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(duì)公共游憩空間的忠誠(chéng)度對(duì)改善居民游憩品質(zhì)具有重要意義。該文以廈門(mén)城市居民為實(shí)證研究對(duì)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(guò)結(jié)構(gòu)方程模型方法驗(yàn)證、構(gòu)建旅游城市居民游憩忠誠(chéng)度前因關(guān)系模型。研究結(jié)果表明：（1）空間感知對(duì)游憩滿意度具有正向顯著的影響;（2）游憩滿意度對(duì)游憩忠誠(chéng)度具有正向顯著的影響，且游憩滿意度對(duì)空間感知和游憩忠誠(chéng)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(chéng)度無(wú)顯著的直接相關(guān)性，但可通過(guò)游憩滿意度對(duì)游憩忠誠(chéng)度產(chǎn)生間接影響。文章將空間感知引入游憩忠誠(chéng)度的前因關(guān)系模型，在理論上完善了游憩忠誠(chéng)度形成的動(dòng)力機(jī)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(chéng)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(hào)]F59

[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

[文章編號(hào)]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(dòng)的主要承載空間，其經(jīng)濟(jì)收入主要依賴非地區(qū)性的外部市場(chǎng)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(huì)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(kāi)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(lái)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(wèn)題日益嚴(yán)重。然而，旅游城市的空間生產(chǎn)不僅需要通過(guò)發(fā)展旅游業(yè)創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)效益，還擔(dān)負(fù)著促進(jìn)社會(huì)和諧和加快民主政治進(jìn)程等多種使命[5]，在旅游市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)越來(lái)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(duì)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(duì)自身公共游憩空間的需求和感知，厘清居民對(duì)居住城市的游憩滿意度（recreational satisfaction）和游憩忠誠(chéng)度（recreational loyalty）的影響因素，進(jìn)而采取有效的改進(jìn)策略，提高居民游憩品質(zhì)，對(duì)樹(shù)立旅游城市形象、更好地進(jìn)行旅游營(yíng)銷(xiāo)具有重要的意義[6-7]。

既有研究強(qiáng)調(diào)居民對(duì)公共游憩空間的景觀質(zhì)量、設(shè)施完善度、交通可達(dá)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(chéng)度（recreati-onal loyalty）間的關(guān)系，同時(shí)，部分學(xué)者開(kāi)始注意到游憩空間沖突對(duì)居民游憩滿意度和游憩忠誠(chéng)度的關(guān)鍵作用，并采用“擁擠感知”這一指標(biāo)進(jìn)行衡量。實(shí)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(duì)稀缺的公共游憩空間資源的爭(zhēng)奪，城市商業(yè)空間和私人空間對(duì)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(gè)方面對(duì)居民“空間感知”進(jìn)行測(cè)量，探究其與居民游憩滿意度和游憩忠誠(chéng)度間的因果關(guān)系，在理論上拓展了游憩忠誠(chéng)度形成的動(dòng)力機(jī)制，對(duì)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(shí)意義。

1 文獻(xiàn)綜述與模型建構(gòu)

