2. 中山大学 旅游学院, 珠海 519082
2. School of Tourism Management, Sun Yat-Sen University, Zhuhai 519082, China
伴随着生活条件的改善、传统家庭结构的改变以及都市工作节奏的加大，越来越多的人倾向于饲养宠物作伴[1]。《2021年中国宠物行业白皮书》 [2]的数据显示，2021年全国城镇饲养宠物（以猫犬为例）的人数达6844万人，有85% 的爱宠人士将宠物视为家庭的一部分，进而有更多的宠物主希望与宠物一起参加公共休闲活动[3]。然而，目前我国宠物主的携宠休闲仍然存在诸多不便，如许多城市明文规定禁止携带宠物乘坐公共交通工具，禁止携带宠物进入酒店、餐厅等公共场所等，对宠物主参与携宠休闲活动产生了一定限制。
许多学者已经探讨了携宠休闲过程中的限制性影响因素，如宠物的敏捷性或纪律性[4]、休闲场所其他参与者的态度[3]、目的地的约束条件[5]、额外的费用负担[6]等。休闲协商策略作为一种重要的应对机制，可以帮助宠物主更好地管理和克服休闲过程中遇到的障碍[7]，从而提高其携宠休闲活动的参与度和满意度。研究表明，通过有效的协商策略，如时间管理、预算规划和人际沟通等，可以缓解休闲制约[7]，提高携宠休闲活动的参与质量。此外，携宠休闲动机对于驱动休闲参与也起到了独特的作用[8]。相关研究对了解携宠休闲的影响因素提供了重要见解，使得携宠休闲参与的众多影响因素对携宠休闲参与的离散影响效应及其因果关系得到了证实。但总的来看，大多数研究集中于识别携宠休闲的制约因素，而缺乏对于减轻这些制约的协商策略的探讨；其次，相关研究更倾向于关注制约因素独立产生的影响，忽视了制约因素、协商策略与休闲动机之间的交互作用对携宠休闲参与的综合影响；宠物主的性别、年龄、家庭结构等都会影响宠物与主人之间的亲密关系[9]，也可能成为携宠休闲参与的重要影响因素，而目前的研究尚且缺乏对人口学特征在携宠休闲上的差异化表现的探讨。
在方法上，以往研究多使用的多元线性回归、结构方程模型等可以证明前因变量与结果之间的线性关系，但无法说明复杂的、多因素并发的因果关系[10]。因此，需要通过非对称研究方法进一步理清各影响因素与携宠休闲参与行为的复杂因果逻辑关系。需要进一步回答的学术问题有：携宠休闲参与的休闲制约语境下，宠物主携宠休闲的动机、公共休闲制约、协商策略、人口学特征如何以条件组合的形式对其公共休闲参与行为产生影响？构成高频次携带宠物休闲参与（即更高参与频次的携宠休闲）的条件组合具体有哪些？
基于以上研究问题，本研究构建了宠物主携宠休闲的复杂因果模型，并采用模糊集定性比较分析法（fsQCA）对宠物主高频次携宠休闲参与的前因条件进行非对称分析。本研究旨在探究各影响因素之间的交互关系和协同关系，从而预测形成高频次携宠休闲参与的特定前因条件组合模式，以期借助复杂性视角重新解读宠物主携带宠物参加公共休闲活动背后的行为逻辑。
2 理论背景与模型构建 2.1 宠物主携宠的休闲参与及其影响因素休闲参与是指个体在一定时间内参与休闲活动的意向，旨在满足参与者的生理、心理及社会需求。研究显示，休闲参与行为不仅有助于个体的身心健康，还能提升社会关系和生活满意度[11]。关于休闲参与的研究最早始于20世纪中期[12]，早期研究主要集中在休闲活动的分类和时间利用。随着研究的深入，相关研究逐渐扩展到心理学、社会学及健康科学等多个领域。在分类上，休闲参与主要可以分为三种类型：①主观分类法，如时少华[13]将休闲参与划分为体育锻炼、娱乐消遣、休闲旅游、修心养性和公益服务；②因素分析法，如张德聪将休闲参与划分为体能类、文艺类、社交类、娱乐类、知识类和服务类[14]；③多元尺度评定法，如谢雅萍等认为休闲参与包括深度休闲、随性休闲和主题计划性休闲[15]。此外，旅游也常作为一种“异地休闲”或“积极休闲”[16]而被纳入休闲活动的分类，因此本研究也将宠物旅游（携宠出游）作为携宠休闲参与的一种形式。
