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1 引言

在21世纪的现代社会，快节奏的城市生活、嘈杂的环境以及沉重的工作压力，让许多青年群体愈发向往宁静的环境[1]。随着国家政策支持户外体育运动发展，2024年7月18日发布的《四川省户外运动产业发展行动计划》指出，要加强户外运动场地设施建设。按照“点—线—面”立体、多元的户外场地设施建设体系，推动建设一批山地户外营地、登山健身步道、徒步道、骑行道、滑雪场等户外运动场地。加大对体育公园户外运动设施建设的投入力度，充分利用绿道、步道、风景廊道等线性资源，串联各类户外运动项目，打造户外运动主题集聚区域和体育旅游目的地a。当下，户外运动蓬勃发展，“大学生特种兵旅游”“徒步丈量世界”等热词频现，城市远足徒步运动也因参与周期短、时间灵活、受众广泛，在不影响工作与生活的前提下，成为休闲户外运动的首选。“走出城市、走向自然、净化心灵”成为当代青年的写照。然而，城市远足在国内仍属新兴研究领域，潜在问题不明，相关研究稀缺。基于此，本研究以计划行为理论为框架，探究城市远足徒步者参与徒步运动的出行意愿，剖析影响因素，为国内城市远足徒步运动研究提供实用参考价值与应用价值。

2 文献综述

2.1 徒步运动

2.1.1 徒步运动的定义

徒步作为一种户外运动，深受青睐，逐渐成为一种流行的休闲方式。郝光安等（2010）运用案例分析等方法，对徒步运动的现状深入剖析，界定徒步运动是指在城市郊区、农村或山野间进行的中长距离行走锻炼，速度控制于散步和快速健步走之间，步频通常在90至120步/分钟之
间[2]，阐述了徒步运动的时代背景和社会价值，预测我国徒步运动将会持续向上发展。而韩洋等（2012）则从休闲产生的背景出发，多角度分析了徒步运动的休闲价值，认为徒步是具有明确目的的长距离步行运动，多在城市郊区、农村或山野间活动[3]，扩展了徒步运动具有强身养心、人文精神和天人合一的休闲价值，为徒步运动的开展提供了具备吸引力的价值基础。李腾（2013）在对徒步运动的理论与实践研究中，运用实地考察法等方法，界定徒步运动是在休闲时间以徒步方式，在自然或半自然景观中满足休闲健身、娱乐身心、人际交往等多重需求[4]，得出其支撑体系的构建要素以及加强对徒步旅游、体育旅游交叉学科研究的新发现。目前国内部分学者在不同的研究视角下对徒步运动的定义各有不同，且徒步运动相关研究进展较缓，处于初步研究阶段，为理解徒步运动的多维度特征及其在休闲运动中的作用提供了实践指导。因此，本文将徒步运动界定为处于户外自然运动环境下，带有目的性的、满足个体需要的休闲体育运动。

2.1.2 徒步运动的价值

徒步运动在身体健康和心灵满足等方面发挥着重要作用。陈金鳌等（2018）运用阶梯访谈法，以老年徒步旅行者群体为研究对象，认为徒步运动的价值体现在休闲时间段里追求健康、美好生活和自我价值感，并且在参与徒步运动时，有明确的目标导向[5]，得出在旅游与休闲融合发展的背景下，徒步运动成为老年徒步旅行者联络感情的社交活动这一发现。朱静等（2015）以高校为切入点，发现徒步运动在高校的锻炼价值包括强身健体、提升器官功能、愉悦身心、缓解压力、增强社会意识、锤炼品格和实现自我等方面[6]。徒步运动价值现主要集中于休闲与人体机能，涉及日常休闲和高校教育领域且较单一，同时为本文的研究内容提供了一定的方向指导。虽意义重大，但深层价值与领域尚待挖掘。

