特色小鎮旅游空間生產公眾參與的動力機制
——基于推拉理論的整合性分析

張安民

（湖州職業技術學院 浙江湖州 313000）

特色小鎮旅游空間生產公眾參與的動力機制
——基于推拉理論的整合性分析

張安民

（湖州職業技術學院 浙江湖州 313000）

積極的公眾參與有助于提升特色小鎮建設質量。為了探索特色小鎮旅游空間生產公眾參與的動力機制，選擇浙江省特色小鎮為研究場域，從旅游供給側的公眾視角，應用推拉理論開展實證研究。結果表明，特色小鎮旅游空間生產公眾參與的動力機制包括推力和拉力兩種作用力，推力機制包括職業壓力、自我壓力和理念壓力三個維度，拉力機制包括工作轉換、政策扶持、資源利用和社會交際四個維度。研究所開發的公眾參與動力機制量表包括7個維度共計20個題項，量表適配度較好，具有良好的信度和效度。

特色小鎮；公眾參與；旅游空間生產；動力機制

為適應與引領經濟新常態，2014年底浙江省啟動了特色小鎮建設，這是貫徹落實習近平總書記“干在實處永無止境、走在前列要謀新篇”指示精神的具體實踐，是經濟新常態下加快浙江創新發展的戰略選擇。2016年7月住房城鄉建設部、國家發展改革委、財政部三部委也聯合發布《關于開展特色小鎮培育工作的通知》，決定在全國范圍內開展特色小鎮建設工作，并于當年10月公布了第一批中國特色小鎮名單?！疤厣℃偸窍鄬Κ毩⒂谑袇^，具有明確產業定位、文化內涵、旅游和一定社區功能的發展空間平臺，區別于行政區劃單元和產業園區”；“所有特色小鎮要建設成為3A級以上景區，旅游產業類特色小鎮要按5A級景區標準建設”。從空間生產的角度看，特色小鎮建設是資本、權利和利益等政治經濟要素和力量對空間重新塑造，并以旅游作為介質或產物，形成以空間為底板的社會關系過程。從這個意義上來看，特色小鎮建設就是特色小鎮的旅游空間生產。政府、企業、居民等公眾作為空間生產者，是驅動特色小鎮旅游空間生產最能動的要素。原浙江省省長李強就指出，特色小鎮建設要充分“發揮當地居民、村（社區）的主動性和積極性，引導各方社會力量參與小鎮的規劃建設，使市場主體和當地居民成為特色小鎮開發建設的真正主體”[1]，這表明特色小鎮旅游空間生產需要也離不開公眾的參與，積極地公眾參與有助于提升特色小鎮建設質量。因此當前我們迫切需要了解的是，公眾是否愿意參與特色小鎮旅游空間生產，其參與的動力機制是什么？

縱觀國內外文獻，目前對公眾參與特色小鎮旅游空間生產動力機制的研究還缺少必要的學術跟進。但有關個體參與動力機制方面的成果可為我們提供有益的借鑒，其中推拉理論被廣泛證明有助于解釋個體參與的動力機制[2-3]?！巴评碚撟钤缭从诶乃固梗‥.G.Ravenstein）對人口流動的理論研究”[4]。20世紀60年代，李（Everett SLee）系統的提出了推拉理論。該理論認為“在市場經濟和人口自由流動的情況下，人們之所以遷移和流動,是因為人們可以通過流動就業改善生活條件。于是，在流入地中那些使移民生活條件改善的因素就成為拉力，而流出地中那些不利的社會經濟條件就成為推力。人口遷移就是在這兩種力量的共同作用下完成的”[5]。20世紀70年代，丹(Dann)將這一理論引入到旅游研究中[6-7]，用來解釋游客的旅游動機。其中“推力動機是指由于心理失衡或緊張所產生的引發人們做出出游決定的內在驅動因素，是激發和創造旅游需求的根源”，“拉力動機則指引導旅游者在諸多目的地之間進行選擇的因素，是對目的地本質、特性和吸引物的概括”[8]。