许多研究都关注了休闲参与的影响因素。如Kandler和Piepenburg发现人格特质是休闲参与水平的有力影响因素[17]，性别等人口统计学特征也会导致休闲参与的差异[18]。此外，休闲动机、休闲制约及其协商策略也是解释休闲参与的重要因素[19]。相关的影响因素在携宠休闲方面仍然适用。如Hung等人[6]认为携宠出行会受到宠物制约、结构性制约和人际制约的限制，而休闲协商策略在这一过程中成为了一种有效的协调手段[20]。
休闲参与水平可以通过其频率和种类得到反映，有三种不同的形式可以用于观测休闲参与水平[21]：参与休闲活动的频率[22]、休闲活动的种类数量[23]和在休闲活动上花费的时间[24]。基于休闲参与理论，并综合借鉴以往研究中的分类方法，本研究将宠物主携带宠物参加休闲活动的类型划分为六种：大众传媒活动、户外活动、文化活动、体育活动、社会活动和旅行活动，并通过参与频次法对休闲参与水平进行计量考核。
2.2 宠物主携宠休闲动机休闲动机是指激发、引导和整合休闲活动，并导致该休闲活动朝向某一目标的内在心理过程，被认为是个体参与休闲活动的主观原因[8]。Kelly把休闲动机分为内在动机及外在动机，内在动机是引领个体进行休闲行为并从中获益的基本要素，外在动机则指外在的情境刺激[25]。李仲广和卢昌崇在《基础休闲学》一书中也曾将休闲动机划分为享受自然、寻求回归自然、暂时逃离或忘却责任等十五个方面[8]。休闲动机具有多样性和复杂性，因此在具体的研究中，休闲动机可被划分为不同的类型[26]。其中，携宠休闲更是休闲中具有高度特殊性的领域。相比一般性休闲活动对于个人作为休闲主体的关注，携宠休闲还包含了“宠物”这一主体的特殊能动性[6]。当考虑到携宠休闲中宠物主与宠物的交互时，携宠休闲的机制会比一般性休闲更加复杂。故本研究认为携宠休闲的动机因素与一般性的休闲活动具有差别，需要更加具体地考虑携宠休闲的独特动机。
已有文献关于宠物主携宠休闲的动机主要围绕宠物主与宠物之间的亲密关系展开讨论。Leggat等人[27]认为情感依恋是宠物主选择与宠物一起参加休闲活动的重要动机之一，特别是对于新一代宠物主来说，携宠外出休闲被视作与宠物进行情感交流的有效途径，可以满足自身的情感需求[28]。Hung等人[6]将宠物主携宠出游的动机划分为三个方面：宠物感知收益、社交需求和趣味性。他们认为宠物主携带宠物出游不仅是为了满足个人利益，也是为了向宠物展示世界的美丽、使宠物感到开心、学到新的技能等。此外，宠物作为“提供中立话题的社会催化剂”[29]，可以满足宠物主的社交需求。现有文献基本肯定了宠物主携带宠物参加公共休闲活动的休闲动机包括宠物依恋、宠物需求和社交需求三个维度。值得注意的是，在考虑宠物主的携宠休闲动机时，一种观点认为必须重新审视人类与非人类的关系，避免长期的“人类中心主义”[30]。在具体的研究实践中，张育芬等人[31]探究了具有主体性与能动性的非人类物质实体及其与宠物主行为网络结构中其他多元异质元素的复杂互动关系。这一研究表明，宠物与其主人之间的关系互动常常是复杂的，需要用非线性的研究视角对其进行观察。