2.1.3 徒步运动的现状研究

徒步运动的发展现状和存在问题受到了广泛关注。王巧云等（2015）在哈尔滨大学生户外徒步现状研究中发现开展徒步运动存在安全措施不完善、组织发展无序、吸引力不足、装备重视程度不高等问题[7]。吴焕玺（2016）在贵州文旅政策支持下，指出了徒步运动开展存在个人认知度不够深入，基础设施不完善；徒步用品装备不充足，相关体系不完备等问题[8]。吴晓曦（2018）发现国内户外徒步运动存在徒步者自身安全意识薄弱、组织形式的正规性有待加强、缺乏相应的紧急救援措施以及相关管理部门重视程度不高、相应的规章制度不完善等问题［9］。对徒步运动的现状研究进行归纳，从不同的参与群体、地方性徒步运动的开展现状以及徒步者自身的局限性来看，发现诸多组织管理不当和安全风险意识薄弱等现象，仍是现阶段徒步运动相关部门及个人亟待重视与解决的问题。

2.2 城市远足

Melelli L等（2023）发现，香港在推动旅游业多元化、提升教育体验方面着力颇深，城市徒步旅行是重要举措之一，已成为宣传地质知识的有效途径。此外，增强现实技术的新进展，以及社交媒体“原生数字化”数据的广泛应用，为打造沉浸式、个性化旅游体验奠定基础[10]。Obradović S等（2022）指出，城市徒步旅行在自然旅游业中地位重要，新冠疫情期间表现更为突出。游客于自然景点徒步，既能亲近自然，借探寻周边遗产与民族志特征加深对当地的了解，又可改善心理状态、减轻压力并降低抑郁风险[11]。María Belén Gómez-Martín（2019）认为徒步旅行活动愈发普遍，突破了西班牙先驱者的有限范围。徒步旅行不仅是一种体育和文化活动，也是一种旅游和休闲形式。由此，城市徒步旅行逐渐演变为地区发展的战略选择[12]。国外学者对城市远足的研究已从旅游休闲形式迈向发展策略层面。相较而言，国内学者多聚焦于徒步运动的发展现状、问题及对策，对深层次内容探究较少；国外则更侧重其对人群、社会和国家的价值意义。综合来看，徒步运动与城市远足紧密关联，皆以步行为依托，着眼于带来的益处，而城市远足更具城市化进阶特性，成为推动城市或旅游发展的重要战略手段。

2.3 文献述评

综合以上对国内外研究文献的归纳与分析，目前国内学者对徒步运动的研究领域集中在当前徒步运动的价值体现和发展现状分析，强调徒步运动的物理特性以及在精神和社交层面的价值，肯定徒步运动的休闲健康价值和在教育与个人发展中的作用，揭示徒步运动在实践中的挑战和面临的问题，为完善相关政策及保障措施提供了宝贵经验，从娱乐休闲、安全风险、管理体系等多个角度对国内徒步运动的研究进展进行了较为深入的探讨，为其发展提供了丰富的理论基础与实践经验。国外学者对城市远足相关研究起步较早，研究重心倾向于旅游产业和经济战略选择等方面，从旅游发展、教育体验、策略选择的角度，肯定城市远足在现代技术进步下，在旅游体验中的重要作用。国外研究在理论创新及领域拓展上颇具优势，国内在徒步运动出行意愿及城市远足方面研究相对匮乏。鉴于此，本文以城市远足徒步者为对象，依计划行为理论深入探究其出行意愿，力求为国内城市远足徒步运动发展贡献理论价值。

3 理论基础——计划行为理论

Icek Ajzen（1991）提出计划行为理论，并认为它是理性行为理论的延伸[13]。该理论认为，影响行为的因素都是由行为意向间接影响行为，态度、主观规范、知觉行为控制是影响行为意向的重要因素。当态度或主观规范积极，知觉行为控制越强，个人行为意向就越
强[14]。段雪岩（2022）在计划行为理论的基础上结合疫情现状，对大学生出行旅游意向进行解释与预测，认为态度、主观规范与知觉行为控制对大学生旅游意向产生正向显著影响[15]。厉新建（2021）验证了由真实感和主观幸福感构成的虚拟旅游者态度变量有着较好的解释能力，这在一定程度上拓宽了计划行为理论的适用范围，丰富了虚拟旅游者行为的研究[16]。综上所述，运用计划行为理论可证实其对个体行为影响显著。在本文中，鉴于该理论的跨领域应用性，将其引入体育领域是创新之举，有助于精准剖析城市远足徒步者出行意愿的心理机制。引入目的地供给状况、感知价值等变量，可拓展理论应用范围，强化解释力度。计划行为理论科学性与准确性高，契合徒步者个体行为研究，尤其适用于探究城市远足徒步者出行意愿。故而，以此为理论基石，能为研究提供多元路径与方法指引，推动后续研究开展。

