城市居民参与乡村旅游的因素调查研究

2021-11-25焦军同宋玉婷常蓉陈碧欣贾坤钰

安徽农业科学 2021年20期

焦军同宋玉婷常蓉陈碧欣贾坤钰

摘要基于第一手调查数据资料，以宝鸡市为例，研究城市居民参与乡村旅游的影响因素。在SPSS 20.0的软件环境下，应用主成分回归分析法与有序Logistic回归分析，从因子个体与维度进行影响因素探索研究。研究结果表明：①城市居民的乡村旅游参与强度在年龄、受教育程度及月收入方面表现出显著的差异性。②影响城市居民参与乡村旅游的因素包括：居民个人>村庄建设。居民个人因素包括：乡村旅游偏好>闲暇时间>出行距离，起到了主导作用。村庄建设因素包括：自然风光>地域文化>娱乐项目>公共服务，起到了旅游吸引与支撑作用，同时公共服务还具有较强制约性作用。研究结果对提升宝鸡乃至整个西部地区乡村旅游参与度提供理论依据。

关键词城市居民;乡村旅游;宝鸡;因素

中图分类号 F 590.25 文献标识码 A 文章编号 0517-6611（2021）20-0156-04

doi：10.3969/j.issn.0517-6611.2021.20.039

开放科学（资源服务）标识码（OSID）：

Research on the Factors of Urban Residents Participation in Rural Tourism—Taking Baoji City as an Example

JIAO Jun-tong SONG Yu-ting CHANG Rong1 et al

（1.College of Geography and Environment， Baoji University of Arts and Sciences， Baoji， Shaanxi 721013;2.Key Laboratory of Disaster Monitoring and Mechanism Simulation of Shaanxi Province， Baoji University of Arts and Sciences， Baoji， Shaanxi 721013）

Abstract Based on the first-hand survey data， taking Baoji City as an example， it researches the factors of urban resident participation rural tourism. In the software environment of the SPSS 20.0， it uses principal component regression analysis and ordinal logistic regression analysis to explore participatory factors from the factor individual and dimension. The results showed that： ①rural tourism participation shows significant differences in urban residentsage， education level and monthly income. ②Factors influencing urban residents participate in rural tourism include individual residents personal quality >village construction. The individual factors of residents include：rural tourism preference>leisure time > travel distance， which play a leading role. Village construction factors include natural scenery>regional culture>entertainment projects > public services， which play a role of tourism attraction and support， and public services also have a strong restrictive role. The research results which are as a theoretical basis provide for the participation of rural tourism in Baoji City and even the whole western region.

Key words Urban residents;Rural tourism;Baoji City;Factor

基金项目陕西省地理学重点学科资助项目（ZK16015）;国家级大学生创新创业训练计划项目（201910721022）。

作者简介焦军同（1986—），男，陕西宝鸡人，讲师，硕士，从事城乡规划与设计、城乡产业发展研究。

收稿日期 2021-02-21;修回日期 2021-03-16

2017年10月18日，习近平总书记在党的十九大报告中提出了乡村振兴战略，乡村振兴产业发展是第一要务，在诸多乡村经济产业中，乡村旅游是促进经济发展的一条重要途径[1]。城市居民是参与乡村旅游的主体部分，决定了整个乡村旅游产业的发展，对促进乡村经济发展起到了举足轻重的作用。

宝鸡市是关天经济区副中心城市，西北工业重镇，市域总面积18 172 km 辖区面积3 574 km 截至2019年底，全市常住人口376.10萬人，城镇化率达到54.26%，城镇居民人均可支配收入34 446元[2]，从经济保障上看，居民具有较强的旅游参与能力。随着乡村振兴计划的推进，宝鸡市依托各大自然旅游景区和人文旅游景点，在全域范围内进行了全面的乡村旅游开发与建设。为了促使乡村旅游合理的开发与科学的建设，促进乡村旅游事业的可持续发展，展开城市居民对乡村旅游参与问题的研究，意义重大。

学术界关于乡村旅游参与问题的研究，主要集中在乡村旅游社区的参与方面，包括参与利益均衡 [3-6]、参与模式[7-9]、参与机制[10-12]、影响因素[13-14]及其他[15-17];关于城市居民参与乡村旅游的研究方面，单浩杰等[18-19]对城镇乡村旅