2.3 携宠休闲制约与制约协商休闲制约和休闲制约协商是国外休闲学的两个重要概念[32]。基于Crawford和Godbey[33]的理论，Crawford等人于1991年提出休闲制约理论及模型，将休闲制约描述成某一时刻可以“通过特权和人类意志的结合”而克服的障碍和情境[32]。20世纪90年代起，部分学者发现人们会通过寻找缓解制约影响的途径，从而实现对休闲活动的参与[34]。在此基础上，Jackson，Crawford和Godbey在1993年[7]最早提出休闲制约协商的命题，随后又提出了制约协商策略的概念及分类。Crawford等人[32]将休闲制约因素划分为3种类型：①个人内在制约，主要涉及影响个体休闲偏好的心理状态和属性，如不同的人口特征等；②人际制约，指个体无法找到合适的同伴来进行特定的活动；③结构性制约，即阻碍个体休闲参与的外部因素，如交通限制等。为了减少制约因素对休闲参与的影响，人们需要采取一系列手段对每个制约因素进行调整以实现“充分参与”，这些认知和行为策略被称为休闲协商策略[35]。
目前来看，宠物主携带宠物参加公共休闲活动仍然面临很多挑战，包括宠物缺乏管教、其他参与者的不满和目的地约束条件等[36]。这些制约因素可能会阻碍宠物主将宠物纳入休闲活动计划中。Hultsman[37]的研究表明，如果宠物缺乏敏捷性或纪律性，宠物主可能无法经常与他们的宠物一起参加正式的休闲活动。同时，携带宠物参加休闲活动还可能会带来额外的问题和成本（如额外的旅行费用等）[38]。Hung等人[6]认为携宠休闲制约因素可以分为三类：宠物特定约束、人际约束以及结构性约束。针对此，Hung等人[6]的研究中确定了三种携宠出行相关协商策略：①收集与目的地设施设备相关的宠物友好型信息；②协调人际关系；③计划好时间和费用。
综上，本研究基于休闲制约—协商模型，将携宠休闲制约划分为宠物制约、结构性制约、人际制约三个维度，将休闲协商划分为认知提升、人际协调和收支计算三个维度展开讨论。
2.4 人口统计学特征对携宠休闲参与的影响人口统计学特征已被证实能够影响宠物主的行为意愿。有研究发现，与宠物的依恋感在从未结婚、离婚、丧偶、无子女或夫妇的群体和“空巢老人”中更为强烈[39]。Carr和Cohen[40]指出，相比其他社会人口群体，单身犬类主人更有可能带着宠物进行休闲旅行。Kirillova等人[41]的研究也表明，具有更高收入水平的宠物主更可能进行携宠度假休闲活动。尽管该研究没有证明性别、年龄和家庭结构对携宠休闲的显著影响，但当人口统计学特征因素被纳入复杂性建模之后，这些特征变量的影响效应可以以非线性的方式重新检验。此外，由于中国宠物市场的特殊性，中国宠物主的人口统计学特征对携宠休闲行为的影响也需要进行跨文化考虑。2022年《宠物行业蓝皮书》基于对宠物市场的调查结果指出，在中国二线及以上城市，女性宠物饲主占比80%，宠物主以19—30岁的青年人群为主，占比68%[42]。不难看出，我国宠物市场具有较为强烈的人口统计学分异特征，相关研究应该对宠物主的人口统计学分异给予更多的关注。最后，在考虑单一人口统计学特征因素对携宠休闲行为的影响之外，也要关注人口统计学特征的组合效应，以更加全面地认识不同宠物主的携宠休闲行为差异。
2.5 复杂模型构建Jackson等人[7]构建了“平衡命题”模型，在此基础上，Hubbard等人[43]基于休闲动机、休闲制约、休闲制约协商和休闲参与4个变量构建了4种竞争模型，即独立模型、协商缓冲模型、制约作用缓冲模型和感知制约减轻模型。以往研究表明，宠物主携宠休闲的活动受到多种前置因素的影响，包括宠物主的携宠休闲动机、休闲制约因素以及休闲协商的有效性等，人口学特征同样很有可能对携宠休闲产生影响[44]，具有多元性和复杂性。
Jackson等人[7]构建了“平衡命题”模型，在此基础上，Hubbard等人[43]基于休闲动机、休闲制约、休闲制约协商和休闲参与4个变量构建了4种竞争模型，即独立模型、协商缓冲模型、制约作用缓冲模型和感知制约减轻模型。以往研究表明，宠物主携宠休闲的活动受到多种前置因素的影响，包括宠物主的携宠休闲动机、休闲制约因素以及休闲协商的有效性等，人口学特征同样很有可能对携宠休闲产生影响[44]，具有多元性和复杂性。