1.1? ? 文獻(xiàn)回顧

1.1.1? ? 空間沖突、游憩滿意度和游憩忠誠(chéng)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(jià)值社會(huì)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(huì)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，其本質(zhì)是由于各利益主體對(duì)稀缺空間資源的爭(zhēng)奪而出現(xiàn)的矛盾。國(guó)外學(xué)者多從生態(tài)學(xué)和地理學(xué)的視角對(duì)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(jìn)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(lè)使用沖突[13]，Tanulku研究了伊斯坦布爾兩個(gè)封閉式社區(qū)的空間沖突問(wèn)題[14]。國(guó)內(nèi)學(xué)者主要基于經(jīng)濟(jì)學(xué)和社會(huì)學(xué)視角，集中關(guān)注城市轉(zhuǎn)型發(fā)展過(guò)程中的資源空間沖突和文化空間沖突問(wèn)題[15-16]。空間沖突是旅游城市發(fā)展過(guò)程中的常態(tài)現(xiàn)象和基本特征，其獨(dú)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?？臻g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(duì)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(kuò)張和延伸，迫使居民的游憩活動(dòng)需要大范圍的周轉(zhuǎn)，帶來(lái)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(chǎng)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(lái)，學(xué)界已經(jīng)意識(shí)到空間沖突對(duì)游憩滿意度和游憩忠誠(chéng)度的影響和作用，既有研究多采用“擁擠感知”來(lái)描述這種游憩空間缺乏的體驗(yàn)狀態(tài)對(duì)游憩滿意度和游憩忠誠(chéng)度產(chǎn)生的影響。如羅艷菊以張家界國(guó)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(huì)對(duì)游客滿意度產(chǎn)生負(fù)面作用[19]。“擁擠感知”實(shí)質(zhì)上是居民與游客對(duì)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(duì)游憩空間的占用，無(wú)法全面衡量居民對(duì)公共游憩空間沖突的真實(shí)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(gè)方面測(cè)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(chéng)度間的前因關(guān)系，在理論和實(shí)踐上都將是一項(xiàng)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(chéng)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(jī)制、游憩空間規(guī)劃等方面。近年來(lái)，研究視角開(kāi)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(guó)學(xué)者關(guān)注的焦點(diǎn)[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(dòng)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(guò)問(wèn)卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)，年齡、性別、出行人數(shù)、活動(dòng)時(shí)間和活動(dòng)類型等因素對(duì)老年人的游憩滿意度具有重要影響[23]。綜上，既有研究對(duì)城市公共游憩空間旅游者的游憩體驗(yàn)、游憩滿意度討論頗豐，但對(duì)本地居民游憩忠誠(chéng)度的研究涉及較少[24]，早期多從行為角度來(lái)分析忠誠(chéng)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(gè)維度對(duì)游客的目的地選擇忠誠(chéng)度進(jìn)行測(cè)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(duì)忠誠(chéng)度進(jìn)行了一系列實(shí)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(chéng)度的測(cè)量指標(biāo)。此外，探討旅游者忠誠(chéng)度的行為規(guī)律及其動(dòng)力機(jī)制也是學(xué)者關(guān)注的熱點(diǎn)，滿意度被普遍認(rèn)為是直接影響忠誠(chéng)度的最主要的變量之一，它與忠誠(chéng)度的因果關(guān)系儼然成為探討忠誠(chéng)度動(dòng)力機(jī)制的重要切入點(diǎn)，如Crompton和McKay研究發(fā)現(xiàn)游客的重游忠誠(chéng)度主要取決于其對(duì)旅游目的地的游憩滿意程度[29]。同時(shí)，游憩環(huán)境感知和交通可達(dá)性等也是游憩忠誠(chéng)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(duì)忠誠(chéng)度產(chǎn)生間接甚至是直接的影響。如Milman研究發(fā)現(xiàn)娛樂(lè)項(xiàng)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(jià)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(chéng)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(dòng)體驗(yàn)等4個(gè)指標(biāo)對(duì)游憩滿意度進(jìn)行評(píng)價(jià)[31]?？傮w上講，影響居民游憩忠誠(chéng)度的因素是多元復(fù)雜的，本文在總結(jié)和借鑒國(guó)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(xiàng)目、游憩服務(wù)、游憩消費(fèi)、游憩可達(dá)性等7個(gè)潛在變量測(cè)量居民游憩環(huán)境感知對(duì)居民游憩滿意度和游憩忠誠(chéng)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(xiàn)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(diǎn)，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(chéng)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(guò)容量感知、性質(zhì)感知和功能感知3個(gè)觀測(cè)變量進(jìn)行測(cè)評(píng)，以更全面識(shí)別居民游憩忠誠(chéng)度前因關(guān)系因素;此外，針對(duì)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(xiàng)目、游憩服務(wù)、游憩消費(fèi)和游憩可達(dá)性等7個(gè)觀測(cè)變量進(jìn)行測(cè)量。

