城市居民参与市内体育休闲旅游影响因素研究——以上海市为例

郭安禧，孙雪飞，王纯阳

体育休闲旅游是指人们在有限的时间内离开常住地，通过主动或被动地参与体育活动达到放松、体验、娱乐、康体等目的的行为和过程[1]。按照不同的参与方式，它可以大致地分为两种类型：参与型体育休闲旅游和观赏型体育休闲旅游（Hall,1992）[2]。前者是为参与体育活动而进行的旅游，如滑雪旅游等；后者是为观赏体育活动而进行的旅游，如赛事体育旅游等[3]。根据体育休闲旅游的定义，相应地，城市体育休闲旅游可以界定为人们为了达到娱乐、康体等目的，在城市内通过参与或观赏体育活动而进行的旅游。

近几年来，城市体育休闲旅游受到我国越来越多城市的青睐。原因主要有以下3个方面：第一，体育休闲旅游有助于提高城市居民的生活质量。由于受日常工作、生活压力等方面影响，城市居民容易受到都市病、现代病等心理、生理疾病的侵扰[4]。体育休闲旅游可以从生理和精神上满足城市居民对自然和健康的需求，促进他们的身心健康协调发展，进而提高生活质量[5]；第二，城市体育休闲旅游有助于促进城市经济发展。体育休闲旅游与很多产业存在密切关联，例如体育产业、休闲产业、旅游产业等。城市体育休闲旅游通过带动相关产业发展，可以扩大城市经济规模、促进经济结构优化、增加城市居民的就业机会等[4]。它为城市经济发展增添了新的助推器[6]。第三，城市体育休闲旅游有助于在旅游者心目中形成真实的城市形象。城市体育休闲旅游是旅游者认知目的地城市的凭借之一。通过参与城市体育休闲旅游，旅游者能够增进对目的地城市的认知和情感，进而形成对目的地城市更加真实的认知形象、情感形象和总体形象。由此可见，发展城市体育休闲旅游具有重要的现实意义。

城市体育休闲旅游受到当地政府重视的同时，也吸引了一些学术界人士的研究和关注。从研究的内容看，关注点主要集中在城市体育休闲旅游开发可行性、发展中存在的问题及对策、旅游产品开发与管理等方面。与国外的研究相比，国内的研究尚存在两方面的不足：一是研究的深度不够，多数研究仍然停留在泛泛的描述性分析层面上，缺少对相关问题展开深度探讨；二是研究的广度不够，大部分研究针对不同城市围绕城市体育休闲旅游的可行性、问题及对策等传统的、有限的主题展开，缺少对其他的主题如城市居民参与市内体育休闲旅游意愿的影响因素进行研究。从研究的方法看，国内的研究以定性分析为主，与国外的研究相比缺少实证研究和定量分析。本文以上海市为例，实证研究城市居民参与市内体育休闲旅游意愿的影响因素，并针对研究结论提出对策方案，以期为促进城市体育休闲旅游进一步发展提供实证支持和理论指导。

1 文献综述与研究假设

实证研究城市居民参与市内体育休闲旅游意愿的影响因素，首先需要了解有哪些因素对他们的参与意愿产生影响。通过查阅国内外相关文献、咨询旅游研究领域的学者以及访谈部分上海市内体育休闲旅游者，获得了影响城市居民参与市内体育休闲旅游意愿的可能因素。归纳起来，这些因素主要包括城市居民的社会经济条件、体育休闲旅游项目质量、相关的信息传播渠道以及旅游目的地的属性条件等。

1.1 城市居民的社会经济条件（SEC）

外出旅游的过程实际上是个体离开常住地对他人提供的产品和服务进行消费的过程，因此，个体如果要外出旅游，必须具备一定的社会经济条件，例如拥有足够的可支配收入和闲暇时间等。Fleischer&Pizam[7]、李天元[8]、G觟ssling&Hall[9]等学者都认为，可支配收入和闲暇时间是个体成为现实旅游者的两个最基本的条件。如果不具备这两个条件，个体就无法实现外出旅游的愿望。鉴于可支配收入和闲暇时间的重要性，在后文的相关社会经济条件的分析中，将主要考察这两者的影响作用。

