王建英 趙宏杰 鄒利林 高燕 李梅凎

[摘? ? 要]公共游憩空間是承載居民日常游憩的主要空間，度量居民對公共游憩空間的忠誠度對改善居民游憩品質(zhì)具有重要意義。該文以廈門城市居民為實證研究對象，以游憩環(huán)境感知與空間感知為潛變量，以游憩滿意度為中介變量，通過結(jié)構(gòu)方程模型方法驗證、構(gòu)建旅游城市居民游憩忠誠度前因關(guān)系模型。研究結(jié)果表明：（1）空間感知對游憩滿意度具有正向顯著的影響;（2）游憩滿意度對游憩忠誠度具有正向顯著的影響，且游憩滿意度對空間感知和游憩忠誠度的影響關(guān)系具有正向顯著的中介調(diào)節(jié)效果;（3）游憩環(huán)境感知與游憩忠誠度無顯著的直接相關(guān)性，但可通過游憩滿意度對游憩忠誠度產(chǎn)生間接影響。文章將空間感知引入游憩忠誠度的前因關(guān)系模型，在理論上完善了游憩忠誠度形成的動力機制，可作為旅游城市居民政策制定的參考依據(jù)。

[關(guān)鍵詞]游憩忠誠度;空間沖突;游憩環(huán)境感知;空間感知;游憩滿意度

[中圖分類號]F59

[文獻標(biāo)識碼]A

[文章編號]1002-5006（2019）08-0108-10

Doi： 10.19765/j.cnki.1002-5006.2019.08.015

引言

旅游城市作為旅游活動的主要承載空間，其經(jīng)濟收入主要依賴非地區(qū)性的外部市場以及由此產(chǎn)生的服務(wù)貿(mào)易[1]，因此資本關(guān)系在旅游城市社會空間關(guān)系中占據(jù)主導(dǎo)地位[2]，政府、城市規(guī)劃者及學(xué)者更關(guān)注游客游憩需求，致使旅游空間生產(chǎn)準(zhǔn)則趨向于“最大限度地開發(fā)旅游資源”“最大限度的滿足游客需求”，房地產(chǎn)業(yè)和旅游業(yè)不斷擠占城市居民公共游憩空間，旅游城市的空間生產(chǎn)越來越難以兼顧當(dāng)?shù)鼐用竦睦鎇3-4]，居民公共游憩空間缺失問題日益嚴重。然而，旅游城市的空間生產(chǎn)不僅需要通過發(fā)展旅游業(yè)創(chuàng)造經(jīng)濟效益，還擔(dān)負著促進社會和諧和加快民主政治進程等多種使命[5]，在旅游市場競爭越來越激烈的今天，居民作為城市文化的承載者和表現(xiàn)者已經(jīng)成為重要旅游吸引物，他們對游客的友好程度直接影響著旅游城市的形象，因此關(guān)注旅游城市居民對自身公共游憩空間的需求和感知，厘清居民對居住城市的游憩滿意度（recreational satisfaction）和游憩忠誠度（recreational loyalty）的影響因素，進而采取有效的改進策略，提高居民游憩品質(zhì)，對樹立旅游城市形象、更好地進行旅游營銷具有重要的意義[6-7]。

既有研究強調(diào)居民對公共游憩空間的景觀質(zhì)量、設(shè)施完善度、交通可達性[8-10]等游憩環(huán)境感知（recreational environment perception）與游憩滿意度（recreational satisfaction）和游憩忠誠度（recreati-onal loyalty）間的關(guān)系，同時，部分學(xué)者開始注意到游憩空間沖突對居民游憩滿意度和游憩忠誠度的關(guān)鍵作用，并采用“擁擠感知”這一指標(biāo)進行衡量。實際上，在旅游城市特殊的目的地情景中，公共游憩空間沖突不僅表現(xiàn)為游客與居民的空間使用沖突，政府和城市規(guī)劃者對稀缺的公共游憩空間資源的爭奪，城市商業(yè)空間和私人空間對公共游憩空間的擠占同樣也是公共游憩空間沖突的重要表現(xiàn)，現(xiàn)有研究卻較少涉及。本文嘗試引入城市地理學(xué)中“空間沖突”（space conflicts）這一概念，從容量沖突、性質(zhì)沖突和功能沖突3個方面對居民“空間感知”進行測量，探究其與居民游憩滿意度和游憩忠誠度間的因果關(guān)系，在理論上拓展了游憩忠誠度形成的動力機制，對提高居民生活質(zhì)量和改善游憩品質(zhì)具有重要的現(xiàn)實意義。

