童華鯤，肖然，程極悅

（1.大壯古建園林有限公司，安徽 黃山 245000；2.河北工程大學(xué)，河北 邯鄲 056038）

0 引言

傳統(tǒng)村落的保護(hù)與發(fā)展一直被諸多學(xué)者所重視并不斷嘗試在保護(hù)與發(fā)展之間尋找平衡點(diǎn)，以期讓看似矛盾的兩個(gè)目標(biāo)協(xié)同并進(jìn)。近年來(lái)，諸多學(xué)者引入空間基因理論對(duì)傳統(tǒng)村落空間結(jié)構(gòu)進(jìn)行保護(hù)并取得豐碩成果，但研究多為基因提取、圖譜構(gòu)建、基因特征分析、基因多樣性分析等[1]，且研究集中于外部客體空間研究，而忽略了游客的主觀感受，使得研究視角有所缺失。

隨著旅游業(yè)的開(kāi)發(fā)和發(fā)展，傳統(tǒng)村落形成以旅游業(yè)收入為主的經(jīng)濟(jì)模式，其生存關(guān)鍵取決于客流量，而游客滿意度決定了旅游村落的口碑和游客重游意愿，是影響客流量的關(guān)鍵因素。當(dāng)前關(guān)于游客滿意度的研究已較為深入，包括滿意度影響因素、測(cè)量評(píng)價(jià)方法、滿意度形成機(jī)理等，主要為提升旅游地形象服務(wù)。與此同時(shí)，游客地方感與游客滿意度的相互關(guān)系也被諸多學(xué)者關(guān)注，張維雅等[3]證明了游客地方感會(huì)對(duì)游客滿意度產(chǎn)生間接影響；劉春燕等[4]認(rèn)為游客地方感主要通過(guò)情感維度對(duì)游客滿意度產(chǎn)生作用；余勇等[5]認(rèn)為場(chǎng)所依賴通過(guò)價(jià)值感知和滿意體驗(yàn)對(duì)游客滿意度起到間接影響的作用。盡管當(dāng)前對(duì)于游客地方感和滿意度的研究較為豐富，但都側(cè)重于研究主體（游客）的地方感與滿意度的相互關(guān)系，而較少對(duì)研究客體（旅游地）與游客地方感、游客滿意度的三者關(guān)系做進(jìn)一步探討。但客體空間作為游客首先感知的外部環(huán)境，對(duì)游客旅游時(shí)產(chǎn)生的情感態(tài)度和地方認(rèn)知有著至關(guān)重要的作用，因此不能夠被忽略。

本文通過(guò)引入空間基因理論，構(gòu)建空間基因感知、游客地方感、游客滿意度的結(jié)構(gòu)方程模型，探究旅游村落內(nèi)客體（空間）與主體（游客）的相互作用機(jī)制，拓寬空間基因與游客滿意度研究的相關(guān)內(nèi)容，并為傳統(tǒng)村落的保護(hù)性開(kāi)發(fā)提供參考。

1 案例地簡(jiǎn)介與游客感知體系建立

1.1 案例地簡(jiǎn)介

雄村坐落于歙縣雄村鄉(xiāng)，距離歙縣縣城7.5km，為國(guó)家第二批次傳統(tǒng)村落。雄村極為重視教育，被譽(yù)為“新安第一島，安徽最雄村”，村名取自《曹全碑》中“枝分葉布，所在為雄”，迄今已有800 多年歷史。村落北靠南山、東南漸江環(huán)繞、西臨西溪，西溪東面坐落十八口塘，被譽(yù)為“十八羅漢錢”，西南坐落夏公塘為火字形，用以克火。村中坐落的竹山書(shū)院為現(xiàn)今保存最完好的徽州書(shū)院，并擁有曹氏宗祠和各類牌坊、古民居，空間種類豐富。