游者需求做了研究，揭示出参与者的旅游动机、满意度以及旅游需求;Oppermann[20]对德国乡村旅游参与者的特征进行研究，发现老人和小孩居多，主要目的是缓解工作与生活的压力。该研究在前人的基础上，从乡村旅游参与因素问题入手，进行深入研究，以期加强与完善现有的研究成果，同时为提升宝鸡乃至整个西部地区乡村旅游的参与度与科学的旅游市场开发提供理论依据。

1 数据来源与研究方法

1.1 问卷设计

该研究采用了问卷调查法，共设置23道题目，3部分构成：第一部分为人口学基本特征统计，6项;第二部分为城市居民的乡村旅游参与因素，包括个人喜好、心情、闲暇时间、出行距离、天气、自然风光、地域文化、娱乐项目、消费价格、咨询服务、住宿条件、交通条件、社会治安、环境卫生、餐饮15项;第三部分为控制选项2项。城市居民参与乡村旅游的强度设计，参考了陈秋华编制的乡村旅游游客调查问卷成果[21]，分别为：0次/年、1次/年、2次/年、3次/年、4次/年。题目中有关参与程度测量采用李克特的五点量表法，按等级差别设置并相应赋分：“坚决不会（1分）”“不太会（2分）”“不确定（3分）”“可能会（4分）”和“一定会（5分）”。

1.2 数据来源

为了获得具有代表性的抽样数据，课题组于2019年11月10—17日在宝鸡火车站、经二路商业中心、宝鸡人民公园、谭福居住组团、西府天地旅游社区、宝鸡文理学院等地点共发放500份问卷，现场填写，填写时间20～30 min，共收回500份。经有序筛选与选项控制剔除，有效问卷434份，有效率86.80%，可以作为研究依据。从统计的数据结合宝鸡市的社会、经济、文化及教育等发展情况来判断，抽样数据具有较强的代表性，比较符合宝鸡市城市居民的发展水平。

1.3 SPSS软件中主成分分析法的应用

1.3.1 主成分的提取。

在SPSS 20.0的软件环境下，采用了主成分分析法，进行探索性因子分析。即从未设定立场（变量的因子结构）的诸多因子中，以因子载荷量来提取结构性因子，并加以命名，形成相互独立的主成分，然后采用多元线性回归模型分析，用作因子关系的探索。关于主成分因子的选取，采用极大方差法与Kaiser标准化正交旋转法进行项目剔除。

1.3.2 特征值的计算。

要利用主成分分析法进行参与因子探索性分析，首先要满足指标内部的一致性检验（信度与效度检验）。通过“降维—因子分析”模块可以直接得到特征根、方差贡献、初始因子载荷，因子载荷矩阵系数为各个主成分的特征向量（λm）。特征向量的计算可采用以下公式：

λm=A=FmC1/2m（1）

式中，λm为第m个主成分特征向量;A为主成分分析表达系数，A=（A A …，Am）;Fm为第m个主成分因子载荷;Cm为第m个主成分特征根。

1.3.3 主成分回归。

由于主成分分析是根据方差最大原则提取的，所以在解释信息变量中存在信息损失。回归方程可以在SPSS软件中，通过线性回归得到。公式如下：

y=β1y1+β2y2（2）

式中，y为综合得分;β1为主成分y1的回归系数;β2为主成分y2的回归系数。

1.3.4 有序Logistic回归。

参与程度的测量分别设置为“坚决不会”“不太会”“不确定”“可能会”和“一定会”5个等级类别，属于典型的离散型序列变量，符合有序Logistic回归条件要求，参与纬度因子回归可采用有序Logistic（多元选择模型中的排序因变量模型）回归分析法进行建模，回归模型如下：

i=αixi+ε（= 4）（3）

式中，i为不可观测的潜在变量;αi为对应自变量回归系数;xi为维度层面自变量的集合;ε为随机干扰项。

2 结果与分析

2.1 样本适宜性检验

为了满足探索性因子分析的稳定性，一般要求总题项数与样本数至少满足1∶5～1∶10的基本數量关系，同时满足样本数不少于100。研究问卷主体16项，回收问卷434份，满足探索性因子分析样本量要求。关于问卷主体项目的区分度检验，应用了临界比值法。结果显示，项目显著性都达到0.001以上，说明问卷主体项目之间区分度良好。

研究采用了KMO-Bartlett球形检验的方法对主体变量进行了适宜性分析。Kaiser[22]提出了抽样适合性KMO度量标准，KMO值大于0.7以上便适合做因子分析。检测结果显示：KMO值为0.960，Bartlett球形度检验P=0.000（<0.01），说明抽样数据非常适合探索性因子分析。