1 文獻綜述與模型建構(gòu)

1.1? ? 文獻回顧

1.1.1? ? 空間沖突、游憩滿意度和游憩忠誠度間的關(guān)系

空間沖突源于空間資源的稀缺性、外溢性和空間價值社會化體現(xiàn)的不公平，而產(chǎn)生的一種客觀地理現(xiàn)象和社會經(jīng)濟現(xiàn)象，其本質(zhì)是由于各利益主體對稀缺空間資源的爭奪而出現(xiàn)的矛盾。國外學(xué)者多從生態(tài)學(xué)和地理學(xué)的視角對城市規(guī)劃、邊界、海岸線、旅游區(qū)和社區(qū)等沖突的表現(xiàn)、形成原因、演變和治理等進行了深入探討[11-12]，如Yeguas等提出采用分區(qū)或隔離的管理方式減少科羅拉多州冬季游憩空間的娛樂使用沖突[13]，Tanulku研究了伊斯坦布爾兩個封閉式社區(qū)的空間沖突問題[14]。國內(nèi)學(xué)者主要基于經(jīng)濟學(xué)和社會學(xué)視角，集中關(guān)注城市轉(zhuǎn)型發(fā)展過程中的資源空間沖突和文化空間沖突問題[15-16]?？臻g沖突是旅游城市發(fā)展過程中的常態(tài)現(xiàn)象和基本特征，其獨特的發(fā)展軌跡促使其較其他類型城市空間沖突更激烈，矛盾更為突出。空間沖突在旅游城市發(fā)展中主要表現(xiàn)為空間容量沖突、空間性質(zhì)沖突和空間功能沖突等[17]。其中，空間容量沖突為居民對公共游憩空間的最低需求得不到滿足或超出居民最大需求承載而產(chǎn)生的空間沖突，如旅游城市公共游憩空間的構(gòu)建多以游客需求為導(dǎo)向，不斷壓縮居民的游憩空間而引起的空間沖突，或旅游城市游憩空間不斷向外擴張和延伸，迫使居民的游憩活動需要大范圍的周轉(zhuǎn)，帶來了諸多不便，引起了居民的不滿;空間性質(zhì)沖突主要表現(xiàn)為旅游城市公共空間、商業(yè)空間和私人空間與居民公共游憩空間的沖突，如旅游城市中部分綠地、廣場空間讓渡于旅游空間或商業(yè)空間[18];空間功能沖突的本質(zhì)是空間如何使用的沖突，旅游城市的公共游憩空間較一般城市多了旅游這一特殊性的需求，而空間中生存與發(fā)展的居民是否能夠接納集合性的政府規(guī)劃的空間功能，也是衡量空間功能沖突的重要指標(biāo)。近年來，學(xué)界已經(jīng)意識到空間沖突對游憩滿意度和游憩忠誠度的影響和作用，既有研究多采用“擁擠感知”來描述這種游憩空間缺乏的體驗狀態(tài)對游憩滿意度和游憩忠誠度產(chǎn)生的影響。如羅艷菊以張家界國家森林公園為例，探討了游客擁擠感知與游憩利用影響的差異，并指出在旅游旺季，擁擠感知會對游客滿意度產(chǎn)生負面作用[19]?！皳頂D感知”實質(zhì)上是居民與游客對游憩空間“空間容量沖突”的一種反映，不能體現(xiàn)居民是否接納政府規(guī)劃和其他既得利益者對游憩空間的占用，無法全面衡量居民對公共游憩空間沖突的真實感知，因此，本文采用“空間感知（spatial perception）”這一概念，從空間容量感知、空間性質(zhì)感知和空間功能感知3個方面測量旅游城市居民的“空間沖突”感知，探究與游憩滿意度和游憩忠誠度間的前因關(guān)系，在理論和實踐上都將是一項有益的嘗試。