4 研究假设

基于计划行为理论研究框架，行为态度直接影响行为意向，并能有效解释与预测行为意向[17]。态度，是指对事件稳定而持久的评价，可以影响和预测很多行为［18］。杨萍（2018）认为，中国游客在境外消费行为中，行为态度对行为意向呈显著正向关系[19]。胡兵等（2014）认为，行为态度对旅游者参与低碳旅游意向具有显著的正向影响[20]。朱长宁等（2016）表明，行为态度对旅游者参与休闲农业旅游行为意向有直接的正向影响[21]。张庆等（2021）表明，大学生森林公园低碳旅游行为态度对其森林公园低碳旅游行为意向有正向显著影响[22]。上述研究结果涉及群体相似，均认为态度对意向具有显著正向影响，本文研究对象属于旅游者范畴。基于此，提出研究假设：

H1：城市远足徒步者参与徒步运动的态度对其出行意愿具有正向的显著性影响。

韦兴凤（2019）分析西江千户苗寨案例指出，社区居民的知觉行为控制对其参与乡村旅游的意向具有显著的正向影响[23]。吕宛青（2019）得出，知觉行为控制对旅游者参与可持续遗产旅游的意愿具有显著的正向影响，旅游者参与可持续遗产旅游时拥有更多自主权，其参与意愿也更强[24]。刘佳（2018）认为，知觉行为控制对旅游者参与游艇旅游的态度有显著的正向影响[25]。上述研究结果关于知觉行为控制对参与意愿的影响有较为深厚的理论基础。基于此，提出研究假设：

H2：城市远足徒步者参与徒步运动的知觉行为控制对其出行意愿具有正向的显著性影响。

需求独特的顾客针对企业对其提供的特定市场感知到在满足其需求的过程中能够得到的各种利益和付出进行权衡后形成的总体性评价，称为感知价值[26]。粟路军等（2010）认为，感知价值对顾客满意具有显著影
响[27]。李萍等（2016）认为，消费者所感知的平台商品的价值会影响其选择以及购物意愿，对网络消费者集群意愿具有显著正相关[28]。陶长江等（2018）对游客感知价值与游客满意度进行相关分析，发现二者呈正向显著相关[29]。感知价值维度体现在消费领域较多，在旅游领域也尤为重要。基于此，提出研究假设：

H3：感知价值对城市远足徒步者参与徒步运动的出行意愿具有正向的显著影响。

赵鹏（2012）指出，旅游者出行前的初步旅游决策、其对旅游目的地的感知价值以及旅游动机，对旅游目的地的选择均具有正面影响[30]。曹仁明（2013）以消费者感知价值、计划行为理论为基础，构建了影响徒步出游意向的推拉模型，认为景区的供给情况、营销要素等对消费者的出游意向存在正向作用[31]。叶青（2016）对推拉模型中各个因子的研究结果进行检验假设，表明旅游目的地的供给状况和市场营销均对大学生徒步出游意向具有显著的正向影响[32]。雷丹丹（2019）表明，农业文化遗产旅游目的地供给状况越充足，对游客的行为意向具有显著正向影响[33]。上述关于目的地供给状况与市场营销的共性多借助推拉模型研究，为研究出行意愿的影响因素提供了新视角。基于此，提出研究假设：

H4：目的地供给状况对城市远足徒步者参与徒步运动的出行意愿具有正向的显著影响。

H5：市场营销对城市远足徒步者参与徒步运动的出行意愿具有正向的显著影响。

5 研究方法与研究设计

5.1 研究方法

本研究以计划行为理论为理论框架，对城市远足徒步者参与徒步运动出行意愿的影响因素进行分析。利用SPSS 27.0.1软件，对调查数据进行信效度检验、描述性统计分析、t检验、相关性分析和方差分析，以了解城市远足徒步者参与徒步运动的基本情况，并对其出行意愿影响因素进行研讨分析。