2.2 参与因素主成分提取

经过多次Kaiser标准化正交旋转，最后删除5项。通过探索性因子分析，提取出2个主成分，11项因子。KMO值为0.95 Bartlett球形度检验P=0.000（<0.01），说明抽样数据依然适合探索性因子分析;累计解释变异量72.893%（表1），方差解释率较好，说明主成分数目合理。同时，也可得到初始因子载荷矩阵（表2）。

研究采用克朗巴哈系数（Cronbachs Alpha）法对11项主体因素项进行了问卷设计一致性检验，检测结果如表3所示，可知此问卷具有良好的内部一致性[23]。在Amos 21.0软件环境下，采用了CFA法（一阶验证性因子分析法），对样本数据的结构效度进行了检测[24]。由表4可知问卷的结构效度较好。主成分1反映的是与村庄建设相关的因素，故命名为“村庄建设”因素;主成分2反映的是与个人相关的因素，命名为 “居民个人”因素。

2.3 城市居民参与乡村旅游因素分析

2.3.1 参与强度的人口特征统计分析。

研究采用了单因素方差法检验了参与强度在人口学特征方面存在的差异性，检验结果如表5所示。由结果可以看出，乡村旅游参与强度与居民的年龄、受教育程度及月收入存在显著差异性。

借助SPSS 20.0软件内置的LSD法与SNK法，对差异性进行分析：从年龄的差异性分析，可知18～29岁年龄组居民参与性较低，其他年龄组参与性大体一致且相对较高;从受教育程度的差异性分析，大专以上学历组参与性最高，其他学历组参与性大体一致且相对较低;从月收入的差异性分析，月收入3 000元以下，收入越低乡村旅游的参与性越低，月收入3 000元及以上，收入越高乡村旅游的参与性相对较高。

2.3.2 参与因素回归模型构建。

（1）主成分回归。

将数据标准化，可得到标准化系数。通过探索性因子分析，提取出2个主成分，两个主成分的特征根分别为C1=7.15 C2=0.865;通过主成分分析，得到初始因子载荷矩阵（表2），根据表2的初始因子载荷系数和表1的2个主成分的特征根，然后代入式（1），即可得到2个主成分的特征向量（系数），进而得到参与因素的2个主成分的表达式，如式（4）与式（5）所示。

y1=0.329x11+0.315x12+0.302x13+0.331x14+0.328x15+0.314x16+0.320x17+0.303x18+0.216x21+0.269x22+0.271x23（4）

y2=-0.070x11-0.060x12-0.081x13-0.118x14-0.11415-0.212x16-0.221x17-0.260x18+0.659x21+0.432x22+0.408x23（5）

将主成分y1、y2标准化主成分得分，进行线性回归拟合，得到表6所示结果。从ANOVA分析中，F=53.9 P=0.000<0.05，可知回归方程具有统计学意义;从共线性诊断来看，回归效果较为显著。将标准化系数、式（4）、式（5）代入式（2）。可以进一步求得城市居民的乡村旅游参与个体因子系数指标综合得分，如式（6）所示。

Y=0.073x11+0.072x12+0.061x13+0.057x14+0.048x15+0.021x16+0.019x17+0.001x18+0.286x21+0.225x22+0.217x23（6）

（2）有序Logistic回歸。

将2个主成分y1（村庄建设因素）与y2（居民个人因素）标准化得分，作为自变量，参与强度作为因变量，代入式（3），得到表7的结果。

表7中的村庄建设因素与居民个人因素显著性均为0.000，对“城市居民对乡村旅游的参与强度”解释效果极其显著。由此，式（3）可以写成：

y=0.245x1+0.816x2（7）

从式（7）来看，对“乡村旅游参与强度”起到显著性影响的因素有2个，按照其影响程度的大小，依次为居民个人因素与村庄建设因素，具体分析如下：

①居民个人因素和乡村旅游参与强度的相关系数为0.816（式7），P=0.000（<0.01），即居民个人因素对乡村旅游的参与强度有着显著的正向影响。该研究在居民个人因素方面，设计了个人喜好、闲暇时间与出行距离3项内容。从式（6）可以看出，偏好因素作用效度较为突出，就不同个体的差异性而言，参与强度又受到了来自闲暇时间与出行距离因素的影响;从因子的影响程度来看，个人喜好>闲暇时间>出行距离。

