劉 震，樓嘉軍

(華東師范大學(xué) 工商管理學(xué)院，上海 200062)

隨著居民閑暇時間和可支配收入的增多，休閑逐步成為平衡和調(diào)節(jié)人們生活的重要手段和途徑。居民參與休閑活動不僅僅是為了娛樂放松，也是為了滿足其社交需求和刺激需要，獲得知識技能的提升[1]。大量研究證明，居民休閑參與可以在一定程度上提升居民的幸福感，并促進社會的和諧發(fā)展。根據(jù)消費者行為學(xué)的理論可知，個人在進行決策時會綜合評價外部影響和內(nèi)部影響，繼而進行行為的選擇，而居民休閑參與是一種典型的消費行為[2]，無論是日常的隨意休閑，抑或是深度休閑，無不受到內(nèi)外各層面因素的影響。因此，在全民休閑日益發(fā)展的大背景下，了解居民休閑決策的影響因素，有針對性地改善城市休閑環(huán)境、提高居民休閑參與意愿就顯得非常有必要。

當(dāng)然，需要關(guān)注的是，隨著城市休閑化①水平的不斷提升，不同層面的因素對居民休閑決策的影響程度會發(fā)生變化。一般而言，通過系統(tǒng)性地跟蹤調(diào)查可以發(fā)現(xiàn)不同時期居民休閑參與的實際訴求，并揭示影響居民休閑決策的深層次原因。但以往研究多采用橫斷設(shè)計進行，缺少對休閑決策影響因素的縱向分析，這不利于從時間維度上把握相關(guān)因素對居民休閑參與的動態(tài)影響，也無助于對相關(guān)因素的時間穩(wěn)定性加以鑒定。據(jù)此，為準(zhǔn)確把握居民休閑決策的影響因素和變化規(guī)律，本文在借鑒以往研究成果的基礎(chǔ)上，結(jié)合居民休閑決策的實踐經(jīng)驗，以上海2004年和2014年的市場調(diào)研數(shù)據(jù)為依據(jù)，系統(tǒng)梳理居民休閑決策的影響因素，探究不同時期相關(guān)因素的影響差異，以期實現(xiàn)對休閑決策相關(guān)研究的有益補充，并為促進居民休閑參與和提升居民休閑質(zhì)量提供理論依據(jù)。

1 文獻綜述

從國際上看，西方學(xué)者對居民休閑決策影響因素的研究表現(xiàn)出了較高的關(guān)注，研究成果主要集中在以下幾個方面。第一，研究某一特征居民群體在休閑參與方面的表現(xiàn)，即探究人口統(tǒng)計學(xué)特征對居民休閑決策的影響。研究結(jié)果表明，性別[3]、年齡[4]、職業(yè)[5]等因素都會影響到不同群體的休閑參與和游憩活動的選擇。第二，研究休閑活動本身的特質(zhì)對居民休閑決策的影響。休閑活動的效益被視為居民休閑參與的重要原因，已有研究將這種效益歸納為7個方面，即參與休閑獲得的健身作用、靜養(yǎng)、智力提升、社交體驗、日常放松、自我實現(xiàn)和內(nèi)心平靜[6]。第三，研究個體態(tài)度對居民休閑決策的影響。根據(jù)計劃行為理論的觀點可知，居民的行為意向是其參與休閑活動的“先在性”因素，這決定了居民休閑參與的主觀表現(xiàn)[7]；此外也有研究表明，在居民日常的休閑活動中，自我效能(self-efficacy)對休閑興趣、意向和積極性都產(chǎn)生了強烈的正向影響，表現(xiàn)為居民有能力(如具備技能、良好的身體狀態(tài)等)，并可獲取資源(如時間、金錢等)去進行休閑活動[8]。第四，圍繞阻礙居民參與休閑活動的因素展開了系統(tǒng)的研究，提出了休閑制約理論。研究表明，個人身體狀態(tài)和興趣所組成的內(nèi)在制約，同伴及家庭背景下的人際制約以及成本和設(shè)施狀況等因素組成的結(jié)構(gòu)制約，可以有效地解釋居民不參與休閑的深層次原因[9]。在此基礎(chǔ)上，對休閑制約影響因素的穩(wěn)定性和變化規(guī)律進行分析[10]，并討論休閑制約的約束層次問題[11]。