5.2 数据来源

问卷调查分预调查和正式调查两个阶段。预调查阶段，2024年9月12日—2024年9月15日，主要通过小红书、微信和相关群聊发放问卷，共收回问卷54份，剔除无效问卷4份，有效问卷50份，有效率达92.59%。正式调查阶段，2024年9月16日—2024年9月23日，通过微信、问卷星发放问卷。为保障问卷的有效性，调查对象限定为参与过城市远足徒步运动的徒步者，最终收集583份问卷，其中264名调查对象未参与过城市远足徒步运动，剔除无效问卷后，获得319份有效问卷。问卷主要包含两部分：第一部分是城市远足徒步者参与徒步运动的基本情况调查；第二部分为影响其出行意愿的因素调研，主要借助李克特量表，对态度、知觉行为控制、目的地供给状况、市场营销、感知价值及出行意愿进行测量。各维度题项参考杨姗姗、高鹏、叶青等学者的成熟量表，并结合城市远足特点整理而成。

表 1 量表测试题项

Table 1 Test items of the scale

5.3 信度检验

克隆巴赫系数（Cronbach’s Alpha）是最常用的指标。当克隆巴赫系数超过0.9时，表明量表具有很高的内在信度；若系数介于0.7至0.8之间，则量表可能存在问题，但仍具备一定的参考价值；而当系数低于0.7时，则认为量表设计上存在很大问题，应该重新设计[34]。通过SPSS软件对6个维度进行分析，如表2所示，维度汇总克隆巴赫系数为0.966大于0.9，说明各个变量有较高的信度。

表 2 可靠性统计

Table 2 Reliability statistics

5.4 效度检验

KMO值大于0.9则非常适合，大于0.8是比较适合，大于0.7属于中等水平，大于0.6属于较差水平，大于0.5属于最低水平，当KMO值小于0.5时，则不易做因子分析。进行因子分析时，要求Bartlett’s球形检验结果必须达到显著水平，即p小于0.05；若p大于0.05，则表明该数据不适用于因子分析[35]。首次因子分析时，KMO值为0.284，明显不符合特征值范围，按照公因子方差值剔除相对较小的值所对应的变量项数后，如表3所示，所得KMO值为0.734大于0.7，说明变量属于中等信度，p值小于0.05，经旋转过后的因子载荷均大于0.6，表明该数据基本达到效度分析要求。

表 3 KMO 和巴特利特检验

Table 3 KMO and Bartlett test

6 研究结果与分析

6.1 样本人口统计学特征

如表4所示，在性别方面：男性占比为79.3%；女性占比为20.7%。在年龄方面：大部分主要集中在21岁～30岁之间，占比为89.7%，处于该阶段年龄的群体有较充分的时间和精力去参与城市远足徒步运动；而18岁以下的群体以完成学业为主；31岁～40岁的群体以工作和家庭为主，参与城市远足徒步运动相对较少。在学历方面：专科占比为6.9%；本科占比为62.1%；研究生占比为31%，随着受教育水平不断提高，人们更愿意接触新颖事物，同时能够提升对城市远足徒步运动的理论认识和实践理解。在职业方面：主要集中于学生群体。在收入来源和月平均收入方面：主要集中在生活费和工资两方面，占比分别为30.2%、18.9%；月收入在1501元～3000元的占比为17.0%；4500元～6000元与6001元以上占比
为11.3%。

表 4 样本人口统计学特征（N=319）

Table 4 Demographics characteristics of samples (N=319)

6.2 探索性因子分析

本研究问卷共有25个测量题项，测量问卷的总体克隆巴赫系数为0.966大于0.7，且在p=0.00水平上显著，表明6个维度内部具有较高一致性，适合进行因子分析。首次因子分析时，呈现无正定矩阵，且旋转后的因子矩阵不能归属于同一个维度，因此删除因子载荷较低的题项，确保每个维度至少有两个题项后，再进行因子分析。采取最大方差法，根据旋转后的因子矩阵且强制提取6个公因子，不存在标准化负荷小于0.5的题项。并对提取的6个因子分别命名为态度、知觉行为控制等，且6个因子的克隆巴赫系数均大于0.7，累计总方差为95.74%，大于60%。