以上這些研究成果為本文的研究奠定了良好的基礎，本文將推拉理論從游客的“需求側”，進一步引申到旅游的“供給側”，并以特色小鎮這一新型的旅游目的地為研究場域，探討在特色小鎮旅游空間生產中，作為“供給側”的各利益相關者參與的動力機制，嘗試性的構建公眾參與動力機制的解釋模型，以期提供針對性和有效性的建言，激發公眾參與特色小鎮旅游空間生產，促進特色小鎮的可持續發展。

一、研究設計

（一）問卷編制。本研究采用深入訪談法（indepthinterview）來收集信息，編制問卷。為了使訪談內容提供多樣性的可能回答，以保證信息的廣度和深度，從而掌握公眾參與特色小鎮旅游空間生產的真實意愿。依據學者Talor and Bogdam (1984)的建議，本研究并不預先設定樣本型態與數量，而是在研究進行過程中，以資料完整性、豐富性與研究進行是否仍有尚未發現到的現象作為決定樣本數的考慮因素[9]?；谏鲜鲈瓌t，本研究采用“立意抽樣”方式，選擇了不同性別、年齡、學歷等人口學特征的30位參與特色小鎮建設的公眾，開展訪談，平均每人的訪談時間約30到60分鐘。先請受訪者描述其為什么參與特色小鎮旅游空間生產，再根據所提及的信息，詢問引申性問題，以進一步把焦點置于公眾對于特色小鎮旅游空間生產的參與動力上。

對于訪談后獲得的信息資料，本文采用三步進行識別和篩選。首先由五位具有碩士學位的專業人員擔任編碼員，聆聽訪談錄音，并與兩位具有教授職稱的旅游學專家協商后確認，當發現內容有提及參與特色小鎮旅游空間生產動力敘述及看法時，即迅速的予以判讀。經過這一步驟，共獲得86個公眾參與特色小鎮旅游空間生產動力的初始題項。其次，將訪談獲得的86個初始題項，與過去學者有關公眾參與旅游目的地建設的相關研究題項相整合，合計共獲得127個題項。最后，鑒于效度分析時題項不宜過多，且題項過多可能會影響未來受訪者的填答意愿，本研究進一步精簡了題項。由三位旅游專業教授和二位心理學教授共同討論、刪減，最后保留20個表征公眾參與特色小鎮旅游空間生產動力機制的題項，編制問卷，開展調查。

除此之外，問卷內容還包括被調查者的性別、年齡、收入、學歷等人口學特征資料。對量表的數值化，參考過去研究的建議[10-12]，采用李克特5點尺度來度量，從完全不同意到完全同意分別賦值1—5分。

（二）調查對象。浙江省特色小鎮建設得到了中央及省領導的充分肯定、新聞媒體的高度關注，具有典型性和示范性。本文選擇浙江省兩批79個特色小鎮為研究場域。理論上將參與特色小鎮旅游空間生產的所有利益相關者作為研究母體，主要涵蓋本地居民、外來投資者、政府部門工作人員三類群體。這三類群體中，政府部門工作人員的參與，更多的是受到行政職責的驅使，多是一種被動的選擇；本地居民和外來投資者的參與主要是在市場機制下的自主參與，更多的是一種主動的選擇。因此，本文分析中將公眾限定在本地居民和外來投資者兩類群體中。問卷調查時間為2016年5月—10月。

對本地居民的選取，首先根據特色小鎮土地權屬關系和居民日常生活休閑距離，采用隨機抽樣的方法，抽取100個村（社區）；其次，在每個村（社區）隨機抽取10戶居民。共發放問卷1000份，回收有效問卷953份，有效回收率為95.30%。

對外來投資者的選取，首先根據各個特色小鎮管理委員會提供的入駐企業名錄，按照企業的投資額，采用分層隨機抽樣的方法，抽取600個企業；其次，在每個企業選取負責人一名進行調研。共發放問卷600份，回收問卷557份。剔除填答不完整的問卷后，回收有效問卷538份，有效回收率為89.67%。

兩項合并后，本研究共收集到本地居民和外來投資者的有效問卷1491份。被調查者的人口統計學特征如下，性別上以男性為主，有910人，占總調查人數的61%；女性581人，占39%。年齡上以中年為主，其中30歲及以下209人，占14%；31—40歲447人，占30%；41—50歲701人，占47%；51歲以上134人，占9%。學歷上大專及以下1133人，占76%，本科及以上358人，占24%。個人月收入2500元以下的134人，占9%；2501—4000元的865人，占58%；4001—6000元的328人，占22%；6001元以上的164人，占11%。

