基于結(jié)構(gòu)方程模型的歷史文化街區(qū)游客滿意度研究
——以成都市寬窄巷子為例

李 淵 | Li Yuan

何 韻 | He Yun

趙 煒 | Zhao Wei

歷史文化街區(qū)作為一種特殊的文化場所，保存了相對完整的歷史風(fēng)貌和傳統(tǒng)記憶，是城市地域文化魅力的重要載體。在過去，文化遺產(chǎn)保護(hù)被當(dāng)作政府或社會的責(zé)任，是一種只有投入、沒有產(chǎn)出的“超公共資源”[1]。近年來，在區(qū)位競租和體驗經(jīng)濟的推動下，歷史文化街區(qū)的“資本”屬性得到充分認(rèn)知，以旅游開發(fā)為主要手段的更新活化模式在各個城市廣泛實踐[2]。這種模式雖然有利于展現(xiàn)街區(qū)的文化內(nèi)涵，并為街區(qū)的保護(hù)、更新提供持續(xù)的資金保障，但同時也產(chǎn)生了諸多問題[3]。游憩滿意程度是游客對歷史文化街區(qū)各方面意向綜合感知的結(jié)果，直接影響著游客的消費意愿、重游意愿以及游憩行為的文明程度[4-6]。了解其的影響因素與作用機制，有助于管理者通過精細(xì)化的治理策略，更好地提升歷史文化街區(qū)的更新活化效果。

綜觀國內(nèi)外對歷史文化街區(qū)或類似地段游客滿意度的研究，多基于案例對比定性分析提升游客滿意度的可行思路；或通過層次分析法（Analytic Hierarchy Process,AHP）、多元線性回歸（Multiple Linear Regression）等方法，從特定視角評價某些因素對游客滿意度的影響強弱；也有學(xué)者基于重要性—表現(xiàn)性分析法（Importance-Performance Analysis,IPA）探討街區(qū)的優(yōu)化重點。如張軍基于需求差異，從服務(wù)空間、輔助空間、街區(qū)環(huán)境等方面測度了游客對橫道河子鎮(zhèn)歷史街區(qū)的情感差異[7]。郭凌以文化意象為視角，通過多元回歸識別了都江堰市西街歷史街區(qū)游客滿意度的影響因素[8]。艾嘉蓓以福建省騎樓歷史街區(qū)為實證，通過AHP法考量了游客滿意度與景觀環(huán)境的關(guān)系[9]。蔣麗芹以惠山古鎮(zhèn)歷史文化街區(qū)為例，通過IPA法識別了提升游客滿意度的關(guān)鍵因素[10]。Frangos和Kolar分別以雅典古城和25個羅馬式文化遺址為實證，通過多元回歸分析，指出服務(wù)水平、自然風(fēng)景、文化原真性、產(chǎn)品價格、衛(wèi)生狀況等因素與游客滿意度和重游意愿高度相關(guān)[11-12]。羅慧敏以上海市3個文創(chuàng)型街區(qū)為實證，指出主題特色、文化內(nèi)涵等是影響游客滿意度的主要因素[13]。綜合來看，這些研究多從特定視角測度部分因素對游客滿意度的影響程度，未能充分揭示影響游客滿意度的潛在因素及其作用機制，不利于為歷史文化街區(qū)的更新活化提供針對性參考。

鑒于此，選取旅游化開發(fā)較為成熟的成都市寬窄巷子為實證對象。運用理論驅(qū)動的結(jié)構(gòu)方程模型，探索歷史文化街區(qū)游客滿意度的影響因素與作用機制。在其基礎(chǔ)上結(jié)合IPA法，針對寬窄巷子提出適應(yīng)性的治理策略。以期為類似歷史文化街區(qū)的治理優(yōu)化提供理論參考。