和对称方法不同的是，维恩图可以用来建构以复杂性理论为基础的配置模型[46]，呈现了宠物主携带宠物参加公共休闲活动的复杂因果模型（图 1），包括5个人口学特征变量，3个携宠休闲动机变量，3个携宠休闲制约变量，3个休闲协商变量和携宠公共休闲参与的结果变量。图中箭头A表示人口学特征与高频次携宠休闲参与之间的因果关系，箭头B表示休闲动机（宠物依恋、宠物需求、社交需求）、携宠休闲制约（宠物制约、人际制约、结构性制约）、休闲协商（认知提升、人际协调、收支计算）的交互作用与宠物主高频次携宠公共休闲参与之间的因果关系。
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图 1 复杂构型模型 Fig.1 Complex Configurational Model |
问卷主体由3部分构成。第一部分主要调查了宠物主饲养宠物现状与携带宠物参与休闲活动情况，以筛选出最近三个月内有饲养宠物的经历，且“在过去一年内与宠物一起参加过休闲活动”的受访者；第二部分主要是对宠物主的休闲动机、休闲制约以及休闲协商3个方面的内容进行测量，宠物主携带宠物参加公共休闲活动的测量项目通过参与频次法[47]进行计量考核，详见表 1。该部分统一使用李克特5分量表进行测量，1分为“非常不同意”/“从不参与”，5分表示为“非常同意”/“经常参与”。第三部分是对宠物主的人口统计学特征的调查，纳入了性别、年龄、职业、受教育程度、月均收入、宠物数量、养宠开销等变量。
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表 1 潜变量测量题项 Tab.1 Items of Latent Variables |
本课题组成员之一为所在城市的流浪动物救助公益组织的成员之一，也是诸多动物保护公益组织和相关社交群组的积极参与者，因此本研究主要针对上述关联群体展开调查。预调研问卷借助问卷星平台进行发布，通过养宠物的朋友、动物保护人士和相关公益组织在社交群组内转发扩散，以滚雪球的方式增加样本。预调研在2018年8月和9月展开，共回收有效问卷98份。基于预调研数据分析信效度，并调整了不规范的表达。正式调研从9月中旬持续到12月上旬，主要在宠物群进行，期间共发出问卷525份，回收525份，有效问卷521份，回收率为100%，有效率为99.2%。问卷数据的剔除标准为：①作答时间少于100秒；②IP地址相同且选项相同。
在受访者中，男性占28.8%，女性占71.2%，这一人口特征分布与2022年《中国宠物行业蓝皮书》的统计结果：“二线及以上城市女性比男性更愿意饲养宠物，女性宠物主占比80%”[42]基本相符。41岁及以上的样本有111个，占总样本的21.3%。这显示出中老年群体同样具有宠物休闲的需求；在饲养宠物数量方面，有43.1% 的群体饲养了1只宠物，26.6% 的群体饲养了2只宠物；53.5% 的群体饲养宠物的月开销在100到500元区间范围内；在家庭结构方面，亲子家庭结构占比最大，为43.2%。
3.3 数据分析方法本研究数据分析过程包括以下4个步骤：①测量模型检验；②反向案例分析；③fsQCA分析；④预测效度分析。首先运用SPSS的主成分分析法和方差最大旋转法进行探索性因子分析（EFA），随后运用AMOS极大似然法进行验证性因子分析（CFA），以检验量表的信度和效度[55]。在进行模糊集定性比较分析（fsQCA）之前，需证明变量之前存在非对称关系[56]，为此运用SPSS中的交叉列联表来验证反向案例的存在。
