第四章宠物主休闲制约与休闲体验：实证分析
本章运用因子分析法，研究宠物主个体休闲制约对其休闲体验的影响作用，运用SPSS 22.0软件验证宠物黏性制约、非宠物主监督制约、个人态度制约、人际与人宠关系制约、宠物可进入性制约及携宠休闲项目制约与宠物主休闲体验的相关性。
第一节研究假设与模型建立
一、研究假设
宠物主休闲制约，是指影响宠物主休闲偏好、休闲意愿、休闲参与行为及休闲体验，导致其无法参加、不愿意参加，减少其休闲参与程度或降低其休闲体验质量的一切因素。根据第三章的研究，作者己经归纳出宠物主个体休闲制约主要包括宠物点性制约、非宠物主监督制约、个人态度制约、人际与人宠关系制约、宠物可进入性制约及携宠休闲项目制约，鉴于此本文提出以下假设：一i假设1:宠物点性制约与宠物主休闲体验正相关。
宠物黏性制约又称宠物依恋，宠物主与宠物的难舍难分导致宠物主萌生携宠休闲意愿，产生携宠休闲行为，与宠物一起参与休闲活动能为宠物主提供良好的休闲体验。
假设2:非宠物主监督制约与宠物主休闲体验负相关。
宠物主的携宠休闲行为处于非宠物主的监督之下，一旦察觉自身的携宠休闲行为会给别人带来不安甚至招致他人非议，其休闲体验将受到影响。
假设3:个人态度制约与宠物主休闲体验负相关。
宠物主虽然拥有强烈的携宠休闲意愿，但是出于自身态度或能力原因无法解决实际携宠休闲中产生的问题而制约其休闲参与，影响其休闲体验。
假设4:人际与人宠关系制约与宠物主休闲体验负相关。
人际、人宠关系，涉及人与人之间、人与宠物之间的相互关系和相互作用，比普通的人际关系更复杂，更容易制约宠物主休闲参与，影响其休闲体验。
假设5:宠物可进入性制约与宠物主休闲体验负相关。
大部分公共休闲场所均严格限制或分时段限制宠物的进入，宠物主的休闲权利在现有条件下难以得到保障，休闲体验受到制约。
假设6:携宠休闲项目制约与宠物主休闲体验负相关。
宠物主在考虑携宠休闲的过程中对于休闲项目、休闲产品、休闲服务的选择十分有限，携宠休闲参与程度低，休闲体验难以得到保障。
二、模型建立
作者以宠物点性制约、非宠物主监督制约、个人态度制约、人际与人宠关系制约、宠物可进入性制约及携宠休闲项目制约六个制约因子为基础，设计了包含30个表征变量的李克特量表问卷，指标构成如表4-1所示。
第二节问卷设计与数据采集
一、问卷设计
本研究的调查问卷由三部分共43个问题组成。第一部分是背景资料，包括宠物主性别、年龄、家庭结构、教育程度、收入和职务基本信息。第二部分是宠物主携宠休闲评价，包括休闲意愿、休闲地点、休闲方式、休闲伴侣及现有休闲体验满意度等。第三部分是问卷的核心，采用李克特五点量表对表4-1所列内容进行测量，对宠物主的宠物点性制约、非宠物主监督制约、个人态度g约、人际与人宠关系制约、宠物可进入性制约及携宠休闲项目制约具体展开调查研究。
二、数据采集
本研究通过在线问卷、微信问卷、实地走访等方式采集数据，共发放问卷400份，回收365份，回收率91. 25%.运用SPSS软件统计出调查对象的基本情况，如表4-2所不。
由表可知，调查对象中男性占52. 60%,女性占47. 40%,男女比例接近1:1,符合社会男女结构。家庭结构中独自一人、二人世界、三口之家的比例分别占19.73%、35. 62%和30. 96%,调査对象遍布各个职业阶层，说明本研究的问卷调查覆盖范围较广，问卷数据具有较强的说服力。有超过8m的受访者接受过高职或高中以上教育，其中接受过本科教育的的人数接近50%,由此可见宠物主一般接受过良好的教育，这帮助他们更好的理解与宠物的相处之道。根据收入统计，参照杭州人均3200元左右的月收入水平，宠物主显然属于高收入群体，宠物的购买、饲养、照料、休闲活动等均对宠物主的经济能力提出要求。
第三节问卷数据分析
一、问卷信度和效度分析
在进行宠物主休闲制约因子分析前，必须对问卷的信度做检验。信度分析最常用的检测方法是观察Cronbach's Alpha系数。本研究运用SPSS 22. 0软件，对量表进行Alpha检验，所得结果如表4-3所示。在信度检验中，当Alpha值高于0.75时便认为数据的信度良好。此次量表数据检测结果Alpha值为0.769,可见本次调查问卷的信度良好，不需要进行调整。
接下来，进行探索性因子分析。一般采用的评价标准是KMO值，Biartlett球形检验卡方值和显着水平。本研究釆用SPSS 22.0软件对数据量表进行探索性因子分析，所得结果如表4-4所示。KMO值为0.861,介于0.8至0.9之间，反映原始数据可以进行因子分析。
制在Bartlett球形检验中，显着性概率为0. 000,小于0.01,证明原始数据的相关系数矩阵非单位矩阵，即原始变量之间存在相关性，适合做因子分析。
二、制约因子得分均值与标准差
