人工水域景觀旅游利用價值評價體系的構建

南瑞江

(湖北汽車工業學院，湖北十堰442002)

一、前言

旅游資源是旅游業賴以生存的核心要素之一，近20年來，我國一些價值含量較高的知名自然景觀、人文景觀已得到了充分開發，隨著全民對旅游業的重視，過去一些并不被人們看好的旅游資源現在也得到了充分重視，人工水域景觀就是其中之一。我國的《旅游資源分類、調查與評價》國家標準把旅游資源分為8個主類，水域風光是其中之一［1］。本文中的人工水域景觀是指以防洪、灌溉、發電、引水等為目的，在河段上修筑人工建筑物，造就的大面積的、有一定的觀賞價值的水域景觀。

近年來我國在治理大江大河上的力度很大，全國各地形成了許多人工水域景觀，(例如千島湖、長江三峽等)如何利用好這些潛在的旅游資源，引起了各級政府的關注。從現有文獻來看，學界更加關注如何開發人工水域景觀，提出了許多對策與建議［2，3］。然而，他們忽視了一個很重要的問題，即是否所有的人工水域景觀都值得開發?因為旅游資源價值量不均等現象是常見的，一旦盲目投資，可能會給地方和個人造成巨大的經濟損失。那么如何才能避免這一現象，作到未雨綢繆呢?在本文看來，必須先制定一套人工水域景觀開發價值量的評價指標體系。我國目前對旅游資源評價有許多現成可用的評價標準，但這些標準主要針對的是復合型的旅游資源，人工水域景觀是旅游資源中很小的一個基本類型，通用標準并不適合。目前針對人工水域景觀旅游開發價值的評價方法很少見，僅有徐曉音對湖北省的大型湖泊水庫旅游資源的開發價值進行了定量分析［4］，因此該領域的研究成果非常缺乏。

那么，如何來制定這個評價指標體系呢?其一，以專家評價法為主，即讓旅游專家給各評價指標的重要性打分，最后加權處理，但這種方式值得商榷。從實踐來看，旅游專家往往很難擺脫其專業背景及個人偏好的影響，專家評價法夸大旅游資源價值量的現象屢見不鮮。其二，是從游客感知的角度來制定人工水域景觀旅游價值的評價體系，這種方式的優點有:一是樣本較大，結果會更客觀;二是得到最終消費市場的直接檢驗，規避了風險。因此，我們更傾向于第二種方式。

本文研究的思路就是通過對游客進行訪談，初步制定可直接測量的評價指標，然后利用因子分析法，對評價指標降維，歸納為若干維度，以達到簡化評價體系的目的。最后利用結構方程模型方法對各維度的構建效度與信度進行檢驗，從而制定出人工水域景觀旅游利用價值的評價指標體系。本文的研究結果將填補該領域的一個空白，有一定的實踐意義。

二 、研究設計

1.研究對象

本文以南水北調中線工程水源地——丹江口水庫(湖北省十堰市境內)為實證研究對象。丹江口水庫最初以發電為主要目的，2003年被國務院確定為南水北調中線的水源地，將由此引漢江水入北京，到2014年完工時，丹江口水庫蓄水位將升至170米，這將形成15.5萬平方千米的大型人工水域景觀。目前該區域旅游業正處于起步階段，以此為研究對象，完全符合研究主題，很有代表性，對其它地方人工水域的旅游開發也有重要的借鑒意義。

2.量表編制

如何來測量游客對人工水域景觀價值評價呢?這方面可利用的量表較少，本文所用的量表，部分參考了陸杏梅［5］、曹睿［6］文中測量項目，其它是在初步調研的基礎上自創的。

本文舍去了關于人工水域景觀中人文古跡重要性的測評，因為人工水域興建的核心目的并非是為了發展旅游業，有些人工水域景觀周邊存在人文古跡，只是一種巧合。而且人文景觀本身不能移動、復制，討論這個因素無太大意義，因而舍去。量表總共有測量項目19個，其中人口學特征項目5個，水域景觀價值評價項目14個，采用李特克(Liket)7點量表編制，“1=很不重要”，“7=很重要”，數字越大，代表越重要。

3.數據收集過程

為確保問卷填寫質量，采取有償的方式，即每人填寫時，贈一瓶農夫山泉礦泉水，在夏天這種方式還是很有效的。問卷發放的時間主要集中在2012年5～6月，總共發放問卷250份，回收有效問卷211份，回收率達84.4%。發放的地點主要有兩處，一是丹江大壩壩頂;二是游船碼頭。發放時等游客下船后，利用休息時間隨機發放，確保每個受訪者都是在旅游完之后再填寫的問卷，這樣會使數據更客觀。