一般认为，个体的可支配收入与其出游力存在显著的正向关系[10]。随着可支配收入水平的提高，个体参与各类旅游活动的可能性也会增大[7]。党宁以中国8个样本城市为例研究了城市居民的可支配收入与他们参与体育休闲旅游的频率的关系，结果发现可支配收入水平越高，城市居民对体育休闲旅游的参与率也普遍增高，尤其是对滑雪旅游等参与型体育休闲旅游[11]。

闲暇时间是决定个体出游力大小的另一个重要因素。闲暇时间越长，个体外出旅游就越有时间保障，离开常住地的距离也可能越远。Nogawa等认为，闲暇时间的增多增加了大多数日本民众外出旅游的可能性[12]。中国民众的闲暇时间近年以来虽然也有增加，但根据顾兴全等对杭州城市居民的调查，43.4%的城市居民无暇到城郊参与体育休闲旅游，表明闲暇时间仍然是制约城市居民参与体育休闲旅游的重要因素[5]。基于上述分析，提出如下假设。

H1：城市居民的社会经济条件对城市居民参与市内体育休闲旅游意愿产生显著正向影响。

1.2 体育休闲旅游项目质量（PQ）

体育休闲旅游项目是体育休闲旅游目的地的重要吸引物[13]。它的质量越高，表明它越具有满足旅游者需要的能力，对旅游者的吸引力也越强。推拉力理论认为，个体外出旅游是推动因素（如放松心情）和拉动因素（如观光资源）共同作用的结果[14]。依据该理论，如果体育休闲旅游项目具有令人满意的质量，它将成为一个重要的拉动因素拉动个体离开常住地前往体育休闲旅游目的地。它的拉力越大，个体前往体育休闲旅游目的地的可能性也越大。

体育休闲旅游项目质量可以从安全性、观赏性、娱乐性、参与性等方面来衡量。安全性要求体育休闲旅游项目能够保障旅游者的生命和财产安全。它是体育休闲旅游项目的基本要求，也是个体决策是否参与该项目的重要的影响因素。如果项目存在安全隐患，将会严重影响个体参与该项目的意愿。观赏性要求体育休闲旅游项目能够给旅游者带来视觉上的美感。王春生等认为，体育休闲旅游项目有较强的观赏性是吸引旅游者和激发旅游者参与的动力[15]。项目的观赏性越强，对旅游者的吸引力就越大。娱乐性要求体育休闲旅游项目具有愉悦身心的功能。王坤等认为，加强项目的娱乐性建设，提高旅游者的心理涉入程度，有助于增强旅游者对旅游目的地的依恋感[16]。参与性则要求体育休闲旅游项目能够让旅游者参与其中，感受项目氛围。参与性是体现体育休闲旅游项目魅力的关键因素之一，它对于浓厚旅游目的地的娱乐氛围、增强旅游产品的吸引力具有重要意义（Martin&Mason,1987）[17]。根据上述分析，提出如下假设：

H2：体育休闲旅游项目质量对城市居民参与市内体育休闲旅游意愿产生显著正向影响。

1.3 相关的信息传播渠道（IDC）

体育休闲旅游目的地若想激发目标市场的出游意愿，首先必须通过一定的信息传播渠道让目标市场对它有所了解。信息传播渠道主要包括互联网、电视、报纸、广播、人际间的口耳相传等。周道平认为通过电视、影片等的宣传作用，可以增进目标市场对体育活动的认知，增强旅游目的地对目标市场的吸引力[18]。吴承忠总结国外奥运城市发展体育休闲旅游的经验认为，报刊、广播、电视等信息传播渠道在增进世界对奥运城市的了解、增加目标市场对体育休闲旅游的向往等方面发挥了重要作用[19]。根据上述分析，提出如下假设。

