基于空间感知的旅游城市居民游憩忠诚度前因关系研究

王建英 赵宏杰 邹利林 高燕 李梅凎

[摘    要]公共游憩空间是承载居民日常游憩的主要空间，度量居民对公共游憩空间的忠诚度对改善居民游憩品质具有重要意义。该文以厦门城市居民为实证研究对象，以游憩环境感知与空间感知为潜变量，以游憩满意度为中介变量，通过结构方程模型方法验证、构建旅游城市居民游憩忠诚度前因关系模型。研究结果表明：（1）空间感知对游憩满意度具有正向显著的影响;（2）游憩满意度对游憩忠诚度具有正向显著的影响，且游憩满意度对空间感知和游憩忠诚度的影响关系具有正向显著的中介调节效果;（3）游憩环境感知与游憩忠诚度无显著的直接相关性，但可通过游憩满意度对游憩忠诚度产生间接影响。文章将空间感知引入游憩忠诚度的前因关系模型，在理论上完善了游憩忠诚度形成的动力机制，可作为旅游城市居民政策制定的参考依据。

[关键词]游憩忠诚度;空间冲突;游憩环境感知;空间感知;游憩满意度

[中图分类号]F59

[文献标识码]A

[文章编号]1002-5006（2019）08-0108-10

Doi： 10.19765/j.cnki.1002-5006.2019.08.015

引言

旅游城市作为旅游活动的主要承载空间，其经济收入主要依赖非地区性的外部市场以及由此产生的服务贸易[1]，因此资本关系在旅游城市社会空间关系中占据主导地位[2]，政府、城市规划者及学者更关注游客游憩需求，致使旅游空间生产准则趋向于“最大限度地开发旅游资源”“最大限度的满足游客需求”，房地产业和旅游业不断挤占城市居民公共游憩空间，旅游城市的空间生产越来越难以兼顾当地居民的利益[3-4]，居民公共游憩空间缺失问题日益严重。然而，旅游城市的空间生产不仅需要通过发展旅游业创造经济效益，还担负着促进社会和谐和加快民主政治进程等多种使命[5]，在旅游市场竞争越来越激烈的今天，居民作为城市文化的承载者和表现者已经成为重要旅游吸引物，他们对游客的友好程度直接影响着旅游城市的形象，因此关注旅游城市居民对自身公共游憩空间的需求和感知，厘清居民对居住城市的游憩满意度（recreational satisfaction）和游憩忠诚度（recreational loyalty）的影响因素，进而采取有效的改进策略，提高居民游憩品质，对树立旅游城市形象、更好地进行旅游营销具有重要的意义[6-7]。

既有研究强调居民对公共游憩空间的景观质量、设施完善度、交通可达性[8-10]等游憩环境感知（recreational environment perception）与游憩满意度（recreational satisfaction）和游憩忠诚度（recreati-onal loyalty）间的关系，同时，部分学者开始注意到游憩空间冲突对居民游憩满意度和游憩忠诚度的关键作用，并采用“拥挤感知”这一指标进行衡量。实际上，在旅游城市特殊的目的地情景中，公共游憩空间冲突不仅表现为游客与居民的空间使用冲突，政府和城市规划者对稀缺的公共游憩空间资源的争夺，城市商业空间和私人空间对公共游憩空间的挤占同样也是公共游憩空间冲突的重要表现，现有研究却较少涉及。本文尝试引入城市地理学中“空间冲突”（space conflicts）这一概念，从容量冲突、性质冲突和功能冲突3个方面对居民“空间感知”进行测量，探究其与居民游憩满意度和游憩忠诚度间的因果关系，在理论上拓展了游憩忠诚度形成的动力机制，对提高居民生活质量和改善游憩品质具有重要的现实意义。

