非線性測量模型，除了將戶外休閑涉入、休閑效益納入對殘疾人生活滿意度影響，也將社會人口統計學中性別、常住地、年齡、受教育程度和月均收入等變量納入該模型.

1.4 模型構建殘疾人生活滿意度感知的影響因素具有多元性和復雜性.因此，首先構建殘疾人人口統計學特征和戶外休閑涉入、休閑效益以及生活滿意度的因果關系模型（圖1），其中休閑效益維度為Phy、Met和Sco（生理效益、心理效益和社交效益）3個潛變量，休閑涉入為Atr、Lif和Sel（吸引力、生活中心性和自我表現）3個潛變量.此外，生活滿意度和人口統計學特征也存在關聯性［83］，將Gen、Bas、Age、Edu和Inc（性別、常住地、年齡、受教育程度、月均收入）5個人口學特征變量納入模型進行復雜性分析.模型A1表示預測殘疾人生活滿意度的人口學特征前置條件的因果關系，模型B1前置條件為休閑效益感知，模型C1前置條件為休閑涉入感知，模型D1前置條件為休閑效益與休閑涉入感知，模型E1前置條件為休閑效益、休閑涉入感知和人口學特征.

2 研究設計與方法

2.1 研究區域成都市是中國四川省省會、國家級歷史文化名城，擁有獨特的休閑旅游資源和豐富優厚的自然人文資源，獲得“中國十佳優質生活城市”“中國最佳休閑城市”等多項榮譽稱號，也曾連續獲得“中國最具幸福感城市”稱號，并位居榜首.

據《第二次全國殘疾人抽樣調查數據公報》顯示，四川省殘疾人總數達到622.3萬人，涉及視力、聽力、言語、肢體、智力、精神和多重殘疾等類型.成都市休閑旅游業的多樣化發展，為本地的殘疾人參與戶外休閑提供了多樣化的選擇.基于此，本文以成都市殘疾人為研究案例，探討中國殘疾人的戶外休閑與其生活滿意度的關系.

2.2 問卷設計由于殘疾人群體的特殊性，本研究的問卷設計和調研階段，均與成都市殘疾人聯合會和相關社區的殘疾人工作人員合作，完成了實地調研工作.最終的正式問卷分為3個部分（表1）：第1部分是對殘疾人參與戶外休閑活動基本情況的調查，包括參與頻次和參與戶外休閑活動的類型；第2部分是對圍繞休閑涉入、休閑效益和生活滿意度3個潛變量設計的觀測變量，并采用Likert 5分制量表進行感知測量，其中，1分表示“非常不同意”，2分表示“不同意”，3分表示“一般”，4分表示“同意”，5分表示“非常同意”；第3部分是問卷的人口學特征調查部分，主要包括對殘疾游客性別、常住地、年齡、殘疾類型、殘疾人程度、職業、受教育程度、月均收入等基本情況的調查.

表1 問卷潛變量、維度和測量題項設計Tab.1 Design of latent variables，dimensions and measurement items in the questionnaire

2.3 數據收集為了保證問卷數據的回收率和有效性，課題組通過參與殘聯的相關工作進入相關社區展開研究.2015年8月，通過與殘疾人群體建立線上、線下的朋友關系，建立前期穩定的工作聯系基礎，并展開預調研分析.正式調研從2016年8月中旬持續到12月上旬，基于研究中參與的殘疾人QQ群，采用邀請參與調研以及概率抽樣法中的隨機抽樣方法和通過殘疾人之間相互邀請的滾雪球方法，結合實地調研展開問卷，共發放問卷350份，回收問卷335份，有效問卷330份，有效率為98.5%.其中，紙質版問卷共發出189份，回收174份，有效問卷172份，有效率為98.9%.網絡問卷共發出161份，回收161份，有效問卷158份，有效率為98.1%.