模糊集定性比较分析法（fsQCA）是将模糊集和模糊逻辑与定性比较分析（QCA）结合起来的一种分析方法[57]，通过集合理论和布尔代数对因素的组合形态进行分析。fsQCA主要包括数据校准与真值表计算2个分析步骤。校准是将每个案例赋予集合隶属分数的过程。根据Ragin[58]提出fsQCA校准程序的三个阈值，将变量转化为校准集，即完全隶属（Full-in）、交叉点（Cross-point）以及完全不隶属(Full-out)。本研究分别将量表分值1、分值3和分值5视为完全不隶属、交叉点、完全隶属的阈值。研究中的性别变量采用了Ragin[58]提出的0.95（完全隶属）和0.05（完全非隶属）的标准进行数据校准，而年龄、家庭结构、受教育程度等分类变量则分别取最小值、中间值和最大值作为数据校准的阈值。基于变量的校准结果，采用QuineMcCluskey算法构建真值表。
4 结果分析 4.1 测量模型检验本研究运用SPSS 25.0对问卷数据进行探索性因子分析。KMO值和Bartlett球形检验结果显示，休闲动机、休闲制约、休闲协商和休闲参与量表的KMO值分别为0.805、0.687、0.738、0.766，Bartlett球形检验结果显著（Sig. = 0.000，p < 0.01），适合进行探索性因子分析。基于主成分分析、特根值大于1的方法提取公因子，采用方差最大正交进行因子旋转，逐一删除了旋转后因子载荷值在0.5以下、项总计相关系数低于0.4、交叉载荷值大于0.5，或与所诠释的因子内涵有明显区别的题项。通过多轮因子分析，删除了11个测项（A4，A5，B3，B4，B5，B10，C1，N4，H2，H3，H4），最终得到由10个因子、24个测项构成的维度结构。所有测项的因子载荷均高于0.6，累计方差解释率均超过60%。测量指标的Cronbach' s α值在0.690到0.992的范围之间，证明了数据间良好的内部一致性。随后对测量项目进行提纯，所有题项的CITC值（项总计相关性值）均在0.4以上，说明量表具有良好的信度。
继续使用AMOS 26.0对数据进行验证性因子分析。测量模型的拟合效果为：χ2/df=2.200（< 3），p=0.00，RMSEA= 0.048（< 0.05）；GFI=0.940，AGFI=0.906，TLI=0.958，NFI=0.949，CFI=0.971，均大于0.9，能够进行验证性因子分析。分析结果显示，所有题项的因子载荷值均大于0.6，且全部在0.1% 水平下显著，即各测量项目能够有效说明所测量的潜变量。潜变量的组合信度均在0.7以上，平均提取方差在0.5以上，说明量表的收敛效度良好。各潜变量平均提取方差的平方根均大于潜变量之间的相关系数，说明量表具有较高的区别效度（表 2），因此本研究量表效度良好。
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表 2 潜变量系数与模型检验 Tab.2 Latent Variable Coefficient and Model Test |
Pappas等人[59]在研究中表示，同一个数据集中存在的关系并不是单一的，可能是正向、负向或不具有关联性，因此需要进行反向案例分析。数据分析显示，在宠物制约与携带宠物公共休闲参与的交叉表中存在反事实案例（表 3）。与预想中一致，高宠物制约会带来低频次携宠休闲参与（17个案例），低宠物制约会导致高频次携宠休闲参与（265个案例）。然而，该关系中也出现了反向案例，即高宠物制约会导致高频次携宠休闲参与（4个案例），而低宠物制约也会产生低频次携宠休闲（30例）。为了将反向案例纳入高频次携宠公共休闲参与的预测中，本研究继续进行fsQCA分析[61]。