1 文献综述与模型建构

1.1    文献回顾

1.1.1    空间冲突、游憩满意度和游憩忠诚度间的关系

空间冲突源于空间资源的稀缺性、外溢性和空间价值社会化体现的不公平，而产生的一种客观地理现象和社会经济现象，其本质是由于各利益主体对稀缺空间资源的争夺而出现的矛盾。国外学者多从生态学和地理学的视角对城市规划、边界、海岸线、旅游区和社区等冲突的表现、形成原因、演变和治理等进行了深入探讨[11-12]，如Yeguas等提出采用分区或隔离的管理方式减少科罗拉多州冬季游憩空间的娱乐使用冲突[13]，Tanulku研究了伊斯坦布尔两个封闭式社区的空间冲突问题[14]。国内学者主要基于经济学和社会学视角，集中关注城市转型发展过程中的资源空间冲突和文化空间冲突问题[15-16]。空间冲突是旅游城市發展过程中的常态现象和基本特征，其独特的发展轨迹促使其较其他类型城市空间冲突更激烈，矛盾更为突出。空间冲突在旅游城市发展中主要表现为空间容量冲突、空间性质冲突和空间功能冲突等[17]。其中，空间容量冲突为居民对公共游憩空间的最低需求得不到满足或超出居民最大需求承载而产生的空间冲突，如旅游城市公共游憩空间的构建多以游客需求为导向，不断压缩居民的游憩空间而引起的空间冲突，或旅游城市游憩空间不断向外扩张和延伸，迫使居民的游憩活动需要大范围的周转，带来了诸多不便，引起了居民的不满;空间性质冲突主要表现为旅游城市公共空间、商业空间和私人空间与居民公共游憩空间的冲突，如旅游城市中部分绿地、广场空间让渡于旅游空间或商业空间[18];空间功能冲突的本质是空间如何使用的冲突，旅游城市的公共游憩空间较一般城市多了旅游这一特殊性的需求，而空间中生存与发展的居民是否能够接纳集合性的政府规划的空间功能，也是衡量空间功能冲突的重要指标。近年来，学界已经意识到空间冲突对游憩满意度和游憩忠诚度的影响和作用，既有研究多采用“拥挤感知”来描述这种游憩空间缺乏的体验状态对游憩满意度和游憩忠诚度产生的影响。如罗艳菊以张家界国家森林公园为例，探讨了游客拥挤感知与游憩利用影响的差异，并指出在旅游旺季，拥挤感知会对游客满意度产生负面作用[19]。“拥挤感知”实质上是居民与游客对游憩空间“空间容量冲突”的一种反映，不能体现居民是否接纳政府规划和其他既得利益者对游憩空间的占用，无法全面衡量居民对公共游憩空间冲突的真实感知，因此，本文采用“空间感知（spatial perception）”这一概念，从空间容量感知、空间性质感知和空间功能感知3个方面测量旅游城市居民的“空间冲突”感知，探究与游憩满意度和游憩忠诚度间的前因关系，在理论和实践上都将是一项有益的尝试。

1.1.2    游憩环境感知、游憩满意度和游憩忠诚度间关系的研究

城市公共游憩空间的相关研究起步较早，早期主要集中在游憩空间的结构与模式、游憩空间的影响机制、游憩空间规划等方面。近年来，研究视角开始转向微观层面，探讨城市公共游憩空间使用者的行为特征、需求意愿、情绪感知等成为各国学者关注的焦点[8， 10， 20-21]。该类研究多从种族、文化、心理等方面分析使用者的活动特征、游憩行为和使用满意度，如Hasani等研究指出，城市休闲公园游憩者满意度与公园功能有直接关系[22];姚雪松等通过问卷调查发现，年龄、性别、出行人数、活动时间和活动类型等因素对老年人的游憩满意度具有重要影响[23]。综上，既有研究对城市公共游憩空间旅游者的游憩体验、游憩满意度讨论颇丰，但对本地居民游憩忠诚度的研究涉及较少[24]，早期多从行为角度来分析忠诚的产生、发展和变化规律，如Oppermann采用游览比例和游览概率两个维度对游客的目的地选择忠诚度进行测量[25];随后研究者从态度取向，或态度与行为的综合视角对忠诚度进行了一系列实证研究[26-28]，普遍采用重游意向和口碑推荐作为衡量游憩忠诚度的测量指标。此外，探讨旅游者忠诚度的行为规律及其动力机制也是学者关注的热点，满意度被普遍认为是直接影响忠诚度的最主要的变量之一，它与忠诚度的因果关系俨然成为探讨忠诚度动力机制的重要切入点，如Crompton和McKay研究发现游客的重游忠诚度主要取决于其对旅游目的地的游憩满意程度[29]。同时，游憩环境感知和交通可达性等也是游憩忠诚度研究中涉及较多的变量，它们常被作为满意度的前因变量对忠诚度产生间接甚至是直接的影响。如Milman研究发现娱乐项目丰富程度及质量、生态环境状况、游憩设施的安全性、食品多样性及价格合理性、旅游服务质量等游憩环境是影响旅游者游憩满意度的重要因素，并间接影响游憩忠诚度[30]，汪芳和俞曦等采用游憩设施、游憩环境、服务态度和活动体验等4个指标对游憩满意度进行评价[31]。总体上讲，影响居民游憩忠诚度的因素是多元复杂的，本文在总结和借鉴国内外研究的基础上，采用景观质量、游憩设施、游憩环境、游憩项目、游憩服务、游憩消费、游憩可达性等7个潜在变量测量居民游憩环境感知对居民游憩满意度和游憩忠诚度的作用和影响。