1.1.2? ? 游憩環(huán)境感知、游憩滿意度和游憩忠誠度間關(guān)系的研究

城市公共游憩空間的相關(guān)研究起步較早，早期主要集中在游憩空間的結(jié)構(gòu)與模式、游憩空間的影響機制、游憩空間規(guī)劃等方面。近年來，研究視角開始轉(zhuǎn)向微觀層面，探討城市公共游憩空間使用者的行為特征、需求意愿、情緒感知等成為各國學(xué)者關(guān)注的焦點[8， 10， 20-21]。該類研究多從種族、文化、心理等方面分析使用者的活動特征、游憩行為和使用滿意度，如Hasani等研究指出，城市休閑公園游憩者滿意度與公園功能有直接關(guān)系[22];姚雪松等通過問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)，年齡、性別、出行人數(shù)、活動時間和活動類型等因素對老年人的游憩滿意度具有重要影響[23]。綜上，既有研究對城市公共游憩空間旅游者的游憩體驗、游憩滿意度討論頗豐，但對本地居民游憩忠誠度的研究涉及較少[24]，早期多從行為角度來分析忠誠的產(chǎn)生、發(fā)展和變化規(guī)律，如Oppermann采用游覽比例和游覽概率兩個維度對游客的目的地選擇忠誠度進行測量[25];隨后研究者從態(tài)度取向，或態(tài)度與行為的綜合視角對忠誠度進行了一系列實證研究[26-28]，普遍采用重游意向和口碑推薦作為衡量游憩忠誠度的測量指標(biāo)。此外，探討旅游者忠誠度的行為規(guī)律及其動力機制也是學(xué)者關(guān)注的熱點，滿意度被普遍認為是直接影響忠誠度的最主要的變量之一，它與忠誠度的因果關(guān)系儼然成為探討忠誠度動力機制的重要切入點，如Crompton和McKay研究發(fā)現(xiàn)游客的重游忠誠度主要取決于其對旅游目的地的游憩滿意程度[29]。同時，游憩環(huán)境感知和交通可達性等也是游憩忠誠度研究中涉及較多的變量，它們常被作為滿意度的前因變量對忠誠度產(chǎn)生間接甚至是直接的影響。如Milman研究發(fā)現(xiàn)娛樂項目豐富程度及質(zhì)量、生態(tài)環(huán)境狀況、游憩設(shè)施的安全性、食品多樣性及價格合理性、旅游服務(wù)質(zhì)量等游憩環(huán)境是影響旅游者游憩滿意度的重要因素，并間接影響游憩忠誠度[30]，汪芳和俞曦等采用游憩設(shè)施、游憩環(huán)境、服務(wù)態(tài)度和活動體驗等4個指標(biāo)對游憩滿意度進行評價[31]?？傮w上講，影響居民游憩忠誠度的因素是多元復(fù)雜的，本文在總結(jié)和借鑒國內(nèi)外研究的基礎(chǔ)上，采用景觀質(zhì)量、游憩設(shè)施、游憩環(huán)境、游憩項目、游憩服務(wù)、游憩消費、游憩可達性等7個潛在變量測量居民游憩環(huán)境感知對居民游憩滿意度和游憩忠誠度的作用和影響。

1.2? ? 研究模型構(gòu)建與研究假設(shè)