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表 3 宠物制约与携宠休闲的反向案例分析表 Tab.3 Cross-tabulation of Pet Constraint and Leisure Participation with Pets |
fsQCA分析主要分两个步骤：首先检测单一自变量是否是结果变量的必要条件，当二者一致性水平>0.9时，则认为该自变量是因变量的必要条件；其次进行真值表运算，输出复杂解、中间解和简约解，中间解通常被视为充分条件。若变量同时在简约解和中间解出现，则判定该变量作为核心条件存在。
4.3.1 必要性条件分析表 4显示了单一因素和高频次携宠休闲行为的一致性。由表可知，结构性制约、人际协调和收支计算与携宠休闲行为的一致性大于0.9。因此，结构性制约、人际协调和收支计算是高频次携宠休闲行为的必要条件[61]。
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表 4 单项因素和携宠休闲行为的一致性和覆盖率 Tab.4 Consistency and Coverage of Single Factor and Leisure Participation with Pets |
在非对称研究中，一致性指在多大程度上某个条件组合能够达到某种结果，覆盖度指在多大程度上能保证条件组合是达到结果的唯一途径[62]。在fsQCA分析结果中（表 5），两个复杂因果模型组合的覆盖度和一致性均在要求范围内，即一致性在0.75以上，覆盖度在0.6以上[63]。
模型A列出了产生高频次携带宠物公共休闲参与的5个人口学特征，产生了7个条件组合。其中，原始覆盖度水平最高的是条件组合A1和A4（0.572、0.369），两者都包含了年轻这一条件。此外，年长且高收入（A2和A3）的出现频率也较高。在7个条件组合中，受教育水平低和女性出现的频次较高，分别出现在5条组合中。
模型B从休闲动机（宠物依恋、宠物需求、社交需求）、携宠休闲制约（宠物制约、结构性制约、人际制约）和休闲协商（认知提升、人际协调、收支计算）共9个条件来预测宠物主的高频次公共休闲参与，得到了6条路径组合。原始覆盖度水平最高的两条组合是B4和B2（0.626、0.605），两者可以合并为宠物依恋*~宠物需求*~宠物制约*结构性制约*人际制约*人际协调*收支计算。结果显示休闲动机的三个维度中唯一为正向且作为核心条件存在的只有宠物依恋，而宠物需求方向均为负。此外，~宠物制约作为边缘条件存在于每一条组态中，是形成高频次携宠休闲行为最重要的因素。而结构性制约与人际制约两种制约因素的方向为正向，但并非核心条件。原始覆盖度最高的两条组态中，人际协调与收支计算都正向存在。
4.4 稳健性检验本文对高频次携宠休闲行为组态路径进行了稳健性检验。依据已有研究[64]，将案例数的阈值由1调整为2，一致性阈值由0.7调整为0.75，最后形成的组态路径与表 5基本一致，所得组态的稳健性得到验证。
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表 5 预测高频次携宠休闲参与的前因条件组合 Tab.5 Causal Recipes of Antecedents for Predicting High Leisure Participation with Pets |
本文在回顾国内外休闲制约及休闲体验研究成果的基础上，以宠物主为研究对象，运用制约—协商模型和动机理论构建了包含宠物主人口学特征、携宠休闲动机、携宠休闲制约及休闲协商变量的高频次携带宠物公共休闲参与行为的复杂预测模型，使用fsQCA方法预测了高频次携宠休闲参与的影响因素的特定前因条件组合模式。