1 研究設(shè)計

1.1 假設(shè)模型構(gòu)建

大量研究表明，游客對于旅游目的地質(zhì)量的感知會顯著影響其游覽過程的滿意程度，進(jìn)而作用于游客的消費意愿、重游意愿以及游憩行為的文明程度[4-6]。針對歷史文化街區(qū)旅游化開發(fā)的特點，從相關(guān)既有研究中遴選出用于測度旅游開發(fā)與街區(qū)保護(hù)的相關(guān)指標(biāo)[7-13,14-16]。初步將其歸納為商業(yè)配套、環(huán)境風(fēng)貌、文化氛圍、基礎(chǔ)設(shè)施、管理服務(wù)等五個維度，共同反映游客對街區(qū)質(zhì)量的綜合感知。毛小剛[17]、姚雪松[18]等學(xué)者對城市公園游憩滿意度的研究顯示，公共活動空間的可達(dá)性感知也會顯著影響使用者對目的地質(zhì)量的感知及游覽體驗的滿意程度。而歷史文化街區(qū)與城市公園具有相近的區(qū)位特征和公共活動屬性，故假設(shè)其也存在類似的影響關(guān)系。

基于上述理論，構(gòu)建歷史文化街區(qū)游客滿意度假設(shè)模型（圖1）。模型中包含三項理論假設(shè)：街區(qū)質(zhì)量感知對游客滿意度具有顯著正向影響。外部可達(dá)性感知對街區(qū)質(zhì)量感知具有顯著正向影響。外部可達(dá)性感知對游客滿意度具有顯著正向影響。

圖1 歷史文化街區(qū)游客滿意度假設(shè)模型

1.2 問卷與量表設(shè)計

在參考國內(nèi)外研究的基礎(chǔ)上進(jìn)行問卷設(shè)計，共包含三部分：第一部分為樣本統(tǒng)計學(xué)基本特征，包含被調(diào)查者的年齡、常住地、收入、學(xué)歷等信息。第二部分為量表問卷，用于測度觀測指標(biāo)，進(jìn)而衡量影響游客滿意度的潛變量。問卷采用李克特5級量表進(jìn)行分級賦值，表征游客對題項內(nèi)容的滿意程度或認(rèn)可程度（表1）。

表1 歷史文化街區(qū)游客滿意度量表問卷設(shè)計

1.3 現(xiàn)場調(diào)查與數(shù)據(jù)獲取

寬窄巷子是成都市四大歷史文化街區(qū)之一（圖2），作為全國開發(fā)較早且相對成熟的歷史文化街區(qū)，其基本特征與旅游開發(fā)中所暴露的問題具有較強的代表性。首先于2019年8月上旬進(jìn)行預(yù)調(diào)查，結(jié)合訪談和問卷回收情況對題項進(jìn)行優(yōu)化。選取2019年8月中旬與2019年9月中旬的工作日和休息日進(jìn)行正式調(diào)查，步行沿寬、窄、井等三條“巷子”進(jìn)行隨機抽樣（圖3），采用現(xiàn)場填寫現(xiàn)場回收的方式進(jìn)行。現(xiàn)場調(diào)查歷時5天，時段為10：00—21:00。共計發(fā)放250份問卷，收回有效問卷234份，有效回收率為93.6%。

圖2 寬窄巷子歷史區(qū)位

圖3 寬窄巷子空間肌理與調(diào)研路線

2 數(shù)據(jù)分析與結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建

2.1 樣本統(tǒng)計學(xué)特征分析

從被調(diào)查者的常住地看，市內(nèi)、外游客占比分別高達(dá)42.3%和51.7%，遠(yuǎn)高于周邊居民（常住地距寬窄巷子2km以內(nèi)）的6.0%，與本研究的樣本需求基本一致。年齡段以中青年群體為主，平均學(xué)歷與收入均呈較高水平（表2）。

表2 樣本統(tǒng)計學(xué)特征分析

通過匯總游憩目的的被選次數(shù)，可知放松休閑（28.8%）是被調(diào)查者最主要的游憩目的，感受文化（20.8%）與品嘗美食（18.2%）次之，而購物消費（16.4%）與社會交往（15.8%）占比最低。通過SPSS 24.0將樣本常住地、年齡段與游憩目的進(jìn)行交叉分析，可以發(fā)現(xiàn)：①市內(nèi)外游客的游憩目的具有較高的一致性，且與周邊居民存在一定差異。前者以放松休閑、感受文化和品嘗美食為主要目的，而后者則以放松休閑和社會交往為主（圖4）。②游憩目的與年齡段總體上并無明顯規(guī)律，僅在不同游憩目的強弱程度上有所差異（圖5）。