1.2 游客感知體系建立

外部空間是旅游者與旅游地的首要交集，旅游者在外部空間的刺激下對(duì)旅游地產(chǎn)生情感和價(jià)值上的主觀感受，而游客滿意度的實(shí)質(zhì)是游客對(duì)旅游地“地方性”的感知評(píng)價(jià)，其根本在于探討旅游地能否滿足游客的情感和價(jià)值需求。因此，研究采用“S-O-R”理論模型[6]，其中“S”為外部刺激（Stimulus），即游客接觸的村落空間基因；“O”為機(jī)體（Organism），即游客感受外部刺激后形成的游客地方感；“R”指行為（Response），即游客的感知和行為產(chǎn)生的游客滿意度（圖1）。

圖1 游客感知體系示意（來(lái)源：作者自繪）

2 研究維度及因子選取、理論模型構(gòu)建

2.1 研究維度和因子選取

通過(guò)參考前人文獻(xiàn)可知，在對(duì)村落外部空間的感知中，外在空間感知維度劃分包括“建筑空間”“街巷空間”“環(huán)境空間”“民俗文化”四個(gè)部分[7-9]?！靶叛隹臻g”則側(cè)重于村落所在的地域特征和文化底蘊(yùn)，雄村具有以“程朱理學(xué)”“儒家文化”“風(fēng)水理論”為信仰的徽州文化特征，并反映在外在物質(zhì)空間上，是必不可少的空間特征，而街巷空間地形結(jié)合，合并為環(huán)境空間維度?；诖?，將村落空間基因的感知模型維度劃分為“環(huán)境空間基因”（變量X1-X4）、“建筑空間基因”（變量X5-X11）、“信仰空間基因”（變量X12-X15）、“民俗空間基因”（變量X16-X22）。

諸多學(xué)者認(rèn)為游客地方感的構(gòu)建維度因包括自然風(fēng)景、歷史人文、旅游功能三個(gè)基本要素[10-11]。而唐文躍等[12]在此基礎(chǔ)上，將游客情感依戀活動(dòng)作為地方感維度之一，構(gòu)建了較為全面的游客地方感模型。因此，本文沿用唐文躍構(gòu)建的理論模型，將游客地方感模型維度劃分為“自然風(fēng)景”（變量X23-X26）、“人文環(huán)境”（變量X27-X30）、“旅游功能”（X31-X34）、“情感依戀”（X35-X38）。

國(guó)內(nèi)傳統(tǒng)村落游客滿意度的測(cè)量通常采用美國(guó)顧客滿意度模型（ACSI）和世界遺產(chǎn)類景區(qū)滿意度模型（WTSI），而滿意度的測(cè)項(xiàng)通常在整體滿意度和比較滿意度中選取[13]。整體滿意度是游客對(duì)景區(qū)的服務(wù)質(zhì)量、消費(fèi)水平、旅游氛圍進(jìn)行整體評(píng)價(jià)，比較滿意度則是通過(guò)對(duì)比游客旅游的預(yù)期與結(jié)果、預(yù)算與消費(fèi)、選擇與決定，由此構(gòu)建維度因子（X39-X42）?；诖耍疚臉?gòu)建游客感知測(cè)項(xiàng)（見(jiàn)表1）。

2.2 結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建和研究假設(shè)

在對(duì)變量的維度和因子梳理的基礎(chǔ)上，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程理論模型，模型中包含4 個(gè)自變量（空間基因感知維度）、4 個(gè)中介變量（游客地方感維度）、1 個(gè)因變量（游客滿意度），42 個(gè)觀測(cè)變量、47 個(gè)誤差變量（見(jiàn)圖2）。

圖2 初步模型圖

基于此，本文提出空間基因感知對(duì)游客滿意度影響的研究假設(shè)。

H1a——環(huán)境空間基因感知對(duì)自然環(huán)境認(rèn)知具有顯著正向作用；H1b——環(huán)境空間基因感知對(duì)歷史人文認(rèn)知具有顯著正向作用；H1c——環(huán)境空間基因感知對(duì)旅游功能認(rèn)知具有顯著正向作用；H1d——環(huán)境空間基因感知對(duì)情感依戀認(rèn)知具有顯著正向作用。