5.1 研究结论整体来看，宠物主的高频次公共休闲参与的复杂性特点得以验证。本文基于复杂性理论构建了2个高频次携宠公共休闲参与复杂因果模型，产生了13条预测高频次携宠休闲的因果条件组合。模糊集定性比较分析结果显示，这些条件组合中的前因变量具有复杂性和异质性的特点，在各个条件组合中可能呈现出相反的作用方向（或不出现），存在一定的交互作用。
其次，组态分析从休闲制约、制约协商以及休闲动机三个方面得出了能够形成高频次携宠休闲参与的重要条件。从结果来看，低宠物制约是形成高频次宠物休闲参与的重要条件，这一条件在所有相关条件组合中都出现了，说明我国宠物主在携宠休闲中非常重视宠物的安全与舒适，但同时也存在自己的宠物会伤害其他个体的忧虑。正如孙佼佼等人[28]所说，携宠外出意味着宠物主不仅要对宠物负责，同时还要关注公共场合中的非携宠者。因此，在宠物限制条件较多的情况下，宠物主往往不会选择携带宠物出入公共休闲场所。其次，人际协调、收支计算和认知提升都是宠物主高频次携宠休闲行为的重要协商条件。高人际协调和高收支计算在相关的预测路径组合中出现的频次最高，认知提升这一协商策略虽然出现频率相对较低。且呈现的方向也有所不同，但在四条组合路径中作为核心条件存在，这说明宠物主提升认知水平是其应对休闲限制时的核心协商策略；对宠物的情感依恋是形成高频次携宠休闲最重要的动机条件，显示出宠物主对宠物具有高度的情感需求[65]，这也呼应了传统的情感连接逐渐疏远淡化的社会现实[66]。值得注意的是，本研究结果显示宠物需求在组态中作为边缘条件存在，这一定程度上显示出我国的携宠休闲活动还存在着难以摆脱的人类中心主义倾向，宠物主更加关注自身在休闲活动中的体验，忽视了宠物的休闲需求。与之相对的是，宠物主同时具有高度的宠物制约感知，显示出对宠物安全的高度重视与对宠物需求的相对忽视并存的现象。这或许与我国携宠休闲的发展不足和宠物友好设施的缺乏有关[3]。一方面，国内还没有一部系统完善的伴侣动物保护法，宠物主对携宠外出休闲存在一定忧虑；另一方面，携宠休闲目前并非休闲活动主流，部分宠物主尚未具备在休闲活动中兼顾宠物需求的意识。
再次，本研究证实了协商策略的实施对于减轻休闲限制的有效性。模型B中所有组态都至少包含一种休闲制约因素；另一方面，每一个组态都至少存在两种协商策略，并最终能够通过和休闲制约条件的交互作用达成高频次的携宠休闲参与。这一结果显示出携宠休闲活动的制约因素是普遍存在的，而合理的协商策略会帮助宠物主克服携宠休闲参与过程中的限制条件，从而达到携带宠物参加休闲活动的目的[22]。这也证实了Hung等人[6]的研究结论，即适当的协商策略能够缓解宠物主在携宠出行时所面临的限制问题。
最后，从人口统计学特征来看，低学历的女性宠物主以及年长的高收入宠物主是携带宠物参加公共休闲活动的主要群体。与Tang等人[65]的研究结果一致，女性群体展现出了更强烈的携带宠物一起旅行的意愿。此外，本研究发现低学历的宠物主更希望通过携宠休闲参与的方式获得来自宠物的陪伴和其他宠物主的认可，这支持了Ross和Mirowsky [67]的观点，即受教育水平低的人更缺乏社会支持。此外，年长的高收入群体也更倾向于携带宠物出游。在人口老龄化背景下，我国的老年群体“失独”“空巢”的社会现象越来越普遍[68]，这些中老年群体容易产生强烈的孤独感和被遗忘感[28]，更需要宠物来提供情感支持，因而中老年宠物主更倾向于携带爱宠参与休闲活动，而较高的收入水平也减少了他们携宠休闲参与时的制约条件。