近年來，國內(nèi)也有學(xué)者對居民休閑決策的影響因素展開了研究。首先，人口統(tǒng)計學(xué)特征對居民休閑決策的影響得到了學(xué)者的關(guān)注。例如，許曉霞和柴彥威的研究發(fā)現(xiàn)，女性居民的休閑決策受到年齡、教育程度、家務(wù)活動的影響，這些因素會影響女性居民休閑參與的次數(shù)[12]；張安民提出經(jīng)濟收入、職業(yè)類別、單位類型和所處區(qū)域等因素都會對居民休閑決策有顯著的影響[13]。其次，休閑方式的功能差異也影響到居民的休閑決策。表現(xiàn)為中國居民偏向于進行放松、娛樂等被動型休閑活動，而西方居民偏向于參與以自我提升為目的的主動型休閑活動[14]。最后，在總結(jié)相關(guān)文獻的基礎(chǔ)上，沃克和梁海東認(rèn)為休閑決策實際上是受3個因素影響，即個人特征與需求組成的普遍層級因素、內(nèi)外在動機組成的背景層級因素以及意圖和主觀規(guī)范等組成的情景層級因素[15]。

綜上所述，就研究內(nèi)容來看，過往的研究大多探討了個體特征對居民休閑決策的影響或者哪些因素阻礙了居民休閑參與，然而現(xiàn)實情況是，居民進行休閑決策時會根據(jù)最大效益的原則，綜合考量外在環(huán)境和內(nèi)在因素做出決定，在這樣一個過程中居民不僅受到制約因素的影響，還受到自身偏好和需求的影響。因此，本文在以往研究的基礎(chǔ)上立足于中國社會背景構(gòu)建量表，對城市居民休閑決策影響因素統(tǒng)一界定，這有利于在實際調(diào)查中對中國居民休閑決策的影響因素進行測量和比較。就研究視角來看，現(xiàn)有的研究成果多屬于某一時點的截面研究，即通過一次調(diào)研來研究某一群體在某一階段的休閑決策行為，或是研究某一時期內(nèi)居民休閑決策影響因素的特征。顯然，上述研究為我們深入理解居民休閑決策的影響因素奠定了基礎(chǔ)，但是也存在缺少時間層面的縱向連續(xù)研究的不足。事實上，開展縱向研究對于深入探討居民休閑決策影響因素而言是一個重要手段，一方面，通過縱向研究，可以驗證相關(guān)影響因素是否具有時間維度上的穩(wěn)定性；另一方面，借助縱向研究，也有助于實現(xiàn)對居民休閑決策影響因素的動態(tài)考察，這也是開展本研究的一個主要原因。

2 研究設(shè)計

2.1 問卷設(shè)計

本研究采用問卷調(diào)研的形式進行。問卷分為兩個部分，第一部分為居民的人口統(tǒng)計學(xué)特征，包括性別、年齡、學(xué)歷和職業(yè)等多個方面。第二部分為居民的休閑決策影響因素。由于尚未有學(xué)者制定過居民休閑決策影響因素的問卷，因此本研究圍繞該主題，在借鑒國內(nèi)外相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，充分考慮中國的現(xiàn)實，并和心理學(xué)、旅游學(xué)等多位專家進行反復(fù)的商榷，設(shè)計了19個題項。我們通過小范圍的預(yù)調(diào)研，并用SPSS對預(yù)調(diào)研的結(jié)果進行分析，檢驗問卷的信度和效度，刪除不達標(biāo)的題項，最終得到影響居民休閑決策的影響因素13個，再從語言表達簡練、易懂等方面將這些題項轉(zhuǎn)換為具體問項，進行實地調(diào)研。為避免受訪者產(chǎn)生中立的回答，所有題項均采用4級里克特量表進行打分，1表示非常不同意，4代表非常同意。