H3：相关的信息传播渠道对城市居民参与市内体育休闲旅游意愿产生显著正向影响。

1.4 旅游目的地的属性条件（PC）

体育休闲旅游项目是体育休闲旅游目的地吸引目标市场的主要力源。除此之外，如果目的地还拥有其他的优质属性条件，例如丰富的旅游资源、完善的旅游设施、便利的交通条件等，将可能增强该目的地对目标市场的综合吸引力。一般而言，旅游目的地的综合吸引力越强，目标市场访问该地的可能性就越大[20]。

根据推拉力理论，旅游资源和旅游设施都属于个体离开常住地前往目的地的拉动因素。目的地的旅游资源越丰富、旅游设施越完善，它们对目标市场产生的拉力也越大。Alexandris&Carroll通过在希腊城市地区的调查发现，完善目的地的旅游设施可以提高目标市场对城市体育休闲旅游的参与水平[21]。交通条件是个体在选择旅游目的地时考虑的重要因素之一。根据黄燕玲等对南京668个城市居民的调查，42.37%的城市居民在购买旅游产品时首先考虑交通因素表明便利的交通条件有助于提高目标市场对旅游产品的购买意愿[1]。通过上述分析，提出如下假设。

H4：旅游目的地的属性条件对城市居民参与市内体育休闲旅游的意愿产生显著正向影响。

依据上述文献回顾和研究假设，本文构建了一个以城市居民的社会经济条件 （SEC）、体育休闲旅游项目质量（PQ）、相关的信息传播渠道（IDC）、旅游目的地的属性条件（PC）4个影响因素为自变量，城市居民参与市内体育休闲旅游意愿（PI）为因变量的模型（见图1）。

图1 城市居民参与市内体育休闲旅游意愿影响因素模型Figure1 Model of the Influential Factors Affecting the Will of Urban Residents’Participation in Sports&Leisure Tour

2 研究设计

2.1 问卷设计

问卷共包括两个部分：第一部分由测量“参与市内体育休闲旅游意愿”等5个潜变量的19个题项组成；第二部分由统计被调查者的社会人口学特征的题项组成，包括性别、年龄、职业、月收入、文化程度等。测量潜变量的具体的量表如下。

2.1.1 参与市内体育休闲旅游意愿

城市居民参与市内体育休闲旅游的目的主要包括体验、娱乐、放松身心、增强体质等方面，因此，该潜变量可以从上述4个目的层面进行测量。具体的量表包括4个题项：“Q1：我愿意在市内参与体育休闲旅游以获得体育活动体验”、“Q2：我愿意在市内参与体育休闲旅游以达到娱乐目的”、“Q3：我愿意在市内参与体育休闲旅游以放松身心”、“Q4：我愿意在市内参与体育休闲旅游以增强体质”。

2.1.2 城市居民的社会经济条件

足够的可支配收入和闲暇时间是个体参与体育休闲旅游的两个最基本的条件，因此，城市居民的社会经济条件可以从可支配收入和闲暇时间两个层面测量。具体的量表包括“Q5：参与体育休闲旅游要有一定的经济基础”、“Q6：参与体育休闲旅游要有足够的时间保障”、“Q7：总的来说，钱和闲暇时间是参与体育休闲旅游的基础”3个题项。

2.1.3 体育休闲旅游项目质量

可以从安全性、观赏性、娱乐性、参与性等方面衡量，相应地，该潜变量的测量可以从上述4个方面进行。具体的量表包括“Q8：我希望体育休闲旅游项目是安全的，能够让我放心体验”、“Q9：我希望体育休闲旅游项目能够给我视觉上的美感”、“Q10：我希望体育休闲旅游项目能够满足我的娱乐需要”、“Q11：我希望体育休闲旅游项目具有参与性，能够让我亲身体验”4个题项。