根據(jù)文獻綜述結(jié)果與研究目的，本文以游憩環(huán)境感知與空間感知概念為著眼點，以游憩滿意度為中介變量，構(gòu)建研究模型，即旅游城市居民游憩忠誠度前因關(guān)系模型（圖1）。研究模型增加了空間感知潛在變量，并通過容量感知、性質(zhì)感知和功能感知3個觀測變量進行測評，以更全面識別居民游憩忠誠度前因關(guān)系因素;此外，針對游憩環(huán)境感知這一潛變量，選擇景觀質(zhì)量、游憩設(shè)施、游憩環(huán)境、游憩項目、游憩服務(wù)、游憩消費和游憩可達性等7個觀測變量進行測量。

同時，根據(jù)研究目的與研究模型提出6項研究假設(shè)，如下：

H1：空間感知對游憩環(huán)境感知具有正向顯著影響

H2：空間感知能提高居民游憩滿意度水平

H3：游憩環(huán)境感知對居民游憩滿意度有正向顯著影響

H4：游憩滿意度對游憩忠誠度有正向顯著影響

H5：游憩環(huán)境感知對游憩忠誠度有正向顯著影響

H6：空間感知對游憩忠誠度有正向顯著影響

2 實證研究方法

2.1 實證研究地概況

廈門，別稱鷺島，簡稱鷺，副省級市，是國務(wù)院批復(fù)的中國經(jīng)濟特區(qū)，東南沿海重要的中心城市、港口及風(fēng)景旅游城市。陸地面積1699.39平方千米，海域面積約390平方千米。2017年，廈門市共接待國內(nèi)外游客7800萬人次，旅游總收入1160億元人民幣，是中國十大熱點旅游城市和接待國際郵輪最多的口岸之一。廈門市旅游資源集中分布在島內(nèi)湖里區(qū)和思明區(qū)，2017年島內(nèi)兩區(qū)國家AAAA和AAAAA級旅游景區(qū)共計12家，人口密度達12 931人/平方千米1，公共游憩空間沖突十分典型。因此，本文選取廈門島內(nèi)湖里區(qū)和思明區(qū)為研究案例地;同時，依據(jù)吳必虎等城市公共游憩空間分類，將案例地公共游憩空間劃分為城市公園、城市綠地、濱水游憩空間、購物游憩地、歷史游憩勝地及其他公共游憩場所等6類[32]，作為實證研究受試樣本抽樣地點。

2.2 問卷設(shè)計與量表選取

本文調(diào)查問卷由兩部分組成，第一部分為游憩環(huán)境感知、空間感知、游憩滿意度與游憩忠誠度等量表，采用Likert 5級量表法進行問卷測量（表1）;第二部分為居民人口統(tǒng)計學(xué)信息。

本文通過面對面訪談、文獻綜述和小范圍預(yù)調(diào)研并修正量表等3個環(huán)節(jié)完成了調(diào)查問卷第一部分的量表設(shè)計。前期通過面對面訪談的方式探索游憩環(huán)境和空間沖突為本地居民游憩帶來的擔(dān)憂與困擾，并結(jié)合已有研究設(shè)計量表，通過小范圍預(yù)調(diào)研驗證其有效性。筆者于2016年4月在廈門市中山公園、白城沙灘、SM廣場等6種不同類型公共游憩空間，對隨機選取的40位廈門市島內(nèi)居民進行了面對面訪談，在確定被訪者為廈門市島內(nèi)居民后，向其說明幾個專業(yè)名詞的含義（如游憩環(huán)境、空間沖突、公共游憩空間），并提出3個開放式問題，包括（1）您覺得在公共游憩空間游憩時，哪些因素會影響您的游憩體驗？（2）您覺得在公共游憩空間游玩當(dāng)中，是否感受到了空間沖突？對于回答“是”的居民，筆者繼續(xù)訪問，（3）您覺的哪些空間沖突讓您感覺十分不舒適，應(yīng)該采取什么措施來應(yīng)對和處理這些空間沖突？筆者對小范圍預(yù)調(diào)研收集到的結(jié)果進行分析并編碼，提取其中被訪者頻繁提到的關(guān)鍵內(nèi)容，作為量表選取和設(shè)計的基礎(chǔ)。