表 5 探索性因子分析结果表

Table 5 Results of exploratory factor analysis

6.3 相关性分析

如表6所示，本文将进一步通过Pearson相关性分析来检验各维度之间的相关关系。各维度与出行意愿之间的相关系数分别为0.687、0.722、0.751、0.724、0.853，且p=0.000小于0.01，通过显著性检验，即态度、知觉行为控制、目的地供给状况、市场营销、感知价值与出行意愿之间均存在显著的相关性，且相关系数均大于0.6，这表明各维度与出行意愿之间存在较高的正相关性。

表 6 皮尔逊相关性分析

Table 6 Pirsson correlation analysis

注：X1代表态度、X2代表知觉行为控制、X3代表目的地供给状况、X4代表市场营销、X5代表感知价值、X6代表出行意愿；**在0.01级别（双尾），相关性显著。

6.4 不同性别城市远足徒步者的出行意愿影响因素差异分析

由表7数据可知，态度、知觉行为控制维度的p值均大于0.05，表明不同性别在态度和知觉行为控制维度中与徒步者参与徒步运动的出行意愿不存在显著差异。在目的地供给状况、市场营销、感知价值、出行意愿维度中，p值均小于0.05，且女性得分均高于男性，具有统计学意义，即徒步者参与城市远足的出行意愿女性高于男性。

表 7 出行意愿影响因素的性别差异分析

Table 7 Gender difference analysis of factors affecting travel intention

注：X1代表态度、X2代表知觉行为控制、X3代表目的地供给状况、X4代表市场营销、X5代表感知价值、X6代表出行意愿。

6.5 不同受教育程度徒步者对城市远足出行意愿影响因素差异分析

由表8可知，随着受教育程度的提升，态度、知觉行为控制、目的地供给状况、市场营销、感知价值、出行意愿得分也在逐渐升高，且p值均小于0.05，具有统计学意义，即受教育程度对城市远足出行意愿的影响因素存在显著差异。从事后检验结果来看，不同受教育程度的徒步者在态度维度、知觉行为控制等六个维度中，均存在差异。具体表现在：态度维度、目的地供给状况维度、出行意愿维度中，专科组与本科组和研究生组有显著差异；知觉行为控制维度中，本科组与专科组和研究生组有显著差异；市场营销维度中，专科组、本科组、研究生组均有显著差异；感知价值维度中，专科组与研究生组有显著差异。从样本人口统计特征来看，样本多为21～30岁的学生，以生活费为主要收入，与其他职业人群收入差距较大，且因物资条件限制其徒步选择，间接使不同学历者在各维度差异显著。就教育程度而言，研究生接受专业高等教育，看法较为客观、能力较为全面；本科生注重基础，综合素养较高，在知觉行为控制维度有差异；专科生侧重专业技术教育，对目的地供给和市场营销理解较深、经验较丰富，可见教育程度对城市远足出行意愿影响因素至关重要。

表 8 不同受教育程度对城市远足出行意愿的影响因素的差异性分析

Table 8 The difference analysis of the factors influencing the willingness of urban hiking trip among different education levels

注：X1代表态度、X2代表知觉行为控制、X3代表目的地供给状况、X4代表市场营销、X5代表感知价值、X6代表出行意愿。同行肩标字母a、b、c代表事后检验两两比较后，字母相同表示无统计学意义，字母不同表示有统计学意义。

6.6 城市远足徒步者出行意愿影响因素的回归分析

共线性诊断结果如表9所示。当0<VIF<10时，不存在多重共线性[36]。此回归分析中VIF<10，说明变量之间不存在共线性。在线性相关模型中，F=184.939，p<0.001，说明该线性模型具有统计学意义，模型具有较好拟合优度。R2=0.747，可以解释出行意愿74.7%的变化原因。出行意愿与X1、X3、X5的回归系数分别为0.094、0.248、0.771，均大于0，且p值均小于0.05，接受假设H1、H3、H5，拒绝假设X2、X4。这表明X1、X3、X5显著正向影响出行意愿，X2、X4显著负向影响出行意愿，即X5对出行意愿影响最大，X1对出行意愿影响最小。DW值接近2，表明变量间相互独立性较大，符合回归模型应用条件，模型表现较好。