H2a——建筑空間基因感知對(duì)自然環(huán)境認(rèn)知具有顯著正向作用；H2b——建筑空間基因感知對(duì)歷史人文認(rèn)知具有顯著正向作用；H2c——建筑空間基因感知對(duì)旅游功能認(rèn)知具有顯著正向作用；H2d——建筑空間基因感知對(duì)情感依戀認(rèn)知具有顯著正向作用。

H3a——信仰空間基因感知對(duì)自然環(huán)境認(rèn)知具有顯著正向作用；H3b——信仰空間基因感知對(duì)歷史人文認(rèn)知具有顯著正向作用；H3c——信仰空間基因感知對(duì)旅游功能認(rèn)知具有顯著正向作用；H3d——信仰空間基因感知對(duì)情感依戀認(rèn)知具有顯著正向作用。

H4a——民俗空間基因感知對(duì)自然環(huán)境認(rèn)知具有顯著正向作用；H4b——民俗空間基因感知對(duì)歷史人文認(rèn)知具有顯著正向作用；H4c——民俗空間基因感知對(duì)旅游功能認(rèn)知具有顯著正向作用；H4d——民俗空間基因感知對(duì)情感依戀認(rèn)知具有顯著正向作用。

H5a——環(huán)境空間基因感知對(duì)游客滿意度具有顯著正向作用；H5b——建筑空間基因感知對(duì)游客滿意度具有顯著正向作用；H5c——信仰空間基因感知對(duì)游客滿意度具有顯著正向作用；H5d——民俗空間基因感知對(duì)游客滿意度具有顯著正向作用。

H6a——自然環(huán)境認(rèn)知對(duì)游客滿意度具有顯著正向作用；H6b——?dú)v史人文認(rèn)知對(duì)游客滿意度具有顯著正向作用；H6c——旅游功能認(rèn)知對(duì)游客滿意度具有顯著正向作用；H6d——情感依戀認(rèn)知對(duì)游客滿意度具有顯著正向作用。

2.3 數(shù)據(jù)收集和描述分析

調(diào)研小組于2022 年7 月-8 月在歙縣雄村發(fā)放問(wèn)卷，游客當(dāng)場(chǎng)填寫(xiě)并回收?？偣卜譃槿糠郑谝徊糠譃橛慰蛯?duì)村落空間的初步認(rèn)知，第二部分是空間基因感知、游客地方感、游客滿意度測(cè)項(xiàng)，采用李克特五點(diǎn)等距量表法測(cè)量，第三部分為游客基本信息，包括性別、居住地、年齡、受教育程度、月收入、職業(yè)。此次總共發(fā)放調(diào)研問(wèn)卷460 份，回收有效問(wèn)卷425份，有效率為92.39%。

根據(jù)調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，游客對(duì)村落中的祠堂、牌坊、書(shū)院等信仰空間的感知最為明顯，占總?cè)藬?shù)的75%。游客對(duì)傳統(tǒng)民居建筑空間、徽州三雕等傳統(tǒng)技藝空間的感知也占有較多人數(shù)，分別為62.8%和57.9%。表明村落中能夠反映當(dāng)?shù)靥赜形幕瘜傩缘目臻g能夠被游客明顯感知。此外，游客對(duì)傳統(tǒng)演出空間、特色小吃制作空間、展覽館等公共建筑空間的感知程度較低。在游客基本信息構(gòu)成中，性別比例上男性游客比女性游客多7.2%，表明雄村的旅游吸引力對(duì)男性更為突出，但不排除以家庭為單位的成員構(gòu)成上男性居多；從客源地上看，外省游客占總游客數(shù)量最多、國(guó)外最少，表明以徽州文化為代表的歙縣傳統(tǒng)村落旅游對(duì)外省游客具有較大吸引力；從年齡構(gòu)成上，41～50 歲的中年群體占比最高且明顯多于其他年齡游客，成為村落旅游的主體；在受教育程度上，本科和碩士及以上學(xué)歷占總?cè)藬?shù)比例的64.7%，表明具有徽州歷史文化底蘊(yùn)的傳統(tǒng)村落對(duì)高學(xué)歷人群有較大吸引力；在收入構(gòu)成上，月收入在4000～7999 區(qū)間的游客人數(shù)較多，占總?cè)藬?shù)的53.4%，其他收入?yún)^(qū)間的人數(shù)較少；在職業(yè)分布上，個(gè)體戶占比高達(dá)30.4%，其次是企業(yè)、事業(yè)單位人員，占比達(dá)26.8%。問(wèn)卷內(nèi)容較為豐富，具有良好的客觀性。