2.3 問卷調(diào)查執(zhí)行

本文正式問卷調(diào)查選擇在黃金周、周末、工作日等3個時間段，分別于2016年5月1日至3日、5月20至21日、6月3日至4日、6月9至11日，歷時10天，在廈門市中山公園、白城沙灘、白鷺洲公園、五一廣場、SM廣場、植物園等6類主要游憩空間發(fā)放問卷，采用隨機偶遇、面對面現(xiàn)場填答現(xiàn)場回收的方式。問卷發(fā)放地點位于各游憩空間的出入口、休息區(qū)、娛樂活動區(qū)等。在問卷回收時，篩選出廈門市島內(nèi)居民問卷作為研究樣本?？偣搽S機發(fā)放問卷500份，篩選出居住地為廈門市島內(nèi)的問卷391份，有效回收率為78.2%;其中，有效問卷380份，有效率為97.2%。

2.4 量表信度與效度檢驗

本文運用SPSS 19.0統(tǒng)計軟件對問卷統(tǒng)計數(shù)據(jù)信度進行分析，計算Cronbachs α系數(shù)，其值介于0～1之間，α值越大，表示問卷題項間相關(guān)性越好，內(nèi)部一致性可信度越高，其中，α>0.8表示內(nèi)部一致性極好，0.6～0.8表示較好，<0.6表示內(nèi)部一致性較差[38]。研究問卷各個層面α值介于0.654～0.856之間，總量表的信度達到0.811，表明問卷可信度已達到研究要求。因量表中題項a10與量表總分的相關(guān)系數(shù)小于0.4，且刪除它可提高量表的α值，故刪除這一題項。此外，本文對已經(jīng)通過信度檢驗的14個觀測變量進行相關(guān)分析以及獨立樣本t檢驗，結(jié)果顯示：各題項賦值與相應(yīng)量表總得分之間的皮爾遜積差相關(guān)系數(shù)，均在99%的置信區(qū)間內(nèi)雙尾顯著，相關(guān)系數(shù)介于0.612～0.814之間，超過臨界值0.5，且所有觀測變量賦值在高低分組之間均有顯著差異（0.05置信水平下雙尾t值顯著），表明各分量表內(nèi)部題項間的一致性及其效度較好，保留題項具有良好的區(qū)別? ? 效度。

2.5 居民人口統(tǒng)計特征分析

本文采用SPSS 19.0統(tǒng)計軟件進行描述性統(tǒng)計分析可知，樣本男女比例較為均衡，其中，男性約占57.36%，女性約占42.64%;樣本以青年人為主，其中，20～30歲占樣本總量的40.35%，31～40歲約占31.58%，20歲以下和40歲以上合計約占28.07%;在問到“您的最高學(xué)歷”時，接近一半的受訪者表示獲得大學(xué)或更高學(xué)歷，因此多數(shù)受訪者能夠較好地理解問卷內(nèi)容，便于進行調(diào)研;在問到“您的月收入”時，超過一半的受訪者的月收入在3500元以上，占62.89%，月收入在3500元以下或沒有收入，占37.11%;在職業(yè)構(gòu)成方面，受訪者中有超過1/3（34.74%）為公司職員或機關(guān)、事業(yè)單位管理人員，占比次之的為學(xué)生群體及務(wù)工人員（14.21%和16.58%），其余為自由職業(yè)者和私營企業(yè)主等。