表 9 城市远足出行意愿影响因素回归分析结果

Table 9 Results of regression analysis on factors influencing urban hiking trip intention

注：X1代表态度、X2代表知觉行为控制、X3代表目的地供给状况、X4代表市场营销、X5代表感知价值。

7 研究讨论与结论

7.1 讨论

7.1.1 不同性别徒步者在参与城市远足徒步运动的出行意愿方面存在差异

通过独立样本t检验，得出性别在出行意愿方面存在显著差异，且女性参与城市远足的出行意愿高于男性。这与彭小颖（2022）在《基于TPB模型的老年人康养旅游行为意向研究》一文中的研究结果一致，主要是由于在健康事业发展和康养旅游市场广阔的大背景下，老年女性更喜欢与人交流，更愿意出去接触更多的同龄人，女性游客也更愿意积极参与到旅游中去，更容易发现旅游的乐趣，因此在行为意向上，女性比男性具有更强的出游意愿[37]。在户外运动政策推动下，女性的天性或个人特点，使其对新事物充满好奇并且敢于尝试，能从中收获到别样的乐趣，愿意通过徒步运动结交新朋友，故而比男性参与徒步运动的意愿更高，同时这也与现代社会发展和思想转变有关，例如在节假日期间，女性更愿意“走出去”，进而出行意愿较为强烈。

7.1.2 不同受教育程度的徒步者在参与城市远足徒步运动的出行意愿方面存在差异

通过单因素方差分析，发现不同受教育程度的徒步者的出行意愿存在显著差异，即从专科组到研究生组学历得分逐步升高。这与曹凯凯（2024）在《虚拟旅游体验对游客行为意向》一文中认为不同受教育程度在行为意向方面存在显著差异的结果一致[38]。从教育层面来看，在新时代现代社会中，教育已全面普及化，随着受教育程度的提高，个体的综合素养也得到相应提升，本研究对象主要以本科学历占比最高，专科占比极少，文化背景越高，往往具有较为丰富的旅游认知，出行意愿也就相对较高。从个人层面来看，“上班族”日常工作压力较大，常以户外徒步的方式来释放压力、回归自然、调节自我。学生群体对户外徒步的认知存在显著的学历差异，低学历学生认知较为模糊，了解与接触均较少；高学历学生易受新鲜事物吸引，参与度高，期望借徒步净化心灵、自我疗愈。

7.2 结论

本文从性别、受教育程度、态度、知觉行为控制、目的地状况、市场营销等方面对徒步者城市远足出行意愿进行分析，结果表明：出行意愿的性别差异显著，女性高于男性，这与新时代社会发展、思想转变和个人因素相关。体育思想越先进、越喜爱徒步运动，男女出行意愿差异越明显。女性更看重社交、人际及目的地文化，男性则偏好冒险探索类户外运动。受教育程度对出行意愿影响显著，低学历者因对城市远足概念理解较为浅薄，出行意愿相对淡薄；而随着学历提升，城市远足成为高学历人群感受自然、追寻自我与放松身心的途径，其出行意愿也更为强烈。态度和知觉行为控制对出行意愿不存在显著影响，而目的地供给状况与感知价值对其有显著正向影响。这或许是因为城市远足目的地的资源优势、基础设施契合徒步者需求与期望，能提升其出行意愿，并且徒步过程中的自然风光体验、自我实现感和健康收获等带来的情感价值，若感知价值高于付出，出行意愿就更强，二者紧密相连。

7.3 建议

本文深入探讨了城市远足徒步者的出行意愿，提出如下建议：其一，尊重个性化，促进观念转变。户外运动管理部门可组织自愿参与的户外徒步活动，传播前沿体育理念，增强参与者在城市远足中的体验与收获。其二，强化自主学习，提升教育水平。鉴于受教育程度影响出行意愿，在政府加大教育投入的同时，个人主观能动性尤为关键。其三，完善基础设施，加大宣传力度。完备的基础设施能够提升徒步者对目的地的青睐程度，增强感知价值，进而激发出行意愿。以上建议旨在提升徒步者的出行意愿，推动徒步目的地多元发展。

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