三、數據分析結果

1.受訪者人口統計學特征

問卷回收后，利用SPSS17.0統計軟件對受訪者的人口特征進行統計，其中男性游客比重較高，達62.6%，女性游客占37.4%。在年齡、月收入方面，各層次的人群比例相差不大。在學歷方面，大專及本科比例最大，達68.9%。從游客的客源地分布來看，湖北十堰本地游客占29.9%，湖北省內的非十堰游客占31.3%，湖北省外的游客占38.9%，分布較均衡，詳見表1所示。

表1 受調查者人口統計學特征(N=211)

2.探索性因子分析

問卷中水域景觀價值的測量項目有14項，我們先進行探索性因子分析(EFA)，把測量項目歸納為若干個因子，以達到簡化評價指標的目的。

首先，我們檢驗數據是否適合作因子分析。我們隨機抽取50%的樣本量，從14個測量項目的相關系數矩陣來看，大部分因子的相關系數絕對值大于0.3(P＜0.05)，量表總的克郎巴哈系數(Cronbach＇s Alpha)為 0.737，大于 0.7，意味著測量項目有較好的相關性，內在信度較高［7］。KMO=0.710，Bartlett的球形度檢驗近似卡方為562.490(df=55，P=0.000)，說明該樣本數據是適合作因子分析的。

接著，采用主成分分析及最大方差旋轉法，提取評價指標體系的維度。提取因子的標準有兩點:一是要求每個測量項目的載荷要大于0.5，同時在其它因子上的載荷小于0.4;二是要求每個因子的特征值大于1。根據這一標準，刪除了變量X12(載荷為0.404)、X13(載荷為0.477)，X14(在第1因子上載荷為0.566，同時在第2因子上載荷為0.421)，總共提取4個公因子，累計解釋總方差比例達67.730%，解釋了原有變量的大部分信息，所以說，把評價指標體系劃分為4個維度初步得到了數據的支持。

公因子的命名如表2所示，第1個公因子包括3個項目，按載荷大小排序分別是 X4、X5、X3，這一公因子主要反映的是景區旅游服務設施相關內容，故命名為服務設施因子(F1)。第2個公因子包括3個項目，按載荷大小排序分別是 X1、X2、X6，該因子主要反映的游客進入景區的便利程度，故命名為交通便捷因子(F2)。第3個公因子包括3個項目，按載荷大小排序分別是X8、X7、X9，該因子主要反映的是水域景觀生態環境質量，故命名為水源質量因子(F3)。第4個公因子包括2個項目，按載荷大小排序分別是X11、X10，該因子主要反映的是在該水域范圍內可開展的水上旅游活動項目的條件及數目，故命名為水上活動因子(F4)。

3.一階驗證性因子分析

表2 探索性因子分析結果

為了確保研究結論的可靠性，我們再對以上11個指標構建的4個因子進行驗證性因子分析。從表3(*p＜0.05)中可以看到，各測量項目除X11的路徑系數偏小(0.36)外，其余均大于0.5;T值全部大于1.96，在0.05的水平顯著。R2一般應大于0.3［8］，除 X11偏小外，均大于0.3;CR 通常要求大于0.6，AVE 通常要求大于 0.5［8］，該數據結果基本接近標準。從模型擬合指標來看，除AGFI=0.89略小于指標，其余均符合標準要求。說明該模型擬合的較好，因子有較好的聚合效度。

而對于判別效度的檢驗，則需要考察各因子本身AVE值的算術平方根是否大于與其他因子的相關系數［9］。經比較(如表4所示)，完全符合要求，說明該模型具有良好的判別效度，綜上所述，該模型擬合的較好。

4.高階驗證性因子分析

我們現假定4個評價維度與開發價值存在正向關系，我們用評價維度的11個觀測變量、4個因子為潛變量，構建高階模型，得到了評價維度與最終開發價值的路徑圖(見圖1)。從模型總體擬合結果來看(表5)，僅 AGFI=0.89，略低于 0.9，其它指標均在適配標準范圍之內，各路徑系數均為正值，T值均大于1.96，通過檢驗。結果說明該模型擬合較好，研究假定得到了數據支持。

表3 一階驗證性因子分析結果

表4 測量模型的判別效度檢驗

表5 高階驗證性因子分析結果

圖1 人工水域景觀評價體系結構方程路徑圖

四、基于不同人口統計學特征的方差分析結果

1.不同居住地游客對各評價因子的差異

單因素方差分析是用來研究一個控制變量的不同水平是否對觀測變量產生了顯著影響［10］。我們先進行方差齊次性檢驗，對于滿足方差齊次性的變量，我們采用LSD方法，進行方差分析。而對于非方差齊次性的變量，我們采用Tamhane’T2法進行比較。