（三）分析方法。數據資料的處理與分析以SPSS17.0軟件包和LISREL8.7為工具。首先，采用探索性因子分析的主成分分析法和信度分析的內部一致性信度，簡化維度；其次，在探索性因子分析之后，采用驗證性因子分析檢測區別效度與聚合效度。最后采用二階因子分析構建特色小鎮旅游空間生產公眾參與的動力機制模型。

二、結果與分析

（一）公眾參與特色小鎮旅游空間生產的推力機制。本文選取一半樣本（745份），采用探索性因子分析，來了解推力量表的因子結構。結果顯示，Bartlett球形檢驗值為3328.44，df=36，sig.=0.000達到顯著性水平（p＜0.001），KMO值為0.85，大于0.7的標準，且維度內每一個因子載荷值都大于0.4。可知，代表母群體的相關矩陣間有共同因子存在，可以進行因子分析[13]。

探索性因子分析結果顯示，推力機制共有三個維度，根據題項的公共含義，分別命名為職業壓力維度，可解釋52.19%的總變異量；自我壓力維度，可解釋10.88%的總變異量；理念壓力維度，可解釋10.04%的總變異量；這三個維度共可解釋73.11%的總變異量。上述每一個維度的特征值皆大于1，且信度系數Cronbach′s alpha值從0.76（理念壓力）到0.83（職業壓力），表示這三個維度信度是可被用來度量推力機制的。

為了確認量表所包含的因子是否與最初探究的構念相同，本研究選取另一半樣本（746份），來檢驗量表的因子結構模型與實際搜集的數據是否契合，指標變量是否可以有效作為推力機制的測量變量。根據上述探索性因子分析的結果，本文對推力機制維度進行了驗證性因子分析，分析結果顯示，GFI等于0.92、RMSEA等于0.06、AGFI等于0.94、NFI等于0.95、CFI等于0.95、RMR等于0.06、PNFI等于0.63、PGFI等于0.49，適合度指標皆達到立項取值的要求[14]，表明推力機制維度測量模型和觀察資料間具有良好的適配度。

標準化因子負荷量顯示，在職業壓力維度中，以“以前的工作不是長久事業”（β=0.87）測量效果最佳；在自我壓力維度中，以“以前的生活方式讓我很不舒心”（β=0.84）測量效果最佳；在理念壓力維度中，以“與自己的職業發展理念不合”（β=0.81）測量效果最佳。

在效度檢驗方面，職業壓力、自我壓力、理念壓力維度內各題項的標準化因素負荷量的t值皆達統計上的顯著性，標準化因素負荷量值都在0.4以上（0.58—0.87），顯示推力機制內個別測量項目具有良好的聚合效度。各參數信賴區間值均不含1，表示工作壓力、自我壓力、理念壓力維度彼此間具有良好的區別效度。

（二）公眾參與特色小鎮旅游空間生產的拉力機制。如同推力量表的因子結構分析一樣，本文選取一半樣本（745份），采用探索性因子分析拉力量表的因子結構。相關統計量顯示，Bartlett球形檢驗的值為2084.19（自由度為55），sig.=0.000，達到顯著水平，且KMO值為0.797，大于0.7的一般標準，表示拉力量表的因子抽取程序符合要求。

探索性因子分析結果顯示，拉力機制共有4個維度，根據每一個維度包含的題項含義，分別命名為：工作轉換公因子，可解釋32.87%的總變異量；政策扶持公因子，可解釋12.99%的總變異量；資源利用公因子，可解釋11.69%的總變異量；以及社會交際公因子，可解釋10.05%的總變異量。上述每一個維度的特征值皆大于1，信度系數Cronbach′s alpha從0.72到0.86，表示此4個維度是可被用來度量拉力機制的。維度內每一個因子負荷值都大于0.4，表示每一個維度與其中的變量具有高度的相關性[15]。