2.4 模糊集定性比較分析方法（fsQCA）采用模糊集定性比較分析，使用fsQCA 3.0軟件進行數據分析.fsQCA對識別產生相同結果的多種路徑或組合有優勢.在所識別的多種途徑或組合路徑中所包含的變量不是基于線性回歸分析來確定的，并且在fsQCA分析結果所提供的不同因果組合中，每個變量（或條件）可能存在或不存在，均可能對結果變量產生正向或負向的影響作用，因此fsQCA方法具有非線性的復雜性建模特點.

fsQCA的基礎是布爾代數，要求分析數據是［0，1］區間內的集合.因此，數據處理過程中首先采用Ragin［84］建議的連續賦值方案進行因素校準，定義［0，1］區間的連續模糊集后利用線性放縮方法將其轉換為模糊集隸屬分數，即給定案例隸屬于一個集合的程度，其中，［1］代表此變量在集合中完全隸屬，［0］則為完全不隸屬.根據模糊集轉換標準，本研究將Likert 5級量表得分中的“5、3、1”設為3個定性轉折點進行校準，分別轉換為“1完全隸屬”“0.5交叉點”“0完全不隸屬”，其中，交叉點是最大的模糊點，即在該點的案例即非“隸屬”，也非“不隸屬”.數據校準完成后，需要進一步構建真值表以適合于Quine-McCluskey最小化程序分析（即布爾函數最小化）.在此構建過程中，要先根據頻數和一致性這2個標準對真值表進行細化，其中，頻數為案例數量，一致性為案例給定的復雜前因組合對結果的解釋程度［84］.構建出真值表后，將數據輸入fsQCA 3.0軟件計算獲得結果，結果將呈現導致同一結果（生活滿意度）發生的多重因果路徑（邏輯因果組合）.在非對稱分析方法中，一致性和覆蓋度被用作結果評價的分析指標，一致性指數常用來衡量納入分析的所有案例能夠解釋導致結果發生的某個給定的條件或因果組合的程度，覆蓋度則是指這些給定的條件或因果組合對結果發生的解釋力度［85］.

本研究以復雜性理論作為理論基礎所提出戶外休閑對殘疾人生活滿意度的復雜因果模型，將依據Woodside［75］提出的原則評估fsQCA分析結果.

1）原則1：一個簡單的因素條件或許是必要的，但其對預測結果的高得分是不充分的.

2）原則2：一個包含2個或多個因素條件的復雜因果組合對預測結果的一致高得分是充分的.

3）原則3：一個因果組合對預測結果的高得分是充分不必要的.

4）原則4：如果因果組合中的某一因素條件要對結果的得分產生影響，是取決于因果組合中是否存在其他因素的.

5）原則5：在對結果的得分預測下，某一因果組合僅表示一些而不是全部案例（即受訪者）的觀點，并且在任何單一因果組合中覆蓋度都應小于1.00.

2.5 模型分析過程首先對回收數據進行初步分析，克朗巴哈系數α用于檢驗研究變量的內部一致性，偏最小二乘法的SmartPLS軟件和Hair原則［85］進行驗證性因子分析（CFA）和測量模型的擬合效度檢驗，表明兩者之間存在非對稱性關系后［86］，對提出的結構模型使用具有復雜理論的fsQCA進行非對稱性建模.最后基于復雜性理論的主要原則，檢驗其結果.fsQCA 3.0軟件的分析結果會產生3個解：復雜解、簡約解與中間解，本研究采用中間解為分析結果［87］.

3 研究結果

3.1 樣本人口統計特征如表2所示，調查對象中男性居民樣本略多，占比為54.8%；常住地在城鎮地區的樣本最多，占比為75.8%；殘疾類型以肢體殘疾的樣本最多，占比為67.6%，其次為其他項和視力殘疾，分別為16.4%和9.1%；殘疾程度方面，樣本分布均衡；年齡主要集中在26～55歲之間，占比為74.2%；受教育程度以初中水平的樣本最多，占比為27.6%，其次為高中／中專，占25.5%；職業方面以私營業主的樣本最多，占比為19.1%，其次為在家待業人員，為16.1%，其中，私營業主項的樣本主要從事三輪車等較低端的社會服務；月均收入處于1 001～2 300元的樣本最多，占比為31.8%，其次為1 000元以下，為30%，說明被調查者由于自身身體條件和所能從事職業的限制，收入水平普遍比較低.本次調查結果符合殘疾人群體的社會特點.