2.1.4 相关的信息传播渠道

参考了马龙龙[22]的信息传播渠道量表，并根据信息传播渠道的类型和本文的研究内容做了进一步补充和完善。具体的量表包括“Q12：我在互联网上见到过有关市内体育休闲旅游的宣传”、“Q13：我在电视里看到过有关市内体育休闲旅游的宣传”、“Q14：我在广播里听到过有关市内体育休闲旅游的宣传”、“Q15：我在报刊上看到过有关市内体育休闲旅游的宣传”、“Q16：我听周围的人谈论过有关市内体育休闲旅游的内容”等5个题项。（5）旅游目的地的属性条件：通常包括丰富的旅游资源、完善的旅游设施和便利的交通条件，因此可以从上述3个方面对该潜变量进行测量。具体的量表包括“Q17：比较而言，我更愿意到有丰富的旅游资源的目的地参与体育休闲旅游”、“Q18：比较而言，我更愿意到有完善的旅游设施的目的地参与体育休闲旅游”、“Q19：比较而言，我更愿意到有便利的交通条件的目的地参与体育休闲旅游”3个题项。上述5个潜变量均采用Likert 5分量表进行测量。1~5分别表示“非常不同意”、“不同意”、“不确定”、“同意” 和 “非常同意”。得分越高表示被调查者越同意该题项。

2.2 数据收集

本次问卷调查的时间为2014年7月19~20日，地点为上海市闵行体育公园、八万人体育场、东方体育中心和源深体育中心。4个地点分别位于闵行区、徐汇区和浦东区。它们不仅是上海市内的大型体育活动中心，也是市内知名的体育休闲旅游目的地。每一地点的调查时间均为半天。调查对象为在上述地点参与体育活动或观看体育比赛【注1】的上海市民。采用拦截式访问的方式进行抽样调查，最终共发放问卷320份，回收307份，剔除漏选较多、无心填答明显的问卷，最后获得有效问卷295份，回收率为95.9%，有效率为92.2%。

通过对有效样本进行描述性统计，被调查者的社会人口学特征表现为：男性占55.3%，女性占44.7%，男女比例相差不大；从年龄结构看，18~44岁的人群占91.2%，以中青年人为主；在受教育程度上，以大专或本科学历为主，所占比例达67.8%；从职业分布看，以企事业管理人员、专业技术人员、学生为主，三者占有效样本的64.4%；从月收入分布看，以4000元以上的人群为主，所占比例为65.1%。

3 实证分析结果

3.1 信度、效度分析和同源方差检验

3.1.1 信度分析

本文采用Cronbach’a系数检验量表的信度，采用题项的总相关系数CITC净化量表中多余的题项。吴明隆认为在社会科学研究领域中，层面量表的Cronbach’a系数最好大于0.6[23]。卢纹岱指出，如果题项的CITC小于0.3，则该题项可以被删除[24]。本文据此检验量表的信度和净化量表中多余的题项。利用SPSS17.0中的信度分析模块，分别对“参与市内体育休闲旅游意愿”等5个潜变量进行信度分析，结果见表1。

表1 量表的信度分析结果Table I Reliability Analysis Result of the Scale

由表 1可知，5个潜变量的 Cronbach’a系数从 0.614到0.901，大于建议的0.6最低极限值，表明量表具有良好的内部一致信度。从CITC值看，所有题项均在0.357~0.820之间，大于建议的0.3最低极限值，这同样表明量表的信度良好。

3.1.2 效度分析

效度分析即检验题项测量潜变量的有效程度，一般包括内容效度和结构效度两类。内容效度是指量表具有良好的理论架构基础和测量潜变量的适合性[25]。本文的问卷是在文献回顾的基础上编制形成的，并且就题项的措辞、表述方式进行了反复修改，满足内容效度的要求。结构效度是指题项衡量所测潜变量的能力[26]。本文采用探索性因子分析对结构效度进行检验，利用SPSS17.0的因子分析模块对题项进行探索性因子分析，因子分析时采用主成分分析法，因子旋转时采用方差最大正交旋转，以特征根大于1为因子提取原则，结果显示 KMO=0.858>0.7，Bartlett’s球形检验值Sig.=0.000，表明样本数据满足因子分析的前提条件。探索性因子分析结果见表2。