2.2 調(diào)研區(qū)域和數(shù)據(jù)來源

本文選取2004年和2014年為兩個時間截面，以上海為案例城市展開調(diào)研。一方面是因為隨著社會經(jīng)濟發(fā)展，人民的休閑觀念和休閑方式發(fā)生顯著的變化。2004年上海人均GDP超過5 000美金，居民休閑方式和城市功能向休閑化發(fā)展，休閑已逐漸成為居民生活的一種常態(tài)[16]；2014年，上海人均GDP已超過10 000美金，率先進入休閑時代，休閑服務(wù)的本地化和大眾化是上海這一階段發(fā)展的鮮明特征[17]。另一方面是因為2004—2014年期間，上海公共休閑資源在數(shù)量上不斷增加，且均衡程度不斷提升，多樣化的休閑供給為居民廣泛參與休閑活動創(chuàng)造了環(huán)境，以便于實際調(diào)研的開展。

本次調(diào)研分兩個階段進行，第一個階段是2004年的7月—12月，第二個階段是2014年的4月—10月②?？v向研究中如何保證人口統(tǒng)計學(xué)特征的相對一致，是研究者需要考慮的問題。在調(diào)研的過程中為保證樣本的廣泛性、有效性以及兩次調(diào)研結(jié)果的可比性，本研究實行以下操作步驟：第一，在地點的選擇上，兩次調(diào)研都以上海主城區(qū)為主要調(diào)研區(qū)域，并且在人民廣場、徐家匯商圈等上海居民主要休閑活動場所實施調(diào)查；第二，在研究對象的選擇上，與旅游相比，休閑的服務(wù)對象更側(cè)重于本地居民，因此兩次調(diào)研都先通過詢問的方式確定受訪者是否為本地居民③，再對受訪者進行一對一的現(xiàn)場訪談和問卷調(diào)研，同時盡量避免調(diào)查中涉及中、小學(xué)生等經(jīng)濟尚未獨立的群體；第三，為提高調(diào)研的效率，在實際調(diào)研前對課題組的調(diào)研人員進行溝通技巧、問卷發(fā)放等相關(guān)能力的培訓(xùn)。在此基礎(chǔ)上，2004年發(fā)放問卷300份，回收問卷293份，回收率97.67%，再剔除不可用和填答不完整的問卷后，得到有效問卷269份，有效率為91.80%。2014年發(fā)放問卷359份，回收問卷309份，回收率86.07%，得到有效問卷279份，有效率為90.29%。

2.3 統(tǒng)計分析方法

首先，根據(jù)問卷調(diào)研獲取的一手?jǐn)?shù)據(jù)，使用SPSS 19.0軟件進行探索性因子分析(EFA)，揭示休閑決策影響因素的內(nèi)在性結(jié)構(gòu)，并計算各因子的Cronbach’s α值，來檢驗問卷的信度。其次，通過AMOS 20.0軟件進行驗證性因子分析(CFA)來檢驗問卷的內(nèi)部質(zhì)量，并獲得問卷的結(jié)構(gòu)效度和區(qū)別效度。比較兩次計算的結(jié)果來討論兩次調(diào)研中居民休閑決策的影響因素是否一致，并驗證問卷在時間維度上的穩(wěn)定性。最后，結(jié)合因子分析的結(jié)果使用獨立樣本T檢驗來探討所提取的影響因素在不同時期下對居民休閑決策的影響差異。

3 結(jié)果分析與討論

3.1 樣本的人口統(tǒng)計學(xué)特征

通過對兩次調(diào)研樣本的人口統(tǒng)計學(xué)特征進行描述性統(tǒng)計，在2004年的受訪者中，女性居民占48.0%，男性居民占52.0%；2014年的受訪者中，女性居民占50.2%，男性居民占49.8%。在兩次調(diào)研的受訪者中，男女比例基本持平。從年齡分布上看，在2004年和2014年兩次調(diào)研的受訪者中，18～35歲和36～60歲的居民占絕大多數(shù)，分別為68%、28.6%和63.1%、32.9%。從文化程度上看，在2004年的調(diào)研中，本科及研究生學(xué)歷的受訪者合計占80.7%；在2014年的調(diào)研中，本科及研究生學(xué)歷的受訪者合計占84.2%。從個人職業(yè)層面角度來看，兩次調(diào)研涉及的群體包括學(xué)生、企業(yè)管理人員、公務(wù)員、私營企業(yè)主、離退休人員等。綜合來看，兩次調(diào)研在人口統(tǒng)計學(xué)特征的統(tǒng)計結(jié)果上較為相似，調(diào)查樣本比較廣泛，符合縱向研究的要求。

