乡村旅游者休闲涉入对地方依附的影响测评*

(杭州科技职业技术学院 旅游学院，浙江 杭州 311402)

近年来休闲农业及乡村旅游在中国获得了比较快的发展，在乡村转型发展期扮演着越来越重要的角色，也得到了各地方政府的重视及推动。《2017—2023年中国农家乐市场现状调研与发展趋势分析报告》中指出，2016年中国旅游总收入已破4万亿人民币，在旅游市场中，农家乐这种颇具活力设施的小型旅游服务广受欢迎，根据国务院此前出台的乡村旅游提升计划，到2020年，全国将发展300万家农家乐，据统计，目前全国农家乐已超190万家，民宿4万多家[1]。由此可见乡村旅游对经济、文化、政治、环境等产生广泛而深远的影响，而作为旅游目的地发展的重要利益相关者，旅游者与旅游地之间情感联系的强弱对旅游地可持续发展具有重要作用，本研究选取了比较典型的杭州市地区茶文化农家乐的乡村休闲游客为样本进行分析。地方依附理论是测量人地间情感联系程度的旅游地理学概念，该理论通过相关的测量指标和研究范式对调研结果进行分析，极具科学性。旅游者地方依附的形成机制及其对旅游地的管理启示正逐渐成为旅游界关注的焦点[2]。游客涉入是通过游憩活动、旅游目的地以及其相关产品所引发的个体动机和心理状态，对地方依附具有驱动性[3-4]。目前关于休闲涉入的研究在国内发展多年，但还处于起步状态，对休闲涉入与地方依附之间关系研究的文献较少，这与全国研究的风生水起的公众休闲实践相关活动极不相称，因而将休闲涉入作为乡村休闲旅游者地方依附研究的切入点十分有意义，这也是笔者选题的积极意义所在，值得进一步探索研究。

一、乡村旅游引入休闲涉入与地方依附理论

(一)休闲涉入

Selin和 Howard通过整合自我涉入与休闲之间的相关研究后，引起休闲领域学者们的普遍关注和兴趣导向，二位学者发现自我涉入是个体参加休闲活动而产生的一种表现，体现的是在进行休闲活动而获得的愉悦感程度和自我表现程度[5]。Havitz和Dimanche认为休闲涉入是介于个体与休闲活动、休闲目的地、休闲装备之间的一种兴趣、激励和动机的心理状态，在具体的时间点上表现为重要性、愉悦价值等感知觉[6]。王郝认为休闲涉入是指旅游者感知到的休闲相关产品与个人内在的需要、兴趣以及价值观的相关程度[7]。综合上述整理，本研究以乡村休闲涉入旅游者为对象，将休闲涉入定义为个体出于自身的爱好、需求、价值观念等因素，在参与某种休闲活动时所达到的愉悦感与自身的相关程度。

Mcintyre和Pigram将维度定位为重要性、愉悦、自我表达、中心性(centrality)，而后进一步将其简化为包括吸引力、自我表现及中心性三个维度的量表[8]。过往研究中指出，休闲涉入的构面主要以吸引力、自我表现与一个人生活方式的中心性三种作为评估[9-10]。吸引力是指重要性与乐趣的概念，表示参与活动对于个人来说是重要的；自我表现是指个人通过参与休闲活动而传达给别人的印象；一个人生活方式的中心性，主要是指个人的生活所围绕在活动上的程度，来判断参与休闲活动对于一个人的整体生活方式[11]。本研究根据Havitz等学者的研究将休闲涉入分为吸引力、自我表达、中心性[12]三个构面。

(二)地方依附

20世纪80年代末90年代初，国外学者首先对地方依附概念进行了研究。Tuan说明地方感形成地方认同，最后形成地方依附，将地方依附融入了行动的概念，个体与地方产生情感关联，而强烈的情感会影响个体转为实际的支持行动[13]。Moore和 Graefe认为地方依附是个体在体验环境后，对环境的认同和评价，若一个地方的环境资源符合个体的期望，且具有其他地点不可取代的因素时，个体便会持续性地重返此地，而个体与环境之间的关系，亦从被动接受转化成主动重视环境资源[14]。地方依附是属于一种心理的感受，尤其是地方依赖及地方认同，都是要有相当深层的涉入才会引发的心理状态[15]。地方依附是一个复杂的人地关系，包括两点：一是人们通过不同的方式与这个地方相关，二是依附到这个特定地方的深度和类型[16]。本文所指地方依附是指乡村休闲游客在造访某特定游憩地方之后，人与自然环境中融入或与环境互动产生休闲体验，透过满足自己的一些特殊的需求而在该处产生了一些表现，特别是情感层面的表现，包括依赖感以及认同感、归属感。