表2 探索性因子分析结果TableⅡAnalysis Result of the Exploratory Factors

由表2可知，5个因子共解释方差67.047%，解释力良好。从因子载荷看，除Q9和Q17外，其余题项的因子载荷从0.511~0.875，大于建议的0.5最低极限值[27]。从共同度看，同样除Q9和Q17外，其余题项均大于建议的 0.5最低极限值。据此，删除Q9和Q17两个题项。另外，本属于“体育休闲旅游项目质量”因子的Q10载荷到了“参与市内体育休闲旅游意愿”因子上，也将该题项删除。删除这3个题项后，剩余题项的累计方差贡献率、因子载荷、共同度均符合研究的要求，量表的结构效度良好。

3.1.3 同源方差检验

同一份问卷由同一位被调查者填答，可能会出现同源方差问题。本文采取了两种办法尽量避免这一问题：一是调查时告知调查是匿名的，填答的题项没有对错之分，根据真实感受填答即可；二是问卷上隐匿题项测量的潜变量，不让被调查者知晓题项测量的对象，降低被调查者为迎合调查目的违心填答的可能性。另外，采用Harman单因素检测方法对同源方差进行了检验。因子分析的结果显示，未旋转时第一个因子解释了方差21.693%，没有占到被解释方差的大多数，这表明样本数据的同源方差不严重，测量结果可靠、有效。

3.2 验证性因子分析

利用AMOS17.0对包括 “参与市内体育休闲旅游意愿”等5个潜变量在内的所有测量模型进行验证性因子分析，以检验它们之间是否存在足够的区别效度。区别效度可根据潜变量的平均提取方差是否大于其与其他潜变量相关系数的平方来判断。如果前者大于后者，则认为潜变量之间具有足够的区别效度。表3列出了5个潜变量的平均提取方差及其与其他潜变量的相关系数。

表3 潜变量平均提取方差与相关系数的比较TableⅢComparison between the Average Extraction Variance and the Correlation Coefficients of the Latent Variables

从表3可知，除了“体育休闲旅游项目质量”的平均提取方差略低于0.5外，其余潜变量的平均提取方差从0.521到0.654，大于建议的0.5最低极限值。另外，每个潜变量的平均提取方差均大于其与其他潜变量的相关系数的平方。由此可见，本研究中的5个潜变量具有理想的区别效度。

3.3 结构方程模型分析和假设检验

量表的信度和效度满足研究的要求后，可以进行下一步的结构方程模型分析。将“参与市内体育休闲旅游意愿”等5个潜变量及其观测变量导入前文提出的研究模型，借助AMOS17.0软件采用极大似然法对模型进行估计。结果显示 x2/df=2.518<3，GFI=0.919>0.9，AGFI=0.883 接 近 0.9，NFI、IFI、TLI、CFI分别为 0.912、0.951、0.936、0.950， 均大于0.9，RMSEA=0.063<0.08，这表明模型与样本数据拟合理想，是一个可以接受的模型。

表4罗列了研究假设、标准化路径系数、t值和假设的检验结果。从表4可知，城市居民的社会经济条件和旅游目的地的属性条件对城市居民参与市内体育休闲旅游意愿（γ1=0.096，t=0.306；γ4=-0.052,t=0.617）没有显著正向影响，拒绝假设H1和H4。体育休闲旅游项目质量和相关的信息传播渠道对城市居民参与市内体育休闲旅游意愿（γ2=0.533，t=3.652；γ3=0.246,t=3.969）存 在 显 著 正 向 影响，因而支持假设H2和H3。

表4 假设检验的结果TableⅣResult of the Hypothesis Testing

在本研究提出的4个假设中，虽然只有两个假设获得了实证支持，但从潜变量的被解释方差看，“城市居民参与市内体育休闲旅游意愿”的被解释方差达到了43%，大于40%最低极限值，表明该潜变量获得了“体育休闲旅游项目质量”、“相关的信息传播渠道”两个前因变量较好的解释，最终模型具有较强的解释力。

4 结论与讨论

本文以上海市为例，实证研究了城市居民的社会经济条件、体育休闲旅游项目质量、相关的信息传播渠道、旅游目的地的属性条件4个影响因素对城市居民参与市内体育休闲旅游意愿的影响，最终获得了以下4方面的研究结论。