3.2 探索性因子分析

為深入了解居民休閑決策的影響因素，本文對兩次正式調(diào)研的結(jié)果進行探索性因子分析。2004年的數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，KMO值為0.757，卡方近似值為1 125.253，并且當(dāng)自由度為78時，在0.000的檢驗水平上顯著，表明數(shù)據(jù)適合做因子分析。再采用主成分分析并經(jīng)過方差最大正交旋轉(zhuǎn)，提取出5個特征值大于1的公因子，因子載荷均高于0.45且不存在重復(fù)載荷(cross-loading)，累計方差貢獻率為73.014%。量表的整體Cronbach’s α值為0.797，說明量表具有良好的內(nèi)部一致性，同時各因子Cronbach’s α值分別為0.767，0.684，0.789，0.754和0.788，表明每個因子都具有良好的內(nèi)部一致性。根據(jù)每個因子所包含題項的共同特征，分別將5個因子命名為放松娛樂因素、健身拓展因素、場所服務(wù)因素、個人內(nèi)在因素、時間經(jīng)濟因素(見表1)。

2014年的數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，KMO值為0.757，卡方近似值為1 622.376，并且當(dāng)自由度為78時，在0.000的檢驗水平上顯著，表明數(shù)據(jù)適合做因子分析。再通過相同的數(shù)據(jù)處理過程，得到2014年的因子分析結(jié)果和Cronbach’s α值。2004年測試和2014年測試的結(jié)果基本一致，表明所提煉的5個因子的確是構(gòu)成影響居民休閑決策的主要原因(見表2)。

表1 2004年居民休閑決策影響因素問卷探索性因子分析

數(shù)據(jù)來源：作者計算。

表2 2014年居民休閑決策影響因素問卷探索性因子分析

數(shù)據(jù)來源：作者計算。

3.3 驗證性因子分析

基于2004年和2014年的調(diào)研數(shù)據(jù)，對5個潛變量和13個測量題項做驗證性因子分析(CFA)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，從擬合指數(shù)來看，兩次調(diào)研的絕對擬合度指標(biāo)、相對擬合度指標(biāo)和精簡擬合度指標(biāo)的數(shù)值均達到閾值要求，說明問卷的結(jié)構(gòu)效度良好，且具有時間層面上的穩(wěn)定性(見表3)。第二，從組合信度(CR)和平均方差提取量(AVE)來看，兩次調(diào)研結(jié)果顯示，5個潛變量的組合信度(CR)都達到0.7以上，且平均方差提取量(AVE)都大于閾值0.5，表明潛變量具有良好的內(nèi)部一致性和聚合效度(見表1、表2)。第三，從平均方差提取量與各潛變量之間相關(guān)系數(shù)的比較結(jié)果來看，兩次調(diào)研結(jié)果中，除了2014年個人內(nèi)在因素外，其他各因子之間的相關(guān)系數(shù)均小于因子自身的平均方差提取量(AVE)，且關(guān)聯(lián)系數(shù)均小于0.85，表明量表具有良好的區(qū)別效度(見表4)。綜上所述，無論是從探索性因子分析和信度檢驗的結(jié)果來看，還是從驗證性因子模型擬合和效度檢驗方面來看，本研究得到的量表適合于居民休閑決策影響因素的測度，且在時間維度上相對穩(wěn)定。

