城市居民參與鄉村旅游的因素調查研究

焦軍同 宋玉婷 常蓉 陳碧欣 賈坤鈺

摘要 基于第一手調查數據資料，以寶雞市為例，研究城市居民參與鄉村旅游的影響因素。在SPSS 20.0的軟件環境下，應用主成分回歸分析法與有序Logistic回歸分析，從因子個體與維度進行影響因素探索研究。研究結果表明：①城市居民的鄉村旅游參與強度在年齡、受教育程度及月收入方面表現出顯著的差異性。②影響城市居民參與鄉村旅游的因素包括：居民個人>村莊建設。居民個人因素包括：鄉村旅游偏好>閑暇時間>出行距離，起到了主導作用。村莊建設因素包括：自然風光>地域文化>娛樂項目>公共服務，起到了旅游吸引與支撐作用，同時公共服務還具有較強制約性作用。研究結果對提升寶雞乃至整個西部地區鄉村旅游參與度提供理論依據。

關鍵詞 城市居民;鄉村旅游;寶雞;因素

中圖分類號 F 590.25? 文獻標識碼 A? 文章編號 0517-6611（2021）20-0156-04

doi：10.3969/j.issn.0517-6611.2021.20.039

開放科學（資源服務）標識碼（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

基金項目 陜西省地理學重點學科資助項目（ZK16015）;國家級大學生創新創業訓練計劃項目（201910721022）。

作者簡介 焦軍同（1986—），男，陜西寶雞人，講師，碩士，從事城鄉規劃與設計、城鄉產業發展研究。

收稿日期 2021-02-21;修回日期 2021-03-16

2017年10月18日，習近平總書記在黨的十九大報告中提出了鄉村振興戰略，鄉村振興產業發展是第一要務，在諸多鄉村經濟產業中，鄉村旅游是促進經濟發展的一條重要途徑[1]。城市居民是參與鄉村旅游的主體部分，決定了整個鄉村旅游產業的發展，對促進鄉村經濟發展起到了舉足輕重的作用。

寶雞市是關天經濟區副中心城市，西北工業重鎮，市域總面積18 172 km 轄區面積3 574 km 截至2019年底，全市常住人口376.10萬人，城鎮化率達到54.26%，城鎮居民人均可支配收入34 446元[2]，從經濟保障上看，居民具有較強的旅游參與能力。隨著鄉村振興計劃的推進，寶雞市依托各大自然旅游景區和人文旅游景點，在全域范圍內進行了全面的鄉村旅游開發與建設。為了促使鄉村旅游合理的開發與科學的建設，促進鄉村旅游事業的可持續發展，展開城市居民對鄉村旅游參與問題的研究，意義重大。

學術界關于鄉村旅游參與問題的研究，主要集中在鄉村旅游社區的參與方面，包括參與利益均衡 [3-6]、參與模式[7-9]、參與機制[10-12]、影響因素[13-14]及其他[15-17];關于城市居民參與鄉村旅游的研究方面，單浩杰等[18-19]對城鎮鄉村旅

游者需求做了研究，揭示出參與者的旅游動機、滿意度以及旅游需求;Oppermann[20]對德國鄉村旅游參與者的特征進行研究，發現老人和小孩居多，主要目的是緩解工作與生活的壓力。該研究在前人的基礎上，從鄉村旅游參與因素問題入手，進行深入研究，以期加強與完善現有的研究成果，同時為提升寶雞乃至整個西部地區鄉村旅游的參與度與科學的旅游市場開發提供理論依據。

1 數據來源與研究方法

1.1 問卷設計

該研究采用了問卷調查法，共設置23道題目，3部分構成：第一部分為人口學基本特征統計，6項;第二部分為城市居民的鄉村旅游參與因素，包括個人喜好、心情、閑暇時間、出行距離、天氣、自然風光、地域文化、娛樂項目、消費價格、咨詢服務、住宿條件、交通條件、社會治安、環境衛生、餐飲15項;第三部分為控制選項2項。城市居民參與鄉村旅游的強度設計，參考了陳秋華編制的鄉村旅游游客調查問卷成果[21]，分別為：0次/年、1次/年、2次/年、3次/年、4次/年。題目中有關參與程度測量采用李克特的五點量表法，按等級差別設置并相應賦分：“堅決不會（1分）”“不太會（2分）”“不確定（3分）”“可能會（4分）”和“一定會（5分）”。