我們分別以性別、年齡、學歷為控制變量，以評價指標體系的4個維度為觀測變量進行單因子方差分析，結果顯示，在這幾個控制變量水平，差異均不顯著。

而當控制變量是“游客居住地”時，分別以評價體系的4個維度因子為觀測變量，結果顯示，在“交通便捷”因子上，不同居住地的游客，感知有差異，且顯著(見表6)。再進一步檢驗，發現十堰當地游客與湖北省外游客在交通便捷因子重要性評價上存在明顯差異(均值差為 －0.553，P=0.003)，而十堰當地游客與湖北省內非十堰的游客則不存在明顯差異(P=0.386)。為什么會是這樣呢?原因有兩點，一是當地居民對本地路況已很熟悉，交通情況無須考慮，而湖北省外游客由于離景區距離遠，對當地路況不熟悉，導致他們更重視交通情況。二是近年來湖北省高速公路建設力度很大，再加上信息技術的發展，湖北省內游客與十堰市本地游客在旅游路線的交通熟悉度上已無太大差異。這就要求我們今后不能僅僅宣傳旅游資源，更要從交通便捷角度來宣傳旅游景區，縮短游客的感知距離。

2.不同收入層次游客對交通便捷因子的感知差異

而當控制變量是“月收入”時，分別以評價體系的4個維度因子為觀測變量，結果顯示，在“交通便捷”因子上，不同收入層次的游客，感知有差異，且顯著(見表6)。我們再來看具體差異。第1類(2 000元以下)與第3類(4 000～6 000元)人群有顯著差異(均值差=－0.918，P=0.000)，第1類與第4類(6 000元以上)人群有顯著差異(均值差=－0.861，P=0.002)。其主要原因是高收入人群更傾向于自駕車旅游，他們對交通便捷要求更高，而低收入人群以組團為主，不必過多考慮交通問題。由此可見，未來一定要加大對旅游交通設施的投入，因為隨著居民收入的提高，自駕車及散客旅游將成為發展趨勢，旅游資源的開發必須迎合市場消費行為的變化。

表6 單因素方差分析結果

五、結論與討論

從以上數據分析結果可以看出，把人工水域景觀的評價體系分為4個維度，即交通便捷、服務設施、水源質量、水上活動，是可行的。我們從各個因子的路徑系數大小可以看出:首先，交通便捷是人工水域景觀最重要的評價指標(路徑系數為0.76)。主要是由于最近幾年來，散客形式比團隊旅游更受游客青睞，自駕車旅游的興起就是最好的例子，此類旅游者群體全靠自己搜集交通信息，他們對景區的可進入性要求更高。其次，服務設施是人工水域景觀旅游活動所依托的中介條件(路徑系數為0.61)，它屬于開展旅游活動的必要非充分條件。我們今后在考察人工水域景觀的旅游開發價值時，要多考慮交通區位因素及是否易施工、修建旅游服務設施等方面。第三，在游客眼里，水源質量(路徑系數為0.32)及水上活動項目(路徑系數為0.54)也是重要的因素，這主要是由于水質是整個水域型旅游資源核心的要素，它是一切旅游活動開展的基礎，游客參觀水域景觀，通過水上活動才能體驗到水給旅游者帶來的樂趣。

本文研究的局限性有兩點:首先，當前該領域可參考的成熟量表較少，本問卷的測量量表還存在潛在的漏洞，這也是今后需要不斷探索的地方。其次，問卷的樣本應更大些為佳，可使因子的結構穩定性更好，更利于用結構方程模型來分析。

［1］國家質量監督檢驗檢疫總局.GB/T 18972——2003旅游資源分類、調查與評價、調查與評價［Z］.北京:國家質量監督檢驗檢疫總局，2003.

［2］張西林.大型水庫旅游開發中的水資源利用:以湖南酒埠江水庫為例［J］.國土資源科技管理，2005，(3):71－74.

［3］孟秋莉.水庫旅游深度開發［J］.河北聯合大學學報:社會科學版，2012，(1):35－37.

［4］徐曉音.湖北省大型湖泊水庫旅游資源開發利用價值評價［J］.經濟地理，1999，(4):104－110.

［5］陸杏梅，沙潤，田逢軍.基于IPA方法的城市濱水區旅游形象感知影響因子分析:以南京沿江地區為例［J］.南京師大學報:自然科學版，2010，(2):120－125.

［6］曹睿，張璟.水上旅游滿意度指標體系建構初探:以黃浦江游覽為例［J］.人文地理，2011，(5):121－126.

［7］Hair J F，Anderson R E，Tatham R L，et al.Black，Multivariate Data Analysis［J］.Prentice Hall，Englewood Cliffs，NJ，1998，(1):995.

［8］邱皓政，林碧芳.結構方程模型的原理與應用［M］.北京:中國輕工業出版社，2009.

［9］王玉梅，劉雪蓮，叢慶.如何提高飯店業一線員工的服務補救績效:模型與實證［J］.旅游學刊，2012，(3):69－77.

［10］馬慶國.應用統計學:數理統計方法，數據獲取與 SPSS應用［M］.北京:科學出版社，2005.