5.2 研究贡献 5.2.1 理论意义本研究采取基于复杂性理论的非对称方法，将休闲动机作为携带宠物参加休闲活动的促进因素，休闲制约作为阻碍因素，休闲协商策略作为制约的调节因素共同纳入宠物主携宠公共休闲行为影响因素的复杂模型中，使该复杂问题得到了更完善的解释与讨论。
（1）本研究将休闲制约—协商模型引入了携宠休闲领域。以往休闲相关研究主要关注人类这一休闲主体的一般性休闲活动，以及该主体在休闲中的制约因素与协商策略。但有别于一般性休闲活动的是，携宠休闲活动中还包括了宠物这一特殊的休闲主体，携宠休闲的制约因素与协商策略离不开对宠物这一休闲主体的关注和讨论[6]。故本研究引入休闲制约—协商模型，并特别关注了“宠物制约”的作用，以期对携宠休闲这一特殊的休闲活动给予针对性的理解与解释。
（2）本研究在复杂性建模中纳入了人口统计学特征变量，关注了不同人口统计学特征在携宠休闲参与上的差异化表现。我国宠物市场具有较为强烈的人口统计学分异，这使得对我国宠物主携宠休闲参与的深入研究绕不开对性别等人口统计学特征的探讨。本研究对中国的携宠休闲人群给予了充分关注，有利于加深对中国背景下携宠休闲参与的理解。
（3）本研究将人口学特征、携宠休闲动机、休闲制约与协商因素等不同类型的变量纳入fsQCA的分析过程中，弥补了传统的回归分析和SEM分析中的线性思维局限性，有助于从整体与非线性视角对宠物主的公共休闲行为进行把握。
5.2.2 现实意义本文对预测宠物主携宠休闲行为的特定前因条件组合模式进行了深入探讨，研究结果对于政府部门如何营造“宠物友好”的公共休闲环境、公共场所经营者如何提升管理和服务质量、爱宠人士如何规范教养行为等具有一定启示作用。具体措施如下：
（1）建立健全相关法律法规。国家以及地方政府部门应重视伴侣动物保护立法工作，尽快建立和完善宠物保护领域的规章制度；其次，通过法律规范宠物主的养宠行为，明确宠物主的权利和义务；最后，完善携宠出行的相关管理条例，规范宠物友好休闲场所的人员标准、服务标准、设备标准等维度，平衡好饲养者、宠物、非携宠出游者、企业等各方的利益关系。
（2）优化运营管理，提升服务质量。完善宠物友好型的设施设备，如休闲场所可划分出宠物专属拓展区，提供宠物游览专线等；其次进行针对性营销宣传。女性群体以及中老年宠物主已经成为携宠休闲参与的重要群体，因此要更加关注这部分群体的诉求，在营销过程中可以重点展示宠物如何从休闲活动中受益（如锻炼身体、学习技能等）；最后，为宠物主提供精细化的出行指南，提醒爱宠人士在出行时应注意文明与安全。
（3）宠物主规范自身教养行为。研究发现对宠物安全的担忧以及宠物伤害其他个体的忧虑会限制宠物主携宠休闲参与，因此，宠物主也需要规范养宠行为，树立科学文明的养宠观念，在携宠休闲时避免干扰他人的休闲体验，促进形成良性、文明的养宠观念。
5.3 研究局限性及展望整体来看，本研究仍然存在一些局限性。首先，本研究仅对中国宠物主的公共休闲参与进行了探讨，研究结果并不一定适用于其他地区的携宠休闲活动；其次，研究只考察了休闲动机、休闲制约与休闲协商对宠物主公共休闲参与的预测作用，对于出游动机、制约因素等的解释可能并不完备，未来对于宠物主携带宠物参加公共休闲活动的研究可以纳入更多的变量作为预测条件，如宠物主的补偿心理、社会地位的展示、宠物的种类、宠物年龄等，从而对宠物主休闲参与进行更加全面的研究和理解；本研究发现了不同的人口统计学特征因素对携宠休闲参与的组合影响，未来的研究可以将人口统计学特征分别加以探讨，以寻求汇总与非汇总层面，是否存在共性及差异性的研究结果；最后，未来研究还可以结合定性研究方法，对宠物主的携宠公共休闲参与进行进一步的验证和补充性的说明。
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