②村庄建设因素对乡村旅游参与强度具有显著的正向影响，相关系数为0.245，P=0.000（<0.01）。该研究在村庄建设因素方面，设计了自然风光、地域文化、娱乐项目、住宿条件、交通条件、社会治安、环境卫生及餐饮8项内容。从式（6）可以看出，乡村的自然风光、地域文化、娱乐项目、交通条件、住宿条件影响作用显著，环境卫生、社会治安相对较弱，餐饮影响最弱;就影响程度来看，自然风光>地域文化>娱乐项目>住宿条件>交通条件>社会治安>环境卫生>餐饮。

3 讨论

随着我国城镇化的高速发展，城市生活节奏加快，受闲暇时间的影响，参与乡村旅游的人群中多以老年人、小孩为主[20]，青年人群参与相对较少。一般情况下，参与者对乡土文化的感知和自身的文化涵养有较大关系，个人受教育年限越长，文化底蕴越深，文化感知力越强，对乡土文化的追求愈强;参与者的经济条件对参与乡村旅游有较大影响，经济条件越好，乡村旅游参与强度也越强。综上可知，城市居民的乡村旅游参与强度在年龄、受教育程度及月收入方面存在显著的差异性。

乡村旅游属于个人行为活动范畴，个人相关因素对乡村旅游参与起到主导作用。一般而言，参与乡村旅游活动受个人偏好影响较大，不同个体的参与强度会在时间与距离因素上表现出相同的出行规律，就出行时间而论，个人闲暇时间越多，参与机率越大，相反机率越小;就出行距离而论，乡村旅游社区距离城市越近，个人出行时间与交通成本也越低，同时乡土文化受城市文化的影响也越大，乡土特色越不鲜明，难以形成有效旅游参与吸引力[18]，乡村旅游社区距离城市越远，乡土特色越鲜明，旅游吸引力也越强，但是个人出行时间与交通成本也越大。乡村旅游社区距离城市不能过远，也不能过近，应该依据参与主体适宜的出行时空条件来确定，一般而言，最好控制在50～100 km，车程1～2 h[21]。

从文化特征上讲，乡村本就拥有独特的文化元素，这些元素是形成乡土特色文化发展的源头，因其独特魅力，而产生强大旅游吸引力，而城市居民旅游要素要体现的也正是追求传统、自然与特色[18]。自我国实施乡村振兴战略以来，乡村旅游事业蓬勃发展，由于缺乏正确的规划设计与开发理念，在乡村旅游社区的开发过程中，过于注重经济效益，而忽视了对地域特色风貌与民俗文化的挖掘，造成大面积村容村貌建设与活动项目设计的形式化堆积，导致乡村旅游吸引与支撑作用减弱。由于公共服务市场需求质量高，建设投入大，周期较长，维护成本高，收益增长缓慢，故公共服务建设得不到重视，进而制约了乡村旅游事业的发展。

基于论文的研究，进一步验证与延伸了前人的研究[18-20]，探明了城市居民参与乡村旅游的因素。依据研究结论，认为：①乡村旅游开发首先要选择满足参与性时空条件要求的适合对象;②开发过程中必须注重区域印象建设，强调地域属性条件下自然与人文景观塑造，积极培育良好的乡土文化氛围，注重文化、生态、经济、社会的均衡发展;③以乡村原真性统领旅游产品的创意创新开发 [25]，轻商业化，去形式化;④通过改善交通、住宿、餐饮、环卫、治安等公共服务，提升游客的满足感;⑤对外宣传要以彰显乡土文化特色为先导，尊重人文情怀为基调，适度、适量、适时。

4 结论

宝鸡市是我国西北欠发达地区中城市发展极具代表性的大城市之一，旅游资源丰富，乡村旅游事业发展迅猛。该研究试图以宝鸡市为例，来探究城市居民参与乡村旅游的影响因素问题。研究结果表明：

（1）从人口统计特征来看，城市居民的乡村旅游参与强度在年龄、受教育程度及月收入方面表现出显著的差异性。

（2）由探索性因子分析可知，影响参与乡村旅游因素包括：居民个人>村庄建设，居民个人因素包括：乡村旅游偏好>闲暇时间>出行距离，这些因素对参与乡村旅游起到了主导作用;村庄建设因素包括：自然风光>地域文化>娱乐项目>公共服务，这些因素对参与乡村旅游起到了旅游吸引与支撑作用，同时，公共服务还具有较强的制约性作用。

该研究成果将会对宝鸡乃至西部地区乡村旅游事业发

展起到积极的指导意义。当然，研究中依然存在着项目设置上的不足，应尽可能细化，以避免出现关系交叉及模糊问题。

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