3 探索性因子分析與模型檢驗(yàn)

3.1 探索性因子分析

通過(guò)SPSS23.0 軟件對(duì)自變量、中介變量、因變量進(jìn)行探索性因子分析，驗(yàn)證答案與測(cè)項(xiàng)本身的對(duì)應(yīng)程度，分析結(jié)果越高則越接近測(cè)項(xiàng)所對(duì)應(yīng)事物的本質(zhì)。文章采用KMO 和Bartlett's 球形來(lái)檢驗(yàn)上述三者是否適合做因子分析。分析得出，自變量的KMO=0.910（＞0.7）、Bartlett's 數(shù)值小于0.001，中介變量KMO=0.899（＞0.7）、Bartlett's 數(shù)值小于0.001，因變量KMO=0.828（＞0.7）、Bartlett's 數(shù)值小于＜0.001，三者均適合做因子分析。

因此采用主成分分析方法，并以特征根大于1 為因子提取公因子，因子旋轉(zhuǎn)時(shí)采用方差最大正交旋轉(zhuǎn)進(jìn)行探索性因子分析。得出自變量因素分析結(jié)果總共得到4 個(gè)，總解釋能力達(dá)到61.735%大于50%；中介變量因素分析結(jié)果總共得到4 個(gè)因素，總解釋能力達(dá)到66.882%大于50%；因變量因素分析結(jié)果總共得到1 個(gè)因素，總解釋能力達(dá)到71.953%大于50%。因此各維度篩選出來(lái)的因素均具有良好的代表性。

3.2 模型檢驗(yàn)和修正

研究采用AMOS23.0 軟件進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)，使用最大似然法進(jìn)行估計(jì)，參考NFI、GFI、IFI、CFI確定模型擬合度效果，結(jié)果如表2所示。

表2 模型檢驗(yàn)表

從表2 可知，除GFI、NFI 不符合標(biāo)準(zhǔn)，其余指標(biāo)均符合標(biāo)準(zhǔn)。因此需要對(duì)模型進(jìn)行修正，使得數(shù)據(jù)滿足要求。通過(guò)殘差修正指標(biāo)從而減少卡方值，表3是殘差間的協(xié)方差修正指數(shù)。

表3 殘差間的協(xié)方差修正指標(biāo)

通過(guò)在E8 與E10、E16 與E17 之間添加路徑，重新估計(jì)模型。修正后重新對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得到修正后的模型如圖4所示。

圖4 修正后的模型

在模型修正之后對(duì)各個(gè)測(cè)量指標(biāo)進(jìn)行檢驗(yàn)，得出CMIN/DF 為1.218，各項(xiàng)指標(biāo)數(shù)值均大于0.9的標(biāo)準(zhǔn)（表4），RMSEA為0.023小于0.08，各個(gè)擬合指標(biāo)均符合一般的研究標(biāo)準(zhǔn)，因此模型合理。

表4 修正后模型擬合度檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 實(shí)證研究結(jié)果