圖4 不同常住地樣本的游憩目的

圖5 不同年齡段樣本的游憩目的

2.2 公因子提取與信效度檢驗

量表問卷的克倫巴赫Alpha系數(shù)為0.913（＞0.7），說明數(shù)據(jù)具有較高的可信度。KMO值分析結(jié)果為0.890，Bartlett球形檢驗顯示Sig值小于0.05，表明問卷指標(biāo)結(jié)構(gòu)效度良好，滿足進(jìn)行公因子分析（EFA）的前提。通過最大方差法提取獲得6項特征根大于1的公因子，累計方差解釋率為69.16%，分析結(jié)果中觀測指標(biāo)所對應(yīng)的公因子分布與預(yù)設(shè)維度基本一致（表3）。但需進(jìn)行部分調(diào)整：首先將載荷小于0.5的“創(chuàng)意文化氛圍X7”予以剔除；另外由于假設(shè)模型中的“基礎(chǔ)設(shè)施維度”和“管理服務(wù)維度”共同反映“公因子1”的信息，且現(xiàn)實中街區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)、維護(hù)與管理水平密切相關(guān)。故而將其所含的觀測指標(biāo)合并入同一維度，并命名為設(shè)施與管理。

表3 歷史文化街區(qū)游客滿意度公因子降維分析

2.3 模型檢驗與修正

結(jié)合SPSS AMOS 24.0軟件利用最小二乘法對模型參數(shù)進(jìn)行估計，并以“擬合優(yōu)度”檢驗?zāi)Ｐ湍M數(shù)據(jù)與實測數(shù)據(jù)的差異大小，以衡量模型所估計的參數(shù)能否有效反映現(xiàn)實中各項要素的影響機制。主要參考“修正指標(biāo)”（modification indices）的提示逐層剔除觀測變量以對假設(shè)模型進(jìn)行修正。經(jīng)反復(fù)試驗，模型修正后的擬合優(yōu)度指標(biāo)顯著提升，均達(dá)到理想范圍（表4）。采用組合信度（Composite Reliability,CR）、平均方差萃取量（Average of variance extracted,AVE）以及克倫巴赫Alpha系數(shù)進(jìn)一步檢驗修正模型內(nèi)各維度的信度與收斂效度[19]，檢驗結(jié)果顯示這些指標(biāo)均處于理想范圍中（表5）。匯總各項參數(shù)估計值，獲得歷史文化街區(qū)游客滿意度的標(biāo)準(zhǔn)化路徑參數(shù)圖（圖6）。

表4 歷史文化街區(qū)游客滿意度結(jié)構(gòu)方程模型適配度結(jié)果

表5 歷史文化街區(qū)游客滿意度模型潛變量信效度檢驗表

圖6 歷史文化街區(qū)游客滿意度結(jié)構(gòu)方程修正 模型標(biāo)準(zhǔn)化路徑參數(shù)圖（＊＊＊.p＜0.01，＊＊.p＜0.05，e.變量殘差）

3 結(jié)果分析

3.1 結(jié)構(gòu)模型分析

橢圓形及其之間的連線為結(jié)構(gòu)模型，其箭頭指向和路徑系數(shù)反映著潛變量間的作用機制。其中街區(qū)質(zhì)量感知6對總體滿意度1的路徑系數(shù)為0.635且P值＜0.01水平，代表街區(qū)質(zhì)量每提升1個單位，則游客的總體滿意程度可上升0.635個單位，研究假設(shè)H1成立。可達(dá)性感知5對街區(qū)質(zhì)量感知2和的總體滿意度1路徑系數(shù)分別為0.668和0.233，且P值均＜0.05，表明假設(shè)H2、H3成立。從影響游客對街區(qū)質(zhì)量感知的一階潛變量看，其路徑系數(shù)呈現(xiàn)為：設(shè)施與管理4（0.798）＞文化氛圍2（0.735）＞環(huán)境風(fēng)貌1（0.699）＞商業(yè)配套3（0.634）。