1.2 數據來源

為了獲得具有代表性的抽樣數據，課題組于2019年11月10—17日在寶雞火車站、經二路商業中心、寶雞人民公園、譚福居住組團、西府天地旅游社區、寶雞文理學院等地點共發放500份問卷，現場填寫，填寫時間20～30 min，共收回500份。經有序篩選與選項控制剔除，有效問卷434份，有效率86.80%，可以作為研究依據。從統計的數據結合寶雞市的社會、經濟、文化及教育等發展情況來判斷，抽樣數據具有較強的代表性，比較符合寶雞市城市居民的發展水平。

1.3 SPSS軟件中主成分分析法的應用

1.3.1 主成分的提取。

在SPSS 20.0的軟件環境下，采用了主成分分析法，進行探索性因子分析。即從未設定立場（變量的因子結構）的諸多因子中，以因子載荷量來提取結構性因子，并加以命名，形成相互獨立的主成分，然后采用多元線性回歸模型分析，用作因子關系的探索。關于主成分因子的選取，采用極大方差法與Kaiser標準化正交旋轉法進行項目剔除。

1.3.2 特征值的計算。

要利用主成分分析法進行參與因子探索性分析，首先要滿足指標內部的一致性檢驗（信度與效度檢驗）。通過“降維—因子分析”模塊可以直接得到特征根、方差貢獻、初始因子載荷，因子載荷矩陣系數為各個主成分的特征向量（λm）。特征向量的計算可采用以下公式：

λm=A=FmC1/2m（1）

式中，λm為第m個主成分特征向量;A為主成分分析表達系數，A=（A A …，Am）;Fm為第m個主成分因子載荷;Cm為第m個主成分特征根。

1.3.3 主成分回歸。

由于主成分分析是根據方差最大原則提取的，所以在解釋信息變量中存在信息損失。回歸方程可以在SPSS軟件中，通過線性回歸得到。公式如下：

y=β1y1+β2y2（2）

式中，y為綜合得分;β1為主成分y1的回歸系數;β2為主成分y2的回歸系數。

1.3.4 有序Logistic回歸。

參與程度的測量分別設置為“堅決不會”“不太會”“不確定”“可能會”和“一定會”5個等級類別，屬于典型的離散型序列變量，符合有序Logistic回歸條件要求，參與緯度因子回歸可采用有序Logistic（多元選擇模型中的排序因變量模型）回歸分析法進行建模，回歸模型如下：

i=αixi+ε（=?? 4）（3）

式中，i為不可觀測的潛在變量;αi為對應自變量回歸系數;xi為維度層面自變量的集合;ε為隨機干擾項。

2 結果與分析

2.1 樣本適宜性檢驗

為了滿足探索性因子分析的穩定性，一般要求總題項數與樣本數至少滿足1∶5～1∶10的基本數量關系，同時滿足樣本數不少于100。研究問卷主體16項，回收問卷434份，滿足探索性因子分析樣本量要求。關于問卷主體項目的區分度檢驗，應用了臨界比值法。結果顯示，項目顯著性都達到0.001以上，說明問卷主體項目之間區分度良好。

研究采用了KMO-Bartlett球形檢驗的方法對主體變量進行了適宜性分析。Kaiser[22]提出了抽樣適合性KMO度量標準，KMO值大于0.7以上便適合做因子分析。檢測結果顯示：KMO值為0.960，Bartlett球形度檢驗P=0.000（<0.01），說明抽樣數據非常適合探索性因子分析。

2.2 參與因素主成分提取

經過多次Kaiser標準化正交旋轉，最后刪除5項。通過探索性因子分析，提取出2個主成分，11項因子。KMO值為0.95 Bartlett球形度檢驗P=0.000（<0.01），說明抽樣數據依然適合探索性因子分析;累計解釋變異量72.893%（表1），方差解釋率較好，說明主成分數目合理。同時，也可得到初始因子載荷矩陣（表2）。