Williams和Roggenbuck两位学者于1989 年提出了地方依附概念，他们为该理论提供的最大贡献在于构建了“地方依赖”和“地方认同”的二维结构[17]。Wickham 和Kerstetter将地方依附的概念分成地方依赖和地方认同，从思想、信仰、态度、价值、行为、意义及情感依附，延伸成对于地方的归属感[18]。Jorgensen 和 Stedman 将地方构面区分为地方依附、地方认同感及地方依赖感[19]；Ramkissoon、 Smith 和Weiler在研究中，测量了地方依附与地方满意度、亲环境行为之间的关系。在研究的过程中，学者确切地将地方依附分为主要的四个子构面：地方依赖、地方认同、地方情感与地方社会链接[20]。目前仍以二维构面的应用居多[21]。本研究根据 Moore 和Graefe的观点，将地方依附分为地方依赖、地方认同两个构面。

二、构建休闲涉入与地方依附的理论框架及研究假设

(一)休闲涉入对地方依附的影响

许多研究已证实休闲涉入是地方依附的前因。Moore 和Graefe用“活动的重要性”这一个单一构面来衡量活动涉入，证实了它会正向显著地影响地方认同[14]76。Kyle、Graefe、Manning 和 Bacon则证实游憩活动涉入与地方依附关系的强度会因不同的场地或活动(健身、乘船、钓鱼)而不同[22]。Hou、Lin 和Morais以文化旅游目的地为研究对象，指出活动涉入会透过目的地吸引力的中介影响而对地方依附产生间接影响[23]。有研究证实休闲涉入三维度愉悦性、重要性、象征性与地方依附二维度地方依赖、地方认同呈显著正相关关系[24]。由此可知，人们会透过休闲涉入而长期、经常性地使用休闲场地。随着时间的增加普遍会对游憩地产生一种归属感而将这些地区延伸为“他们的地方”“最喜爱的地方”或称之为“独一无二的地方”。基于上述文献，提出以下假设：

H1：吸引力对地方依赖具有显著正向影响。

H2：自我表现对地方依赖具有显著正向影响。

H3：中心性对地方依赖具有显著正向影响。

H4：吸引力对地方认同具有显著正向影响。

H5：自我表现对地方认同具有显著正向影响。

H6：中心性对地方认同具有显著正向影响。

综上所述，本研究提出并运用AMOS21.0进行检验的理论模型如图1所示。

图1 研究模型

三、休闲涉入对地方依附研究设计与影响机制分析

本研究量表参考国内外相关研究文献及问卷，同时根据焦点群体访谈的观点、表面效度以及专家效度对问项进行适当的修改调整编制而成。调查对象主要针对城市居民，采用结构式问卷来取得数据。根据研究需要，共分成个人基本资料、休闲体验及地方依附三部分。问卷测量均采用李克特七点测量尺度，就受访者的同意程度分别从“非常不同意”到“非常同意”依次打1分到7分。问卷包含三大部分：基本数据、休闲涉入、地方依附。基本数据包含游客的性别、年龄、教育程度和来农家乐主要原因等。在主要变量部分，以休闲涉入、地方依附进行设计，并配合本研究主题加以修正。休闲涉入测量分为三部分，在吸引力、中心性与自我表达的测量，问卷参考张汉良等人的休闲涉入衡量方式[25]，在休闲涉入评量问项共11题；地方依附测量分为两部分，在地方认同与地方依赖的测量，问卷参考曹胜雄、孙君仪的地方依附衡量方式[26]，在地方依附评量问项共8题。

数据收集的地点分别是杭州梅家坞、龙井村及茅家埠茶文化农家乐等地，调研对象为乡村休闲旅游者。调查人员为杭州科技职业技术学院6名高职生，调查时间为2016年4月1日至5月1日，采用间隔抽样法，3人为一个间距，共发放 350份问卷，回收有效问卷252份，有效率为72%。

数据分析主要由两部分组成。首先选用50份预调查问卷进行探索性因子分析以删除不符合条件的题目，其次采用验证性因子分析检验数据的信度与效度，信度用Cronbach’sα系数进行测量，效度则通过平均提取方差(AVE)值和组合信度(CR)值进行测量；最后用结构方程模型分析整体模型，验证本文的各种假设。本文的数据分析都在SPSS21.0和AMOS21.0软件中进行。

(一)探索性因子分析

本研究的问卷题项都来自于国外及中国台湾的成熟量表，因此为了避免出现水土不服的情况，Hair建议首先要对数据进行探索性因子分析，需要将因子载荷量小于0.4、交叉载荷量大于0.4的题项删除[27]。本文按照该方法，利用SPSS21.0进行探索性因子分析，删除不符合条件的题项后，最终因子旋转的结果见表1。分析结果显示，KMO值为0.947，χ2近似值为3 819.691，Sig.为0.000，解释总方差为79.187%，表明数据非常适合做因子分析。从表1可以看出，同一研究构面中的题项经过因子旋转后均聚集到了一起，说明量表具有良好的结构效度。