與推力機制的分析類似，本文依據前述探索性因子分析的結果，進行拉力機制的驗證性因子分析。結果顯示，GFI等于0.94、RMSEA等于0.07、AGFI等于0.96、NFI等于0.92、CFI等于0.93、RMR等于0.05、PNFI等于0.63、PGFI等于0.54，適合度指標都達到了基本要求，顯示拉力機制維度測量模型與觀察資料間具有良好的適配度。

標準化因子負荷量顯示，在工作轉換維度中，以“能夠更好的享受生活”（β=0.62）測量效果最佳；在政策扶持維度中，以“政府的稅收優惠”（β=0.75）測量效果為最佳；在資源利用維度中，以“原有工作與旅游相關”（β=0.80）測量效果為最佳；在社會交際維度中以“自己喜歡旅游”（β=0.77）測量效果為最佳。

工作轉換、政策扶持、資源利用和社會交際等維度內各題項的標準化因素負荷量的t值皆達統計顯著性，且標準化因素負荷量值都在0.4以上（0.42—0.80），顯示拉力機制維度內的個別測量項目具有良好的聚合效度。組合信度也均高于0.6的標準，表示測量指標間有高度的內在關聯。各參數信賴區間值都不含1，表示工作轉換、政策扶持、資源利用和社會交際等維度彼此間具有良好的區別效度。

（三）公眾參與特色小鎮旅游空間生產的推拉機制。王濟川認為：“一個具有多因子的CFA模型，如果較低階的因子間緊密相關，且在理論上它們可以代表更廣義的概念，那么，我們就可以把較低階的因子看作是新的測量標識來估計較高階的因子結構?！盵16]據此，本文在透過上述推力機制和拉力機制的驗證性因子分析，分別確認其所屬的理論維度及測量題項后，進一步運用二階驗證性因子分析來構建特色小鎮旅游空間生產公眾參與的動力機制模型。該模型由兩個因子結構組成：（1）一階因子結構，包含推力機制和拉力機制兩個潛變量，推力機制包含3個維度，9個測量題項；拉力機制包含4個維度，11個測量題項。（2）二階因子結構，推力機制和拉力機制2個一階因子是二階因子的測量標識。與一階因子一樣，二階因子公眾參與動力機制也是一個潛變量。

統計分析結果顯示，GFI等于0.97、RMSEA等于0.07、AGFI等于0.94、NFI等于0.95、CFI等于0.95、RMR等于0.05、PNFI等于0.54、PGFI等于0.42，適配度指標都達到了標準值的基本要求，表明公眾參與特色小鎮旅游空間生產的動力機制測量模型與觀察資料間具有良好的適配度。

由標準化因子載荷量的結果可知，特色小鎮旅游空間生產公眾參與的動力機制包含推力和拉力兩種作用力，兩者都對公眾參與起正向促進作用，且拉力機制（β=0.71）比推力機制（β=-0.44）的影響力更大。在拉力機制維度中，以“資源利用”（β=0.81）測量效果為最佳；在推力機制維度中，以“工作壓力”（β=0.83）測量效果為最佳。

進一步的驗證性因子分析表明，拉力機制和推力機制內各題項的標準化因子載荷量的t值都達到了統計上的顯著性，且標準化因子載荷量都在0.4以上（0.51—0.83），顯示公眾參與特色小鎮旅游空間生產的動力機制內個別測量項目具有良好的聚合效度。

最后在區別效度檢驗上，各參數信賴區間值都不含1，表明拉力機制和推力機制彼此間具有良好的區別效度。

三、結論與建議

（一）結論。近年來上海、北京、四川等地紛紛啟動特色小鎮工程，尤其是2015年浙江全面啟動的特色小鎮建設，最為典型。特色小鎮建設引起了人們的極大關注。當前人們關注的焦點主要是為什么建設，怎樣建設，以及建設成什么樣。然而對于與此密切相關的另一個重要問題，即公眾參與特色小鎮建設的意愿和行為等，關注不足。本文對特色小鎮旅游空間生產公眾參與機制進行深入探討，不僅可以增深我們對此類問題的理解，擴展特色小鎮的研究成果；還可以為政策制定提供理論、實證和經驗支持。