研究采用克朗巴哈系數（Cronbachs Alpha）法對11項主體因素項進行了問卷設計一致性檢驗，檢測結果如表3所示，可知此問卷具有良好的內部一致性[23]。在Amos 21.0軟件環境下，采用了CFA法（一階驗證性因子分析法），對樣本數據的結構效度進行了檢測[24]。由表4可知問卷的結構效度較好。主成分1反映的是與村莊建設相關的因素，故命名為“村莊建設”因素;主成分2反映的是與個人相關的因素，命名為 “居民個人”因素。

2.3 城市居民參與鄉村旅游因素分析

2.3.1 參與強度的人口特征統計分析。

研究采用了單因素方差法檢驗了參與強度在人口學特征方面存在的差異性，檢驗結果如表5所示。由結果可以看出，鄉村旅游參與強度與居民的年齡、受教育程度及月收入存在顯著差異性。

借助SPSS 20.0軟件內置的LSD法與SNK法，對差異性進行分析：從年齡的差異性分析，可知18～29歲年齡組居民參與性較低，其他年齡組參與性大體一致且相對較高;從受教育程度的差異性分析，大專以上學歷組參與性最高，其他學歷組參與性大體一致且相對較低;從月收入的差異性分析，月收入3 000元以下，收入越低鄉村旅游的參與性越低，月收入3 000元及以上，收入越高鄉村旅游的參與性相對較高。

2.3.2 參與因素回歸模型構建。

（1）主成分回歸。

將數據標準化，可得到標準化系數。通過探索性因子分析，提取出2個主成分，兩個主成分的特征根分別為C1=7.15 C2=0.865;通過主成分分析，得到初始因子載荷矩陣（表2），根據表2的初始因子載荷系數和表1的2個主成分的特征根，然后代入式（1），即可得到2個主成分的特征向量（系數），進而得到參與因素的2個主成分的表達式，如式（4）與式（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）

將主成分y1、y2標準化主成分得分，進行線性回歸擬合，得到表6所示結果。從ANOVA分析中，F=53.9 P=0.000<0.05，可知回歸方程具有統計學意義;從共線性診斷來看，回歸效果較為顯著。將標準化系數、式（4）、式（5）代入式（2）。可以進一步求得城市居民的鄉村旅游參與個體因子系數指標綜合得分，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。

將2個主成分y1（村莊建設因素）與y2（居民個人因素）標準化得分，作為自變量，參與強度作為因變量，代入式（3），得到表7的結果。

表7中的村莊建設因素與居民個人因素顯著性均為0.000，對“城市居民對鄉村旅游的參與強度”解釋效果極其顯著。由此，式（3）可以寫成：

y=0.245x1+0.816x2（7）

從式（7）來看，對“鄉村旅游參與強度”起到顯著性影響的因素有2個，按照其影響程度的大小，依次為居民個人因素與村莊建設因素，具體分析如下：

①居民個人因素和鄉村旅游參與強度的相關系數為0.816（式7），P=0.000（<0.01），即居民個人因素對鄉村旅游的參與強度有著顯著的正向影響。該研究在居民個人因素方面，設計了個人喜好、閑暇時間與出行距離3項內容。從式（6）可以看出，偏好因素作用效度較為突出，就不同個體的差異性而言，參與強度又受到了來自閑暇時間與出行距離因素的影響;從因子的影響程度來看，個人喜好>閑暇時間>出行距離。

②村莊建設因素對鄉村旅游參與強度具有顯著的正向影響，相關系數為0.245，P=0.000（<0.01）。該研究在村莊建設因素方面，設計了自然風光、地域文化、娛樂項目、住宿條件、交通條件、社會治安、環境衛生及餐飲8項內容。從式（6）可以看出，鄉村的自然風光、地域文化、娛樂項目、交通條件、住宿條件影響作用顯著，環境衛生、社會治安相對較弱，餐飲影響最弱;就影響程度來看，自然風光>地域文化>娛樂項目>住宿條件>交通條件>社會治安>環境衛生>餐飲。