表2 調查樣本人口學基本特征Tab.2 Basic demographic characteristics of research sample

3.2 信度與效度分析使用Smart PLS 2.0對測量模型進行檢驗，以確定觀測指標（變量）與潛在的（未觀察到的）構念之間的因果關系.信度檢驗方面，所有觀測指標的Cronbachα值分布在0.840到0.931之間，均高于0.7［88］，表明內部一致性較好；組合信度分布在0.904到0.949之間，均大于推薦值0.7［89］，說明信度水平較好.聚合效度通過標準化載荷來評判［84］，分析結果表明所有觀測指標及構念的載荷均顯著.一般認為，當平均提取方差大于0.5，且潛變量間的相關系數小于平均提取方差的平方根時，可認為模型中各潛變量間具有較好的區別效度.從表3可知，測量模型中的各潛變量的平均提取方差（AVE）在0.605～0.849之間，均大于0.5的標準［90］，各潛變量之間的相關系數均小于各潛變量的平均提取方差的平方根［91］，說明本研究的各潛變量的區分效度較好.

表3 測量模型潛變量間的區分效度與相關系數Tab.3 Discriminant validity and correlation coefficient between latent variables of the measurement model

根據Smart PLS對研究變量間的路徑系數運算結果，反映型PLS結構方程模型的預測關聯度（predictive relevance）Q2都大于0，表明研究模型的預測關聯度顯著［92］；判定系數R2為0.370，表示6個外源潛變量對內源潛變量變異的解釋能力；模型擬合優度GOF為0.542，表明模型的擬合優度較強.綜上，可判定該研究模型的6個前因條件適合并可組合進行fsQCA分析.

3.3 反向案例分析Woodside強調，研究人員使用自變量-因變量的對稱分析方法的一個常見錯誤做法就是忽略與主要影響相反的關聯案例.因此，需要通過進行反向案例分析來指定變量之間的核心關系，并說明對結果產生正面或負面影響的變量［93］.已有研究也表明在不考慮其中一個因素對另一個因素存在主要影響作用的情況下，2個因素在同一個數據集中可能存在正向關系、負面關系或沒有關系，也需要進行反向案例分析以確認因素之間的關系［94］.

上文已證明研究的潛變量之間存在顯著的正相關關系，前因變量與結果變量之間的影響效應較強.與研究預期相同，高吸引力感知會帶來高生活滿意度（159個案例），低吸引力感知會導致低生活滿意度（9個案例）.相關分析表明吸引力感知對生活滿意度感知的主要影響關系是顯著正向的，然而在吸引力感知與生活滿意度的關系中卻出現了反向案例，表4中出現低吸引力感知會導致高生活滿意度（3個案例），高吸引力感知會導致低生活滿意度（19個案例），說明本研究的相關變量之間存在非對稱關系，需要進行fsQCA分析以探討其非對稱關系.

表4 吸引力和生活滿意度交叉列聯表Tab.4 Results of cross-tabulation of attraction and life satisfaction

3.4 fsQCA分析結果

3.4.1 殘疾人生活滿意度影響因素分析 樣本最終所有的因果組合如表5所示，整體覆蓋度和整體一致性基本符合Ragin的臨界值界定［95］，模型解釋力度較好.首先以人口統計特征作為分析指標，模型A1得到了4個高生活滿意度因果組合，整體覆蓋度為0.600，整體一致性為0.652，其中組合A1-4（Gen*Bas*Age*Edu*～Inc）的一致性程度最高（0.806），表明高年齡段、高受教育程度的、高月均收入的城鎮常住男性殘疾人，獲得高生活滿意度的感知結果可能性越高.