由計(jì)算結(jié)果可知，假設(shè)H1c（β=0.071、p＞0.05）不具有顯著正向影響，此假設(shè)不成立；H2a（β=0.018、p＞0.05）不具有顯著正向影響，假設(shè)不成立；H3c（β=0.09、p＞0.05）不具有顯著正向影響，假設(shè)不成立；H3d（β=0.04、p＞0.05）不具有顯著正向影響，假設(shè)不成立；H5d（β=0.08、p＞0.05）不具有顯著正向影響，假設(shè)不成立；H6a（β=0.043、p＞0.05）不具有顯著正向影響，假設(shè)不成立；H6d（β=0.073、p＞0.05）不具有顯著正向影響，假設(shè)不成立；其余假設(shè)均成立。由此可知，外部空間感知能直接對(duì)游客滿意度產(chǎn)生影響，且外部空間感知也能通過(guò)影響游客地方感的方式，間接影響游客滿意度（見(jiàn)表5）。

表5 研究假設(shè)結(jié)果檢驗(yàn)表

4 研究討論

4.1 空間基因感知對(duì)游客滿意度存在直接影響

由實(shí)證研究可知，在空間基因感知維度中，信仰空間基因、建筑空間基因感知對(duì)游客滿意度的影響最為顯著，路徑系數(shù)分別為0.21 和0.18。因此，提升游客對(duì)信仰空間、建筑空間的感知內(nèi)容和效率，是提升游客滿意度的有效途徑。進(jìn)一步分析得出，在信仰空間基因的四個(gè)因子中，游客對(duì)以風(fēng)水文化為基礎(chǔ)的村落布局和以傳統(tǒng)美德為信仰的牌坊建筑感知程度最為顯著，路徑系數(shù)均為0.75，提升游客對(duì)村落布局和牌坊建筑的感知尤為關(guān)鍵；而建筑空間基因的七個(gè)構(gòu)成要素中，傳統(tǒng)建筑的外墻青磚和木結(jié)構(gòu)，徽派建筑特有的馬頭墻、天井、黑瓦白墻和徽州三雕更能讓游客充分感知，路徑系數(shù)分別為0.81、0.77、0.75，這表明游客對(duì)建筑的外部空間特征更為敏感，相比于需要深入挖掘的空間特征，游客對(duì)能立即處理并做出判斷的信息感知程度更高。結(jié)合上文對(duì)數(shù)據(jù)的描述分析，游客對(duì)祠堂和牌坊等信仰類建筑、傳統(tǒng)民居建筑、徽州三雕的第一印象較為深刻，因此，這兩類建筑的保護(hù)力度上應(yīng)大于其他空間類型，在保護(hù)措施上以修繕為主；景區(qū)在規(guī)劃旅游線路時(shí)，需要將傳統(tǒng)民居和牌坊建筑作為瀏覽的關(guān)鍵點(diǎn)，優(yōu)化不同景點(diǎn)的停留時(shí)間；在游覽過(guò)程中著重講解傳統(tǒng)建筑的建造工藝和建造技術(shù)，使得游客提升對(duì)外部空間的感知，從而提升游客滿意度。

4.2 空間基因感知存在互相影響，并間接影響游客滿意度

通過(guò)模型可知，在外部空間基因中，民俗、環(huán)境空間基因感知對(duì)建筑、信仰空間基因感知存在正相關(guān)性，路徑系數(shù)分別為0.48、0.39，意味著加強(qiáng)游客對(duì)民俗、自然環(huán)境空間基因的感知有利于促進(jìn)對(duì)建筑、信仰空間的感知，從而間接影響游客滿意度。