3 研究模型驗證與分析

3.1 研究測量模型驗證

本文采用SPSS 19.0統(tǒng)計軟件對實證數(shù)據(jù)進行Bartlett球形檢驗和KMO值分析，分析結(jié)果顯示KMO的值為0.784，大于0.7;Bartlett球形檢驗結(jié)果顯示，p為0.0000（p<0.05），說明各變量間具有相關(guān)性，適宜對實證數(shù)據(jù)做進一步的因子分析。本文運用AMOS 17.0軟件，采用最大似然估計法對通過信度、效度檢驗的14個觀測變量、4個潛變量進行驗證性因子分析（confirmatory factor analysis， CFA），并用組合信度執(zhí)行程序Exps計算組合信度（composite reliability， CR）和平均方差異數(shù)萃?。╝verage variance extracted， AVE）。分析結(jié)果表明：（1）標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷可以用來計算潛變量的組合信度（CR），其臨界值達到0.6，具有較好的一致性[39]。本研究游憩環(huán)境感知、空間感知、游憩滿意度和游憩忠誠度4個潛變量的組合信度分別達到0.87、0.77、0.74和0.61，具有較好的一致性;（2）平均方差異數(shù)萃?。ˋVE）可以用來衡量觀測變量解釋潛變量的程度，AVE越大，解釋潛變量的程度越高，游憩環(huán)境感知、空間感知、游憩滿意度和游憩忠誠度4個潛變量平均方差異數(shù)萃?。ˋVE）分別為0.51、0.59、0.53和0.44，除游憩忠誠度低于0.5以外，其余均在0.5之上，表明潛變量具有良好的內(nèi)部一致性和聚合效度，模型的觀測變量能較好地被潛變量所解釋。此外，所有觀測變量與潛變量間的測量路徑均在99.9%的置信區(qū)間內(nèi)（雙尾）顯著，且各因子的標(biāo)準(zhǔn)化載荷均大于0.51，超過臨界值0.5，因此分析結(jié)果較為理想。

3.2 研究模型修正與研究假設(shè)驗證

3.2.1? ? 研究模型修正

對研究模型整體擬合度進行分析，實證數(shù)據(jù)與測量模型的整體擬合度良好。各項擬合指標(biāo)采用以下標(biāo)準(zhǔn)：非正規(guī)擬合指數(shù)NNFI[40]、比較擬合指數(shù)CFI[41]和增量擬合指數(shù)IFI[42]的取值范圍為0到1之間，要使模型被接受，各指數(shù)要大于等于0.9，越接近1表示擬合效果越好;而近似誤差指數(shù)RMSEA取值在0.08以下且越小越好[43]。研究模型擬合結(jié)果顯示，CFI和IFI分別為0.908和0.911、均在0.9以上，RMSEA為0.081、略高于0.08，NNFI為0.886、略低于0.9，因此仍需要對研究模型進行修正。研究模型修正一般包括兩方面，一是通過增加路徑的方式提高模型的擬合度，增加路徑應(yīng)首選MI值最大（通常當(dāng)MI值>4，對模型修正才具有意義）的路徑進行，若路徑增加后卡方值（χ2）與原模型相比明顯減少，說明修正有意義;二是通過刪除或限制一些路徑的方式精簡模型，模型的卡方值（χ2）沒有顯著增加，說明刪除路徑可行。研究模型路徑分析結(jié)果得知，路徑H5（p=0.700）不顯著，H5被拒絕，即游憩環(huán)境感知與游憩忠誠度間無顯著的直接相關(guān)性;因此，研究模型修正時刪除這條路徑以使模型更加精簡。修正后的研究模型結(jié)果顯示，卡方值（χ2）沒有顯著增加，卡方值與自由度的比值為1.525，NNFI、CFI和IFI分別為0.906、0.926和0.928，均在0.9以上，RMSEA為0.074，達到標(biāo)準(zhǔn)值，故研究模型修正合理（圖2）。