表5 預測高水平生活滿意度的前因因果組合Tab.5 Causal recipes of antecedents for life satisfaction（Model A／B／C）

模型B1得到3個因果組合，其整體覆蓋度為0.583，整體一致性為0.862，其中組合B1-3（Phy*Met*Sco）的一致性程度最高（0.975），表明對戶外休閑存在高生理效益、高心理效益和高社交效益感知的殘疾人最可能獲得高生活滿意度的感知結果.模型C1得到了1個因果組合～Atr*Lif*～Sel，其整體覆蓋度為0.210，整體一致性為0.955，表明低吸引力感知和高生活中心性且低自我表現感知的殘疾人最能獲得高生活滿意的感知結果.模型D1得到了3個因果組合，其整體覆蓋度為0.691，整體一致性為0.807，其中組合D1-3（Atr*Lif*Sel*Phy*Met*Sco）的一致性程度最高（0.978），表明高吸引力感知、高生活中心性感知、高自我表現感知、高生理效益感知、高心理效益感知和高社交效益感知的殘疾人最能獲得高生活滿意的感知結果.模型E得到了10個因果組合，其整體覆蓋度為0.653，整體一致性為0.626，其中組合E1-10（Gen*Bas*Age*～Edu*Inc*Atr*Lif*Sel*Phy*Met*Sco）的一致性程度最高（1.000），表明對戶外休閑存在高吸引力、高自我表現、高生理效益、高心理效益和高社交效益的低受教育程度、高月均收入水平的城鎮常住男性殘疾人最能獲得高生活滿意度的感知結果.

3.4.2 預測效度 預測有效性用以證明假設構型模型對不同數據集預測結果變量的能力［76］，模型擬合好并不意味著該模型提供了良好的預測.為了檢驗提出的假設構型模型的預測效度，與之前的研究一致［78］，將原始樣本分為2個子樣本.在子樣本1中對非對稱關系建模進行fsQCA分析，然后利用子樣本2（預留樣本）分析模擬結果條件（高生活滿意度）的因果組合清單.

高生活滿意度預測效度結果見表6，以休閑效益和休閑涉入作為因果前置條件.使用子樣本1對假設模型分析的因果組合與總體樣本fsQCA結果是一樣的（表5模型D1）.然后利用子樣本2對子樣本1中的因果組合1和2進行測試.根據子樣本2對F3進行檢驗（圖2（a））、子樣本2對F2進行檢驗的結果（圖2（b）），得到相似的不對稱關系、一致性（0.822）和覆蓋度（0.676），證明本文所提出的假設構型模型具備在不同數據集的預測結果條件的能力.

表6 預測效度結果Tab.6 Result of predictive validity

圖2 顯示因果算法的plot圖Fig.2 Plot diagrams showing the causal algorithm

3.4.3 結果可行性評價以Woodside［93］復雜性理論的主要原則，對研究模型及實證研究結果的可行性進行評價.fsQCA的結果顯示，一個簡單的因素條件或許是必要的（例如受教育程度），但其對高預測及其他結果都是不充分的，滿足原則1的要求.其次，不同預測結果均存在多個充分的復雜因果組合，支持原則2.如模型B1中的組合B1-1（Phy*～Met*～Sco）是結果的充分但非必要條件，滿足了原則3.而且，所有因果組合中的某一前因條件（例如吸引力等）會隨因果組合中其他因素條件（例如自我表現等），對預測結果的得分產生不同影響，符合原則4.最后，所有單一因果組合都只是代表部分樣本，覆蓋率均小于1.00，達到原則5的標準.因此，在復雜性理論的原則都得以滿足的情況下，本研究以復雜性理論為基礎的非對稱模型可以幫助去更好理解殘疾人對生活滿意度復雜因果關系.

