生态旅游景区游客的游憩体验与环境态度研究——以武陵源风景名胜区为例

余勇，钟永德，许建

(1.吉首大学旅游学院，湖南张家界 427000; 2.中南林业科技大学旅游学院，湖南长沙 410004)

生态旅游景区游客的游憩体验与环境态度研究
——以武陵源风景名胜区为例

余勇1，钟永德2，许建1

(1.吉首大学旅游学院，湖南张家界 427000; 2.中南林业科技大学旅游学院，湖南长沙 410004)

以武陵源风景名胜区参与户外游憩的游客为研究对象，认为游客的游憩体验与环境态度存在着一定的相关性，比如差异性分析表明，游客的背景资料不同会导致游憩体验、环境态度的差异;典型相关分析结果显示，游客的游憩体验与环境态度之间存在着不同程度、不同性质的相关。

生态旅游;游客;游憩体验;环境态度

由于城乡生活环境恶化、追求回归自然等原因，越来越多的城乡居民到近郊山地开展户外游憩活动［1］，生态旅游景区成为了现代人获得户外游憩体验的重要场所［2］。按照Nelson.J.G的理解，生态旅游景区的游客他们的户外游憩并非只为追求单纯的感官或物质上的体验有比一般游客更需要一种鉴赏和教育上的深层满足［3］，其体验心理效应具有动态起伏的特征(Hull，1992)。在游憩体验的发生过程中，个体感觉到环境信息，经过内、外因子整合后进入心理知觉，产生情感体验成分，形成环境态度的基础，因此，游客的游憩体验与环境态度必然存在着一定的相关性。国外学者较早发现了这种相关性，并有较深入的研究。Millar认为直接体验所形成的态度以情感为基础，间接体验所形成的态度以认知为基础，直接体验所产生的态度更能预测环境行为，由此推断出游憩体验能够影响游客的环境态度［4］。Ercan以学生为研究对象，发现经过为期五天的户外游憩体验后，学生对于环境的负向态度有明显减少的趋势，对环境的正向态度得到增强［5］。Cooper指出，户外教育在促使人们对于未来永续经营的生活方式的认知、技巧和态度上扮演重要的角色，自然环境中的直接体验能够使人产生与地球的亲密感［6］。但是，游憩体验与环境态度的关系也并不总是如此紧密。Harvey和Margarette在实证中发现，虽然户外游憩体验对环境意向有某些影响，但是影响程度并不大。由于传统生态旅游活动的时间很短，游客无法对旅游地产生情感，对于环境保护很难产生实质性的帮助，所以有的学者对游憩体验联系人与自然的关系并形成相应环保态度的功能表示质疑(Russell，1994)。近些年来较为一致的看法是，游客在生态旅游景区的游憩体验与环境态度具有相关性，游憩体验越深刻，对环境态度越具有正面影响，环境行为越是趋于正向。［7］

一、研究对象的选择和研究方法

(一)研究对象的选择

武陵源风景名胜区位于湖南西北角，由张家界国家森林公园、索溪峪自然保护区、天子山自然保护区构成。自发展生态旅游以来，武陵源吸引了越来越多的游客前来游憩观光，接待人次数连年攀升，但是游客践踏、攀折、乱扔垃圾、随意刻写等不良行为时有发生，已经直接威胁到珍稀植物特别是花卉植物的生存，这种游憩价值高而游客破坏严重的现象反映了目前生态旅游景区的一般状况［8］，因此，以武陵源风景名胜区为研究区域具有一定的代表性。

(二)研究方法

本研究采用实地调查法。调查问卷的设计借鉴了国外的研究成果，主要由三部分构成，第一部分是人口社会学特征，第二部分包括19个游憩体验问项，第三部分包括20个环境态度问项。调查时间选择在2007年10月21日至27日，由事先经过培训的大学生在景区指定地点随机发放问卷。具体情况是，共发放调查问卷253份，回收241份，其中有效问卷212份，有效率为83.8%。采用SPSS13.0软件进行数据统计及分析。

二、数据分析

(一)样本统计描述

在212份有效问卷中，被调查者的性别结构较均衡，男性为57.1%，女性为42.9%(具体见表1);

年龄构成上以31－40岁、19－30岁、41－50岁三个年龄段为主，分别占样本的32.6%、24.5%、21.2%;文化程度以本科、大专为主，分别有79人、71人，共占样本的70.7%，其次是高职、中专层次;职业构成上没有形成占绝对优势的职业群体，企事业员工、专业技术人员所占的比例较大，其他各个行业具有一定量的分布;月收入上以1001－2000元、2001－3000元为主，分别占样本的35.8%、31.6%;值得关注的是游客参加环保组织情况，统计显示，只有45人参加过环保组织，仅占调查样本的21.2%，78.8%的被调查者从未参加过环保组织。