(二) 验证性因子分析

1. 信度与效度检验

将6个潜变量的信度和效度通过验证性因子分析法进行检验，可以由此识别概念模型质量好坏。模型信度检验显示结果：各潜变量的克朗巴赫系数在0.78和0.95之间，大于最小临界值(0.700)；CR值在0.78和0.96之间，大于最小临界值(0.700)。这说明各测量项对其所属潜变量的测量信度较好。概念模型效度检验主要分为收敛效度和区分效度检验两方面。其中，收敛效度检验结果显示，各测量项的标准化因子负荷在0.69和0.97之间，满足标准(标准负荷>0.400)；多元相关系数平方在0.48和0.93之间，大于0.4。这说明潜变量的收敛度比较好。同时，区别效度检验结果显示，各潜变量的AVE值在0.55和0.87之间，满足标准(AVE>0.500)；各潜变量之间相关系数的平方值都小于AVE，这说明潜变量区分度比较好(见表2、表3)。

表1 探索性因子分析矩阵

2.拟合度检验

本研究采用AMOS21.0的极大似然法对模型进行了参数检验，拟合度检验结果显示出，无论是绝对配适度指标(AFM)、增值配适度指标(IFM)，还是简约配适度指标(PFM)，三者观测值(AFM：χ2/df为2.115，RMSEA为0.067，AGFI为0.870，CFI为0.970，GFI为0.913；IFM：NFI为0.945，RFI为0.928，IFI为0.970，TLI为0.961；PFM：PNFI为0.720，PCFI为0.739)均达到标准值，这表明概念模型拟合度较好，可用于休闲涉入对地方依附的测量研究。

表2 验证性因子分析结果

表3 区分效度

(三)假设检验

在完成验证性因子分析后，将5个潜变量及下属观测项导入设定的概念模型中，并对研究假设采用AMOS21.0的极大似然法进行检验，来检验概念模型所提出的研究假设能否得到参数检验路径支持，最后可以得出检验结果(见表4)。

表4 标准化路径系数与假设检验结果

注：***表示p<0.001水平下显著(双尾)。

四、结论与讨论

本研究检验了乡村休闲旅游者在茶文化农家乐中的休闲涉入对其地方依附的影响机制。结果表明，休闲涉入的三个维度吸引力、自我表现、中心性分别显著正向影响地方依赖。自我表现和中心性显著正向影响地方认同；吸引力对地方认同正向影响不显著。

其一，从实证分析结果来看，无论基于乡村休闲旅游者在认知上能感知茶文化休闲活动的重要性和从中获取愉悦、享乐的价值(吸引力)，还是旅游者在参与茶文化休闲活动的过程中极力想达成的形象塑造和精神状态(自我表现)，还是指旅游者选择该项茶文化休闲活动时所发生的社会互动情况(中心性)都能使旅游者感觉到茶文化农家乐让自己更满意，包括饮食、观光、游玩、摄影等，愿意花更多的时间在茶文化农家乐，喜欢这里的产品和设施(地方依赖)。由此可见，若要加强乡村休闲旅游者的地方依赖，有必要从乡村农家乐景区对旅游者的吸引力、发掘旅游者的自我表现以及增加旅游活动中的互动性三个方面重点强化。

其二，乡村旅游者休闲涉入中的自我表现及中心性让旅游者有强烈的归属感，达到一种地方情结的精神层次。而休闲涉入中的吸引力对地方认同没有显著正向影响。从情感层面上来看单单通过表面的愉悦、享乐无法让旅游者产生地方认同，毕竟喜欢和认同是不同的概念，后者涉及到了文化、价值、意义。

鉴于此，应跳出农家乐只能体验农事、吃农家菜的思维，善用当地特色文化资源，打出特色牌，如茶文化体验的涉入，可以推行游客“需要”“想要”的休闲活动或课程，如采茶、炒茶、泡茶、茶艺、品茶、亲子活动、茶具展览、健康讲座等，满足现代游客的多项需求。如此一来，由于休闲活动不再局限于吃饭、喝茶、打牌，游客们愿意扶老携幼、相约朋友一同前往茶文化农家乐参与各种休闲活动的意愿提升，将有效提升休闲涉入程度；而彼此在活动中有所互动与联系，对茶文化及本地农家乐也能有更多的了解，进一步对茶文化农家乐产生依赖感与认同感。

乡村旅游形式多样，本研究只针对乡村旅游中的农家乐形式进行研究，今后可以对乡村旅游的其他多种方式进行研究探讨。同时本研究的研究对象仅限于游客，建议后续研究者可增加对当地经营者、当地居民进行问卷调查，通过探讨游客与经营者、居民认知上的差异，将使研究更有价值。

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