本次宠物主休闲制约调查共涉及30项问题，各个问题釆用李克特量表方式提出，宠物主对各个可能制约因子的观点分为非常不同意、不太同意、不确定、基本同意、绝对同意五类，并以分数1-5分表征。基于有效的365张问卷得出各个问题的平均值及标准差。
从平均值角度看，正向表述制约因素的问项得分基本在3. 5分以上，一些甚至超过4分，逆向表述制约因素的问项得分基本在2分左右，反映了设计的各项制约因素在宠物主的实际休闲行为中确实存在且较为显着。标准差是各项对其均值离散度的度量，标准差越小说明所有样本对该问项的选择越集中。由上表可见，标准差的值都在1. 0左右，这反映被调查宠物主对各个制约因素的认可程度一致性较强，可以进一步做因子分析。
三、宠物主休闲制约因子分析
本次问卷以30个问题表征宠物主休闲制约因子，而这30个因子是具体的、缺乏概括的。为了从抽象层面理解宠物主休闲制约因子，需要利用SPSS软件的因子分析工具对30个因子做特征抽取，寻找高方差贡献的制约因子，通过多次降维得到各个因子最佳的累计方差贡献及可信度分析。特征抽取的方式是主成分分析，即构造原始数据集的协相关矩阵，并对其做奇异值分解，得到以特征值为主对角线的对角阵及其对应特征向量矩阵。特征值越大意味着以其特征向量为参数的原始属性空间线下转换后所得方程最大，即获得最多携带原始空间信息的属性线下组合。
通过SPSS 22. 0软件进行因子分析得到的依据特征值排序后主成分如表4-6所示。
主成分分析后，前6大特征值对应的线性变换成分贡献了超过85%的方差，这反映了通过线性转换后提取的前6个因子己经涵盖了原始数据85%以上的信息，它们已经足以解释原始变量的大部分问题，此时作者认为可以用这6个转换后的新因子代替原始的30个问题。
由结果易见，可以利用6个因子概括原始的30个变量，转换方式为正交旋转，即将原始数据矩阵乘以主成分分析结果中的特征向量矩阵，构成因子载荷矩阵。因子载荷表征了第i个原始变量；在第j个概括性公共因子上的负荷，反映了第i个原始变量对第j个重构因子自！]相对重要性。重构后的公共因子表示为PA宠物观性制约，NPO非宠物主监督制约，IA个人态度制约，HPR人际与人宠关系制约，PS携宠休闲项目制约及PE宠物可进入性制约。提取各个重构因子中载荷较高的原始属性项，构成制约因子分析矩阵如表4-7所示。
成分矩阵因子分析显示，重构后的制约因子累计方程达到85. 232%,概括了绝大部分原始数据信息。各个原始变量的平均载荷因子达到0.7以上，表明每个重构因子的原始属性相关性显着。各重构因子的信度达到0.7以上，总体信度达到0.891,反映了数据的可用性与可行度均较高。依据具体原始属性特征及第三章的研究成果，六个重构因子与预想吻合。由此可以认为，宠物主休闲参与行为与休闲体验状况主要受宠物点性制约、非宠物主监督制约、个人态度制约、人际与人宠关系制约、携宠休闲项目制约及宠物可进入性制约六方面制约因素影响。
四、宠物主休闲制约与休闲体验相关性分析
为了验证宠物主休闲制约，我们将已经获得的休闲制约因子作为自变量，宠物主休闲体验作为因变量，通过SPSS 22. 0软件对各个制约因子对休闲体验的影响程度做相关性检测。测试结果如表4-8所示。
由分析结果反映出重构因子与休闲体验在0. 01置信水平上双侧显着相关，表明各个制约因子与休闲体验显着相关，宠物主休闲体验主要受宠物黏性制约、非宠物主监督制约、个人态度制约、人际与人宠关系制约、携宠休闲项目制约及宠物可进入性制约等六方面制约。
第四节研究结论
根据以上分析所得的结果，对先前提出的六条假设进行验证，结果如下：
1.宠物点性制约与宠物主休闲体验正相关，直接显着值为0.282,达到统计显着水准（P<0.05）。假设1成立。
2.非宠物主监督制约与宠物主休闲体验负相关，直接显着值为0.473,达到统计显着水准（P<0.05）。假设2成立。
3.个人态度制约与宠物主休闲体验负相关，直接显着值为0.396,达到统计显着水准（P<0.05）。假设3成立。
4.人际与人宠关系制约与宠物主休闲体验负相关，直接显着值为0.451,达到统计显着水准（P<0.05）。假设4成立。
5.宠物可进入性制约与宠物主休闲体验负相关，直接显着值为0.498,达到统计显着水准（P<0.05）。假设5成立。
6.携宠休闲项目制约与宠物主休闲体验负相关，直接显着值为0.464,达到统计显着水准（P<0.05）。假设6成立。
综上所述，宠物主休闲体验主要受宠物点性制约、非宠物主监督制约、个人态度制约、人际与人宠关系制约、携宠休闲项目制约及宠物可进入性制约等六方面制约因素影响。因此，宠物主休闲体验优化需要通过政府、企业、宠物主群体三个方面共同努力克服休闲制约因素的影响，达到提升宠物主休闲体验价值的优化目标。