1.2    研究模型构建与研究假设

根据文献综述结果与研究目的，本文以游憩环境感知与空间感知概念为着眼点，以游憩满意度为中介变量，构建研究模型，即旅游城市居民游憩忠诚度前因关系模型（图1）。研究模型增加了空间感知潜在变量，并通过容量感知、性质感知和功能感知3个观测变量进行测评，以更全面识别居民游憩忠诚度前因关系因素;此外，针对游憩环境感知这一潜变量，选择景观质量、游憩设施、游憩环境、游憩项目、游憩服务、游憩消费和游憩可达性等7个观测变量进行测量。

同时，根据研究目的与研究模型提出6项研究假设，如下：

H1：空间感知对游憩环境感知具有正向显著影响

H2：空间感知能提高居民游憩满意度水平

H3：游憩环境感知对居民游憩满意度有正向显著影响

H4：游憩满意度对游憩忠诚度有正向显著影响

H5：游憩环境感知对游憩忠诚度有正向显著影响

H6：空间感知对游憩忠诚度有正向显著影响

2 实证研究方法

2.1 實证研究地概况

厦门，别称鹭岛，简称鹭，副省级市，是国务院批复的中国经济特区，东南沿海重要的中心城市、港口及风景旅游城市。陆地面积1699.39平方千米，海域面积约390平方千米。2017年，厦门市共接待国内外游客7800万人次，旅游总收入1160亿元人民币，是中国十大热点旅游城市和接待国际邮轮最多的口岸之一。厦门市旅游资源集中分布在岛内湖里区和思明区，2017年岛内两区国家AAAA和AAAAA级旅游景区共计12家，人口密度达12 931人/平方千米1，公共游憩空间冲突十分典型。因此，本文选取厦门岛内湖里区和思明区为研究案例地;同时，依据吴必虎等城市公共游憩空间分类，将案例地公共游憩空间划分为城市公园、城市绿地、滨水游憩空间、购物游憩地、历史游憩胜地及其他公共游憩场所等6类[32]，作为实证研究受试样本抽样地点。

2.2 问卷设计与量表选取

本文调查问卷由两部分组成，第一部分为游憩环境感知、空间感知、游憩满意度与游憩忠诚度等量表，采用Likert 5级量表法进行问卷测量（表1）;第二部分为居民人口统计学信息。

本文通过面对面访谈、文献综述和小范围预调研并修正量表等3个环节完成了调查问卷第一部分的量表设计。前期通过面对面访谈的方式探索游憩环境和空间冲突为本地居民游憩带来的担忧与困扰，并结合已有研究设计量表，通过小范围预调研验证其有效性。笔者于2016年4月在厦门市中山公园、白城沙滩、SM广场等6种不同类型公共游憩空间，对随机选取的40位厦门市岛内居民进行了面对面访谈，在确定被访者为厦门市岛内居民后，向其说明几个专业名词的含义（如游憩环境、空间冲突、公共游憩空间），并提出3个开放式问题，包括（1）您觉得在公共游憩空间游憩时，哪些因素会影响您的游憩体验？（2）您觉得在公共游憩空间游玩当中，是否感受到了空间冲突？对于回答“是”的居民，笔者继续访问，（3）您觉的哪些空间冲突让您感觉十分不舒适，应该采取什么措施来应对和处理这些空间冲突？笔者对小范围预调研收集到的结果进行分析并编码，提取其中被访者频繁提到的关键内容，作为量表选取和设计的基础。