結(jié)合上文對(duì)數(shù)據(jù)的描述分析，游客對(duì)傳統(tǒng)表演、特色小吃制作等傳統(tǒng)民俗空間感知程度較低。原因在于只有當(dāng)重大節(jié)日來(lái)臨時(shí)，村落才會(huì)舉行各類演出，日常沒(méi)有相關(guān)表演供游客們欣賞；特色小吃較少設(shè)立單獨(dú)的小型攤位，而是與景區(qū)飯店結(jié)合，使得游客只有在飯點(diǎn)休息時(shí)才能品嘗當(dāng)?shù)匦〕?，不夠便利，且消費(fèi)較高，難以滿足游客需求。因此，通過(guò)完善景區(qū)的相關(guān)服務(wù)設(shè)施和民俗表演形式，有利于提高游客對(duì)民俗空間的感知；而環(huán)境空間基因的感知體現(xiàn)在游客更愿意深入村落中了解當(dāng)?shù)氐臍v史文化，體驗(yàn)步移景異的空間感受，因此，需減少游客在展覽館中游玩的時(shí)間，從而提升對(duì)自然空間基因的感知，進(jìn)而提升游客滿意度。

4.3 游客地方感對(duì)游客滿意度的中介效應(yīng)

根據(jù)上述實(shí)證研究可知，在空間基因感知的四個(gè)維度對(duì)游客地方感的四個(gè)維度中，除假設(shè)H1c、H2a、H3c、H3d對(duì)應(yīng)的維度不存在相關(guān)性外，其他維度間均存在顯著正相關(guān)性。游客地方感維度中歷史人文認(rèn)知、旅游功能認(rèn)知對(duì)游客滿意度具有顯著正向作用，路徑系數(shù)分別為0.24 和0.34。在旅游功能認(rèn)知中，游客對(duì)管理方式認(rèn)知最為顯著，路徑系數(shù)為0.75；在歷史人文認(rèn)知中，游客對(duì)徽州歷史文化底蘊(yùn)認(rèn)知最為顯著，路徑系數(shù)為0.75。因此，通過(guò)提升游客對(duì)歷史人文、旅游功能的認(rèn)知是提升游客滿意度的有效方式。

根據(jù)上文數(shù)據(jù)的描述分析，學(xué)歷為本科和碩士的游客群體對(duì)徽州歷史文化的感知最為顯著，而月收入在4000～7000 元的游客成為游客群體的主要部分。因此，景區(qū)需根據(jù)游客收入?yún)^(qū)間和消費(fèi)區(qū)間，制定不同游客群體的消費(fèi)模式，從而在整體上提升旅游地的管理方式。針對(duì)高學(xué)歷游客制定側(cè)重當(dāng)?shù)貧v史人文的導(dǎo)游講解內(nèi)容，使得不同學(xué)歷的游客盡可能充分感知當(dāng)?shù)匚幕?，進(jìn)而提升游客地方感，并提高游客滿意度。

5 結(jié)論

5.1 主要結(jié)論

本文通過(guò)實(shí)證研究的方式，探討了外部空間基因?qū)τ慰蜐M意度的影響，為空間基因的相關(guān)研究和游客滿意度的相關(guān)研究提供了案例補(bǔ)充，并為當(dāng)?shù)赜慰蜐M意度的提升提供了新的途徑和方法。研究結(jié)果表明，外部空間基因感知會(huì)直接對(duì)游客滿意度產(chǎn)生影響，其中環(huán)境空間基因感知、信仰空間基因感知、建筑空間基因感知對(duì)游客滿意度呈現(xiàn)顯著正相關(guān)性；游客對(duì)空間基因的感知存在相互影響，并間接影響游客滿意度；游客地方感在空間基因感知對(duì)游客滿意度的影響中起到中介效應(yīng)。

5.2 局限和展望

本文實(shí)證研究存在一定的局限性。游客感知過(guò)程是動(dòng)態(tài)變化的，本研究選取的時(shí)間較為集中，對(duì)分析結(jié)果可能存在一定影響，因此樣本選取應(yīng)劃分為不同時(shí)段；本文通過(guò)借助游客地方感這一中介變量進(jìn)行研究，但還可能涉及其他中介因素，如游客感知價(jià)值、游客感知風(fēng)險(xiǎn)等，需建立更加完善的游客感知體系。