3.2 測量模型分析

橢圓形、方形及其之間的連線為測量模型，以標(biāo)準(zhǔn)化載荷的系數(shù)的大小衡量觀測指標(biāo)對潛變量（即所屬維度）的影響強度。

①設(shè)施與管理維度4中休憩設(shè)施X13的載荷系數(shù)為0.778，表明游客對座椅、涼亭等休憩設(shè)施的基本需求。擁擠程度X15的載荷系數(shù)為0.772，表現(xiàn)出游客對合理客流容量的強烈訴求。而環(huán)衛(wèi)設(shè)施X14與游線安排X16的影響略微偏弱。

②文化氛圍維度2中歷史文化氛圍X5和市井文化氛圍X6的載荷系數(shù)分別為0.730和0.773，說明文化信息的傳達(dá)和體驗是街區(qū)旅游的核心吸引點。有趣的是市井文化對街區(qū)文化氛圍感知的重要性甚至超越了歷史文化，這表明游客已不僅滿足于感受街區(qū)的物質(zhì)空間和歷史故事，而進(jìn)一步希望在街區(qū)感體驗到本土的市井生活方式與地域性的生活氣息。

4 研究結(jié)論與優(yōu)化建議

4.1 研究結(jié)論

基于結(jié)構(gòu)方程模型法識別旅游驅(qū)動型歷史文化街區(qū)游客滿意度的影響因素與作用機制，研究發(fā)現(xiàn)：①街區(qū)質(zhì)量和可達(dá)性感知均是影響游客滿意度的重要因素。②從街區(qū)內(nèi)部因素看，相較于旅游化開發(fā)所側(cè)重的商業(yè)配套和環(huán)境風(fēng)貌整治，游客則更加關(guān)注于旅游基礎(chǔ)設(shè)施、服務(wù)管理水平和街區(qū)整體的文化氛圍。表明游客對歷史文化街區(qū)的游憩需求已從傳統(tǒng)“觀光消費式旅游”向“體驗式旅游”轉(zhuǎn)向。③觀測變量中，擁擠程度、休憩設(shè)施、市井文化氛圍、建筑風(fēng)貌、綠化景觀、餐飲美食、自駕/公交便捷度等要素對相應(yīng)維度的影響更為明顯，應(yīng)在類似歷史文化街區(qū)的開發(fā)保護(hù)中予以重點關(guān)注。

4.2 優(yōu)化建議

通過構(gòu)建歷史文化街區(qū)游客滿意度的結(jié)構(gòu)方程模型，可在一定程度上為類似“旅游驅(qū)動型”歷史文化街區(qū)的更新活化明確關(guān)注重點。但這還不足以為管理者確定目標(biāo)街區(qū)中不同因素的優(yōu)化時序與治理力度提供直接依據(jù)。故進(jìn)一步結(jié)合“重要性—表現(xiàn)性”分析法將其與寬窄巷子各項因素的現(xiàn)狀表現(xiàn)協(xié)同考慮[15，20]，重點探討寬窄巷子內(nèi)部因素的優(yōu)化治理。IPA矩陣以各項觀測指標(biāo)對游客滿意度的影響強度代表其“重要性”，以游客對這些指標(biāo)現(xiàn)狀表現(xiàn)的滿意程度代表其“表現(xiàn)性”，并將“重要性”和“表現(xiàn)性”的均值作為劃分象限的標(biāo)準(zhǔn)（圖7）。

圖7 寬窄巷子內(nèi)部因素IPA矩陣

第Ⅰ象限內(nèi)要素對游客滿意度影響較大且表現(xiàn)良好，后期繼續(xù)保持即可；第Ⅲ象限的要素所得認(rèn)可度較低，但對游客滿意度的影響較小，可考慮在遠(yuǎn)期逐步改進(jìn)；第Ⅳ象限的要素現(xiàn)狀表現(xiàn)良好，且并非影響游客滿意度的主要因素，可適度將關(guān)注重點偏離；而第Ⅱ象限的要素（街區(qū)擁擠程度、市井文化氛圍、游線安排、餐飲美食）呈現(xiàn)高重要性、低表現(xiàn)性特征，是目前制約提升寬窄巷子游客滿意度的關(guān)鍵短板，應(yīng)作為近期治理優(yōu)化的重點。結(jié)合現(xiàn)場訪談和文獻(xiàn)研究提出如下優(yōu)化建議：