3.2.2? ? 研究假設(shè)驗證

結(jié)構(gòu)模型因果關(guān)系路徑及其參數(shù)估計結(jié)果如圖3所示，模型驗證結(jié)果顯示：H2（β=0.48，t=3.076，p<0.01，S.E.=0.196），H3（β=0.66，t=4.032，p<0.001，S.E.=0.222），H4（β=0.43，t=2.438，p<0.05，S.E.=0.183），H6（β=0.45，t=2.536，p<0.05，S.E.=0.233）。在4條結(jié)構(gòu)路徑中，H3在0.001的顯著性水平上顯著;H2在0.01的顯著性水平上顯著;H4、H6在0.05的顯著性水平上顯著，且正/負相關(guān)性與假設(shè)相符，H2、H3、H4和H6得以驗證。亦即，空間感知對游憩滿意度具有正向顯著影響;游憩滿意度對游憩忠誠度具有正向顯著影響，且游憩滿意度對空間感知與游憩忠誠度之間具有正向顯著的中介調(diào)節(jié)效果。結(jié)構(gòu)路徑H5（p=0.700）不顯著，H5被拒絕，即游憩環(huán)境感知與游憩忠誠度間無顯著的直接相關(guān)性;結(jié)構(gòu)路徑H1（β=-0.34，t=2.736，p<0.01，S.E.=0.134），雖然在0.01水平上顯著，但路徑系數(shù)為負，與假設(shè)相反，數(shù)據(jù)顯示空間感知與游憩環(huán)境感知間呈現(xiàn)負向顯著關(guān)系，假設(shè)被拒絕，H1和H5不成立。進一步查看游憩環(huán)境感知、空間感知兩個潛變量與游憩忠誠度間的結(jié)構(gòu)路徑估計，兩條路徑的總體效應(yīng)估計都與理論假設(shè)相符;雖然結(jié)構(gòu)路徑H5的游憩環(huán)境感知與游憩忠誠度間無直接的正向顯著相關(guān)性，但仍可通過游憩滿意度間接對游憩忠誠度產(chǎn)生影響，與以往的研究相吻合。

根據(jù)研究假設(shè)驗證結(jié)果，本文做出如下判斷：游憩滿意度對游憩忠誠度具有正向顯著影響;空間感知不但可以在游憩滿意度的中介作用下對游憩忠誠度產(chǎn)生正向顯著影響，也可以直接對游憩忠誠度產(chǎn)生正向顯著影響;游憩環(huán)境感知通過游憩滿意度對游憩忠誠度產(chǎn)生間接正向顯著影響;空間感知對游憩環(huán)境感知產(chǎn)生負向顯著影響。

3.3 路徑因果關(guān)系影響因素分析

模型路徑因果關(guān)系影響因素分析用以確定模型路徑兩兩變量間因果關(guān)系程度的主要影響因素[44]，本文路徑因果關(guān)系影響因素分析結(jié)果如圖4所示。分析結(jié)果顯示，“來這里可供選擇的交通方式比較多樣，比較容易找到具體位置，總體上交通比較便捷”“此區(qū)域內(nèi)購物比較方便，商品種類豐富，且物價水平合理”與“場地工作人員、商業(yè)從業(yè)人員服務(wù)態(tài)度好、服務(wù)技巧嫻熟，基本滿意”是游憩環(huán)境感知與游憩滿意度間因果關(guān)系程度的主要影響因素;“周邊有較舒適的游憩空間，且沒有感到擁擠和不舒服”與“商業(yè)、私人住宅或旅游業(yè)開發(fā)對游憩空間沒有影響”是空間感知與游憩滿意度和游憩忠誠度間因果關(guān)系程度的主要影響因素; “與理想中的游憩空間相比，感到滿意”和“與之前的預(yù)期相比，感到滿意”是游憩滿意度與忠誠度間因果關(guān)系程度的主要影響因素。

4 結(jié)論與討論

本文通過研究游憩環(huán)境感知、空間感知、游憩滿意度和游憩忠誠度間的結(jié)構(gòu)關(guān)系，旨在探索旅游城市公共游憩空間居民忠誠度形成的動力機制。主要結(jié)論如下：