(二)信度分析

信度分析显示，游憩体验、环境态度量表的Cronbach’s alph值分别为0.808、0.745，为了进一步提高量表的内在一致性，有必要进行信度筛选。删除无关及相关系数小于0.3的项目后，游憩体验、环境态度量表的信度分别提高到0.835、0.782，均大于Peterson所建议的0.7标准，显示信度颇高。

(三)游憩体验和环境态度维度分析

1.游憩体验维度分析。对游憩体验变量进行Bartlett球形检验，概率P值为0.000，即假设被拒绝，可以认为相关系数与单位矩阵有显著差异。同时KMO值为0.801，属于抽样适当，因此，量表适合于进行因子分析。采用主成分分析法抽取因子，利用最大变异法进行因子旋转，提取特征值大于1的因子。如表2所示，从游憩体验变量中抽取4个因子，其解释变异量为61.530%，说明4个因子对筛选后的16个变量具有61.530%的解释能力，因子载荷和变量共同度均大于0.55，表明各变量被提取公因子的比例较高，内在一致性良好。依据负荷量较高的变量对各个因子进行命名。因子1概括为“升华感”，因子2描述为“轻松感”，因子3命名为“愉悦感”，因子4命名为“安全感”。

表2 游客游憩体验因子分析

(2)环境态度维度分析。对环境态度变量进行Bartlett球形鉴定及KMO检验，P＜0.001达显著水平，KMO值为0.854属抽样适当，表明环境态度变量适合于进行因子分析。采用主成分分析法抽取因子，利用最大变异法进行因子旋转，提取特征值大于1的因子。如表3所示，从环境态度变量中抽取了5个因子，其解释变异量为60.406%，说明所提取的5个因子对筛选后的19个变量具有60.406%的解释能力，因子载荷和变量共同度均大于0.5，表明各变量被提取公因子的比例较高，具有较好的内在一致性。依据负荷量较高的变量对各个因子进行命名。因子1命名为“环境伦理”，因子2命名为“生态关系”，因子3描述为“环境教育”，因子4描述为“环境互动”，因子5命名为“环境责任”。

表3 游客环境态度因子分析

(四)游客背景对游憩体验、环境态度的差异性分析

1.游客背景对游憩体验的差异性分析。运用独立样本T检验与单因素方差分析(One－Way ANOVA)考察游客的不同背景对游憩体验、环境态度是否有显著差异。研究结果显示，游客的性别、年龄、月收入对游憩体验并无影响，而不同的教育程度、职业、是否有参加环保组织的经历造成了游憩体验的差异。进一步分析各变项的鉴定结果，发现本科以上学历的游客倾向于产生“升华感”、“轻松感”的游憩体验，所获得的“愉悦感”明显低于高职、中专、初中及以下学历的游客;另外，企、事业员工的“轻松感”较其他职业类别更为显著，可能是因为企事业员工的工作压力较大，释放、摆脱是他们参与户外游憩的主要动机;而具有参加环保组织经历的游客，更容易产生游憩体验的“升华感”、“轻松感”，未参加过环保组织的游客所产生的“愉悦感”较强(基于篇幅及研究重点，此处表略)。

2.游客背景对环境态度的差异性分析。T检验分析结果显示(具体见表4)，游客的性别对环境态度各维度无显著影响，表明生态游憩者的环境态度不会由于性别不同而产生差异。而游客参与环保团队的情况对环境伦理、环境教育、环境保护和环境责任有显著影响，P值分别为P=0.003、P=0.006、P= 0.008、P=0.029。根据平均数比较可以发现，凡是参加过环保团队的游客，其环境态度倾向在环境伦理、环境教育、环境保护、环境责任4个维度上均正向高于未参加过环保组织的游客。

单因素方差分析结果显示(具体见表5)，游客的年龄、职业对环境伦理影响显著，文化程度对环境伦理、环境教育的影响显著，而月收入状况对环境责任也产生了一定的影响。经进一步Scheffé事后比较发现(具体见表6)，50岁以上年龄段游客的环境伦理明显高于30岁以下年龄段游客，略高于31－40岁年龄段的游客，而商务人员的环境伦理明显低于学生。文化程度方面，高职中专及以下学历层次游客在环境伦理、生态关系上低于硕士学历层次的游客，同时在环境教育上低于本科、硕士两个学历层次的游客。在月收入方面，4000元以上收入层次游客的环境责任感比1001－2000元收入层次的游客要高，但与1000元以下收入层次游客的平均差异并不显著，可能是因为1000元以下收入层次的游客包含了一部分学生，良好的现代教育提高了他们的环境责任感。