4 結論與討論

4.1 結論在“殘疾人戶外休閑”“休閑涉入”“休閑效益”和“休閑與生活滿意度之間關系”等相關研究成果的基礎上，構建了基于復雜性理論的殘疾人生活滿意度前因變量的非對稱影響模型，并通過模糊集定性比較分析（fsQCA）預測出一系列影響殘疾人生活滿意度的因果組合.在測量變量信效度較高、模型擬合較好的前提下，fsQCA結果所構建的5種因果模型，其中總體模型E共有21個因果組合，均滿足一致性（＞0.6）和覆蓋度（＞0.2）的要求，可信度較高.交叉列聯表分析發現，從休閑視角預測殘疾人的生活滿意度時存在反例發生，即進行預測的結果條件（生活滿意度）與前置因果條件之間呈現出非對稱關系，因此以fsQCA方法進行分析的契合性高.fsQCA結果表明高生活滿意度的前因條件具有異質性和復雜性，即同一前因條件在不同的預測因果組合中，會產生負向、正向或無影響，表明高水平生活滿意度的前因條件之間存在一定的交互作用，呈現出復雜影響機制與關系.

綜合5種模型發現殘疾人的受教育程度、月均收入及自我表現和休閑效益感知在高預測因果組合中出現的頻次最多，可認為是獲得高生活滿意度的重要條件.休閑效益感知具有正向相關性，因此認為休閑效益感知是核心條件，其中心理效益的影響最顯著.休閑涉入的感知中，殘疾人自我表現感知的影響最為顯著.此外，殘疾人的受教育和收入水平也是獲得高預測值的重要條件.因此，為了更好地提升殘疾人的生活滿意度，可以重點提升殘疾人參與戶外休閑活動中的心理效益和自我表現感知，加強對殘疾人的教育文化和生活水平提升.

4.2 討論

4.2.1 理論意義 當前學術界針對戶外休閑已有大量研究，但針對殘疾人戶外休閑的研究較少，探究戶外休閑活動對殘疾人生活滿意度的影響機制的研究更是缺乏.本研究在復雜性理論的基礎上，通過構建戶外休閑活動對殘疾人生活滿意度感知影響的復雜因果模型，并全面地考慮了不同前因條件之間的組合聯系，拓展了休閑涉入、休閑效益和生活滿意度等傳統測量變量的理論分析渠道.其次，本研究運用模糊集定性比較分析（fsQCA）方法來探討非對稱模型，在已有定量和定性基礎上進行了更全面的分析，研究發現模型的每個因果組合對結果均具有充分性.此外，XY圖還表明前因組合與結果條件之間存在不對稱關系，即導致高預測結果的因果條件不相同，這是傳統對稱方法所無法研究的重要環節［96］.

4.2.2 實踐啟示本研究分析了影響殘疾人生活滿意度的前因條件及其組合，基于不同因果組合呈現的感知現狀，從戶外休閑視角下，為社會提升殘疾人生活滿意度提供一些實踐建議.本文認為殘疾人戶外休閑產業的發展應基于殘疾人的身體條件，結合自我表現和休閑效益感知作為高生活滿意度的重要前因條件，可加強開發互動性強的戶外休閑項目，充分滿足殘疾人的休閑效益需求，提升殘疾人生活滿意度.殘疾人的經濟條件與休閑活動的參與度之間存在正相關性，殘疾人休閑產業成熟和完善的經濟發達國家和地區，殘疾人參與戶外休閑的頻率更高［97］.總體來看，當今中國殘疾人的可自由支配水平不高，是阻礙他們參與戶外休閑的主要原因.因此，政府通過盡快完善社會保障體系，發展福利事業，增加適合殘疾人就業的工作崗位和機會是可行的路徑.

此外，消除殘疾人參與戶外休閑活動的障礙，尤其是殘疾人個體的內在障礙是提升殘疾人生活滿意度的關鍵路徑.首先，社會可以提供專項心理咨詢和治療，幫助殘疾人改善其心理障礙與認知功能，更好地發揮自身參與社會生活（包括休閑活動）的能力.其次，應加快殘疾人無障礙交通建設，便利殘疾人出行.最后，結合自我表現感知這一重要條件，社會還需最大程度轉變公眾對殘疾人群體的歧視性觀念，強化對殘疾人關愛互助的社會意識，鼓勵社會大眾平等對待戶外休閑中的殘疾人群體.

致謝四川大學“從0到1”創新研究項目（2020CXC15）對本文給予了資助，碩士研究生王一凡、楊程、李洋及博士研究生許娟參與了本文的數據搜集與處理工作，在此一并致謝.