表3 2004年和2014年居民休閑決策影響驗證性因子分析

數(shù)據(jù)來源：作者計算。

表4 2014年和2004年居民休閑決策量表區(qū)別效度檢驗

注：黑色加粗?jǐn)?shù)字為平均方差提取量的值，其他數(shù)值為各潛變量之間的相關(guān)系數(shù)。

數(shù)據(jù)來源：作者計算。

結(jié)合探索性因子分析和驗證性因子分析的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，影響居民休閑決策的因素可以分為以下5類。第一類為放松娛樂因素，第二類為健身拓展因素，兩大類因素都旨在表明休閑活動的功能屬性對居民休閑決策的影響。從個人心理層面來看，居民休閑參與是建立在“逃避(escaping)”和“尋找(seeking)”的動機上，即人們通過休閑參與從日常的生活或環(huán)境中得到放松和慰藉，并在一定程度上完成自我價值的實現(xiàn)。這也正是居民在休閑決策中會考慮到放松娛樂因素和健身拓展因素的原因。比如，在調(diào)研中可以發(fā)現(xiàn)，上海居民會選擇通過看電視、上網(wǎng)、看電影、泡吧等日常休閑活動來滿足自身放松娛樂的需求，也會主動選擇健身、閱讀、戶外運動等休閑活動來豐富自己的日常生活。第三類因素為場所服務(wù)因素。隨著居民休閑時間的增加，家庭作為休閑活動場所的重要性有所下降，而戶外休閑場所的替代性明顯增強[18]。休閑場所擁有設(shè)施的豐富度和質(zhì)量也是居民休閑決策的重要依據(jù)，表現(xiàn)為休閑設(shè)施的豐富度可以為居民創(chuàng)造更多的休閑機會，休閑場所的服務(wù)水平會影響到居民休閑參與的程度。隨著上海逐步建立起結(jié)構(gòu)完整、分布均衡的娛樂區(qū)空間體系，居民休閑參與的便捷性大幅度提升，在2004年的調(diào)研中發(fā)現(xiàn)居民更多選擇周末在以人民廣場—南京路為代表的中央娛樂區(qū)參與休閑活動，而在2014年的調(diào)研中可以明顯地發(fā)現(xiàn)，以徐家匯、中山公園為代表的次級娛樂區(qū)中，居民休閑參與的人數(shù)逐步增多，這與這些地區(qū)休閑設(shè)施的增加、服務(wù)類型的多樣有著極大的關(guān)系。第四類因素為個人內(nèi)在因素。居民在參與休閑活動時會產(chǎn)生一種休閑社交支持，從而有助于減輕壓力等不利于健康的因素的影響[19]。居民也希望與周邊的朋友家人一同參與休閑，通過發(fā)現(xiàn)共同的喜好建立社群，在社交中強化休閑的效益[20]。需要說明的是，情感狀態(tài)也會在一定程度上干擾居民的認(rèn)知加工、注意力分配，繼而影響到居民在參與休閑活動中的投入程度，因此個人的心理狀態(tài)和生理狀態(tài)都會影響居民最終的休閑決策。第五類因素為時間經(jīng)濟因素。有閑(時間)和有錢(收入)是參與休閑的必然前提，對上海居民來說，在擁有穩(wěn)定的閑暇時間和收入來源的前提下，參與到更高質(zhì)量的休閑活動中，可以有效放松身心，提升生活滿意度。當(dāng)然也應(yīng)該注意到，與收入相比，城鎮(zhèn)居民的消費需求受物價影響較大[21]，所以休閑活動費用太高也會影響到居民參與和享受休閑。

3.4 居民休閑決策影響因素的影響差異分析

為檢驗經(jīng)過10年的發(fā)展，這些因素對居民休閑決策的影響程度是否發(fā)生變化，本文采用獨立樣本T檢驗的方法，將兩個階段獲取的數(shù)據(jù)進行縱向比較，統(tǒng)計結(jié)果見表5。

表5 不同時期居民休閑決策影響因素的影響差異檢驗結(jié)果

注：括號內(nèi)的數(shù)字表示各因子均值在當(dāng)年的排名。

數(shù)據(jù)來源：作者計算。

可見，第一，在不同時期，健身拓展因素對居民休閑決策的影響存在顯著差異，且在時間維度上存在弱化的趨勢(d=-0.131，sig=0.030)。而放松娛樂因素對居民休閑決策的影響并不存在顯著差異，但在不同時期這一因素的均值都相對較高。對這一現(xiàn)象的理解可以從兩方面切入，一是兩次調(diào)研的受訪對象中超過80%為本科及以上學(xué)歷的居民，這類居民已受過良好的教育且承擔(dān)著較大的工作壓力，因此在休閑決策中更加注重休閑可否給自己帶來放松身心的效果。二是因為在互聯(lián)網(wǎng)時代，知識共享和信息獲取的速度加快，居民不需要像過去一樣利用自己的休閑時間去獲取知識。與此同時，上海長期以來休閑娛樂氛圍較為濃厚，多樣化的娛樂場所和設(shè)施促使居民在休閑決策中偏向于考量休閑的放松娛樂功能。