（1）推動“開源節(jié)流”，改善街區(qū)擁擠程度

歷史文化街區(qū)的傳統(tǒng)空間形式?jīng)Q其旅游容量與承載能力的“小尺度”特征[3]。目前旅游開發(fā)所造成的高擁擠程度不僅會對街區(qū)設(shè)施和文化古跡產(chǎn)生沖擊，同時也將降低游客的游憩質(zhì)量、縮短其游覽留駐時間，進(jìn)而降低其重游意愿、消費意愿和旅游行為的文明程度[5，21]。一方面可考慮加強寬窄巷子與少城街道的錯位融合，擴展核心游覽區(qū)范圍；另一方面應(yīng)合理測度街區(qū)游客容量閾值，依托大數(shù)據(jù)和在線平臺進(jìn)行預(yù)約。或?qū)崟r更新游客數(shù)量以劃分擁擠程度評級，為游客出行提供參考。

（2）調(diào)控街區(qū)業(yè)態(tài)構(gòu)成，縮小“供需”矛盾

寬窄巷子目前以西餐、咖啡、酒吧、會所等商業(yè)競租能力較強的配套為主，對傳統(tǒng)餐飲美食和老字號店鋪等富含城市地域特色的業(yè)態(tài)造成擠兌，這與游客的真實需求相錯位。無可厚非，這種“業(yè)態(tài)更迭”作為旅游驅(qū)動型歷史文化街區(qū)“以商養(yǎng)文，以旅促保”的基礎(chǔ)，是文化資產(chǎn)增值過程中的自發(fā)選擇。在提升經(jīng)濟效益、改善街區(qū)設(shè)施環(huán)境的同時也損毀了街區(qū)特色的軟質(zhì)基礎(chǔ)。在運營中可考慮加強上層引導(dǎo)，調(diào)控招商準(zhǔn)入條件和業(yè)態(tài)占比，對傳統(tǒng)、特色商家提供適當(dāng)?shù)淖饨饍?yōu)惠。

（3）置換“公共型”院落，豐富街區(qū)游覽路徑

與大多歷史文化街區(qū)相似，寬窄巷子的空間肌理決定游客的游憩路徑以線性為主。在旅游開發(fā)的推動下，絕大部分院落均被商家所“占據(jù)”。游客若不在其中消費便難以進(jìn)入院落，無形被“限制”于巷道與廣場節(jié)點中，僅能在院墻外通過立面裝飾想象其內(nèi)部風(fēng)韻。這導(dǎo)致大量游客“走馬觀花”式的游覽，與通過主題院落達(dá)到“沉浸式文化體驗”的設(shè)計初衷背道而馳。在后期的治理優(yōu)化中，建議將部分“商業(yè)型”院落置換為“公共型”院落，以豐富游覽路線的可選擇性和院落中文化信息的可獲取度。

（4）兼顧“主客”需求，培育街區(qū)市井文化氛圍。

在游客主位導(dǎo)向開發(fā)的作用下，寬窄巷子周邊居民的活動交往功能被逐步侵蝕。然而居民的生活圖景正是街區(qū)市井文化氛圍的基礎(chǔ)，滿足周邊居民社會交往的需求以引導(dǎo)其回歸使用寬窄巷子，與滿足游客需求以提升其滿意程度，這兩者在本質(zhì)上并不矛盾。一方面可考慮結(jié)合綠化景觀增設(shè)象棋桌、“L”形或環(huán)形座椅等休憩交往空間；另一方面可在相對寬闊的井巷子中，允許布置露天蓋碗茶、流動小吃等平價商業(yè)配套。通過保障供居民交往活動的配套設(shè)施，提升其使用頻率、延長其留駐時間，利用活態(tài)的生活圖景補充靜態(tài)的文化景觀小品。

資料來源：

文中圖表均為作者自繪。