2.3 问卷调查执行

本文正式问卷调查选择在黄金周、周末、工作日等3个时间段，分别于2016年5月1日至3日、5月20至21日、6月3日至4日、6月9至11日，历时10天，在厦门市中山公园、白城沙滩、白鹭洲公园、五一广场、SM广场、植物园等6类主要游憩空间发放问卷，采用随机偶遇、面对面现场填答现场回收的方式。问卷发放地点位于各游憩空间的出入口、休息区、娱乐活动区等。在问卷回收时，筛选出厦门市岛内居民问卷作为研究样本。总共随机发放问卷500份，筛选出居住地为厦门市岛内的问卷391份，有效回收率为78.2%;其中，有效问卷380份，有效率为97.2%。

2.4 量表信度与效度检验

本文运用SPSS 19.0统计软件对问卷统计数据信度进行分析，计算Cronbachs α系数，其值介于0～1之间，α值越大，表示问卷题项间相关性越好，内部一致性可信度越高，其中，α>0.8表示内部一致性极好，0.6～0.8表示较好，<0.6表示内部一致性较差[38]。研究问卷各个层面α值介于0.654～0.856之间，总量表的信度达到0.811，表明问卷可信度已达到研究要求。因量表中题项a10与量表总分的相关系数小于0.4，且删除它可提高量表的α值，故删除这一题项。此外，本文对已经通过信度检验的14个观测变量进行相关分析以及独立样本t检验，结果显示：各题项赋值与相应量表总得分之间的皮尔逊积差相关系数，均在99%的置信区间内双尾显著，相关系数介于0.612～0.814之间，超过临界值0.5，且所有观测变量赋值在高低分组之间均有显著差异（0.05置信水平下双尾t值显著），表明各分量表内部题项间的一致性及其效度较好，保留题项具有良好的区别    效度。

2.5 居民人口统计特征分析

本文采用SPSS 19.0统计软件进行描述性统计分析可知，样本男女比例较为均衡，其中，男性约占57.36%，女性约占42.64%;样本以青年人为主，其中，20～30岁占样本总量的40.35%，31～40岁约占31.58%，20岁以下和40岁以上合计约占28.07%;在问到“您的最高学历”时，接近一半的受访者表示获得大学或更高学历，因此多数受访者能够较好地理解问卷内容，便于进行调研;在问到“您的月收入”时，超过一半的受访者的月收入在3500元以上，占62.89%，月收入在3500元以下或没有收入，占37.11%;在职业构成方面，受访者中有超过1/3（34.74%）为公司职员或机关、事业单位管理人员，占比次之的为学生群体及务工人员（14.21%和16.58%），其余为自由职业者和私营企业主等。

3 研究模型验证与分析

3.1 研究测量模型验证

本文采用SPSS 19.0统计软件对实证数据进行Bartlett球形检验和KMO值分析，分析结果显示KMO的值为0.784，大于0.7;Bartlett球形检验结果显示，p为0.0000（p<0.05），说明各变量间具有相关性，适宜对实证数据做进一步的因子分析。本文运用AMOS 17.0软件，采用最大似然估计法对通过信度、效度检验的14个观测变量、4个潜变量进行验证性因子分析（confirmatory factor analysis， CFA），并用组合信度执行程序Exps计算组合信度（composite reliability， CR）和平均方差异数萃取（average variance extracted， AVE）。分析结果表明：（1）标准化因子载荷可以用来计算潜变量的组合信度（CR），其临界值达到0.6，具有较好的一致性[39]。本研究游憩环境感知、空间感知、游憩满意度和游憩忠诚度4个潜变量的组合信度分别达到0.87、0.77、0.74和0.61，具有较好的一致性;（2）平均方差异数萃取（AVE）可以用来衡量观测变量解释潜变量的程度，AVE越大，解释潜变量的程度越高，游憩环境感知、空间感知、游憩满意度和游憩忠诚度4个潜变量平均方差异数萃取（AVE）分别为0.51、0.59、0.53和0.44，除游憩忠诚度低于0.5以外，其余均在0.5之上，表明潜变量具有良好的内部一致性和聚合效度，模型的观测变量能较好地被潜变量所解释。此外，所有观测变量与潜变量间的测量路径均在99.9%的置信区间内（双尾）显著，且各因子的标准化载荷均大于0.51，超过临界值0.5，因此分析结果较为理想。