第二，相對于2004年，當(dāng)下上海居民在進行休閑決策時更加關(guān)注個人內(nèi)在因素(d=-0.154，sig=0.006)。一方面是因為隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展，上海居民生活壓力逐漸增大④，這一點與美國等發(fā)達國家的情況相一致⑤。而壓力的持續(xù)增加，會導(dǎo)致居民參與活動、享受快樂的欲望相應(yīng)減少[22]。因此造成心情等個人內(nèi)在因素逐漸成為影響居民休閑決策的重要原因之一。另一方面是因為人們將休閑當(dāng)作一種加強聯(lián)系、增進感情和促進和諧的主要載體，更希望通過休閑參與的方式融入到群體社交之中[23]。無論是社區(qū)范圍內(nèi)盛行的廣場舞團體，還是微信、QQ等社交平臺的廣泛使用，都在一定程度上反映了居民對社會交往的需求，這種需求也在上海居民的休閑決策中得到了印證。

第三，場所服務(wù)因素對居民休閑決策的影響并不存在顯著差異，但在各年份的橫向比較上可以發(fā)現(xiàn)，場所服務(wù)因素的均值都位居第一，說明上海的休閑場所服務(wù)水平一直以來是居民關(guān)注的焦點。休閑設(shè)施是居民參與休閑活動的空間載體，雖然從總量指標(biāo)上看，上海休閑接待和服務(wù)設(shè)施的數(shù)量⑥相對于2004年有大幅度增加，從1 530個增長至2 060個，但考慮到上海作為全國最大的移民城市之一，常住人口從2004年的1 742萬人增加至2014年的2 415.27萬人。相對于城市常住人口的激增，休閑供給的增長速度相對滯后，導(dǎo)致休閑資源在空間上無法實現(xiàn)均勻分配，在一定程度上限制了居民平等享受休閑服務(wù)的機會，影響著居民的休閑參與水平。

第四，通過對比兩次調(diào)研的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在不同時期上海居民休閑決策受時間經(jīng)濟因素的影響相對較小。其一，從時間維度來看，隨著我國節(jié)假日制度的調(diào)整和帶薪休假制度的逐漸完善，我國城市居民每天可使用的休閑時間總量能夠達到3～5小時。在節(jié)假日和雙休日，居民可獲得的休閑時間將會更長。事實上，近年來從上海居民對“網(wǎng)紅”食品店的熱衷現(xiàn)象也可以推斷出，居民對休閑體驗有著很強的執(zhí)念，愿意消耗時間去滿足自身的休閑需要，表現(xiàn)為時間對其休閑決策的影響相對減少。其二，從個人收入角度來看，上海居民可支配收入的持續(xù)增加，使休閑不再成為一種奢侈。隨著上海戶外公共休閑空間環(huán)境的人性化發(fā)展，城市綠地、公園數(shù)量的增加，這些使得居民擁有了更多免費的公共休閑空間。另外，不可忽視的事實是，隨著智能手機和互聯(lián)網(wǎng)的普及以及居民手機娛樂時間的增多⑦，居民不必投入過多的花費就可以隨意休閑，這為居民構(gòu)建了一種“虛擬休閑空間”，在一定程度上緩解了個人收入對居民休閑決策的影響。

4 結(jié)論與建議

文章基于縱向研究的視角，以上海居民為研究對象，融入中國現(xiàn)狀和專家意見構(gòu)建量表，對居民休閑決策的影響因素及在不同時期的影響差異進行探討。研究發(fā)現(xiàn)，第一，放松娛樂因素、健身拓展因素、場所服務(wù)因素、個人內(nèi)在因素和時間經(jīng)濟因素是影響居民休閑決策的重要因素。第二，通過縱向比較可知，個人內(nèi)在因素對居民休閑參與產(chǎn)生了重要影響且隨著時間的推移呈現(xiàn)強化的趨勢；而健身拓展因素對居民休閑決策的影響逐步下降。第三，通過對各年份的橫向比較可知，上海居民都較為關(guān)注場所服務(wù)因素及放松娛樂因素對其休閑決策的影響；而時間經(jīng)濟因素并未成為影響上海居民休閑決策的主要原因。