第一，城市居民的社会经济条件不会对城市居民参与市内体育休闲旅游意愿产生显著正向影响。该研究结论与现有的有关长途旅游的研究成果不同。一般地，对于长途旅游而言，经济条件和闲暇时间是制约人们外出旅游的重要因素。但对市内体育休闲旅游这种短途旅游而言，它对城市居民出游的经济条件和闲暇时间的要求相对较低。另一方面，由于体育休闲旅游产品的类型丰富多样，城市居民可以在其经济条件和闲暇时间允许的范围内对市内体育休闲旅游产品进行灵活选择。因此，城市居民的社会经济条件不会显著正向影响城市居民参与市内体育休闲旅游意愿。该研究结论表明城市居民对市内体育休闲旅游产品有广阔需求。当地政府和旅游企业应该加大体育休闲旅游设施建设和体育休闲旅游产品开发的力度，满足不同经济条件的城市居民的消费需求，鼓励和引导他们积极参加和观赏各种类型的体育活动，提高城市居民对市内体育休闲旅游的参与水平。

第二，旅游目的地的属性条件对城市居民参与市内体育休闲旅游意愿没有显著正向影响。该研究结论与Alexandris&Carroll[21]、黄燕玲等[1]等的研究结论不同。他们认为旅游目的地的属性条件（如完善的旅游设施、便利的交通条件等）可以增强目的地的吸引力和增加目标市场访问的可能性。差异性研究结论的原因可能在于，体育休闲旅游者出游的主要目的在于参与或观看体育活动，因而对体育活动本身特别关注，而对目的地的其他属性条件如旅游设施是否完善等并不关注。关于交通条件，由于市内体育休闲旅游目的地距离本市居民的常住地相对较近，且通常有比较便利的市内交通可以到达，因而交通条件不会对参与市内体育休闲旅游意愿产生显著影响。根据该研究结论，当地政府和旅游企业在体育休闲旅游设施建设时，应该尽量在交通便利的道路附近选址，以便借助城市公共交通增强城市居民的可进入性；在保证交通便利性的同时，应该重点提高体育活动的质量，而不要在目的地的属性条件建设上投入过多资金，以确保有限的资金能够“好钢用到刀刃上”。

第三，体育休闲旅游项目质量是影响城市居民参与市内体育休闲旅游意愿的重要因素。根据本研究的实证结果，体育休闲旅游项目质量对城市居民参与市内体育休闲旅游意愿存在显著正向影响，标准化路径系数为0.533，表明前者是后者的重要影响因素。根据该研究结论，当地政府和旅游企业可以从两个方面提高体育休闲旅游项目质量：首先从安全方面，项目设计要尽量人性化、操作简单化，有操作说明和安全提示；复杂项目要安排人员对旅游者进行培训或指导；设施设备要定期进行安全检查，增强安全意识，严防安全事故发生。其次从参与方面，项目要具有参与性，且通过参与旅游者能获得一段美好的经历；要有一定的刺激性和趣味性，整个过程能给人带来愉悦感。

第四，相关的信息传播渠道是城市居民参与市内体育休闲旅游意愿的重要前因变量。本研究证实，相关的信息传播渠道对城市居民参与市内体育休闲旅游意愿有显著正向影响，标准化路径系数为0.246，表明前者是后者的重要前因变量。据此，当地政府和旅游企业应以市内的电视、报纸、广播、政府网站等为平台，加大对市内体育休闲旅游产品的宣传和营销力度；通过提高服务质量、体育休闲旅游项目质量、鼓励跨区域消费等途径为目的地赢得口碑，然后借助口碑宣传增强目标市场参与市内体育休闲旅游愿意。

当然，本研究还存在一定的局限性，主要有两个方面。首先，调查的时间和地点比较集中。受研究经费等方面限制，本研究的调查时间、地点都比较集中，这可能影响研究结论的外部效度。未来研究应延长调查时间跨度，扩大调查地点范围，增加有效样本规模。其次，来自观看体育比赛群体的样本量偏少。由于观看体育比赛的样本获取困难，本研究中的有效样本以参与体育活动的样本为主。未来研究应加大观看体育比赛样本的收集力度，增加此类型样本占总有效样本的比重。

注释：

【注1】2014年7月19日上海东方体育中心正举行第十九届国际泳联跳水世界杯比赛。

[1]黄燕玲,黄震方.城市居民休闲度假旅游需求实证研究—以南京为例[J].人文地理,2007,22(3):60-64.