3.2 研究模型修正与研究假设验证

3.2.1    研究模型修正

对研究模型整体拟合度进行分析，实证数据与测量模型的整体拟合度良好。各项拟合指标采用以下标准：非正规拟合指数NNFI[40]、比较拟合指数CFI[41]和增量拟合指数IFI[42]的取值范围为0到1之间，要使模型被接受，各指数要大于等于0.9，越接近1表示拟合效果越好;而近似误差指数RMSEA取值在0.08以下且越小越好[43]。研究模型拟合结果显示，CFI和IFI分别为0.908和0.911、均在0.9以上，RMSEA为0.081、略高于0.08，NNFI为0.886、略低于0.9，因此仍需要对研究模型进行修正。研究模型修正一般包括两方面，一是通过增加路径的方式提高模型的拟合度，增加路径应首选MI值最大（通常当MI值>4，对模型修正才具有意义）的路径进行，若路径增加后卡方值（χ2）与原模型相比明显减少，说明修正有意义;二是通过删除或限制一些路径的方式精简模型，模型的卡方值（χ2）没有显著增加，说明删除路径可行。研究模型路径分析结果得知，路径H5（p=0.700）不显著，H5被拒绝，即游憩环境感知与游憩忠诚度间无显著的直接相关性;因此，研究模型修正时删除这条路径以使模型更加精简。修正后的研究模型结果显示，卡方值（χ2）没有显著增加，卡方值与自由度的比值为1.525，NNFI、CFI和IFI分别为0.906、0.926和0.928，均在0.9以上，RMSEA为0.074，达到标准值，故研究模型修正合理（图2）。

3.2.2    研究假设验证

结构模型因果关系路径及其参数估计结果如图3所示，模型验证结果显示：H2（β=0.48，t=3.076，p<0.01，S.E.=0.196），H3（β=0.66，t=4.032，p<0.001，S.E.=0.222），H4（β=0.43，t=2.438，p<0.05，S.E.=0.183），H6（β=0.45，t=2.536，p<0.05，S.E.=0.233）。在4条结构路径中，H3在0.001的显著性水平上显著;H2在0.01的显著性水平上显著;H4、H6在0.05的显著性水平上显著，且正/负相关性与假设相符，H2、H3、H4和H6得以验证。亦即，空间感知对游憩满意度具有正向显著影响;游憩满意度对游憩忠诚度具有正向显著影响，且游憩满意度对空间感知与游憩忠诚度之间具有正向显著的中介调节效果。结构路径H5（p=0.700）不顯著，H5被拒绝，即游憩环境感知与游憩忠诚度间无显著的直接相关性;结构路径H1（β=-0.34，t=2.736，p<0.01，S.E.=0.134），虽然在0.01水平上显著，但路径系数为负，与假设相反，数据显示空间感知与游憩环境感知间呈现负向显著关系，假设被拒绝，H1和H5不成立。进一步查看游憩环境感知、空间感知两个潜变量与游憩忠诚度间的结构路径估计，两条路径的总体效应估计都与理论假设相符;虽然结构路径H5的游憩环境感知与游憩忠诚度间无直接的正向显著相关性，但仍可通过游憩满意度间接对游憩忠诚度产生影响，与以往的研究相吻合。

根据研究假设验证结果，本文做出如下判断：游憩满意度对游憩忠诚度具有正向显著影响;空间感知不但可以在游憩满意度的中介作用下对游憩忠诚度产生正向显著影响，也可以直接对游憩忠诚度产生正向显著影响;游憩环境感知通过游憩满意度对游憩忠诚度产生间接正向显著影响;空间感知对游憩环境感知产生负向显著影响。