“公眾參與在20世紀80年代開始成為國外旅游研究的主題之一”[17]。特色小鎮作為一種新型的旅游目的地，公眾參與特色小鎮旅游空間生產，也可以看做是公眾參與旅游目的地建設。從這一角度上來看，本文研究成果可以與公眾參與旅游目的地發展的相關研究成果進行對話。已有研究表明，公眾投身于旅游目的地發展的驅動因素，大致上可歸納為經濟因素、社會因素與外部因素三個方面。經濟因素包括增加收入、利用旅游資源等[18]；社會因素包括與外人分享旅游體驗、社會交際機會與結交朋友等[19]；外部因素包括稅收優惠、政策支持教育消費者、看到其他人的成功與政府稅收優惠鼓勵等[13]。這些驅動公眾參與的經濟因素、社會因素和外部因素，是參與行為本身所擁有的潛在利益吸引等正面因素。這與本文所識別出的公眾參與拉力機制相呼應。除此之外，本文還進一步探討了推動公眾退出現有工作的力量，包括事業挫折、不滿現有的工作、失去原有的工作、自我實現等推力機制。

本文研究表明，公眾參與特色小鎮旅游空間生產的動力機制是一個同時包含拉力和推力兩向度的構念，拉力機制比推力機制對公眾參與有較大的影響力。顯見就公眾參與動力機制而言，外在環境的拉力比自身的推力來的更強烈。具體來看，特色小鎮旅游空間生產中公眾參與的拉力機制包括工作轉換、政策扶持、資源利用和社會交際四個維度；推力機制包括職業壓力、自我壓力和理念壓力三個維度。拉力機制四個維度能夠很好的解釋變異量（67.60%），推力機制三個維度也對變異量有很高的解釋力（73.11%），推拉機制都具有合理的維度信度與建構效度（包括聚合效度與區別效度）。

透過深度訪談所收集的題項，經結構式問卷，收集量化資料，本文有效地回答了什么因素引致了公眾參與特色小鎮旅游空間生產，并嘗試性的構建了公眾參與動力機制的解釋模型，為實現特色小鎮的可持續發展提供重要依據。

（二）建議。公眾參與特色小鎮旅游空間生產與否，相關的政府政策扮演了相當重要的角色。部分公眾參與的原因是為了“善用旅游資源”“政策扶持”等，政府未來在制定特色小鎮發展政策時，應提供公眾獲得經濟收益的機會與寬松的經營環境，如，提供稅收減免、貸款、興建必要的旅游服務設施、環境與景觀的美化等。部分公眾參與乃是生活型態的轉變而進入特色小鎮領域，因此增加公眾對旅游市場開發、旅游企業經營管理等的了解有其必要性。政府機關可提供這方面的知識與旅游供給服務的訓練，或透過相關協會與組織提供旅游的經營管理信息，如發展主題、地方特色、營銷策略、產業走向，避免產生同質性過高的產品，以利于業者經營。特色小鎮發展的相關政策應兼顧地方經濟提升和公眾知覺到的旅游收益。

當然，本文對特色小鎮旅游空間生產公眾參與動力機制的研究只是“一次大膽的嘗試”。由于受時間、經費等因素限制，以及相對缺乏的相關研究，本文不可避免的存在一些局限性。首先本研究僅針對參與浙江省特色小鎮旅游空間生產的公眾，使得研究結論在多大程度上能夠推論到其他地區的特色小鎮，還有待在將來的多地區大樣本研究中進一步檢驗。其次，本文將本地居民和外來投資者看作一個統一的整體，探索與驗證了公眾參與特色小鎮旅游空間生產動力機制的模式與內涵。而沒有具體探討本地居民和外來投資者在特色小鎮旅游空間生產參與動力上，有無差異，如果有差異，這種差異表現在什么地方。最后，本文在分析中直接略去了政府工作人員這一群體，或許這種略去，會影響到特色小鎮旅游空間生產公眾參與動力機制完備性的分析。因此，建議后續研究可針對不同區域、不同發展階段、不同參與群體的特色小鎮，重復本研究架構，進行度量與檢驗。

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F590

A

2095-0438（2017）11-0013-05

2017-06-08

張安民（1981-），男，河南夏邑人，湖州職業技術學院副教授，研究方向：旅游特色小鎮。

2017年度浙江省哲學社會科學規劃課題“特色小鎮旅游空間生產公眾參與的影響機制與社會動員”（17NDJC319YBM）。

[責任編輯 劉金榮]