[2]Kim N.S.,Chalip L..Why travel to the FIFA World Cup?Effects of motives,background,interest,and constraints[J].Tourism Management,2004,25(6):695-707.

[3]Gibson H.J.,Gammon S.,Kutzman J.Sport tourism at a crossroad?Considerations for the future.In Gammon,S,&Kurtzman,J.(eds.),Sport tourism:Principles and practice.[M].Eastbourne:Leisure Studies Association,2002:111-128.

[4]游松辉,花常花,汪继兵等.长三角区域体育休闲城市建设研究——基于上海的实证分析[J].北京体育大学学报,2012,35(7):31-35.

[5]顾兴全,于可红.杭州城市居民体育休闲旅游行为及倾向特征研究[J].中国体育科技,2006,42(6):48-51.

[6]俞海滨.后世博上海体育休闲旅游发展研究[J].体育科研,2012,32(6):10-13.

[7]Fleischer A.,Pizam A.Tourism constraints among Israeli seniors[J].Annals of Tourism Research,2002,29(1):106-123.

[8]李天元.旅游学概论[M].天津:南开大学出版社,2003.

[9]G觟ssling S.,Hall C.M.Uncertainties in predicting tourist flows under scenarios of climate change[J].Climatic change,2006,79(3-4):163-173.

[10]吴必虎,俞曦.旅游规划原理[M].北京:中国旅游出版社,2010.

[11]党宁.休闲时代的城郊游憩空间：环城游憩带（ReBAC）研究[M].上海人民出版社,2011.

[12]Nogawa H.,Yamaguchi Y.,Hagi Y.An empirical research study on Japanese sport tourism in sport-for-all events:Case studies of a single-night event and a multiple-night event[J].Journal of Travel Research,1996,35(2):46-54.

[13]吴必虎,严琳.中国体育旅游发展的战略与政策[J].体育科研,2007,28(5):1-4.

[14]Qiu H.,Lam T.An analysis of Mainland Chinese visitors’motivations to visit Hong Kong[J].Tourism Management,1999,20(5):587-594.

[15]王春生,杨跃青.体育旅游景点开发与文化渊源结合之研究[J].武汉体育学院学报,2006,40(5):22-24.

[16]王坤,黄震方,方叶林等.文化旅游区游客涉入对地方依恋的影响测评[J].人文地理,2013,28(3):135-141.

[17]Martin W.H.,Mason S.Social trends and tourism futures[J].Tourism Management,1987,8(2):112-114.

[18]周道平.西部民族地区体育休闲旅游产业开发研究[J].北京体育大学学报,2005,28(9):1157-1158.

[19]吴承忠.奥运城市发展旅游与体育休闲产业经验[J].城市问题,2008,(5):53-58.

[20]Um S.,Chon K.,Ro Y.Antecedents of revisit intention[J].Annals of Tourism Research,2006,33(4):1141-1158.

[21]Alexandris K.,Carroll B.An analysis of leisure constraints based on different recreational sport participation levels:Results from a study in Greece[J].Leisure Sciences,1997,19(1):1-15.

[22]马龙龙.中国农民利用期货市场影响因素研究:理论,实证与政策[J].管理世界,2010,(5):1-16.

[23]吴明隆.问卷统计分析实务—SPSS操作与应用[M].重庆大学出版社,2010.

[24]卢纹岱.SPSS for Windows统计分析（第2版）[M].电子工业出版社,2002.

[25]侯杰泰,温忠麟,成子娟.结构方程模型及其应用[M].教育科学出版社,2004.

[26]蔡莉,尹苗苗.新创企业学习能力,资源整合方式对企业绩效的影响研究[J].管理世界,2009,(10):1-10.

[27]Hair J.F.,Anderson R.E.,Tatham R.L.,et al.Multivariate data analysis with readings[M].Englewood Cliffs:Prentice Hall,1998.