3 討論

隨著我國城鎮化的高速發展，城市生活節奏加快，受閑暇時間的影響，參與鄉村旅游的人群中多以老年人、小孩為主[20]，青年人群參與相對較少。一般情況下，參與者對鄉土文化的感知和自身的文化涵養有較大關系，個人受教育年限越長，文化底蘊越深，文化感知力越強，對鄉土文化的追求愈強;參與者的經濟條件對參與鄉村旅游有較大影響，經濟條件越好，鄉村旅游參與強度也越強。綜上可知，城市居民的鄉村旅游參與強度在年齡、受教育程度及月收入方面存在顯著的差異性。

鄉村旅游屬于個人行為活動范疇，個人相關因素對鄉村旅游參與起到主導作用。一般而言，參與鄉村旅游活動受個人偏好影響較大，不同個體的參與強度會在時間與距離因素上表現出相同的出行規律，就出行時間而論，個人閑暇時間越多，參與機率越大，相反機率越小;就出行距離而論，鄉村旅游社區距離城市越近，個人出行時間與交通成本也越低，同時鄉土文化受城市文化的影響也越大，鄉土特色越不鮮明，難以形成有效旅游參與吸引力[18]，鄉村旅游社區距離城市越遠，鄉土特色越鮮明，旅游吸引力也越強，但是個人出行時間與交通成本也越大。鄉村旅游社區距離城市不能過遠，也不能過近，應該依據參與主體適宜的出行時空條件來確定，一般而言，最好控制在50～100 km，車程1～2 h[21]。

從文化特征上講，鄉村本就擁有獨特的文化元素，這些元素是形成鄉土特色文化發展的源頭，因其獨特魅力，而產生強大旅游吸引力，而城市居民旅游要素要體現的也正是追求傳統、自然與特色[18]。自我國實施鄉村振興戰略以來，鄉村旅游事業蓬勃發展，由于缺乏正確的規劃設計與開發理念，在鄉村旅游社區的開發過程中，過于注重經濟效益，而忽視了對地域特色風貌與民俗文化的挖掘，造成大面積村容村貌建設與活動項目設計的形式化堆積，導致鄉村旅游吸引與支撐作用減弱。由于公共服務市場需求質量高，建設投入大，周期較長，維護成本高，收益增長緩慢，故公共服務建設得不到重視，進而制約了鄉村旅游事業的發展。

基于論文的研究，進一步驗證與延伸了前人的研究[18-20]，探明了城市居民參與鄉村旅游的因素。依據研究結論，認為：①鄉村旅游開發首先要選擇滿足參與性時空條件要求的適合對象;②開發過程中必須注重區域印象建設，強調地域屬性條件下自然與人文景觀塑造，積極培育良好的鄉土文化氛圍，注重文化、生態、經濟、社會的均衡發展;③以鄉村原真性統領旅游產品的創意創新開發 [25]，輕商業化，去形式化;④通過改善交通、住宿、餐飲、環衛、治安等公共服務，提升游客的滿足感;⑤對外宣傳要以彰顯鄉土文化特色為先導，尊重人文情懷為基調，適度、適量、適時。

4 結論

寶雞市是我國西北欠發達地區中城市發展極具代表性的大城市之一，旅游資源豐富，鄉村旅游事業發展迅猛。該研究試圖以寶雞市為例，來探究城市居民參與鄉村旅游的影響因素問題。研究結果表明：

（1）從人口統計特征來看，城市居民的鄉村旅游參與強度在年齡、受教育程度及月收入方面表現出顯著的差異性。

（2）由探索性因子分析可知，影響參與鄉村旅游因素包括：居民個人>村莊建設，居民個人因素包括：鄉村旅游偏好>閑暇時間>出行距離，這些因素對參與鄉村旅游起到了主導作用;村莊建設因素包括：自然風光>地域文化>娛樂項目>公共服務，這些因素對參與鄉村旅游起到了旅游吸引與支撐作用，同時，公共服務還具有較強的制約性作用。

該研究成果將會對寶雞乃至西部地區鄉村旅游事業發

展起到積極的指導意義。當然，研究中依然存在著項目設置上的不足，應盡可能細化，以避免出現關系交叉及模糊問題。

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