據(jù)此，本文提出以下建議。首先，當(dāng)下上海居民在休閑時間方面已逐漸與國際接軌，但休閑活動的文化質(zhì)量和發(fā)展內(nèi)涵與發(fā)達國家居民之間仍存在差距。居民傾向于借助休閑活動的放松娛樂功能來滿足自身的休閑需求，但對休閑活動的提升功能缺乏重視。因此有關(guān)部門應(yīng)當(dāng)加強宣傳，將具有提升功能的休閑活動融入到居民生活中，引導(dǎo)居民休閑觀念的更新，這是全面建設(shè)小康社會階段提升居民休閑質(zhì)量的關(guān)鍵。其次，人口的集聚對上海休閑服務(wù)供給提出了新的要求，休閑服務(wù)的均等化可以在一定程度上保障城市居民公平享受休閑的權(quán)利，為居民日常休閑提供便利，并且緩解核心休閑娛樂場所的承載壓力。值得注意的是，上海有關(guān)部門已開始認(rèn)識到這一點，隨著《黃埔兩岸地區(qū)發(fā)展“十三五”規(guī)劃》的實施，該《規(guī)劃》標(biāo)志著黃浦江兩岸開始由生產(chǎn)岸線向生活岸線的全面轉(zhuǎn)變，這在一定程度上實現(xiàn)了居民休閑與生活的無縫對接，是對居民公共休閑空間的有效擴充。但上海人口基數(shù)較大，政府和有關(guān)部門仍應(yīng)當(dāng)加大投入力度，優(yōu)化和完善各區(qū)域的休閑功能，以滿足居民日益增長的休閑需求，并為居民之間溝通與交往創(chuàng)造空間，為居民生活增加隱性福利。最后，居民的生理和心理狀況會極大影響其參與休閑活動的熱情，有關(guān)部門可以加強基層公共醫(yī)療服務(wù)的建設(shè)，促進社區(qū)醫(yī)療、身心保障和居民休閑之間的協(xié)調(diào)發(fā)展，鼓勵居民積極參與休閑，有效提升居民的生活幸福感。

注釋

①根據(jù)國際經(jīng)驗可知，一個城市人均GDP達到3 000～5 000美元階段后，就開始進入休閑化的發(fā)展時期，表現(xiàn)為：城市基礎(chǔ)設(shè)施、居民消費方式、城市功能和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向休閑化發(fā)展。

②2004年，課題組得到華東師范大學(xué)人文社科項目(51X03006)的資助，展開第一部分的實地調(diào)研，并形成相應(yīng)的研究成果；2014年，課題組得到國家社科基金項目(13BGL094)的資助，展開跟蹤調(diào)研。

③受訪的對象為本地居民，不僅包括戶籍人口還包括居住半年以上的常住人口。

④《社會心態(tài)藍皮書》的調(diào)查結(jié)果顯示，一線北上廣深四大城市的經(jīng)濟壓力遠遠高于其他城市。http：//china.huanqiu.com/hot/2016-12/9800550.html.

⑤美國精神健康機構(gòu)的調(diào)研顯示，美國有超過9%的成年人患有抑郁，https：//www.nimh.nih.gov/ health/ publications/ depression-and-college-students.pdf.

⑥《中國城市休閑化發(fā)展報告》中采用9個指標(biāo)對城市休閑服務(wù)與接待的測量，分別為城市文化館數(shù)、博物館數(shù)、公共圖書館數(shù)、劇場影院個數(shù)、國家重點文物保護單位數(shù)量、旅行社數(shù)、星級飯店數(shù)量、國家4A級以上景區(qū)數(shù)量、公園個數(shù)。

⑦《中國經(jīng)濟生活大調(diào)查》數(shù)據(jù)顯示，中國人每天的休閑時間平均是2.55小時，較3年前的2.16小時有所增加，但其中1/3的時間用于互聯(lián)網(wǎng)上。http：//news.qq.com/a/20150312/002162.htm.