3.3 路径因果关系影响因素分析

模型路径因果关系影响因素分析用以确定模型路径两两变量间因果关系程度的主要影响因素[44]，本文路径因果关系影响因素分析结果如图4所示。分析结果显示，“来这里可供选择的交通方式比较多样，比较容易找到具体位置，总体上交通比较便捷”“此区域内购物比较方便，商品种类丰富，且物价水平合理”与“场地工作人员、商业从业人员服务态度好、服务技巧娴熟，基本满意”是游憩环境感知与游憩满意度间因果关系程度的主要影响因素;“周边有较舒适的游憩空间，且没有感到拥挤和不舒服”与“商业、私人住宅或旅游业开发对游憩空间没有影响”是空间感知与游憩满意度和游憩忠诚度间因果关系程度的主要影响因素; “与理想中的游憩空间相比，感到满意”和“与之前的预期相比，感到满意”是游憩满意度与忠诚度间因果关系程度的主要影响因素。

4 结论与讨论

本文通过研究游憩环境感知、空间感知、游憩满意度和游憩忠诚度间的结构关系，旨在探索旅游城市公共游憩空间居民忠诚度形成的动力机制。主要结论如下：

（1）“游憩环境感知”和“空间感知”显著影响旅游城市居民公共游憩空间的游憩忠诚度。“游憩环境感知”对游憩忠诚度的影响是通过游憩满意度这一中介变量发生的，对游玩满意的居民重游此地或推荐他人来此游玩的意愿和可能性都会提高;“空间感知”直接影响或通过游憩满意度的中介作用间接影响居民游憩忠诚度，居民公共游憩空间没有被商业空间和私人空间过度占用，其游憩空间的最低需求能得以满足，是影响居民游憩忠诚度的主要因素;“空间感知”对“游憩环境感知”产生负向显著影响，这与案例地实际情况相吻合，案例地居民的“空间感知”受公共游憩空间功能和服务对象影响较大，主要服务居民的公共游憩空间，游客较少，居民对其空间感知度较高，但这类游憩空间景观环境条件、旅游服务便利性等往往较面向游客的公共游憩空间差，因此居民的游憩环境感知会低。

（2）从观测变量的贡献来看：第一，“游憩环境感知”中的3个观测变量“a5游憩可达性”“a6游憩消费”“a7游憩服务”的外载荷系数较大（分别为0.80、0.82、0.82），是影响居民游憩满意度的重要因素。这是由于旅游产业为厦门市重要的支柱产业，其旅游发展水平较高，公共游憩空间整体的景观质量，游憩设施配置、项目设置等硬件配备条件较好，对居民游憩满意度的影响作用不明显，而拥堵的交通、虚高的消费价格及与之不相匹配的服务对居民满意度的影响最为显著，应着重对厦门市公共游憩空间的交通条件、游憩消费和游憩服务进行优化提升，以提高居民的游憩满意度，间接提高居民游憩忠诚度;第二，“空间感知”潜变量中的观测变量“a9容量感知”外载荷系数大（为0.85），对潜变量贡献明显，尽管居民已经意识到旅游开发引起的商业空间和私人空间占用公共游憩空间，但并不排斥，他们更关注自身游憩需求能否得到满足，这是影响居民游憩满意度和游憩忠诚度的重要因素。因此，通过公共游憩空间的立体改造以扩大游憩空间规模，增加居民游憩舒适度，可提高居民对旅游城市的游憩满意度和游憩忠诚度。

（3）尽管已经关注到了旅游城市发展过程中的空间冲突问题对本地居民游憩忠诚度的影响，现有研究尚未明确提出游憩空间感知的概念、内涵及其测量手段。本文在前人研究的基础上，引入城市地理学的“空间冲突”概念，构建游憩忠诚度前因关系的理论模型，并采用实证研究加以验证，在理论上是对游憩忠诚度驱动机制研究的一种补充，实践上有利于政府采取相应的措施，以提升居民的游憩空间忠诚度，为旅游城市更好的发展提供新的思路。

（4）本文从空间冲突的容量、功能和性质3个方面梳理，并测量居民游憩的空间感知，仅对现已经形成的游憩空间冲突进行测量。随着旅游城市交通体系的日益完善、城市公共游憩方式和内涵的扩展，居民对公共游憩空间冲突的理解和感受也会随之发生变化，如交通通达度的提高，会提高居民空间容量感知度。本文未考虑空间动态变化对居民游憩空间感知的影响，后续研究应进行理性思考，以便更准确地测量居民的游憩空间感知，为宏观层面旅游城市规划和城市空间主导方向提供理论依据和实践参考。

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