（1）“游憩環(huán)境感知”和“空間感知”顯著影響旅游城市居民公共游憩空間的游憩忠誠度?！坝雾h(huán)境感知”對游憩忠誠度的影響是通過游憩滿意度這一中介變量發(fā)生的，對游玩滿意的居民重游此地或推薦他人來此游玩的意愿和可能性都會提高;“空間感知”直接影響或通過游憩滿意度的中介作用間接影響居民游憩忠誠度，居民公共游憩空間沒有被商業(yè)空間和私人空間過度占用，其游憩空間的最低需求能得以滿足，是影響居民游憩忠誠度的主要因素;“空間感知”對“游憩環(huán)境感知”產(chǎn)生負向顯著影響，這與案例地實際情況相吻合，案例地居民的“空間感知”受公共游憩空間功能和服務(wù)對象影響較大，主要服務(wù)居民的公共游憩空間，游客較少，居民對其空間感知度較高，但這類游憩空間景觀環(huán)境條件、旅游服務(wù)便利性等往往較面向游客的公共游憩空間差，因此居民的游憩環(huán)境感知會低。

（2）從觀測變量的貢獻來看：第一，“游憩環(huán)境感知”中的3個觀測變量“a5游憩可達性”“a6游憩消費”“a7游憩服務(wù)”的外載荷系數(shù)較大（分別為0.80、0.82、0.82），是影響居民游憩滿意度的重要因素。這是由于旅游產(chǎn)業(yè)為廈門市重要的支柱產(chǎn)業(yè)，其旅游發(fā)展水平較高，公共游憩空間整體的景觀質(zhì)量，游憩設(shè)施配置、項目設(shè)置等硬件配備條件較好，對居民游憩滿意度的影響作用不明顯，而擁堵的交通、虛高的消費價格及與之不相匹配的服務(wù)對居民滿意度的影響最為顯著，應(yīng)著重對廈門市公共游憩空間的交通條件、游憩消費和游憩服務(wù)進行優(yōu)化提升，以提高居民的游憩滿意度，間接提高居民游憩忠誠度;第二，“空間感知”潛變量中的觀測變量“a9容量感知”外載荷系數(shù)大（為0.85），對潛變量貢獻明顯，盡管居民已經(jīng)意識到旅游開發(fā)引起的商業(yè)空間和私人空間占用公共游憩空間，但并不排斥，他們更關(guān)注自身游憩需求能否得到滿足，這是影響居民游憩滿意度和游憩忠誠度的重要因素。因此，通過公共游憩空間的立體改造以擴大游憩空間規(guī)模，增加居民游憩舒適度，可提高居民對旅游城市的游憩滿意度和游憩忠誠度。

（3）盡管已經(jīng)關(guān)注到了旅游城市發(fā)展過程中的空間沖突問題對本地居民游憩忠誠度的影響，現(xiàn)有研究尚未明確提出游憩空間感知的概念、內(nèi)涵及其測量手段。本文在前人研究的基礎(chǔ)上，引入城市地理學(xué)的“空間沖突”概念，構(gòu)建游憩忠誠度前因關(guān)系的理論模型，并采用實證研究加以驗證，在理論上是對游憩忠誠度驅(qū)動機制研究的一種補充，實踐上有利于政府采取相應(yīng)的措施，以提升居民的游憩空間忠誠度，為旅游城市更好的發(fā)展提供新的思路。

（4）本文從空間沖突的容量、功能和性質(zhì)3個方面梳理，并測量居民游憩的空間感知，僅對現(xiàn)已經(jīng)形成的游憩空間沖突進行測量。隨著旅游城市交通體系的日益完善、城市公共游憩方式和內(nèi)涵的擴展，居民對公共游憩空間沖突的理解和感受也會隨之發(fā)生變化，如交通通達度的提高，會提高居民空間容量感知度。本文未考慮空間動態(tài)變化對居民游憩空間感知的影響，后續(xù)研究應(yīng)進行理性思考，以便更準(zhǔn)確地測量居民的游憩空間感知，為宏觀層面旅游城市規(guī)劃和城市空間主導(dǎo)方向提供理論依據(jù)和實踐參考。

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