表5 游客背景与环境态度单因素方差分析

表6 游客背景与环境态度Scheffé事后比较

(五)游客游憩体验与环境态度相关性分析

基于“体验影响态度”的心理学认知，可以假定前者影响了后者，因此，在研究中以游客的游憩体验因子为预测变量，以环境态度因子为观测变量。典型相关检验结果显示(具体见表7)，两组变量存在着四组典型相关，第一、二组典型相关达到了显著水平，典型相关系数分别为0.673、0.318，第一组相关具有76.462%的变异量解释能力，第二组相关具有14.613%的变异量解释能力。其余两组相关不具备统计学意义。

表7 游客游憩体验与环境态度典型相关检验结果表

如表8所示，第一组典型相关是游憩体验中的“愉悦感”、“轻松感”“安全感”、“升华感”影响到了环境态度中的“环境责任”、“环境伦理”、“生态关系”、“环境教育”因子，其作用都是正向的，也就是说，游客在游憩活动中愉悦感、轻松感、安全感越强，对自然生态环境的环境责任感越强，越是认同自然生态的中心地位，越是关爱环境，愿意接受生态环境教育。在这一组典型相关中，游憩体验的“愉悦感”对环境态度的影响作用最大(－0.839)，环境态度的环境责任因子受到的影响最显著(－0.911)。

第二组典型相关是游憩体验中的“轻松感”影响到环境态度中的“环境保护”因子，其作用方向是反向的，也就是说，游客在游憩活动中的轻松感越强，环境保护的态度倾向反而越弱。这表明在武陵源风景名胜区参与户外游憩的游客中存在着只关注个人获得轻松感，而并不关注环境利益的态度倾向。

表8 游客游憩体验与环境态度典型相关分析统计摘要表

三、结论与讨论

现阶段的调查表明，武陵源风景名胜区客源以中等收入、具有大学学历的中青年为主，大多数没有参加环保组织的经历。游客在景区所获得的游憩体验包含了“升华感”、“轻松感”、“愉悦感”和“安全感”，其中“升华感”是最强烈的体验感受，因此，景区生态旅游活动规划应突出教育、感悟的体验主题，以满足游客融入自然、净化心灵的心理诉求;游憩过程中的环境态度由“环境伦理”、“生态关系”、“环境教育”、“环境保护”、“环境责任”五个要素构成，其中“环境伦理”态度要素非常鲜明，而“环境责任”态度要素相对模糊，反映了游客对环境伦理的向善追求和个人环境责任的缺失。

游客的性别差异在游憩体验、环境态度上并不显著，参加环保组织的经历却影响了游憩体验和环境态度的构成，此外，游客的文化教育程度、职业背景造成了游憩体验的差异，而年龄、职业、文化程度、月收入等因素对环境态度的构成产生了一定的影响。因此，可以鼓励人们参加各种环保组织，在细分客源市场的前提下，针对不同类型的游客群设计生态旅游体验项目，促使游客获取良好的游憩体验，培养积极的环境态度。

典型相关分析表明游客的游憩体验和环境态度存在两种不同程度、不同性质的相关，主相关反映了游憩体验对环境态度具有普遍的积极影响作用，次相关反映了在少数游客中存在着为了个人游憩体验而忽视环境利益的心理倾向。因此，可以将在生态景区内的开展游憩体验视为培养积极环境态度的有效手段，但同时要做好辅助措施，如树立解说牌、温馨提示等，防止少数游客由于疏于自律，表现出环境破坏行为。

［1］杨宏伟，田甜，李涛，等.北京山地森林游憩中游憩者活动特征研究［J］.北京林业大学学报，2008，7(4):27－32.

［2］吴国清.崇明岛生态游憩区开发及产品设计［J］.旅游科学，2006，18(2):26－29.

［3］Nelson JG.The spread of ecotoerism:Some planning implications［J］.Environment Conserva tion，1994，21(3):248－255.

［4］Millar MG，Millar K U.The effects of direct and indirect experience on affective and cognitive responses and the attitude－behavior relation［J］.Journal of Experimental Social Psychologu，1996，32 (3):561－579.

［5］Ercan S.Redefining ecotourism:The need for a supply－Side view［J］.Journal of Travel Research，1999，36(1):57－61.

［6］Palmberg IE，Kuru J.Outdoor actimities as a basis for environmental responsibility［J］.Journalof Enwironmental Education，2000，31 (4):32－36.

［7］Eaton，D.Cognitive and affective learning in outdoor educaion［D］.Toronto:University of Toronto.1998.

［8］刘鸿雁，张金海.旅游干扰对香山黄栌林的影响研究［J］.植物生态学报，1997，21(2):191－196.

责任编辑:谢亚平

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1004－941(2010)02－0149－05

2010－03－30

湖南省教育厅科研项目“生态旅游景区游客的环境态度与环境行为研究——以武陵山区为例”成果之一(项目编号:09C808);“体验经济时代下旅游体验发展模式研究”(项目编号:08C679)。

余勇(1972－)，男，湖南张家界人，主要研究方向为旅游管理、服务心理。