同時(shí)，根據(jù)研究目的與研究模型提出6項(xiàng)研究假設(shè)，如下：

H1：空間感知對(duì)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(duì)居民游憩滿意度有正向顯著影響

H4：游憩滿意度對(duì)游憩忠誠(chéng)度有正向顯著影響

H5：游憩環(huán)境感知對(duì)游憩忠誠(chéng)度有正向顯著影響

H6：空間感知對(duì)游憩忠誠(chéng)度有正向顯著影響

2 實(shí)證研究方法

2.1 實(shí)證研究地概況

廈門(mén)，別稱鷺島，簡(jiǎn)稱鷺，副省級(jí)市，是國(guó)務(wù)院批復(fù)的中國(guó)經(jīng)濟(jì)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(mén)市共接待國(guó)內(nèi)外游客7800萬(wàn)人次，旅游總收入1160億元人民幣，是中國(guó)十大熱點(diǎn)旅游城市和接待國(guó)際郵輪最多的口岸之一。廈門(mén)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(guó)家AAAA和AAAAA級(jí)旅游景區(qū)共計(jì)12家，人口密度達(dá)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(mén)島內(nèi)湖里區(qū)和思明區(qū)為研究案例地;同時(shí)，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(gòu)物游憩地、歷史游憩勝地及其他公共游憩場(chǎng)所等6類[32]，作為實(shí)證研究受試樣本抽樣地點(diǎn)。

2.2 問(wèn)卷設(shè)計(jì)與量表選取

本文調(diào)查問(wèn)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(chéng)度等量表，采用Likert 5級(jí)量表法進(jìn)行問(wèn)卷測(cè)量（表1）;第二部分為居民人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息。

本文通過(guò)面對(duì)面訪談、文獻(xiàn)綜述和小范圍預(yù)調(diào)研并修正量表等3個(gè)環(huán)節(jié)完成了調(diào)查問(wèn)卷第一部分的量表設(shè)計(jì)。前期通過(guò)面對(duì)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(lái)的擔(dān)憂與困擾，并結(jié)合已有研究設(shè)計(jì)量表，通過(guò)小范圍預(yù)調(diào)研驗(yàn)證其有效性。筆者于2016年4月在廈門(mén)市中山公園、白城沙灘、SM廣場(chǎng)等6種不同類型公共游憩空間，對(duì)隨機(jī)選取的40位廈門(mén)市島內(nèi)居民進(jìn)行了面對(duì)面訪談，在確定被訪者為廈門(mén)市島內(nèi)居民后，向其說(shuō)明幾個(gè)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(gè)開(kāi)放式問(wèn)題，包括（1）您覺(jué)得在公共游憩空間游憩時(shí)，哪些因素會(huì)影響您的游憩體驗(yàn)？（2）您覺(jué)得在公共游憩空間游玩當(dāng)中，是否感受到了空間沖突？對(duì)于回答“是”的居民，筆者繼續(xù)訪問(wèn)，（3）您覺(jué)的哪些空間沖突讓您感覺(jué)十分不舒適，應(yīng)該采取什么措施來(lái)應(yīng)對(duì)和處理這些空間沖突？筆者對(duì)小范圍預(yù)調(diào)研收集到的結(jié)果進(jìn)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(jì)的基礎(chǔ)。

2.3 問(wèn)卷調(diào)查執(zhí)行

本文正式問(wèn)卷調(diào)查選擇在黃金周、周末、工作日等3個(gè)時(shí)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(shí)10天，在廈門(mén)市中山公園、白城沙灘、白鷺洲公園、五一廣場(chǎng)、SM廣場(chǎng)、植物園等6類主要游憩空間發(fā)放問(wèn)卷，采用隨機(jī)偶遇、面對(duì)面現(xiàn)場(chǎng)填答現(xiàn)場(chǎng)回收的方式。問(wèn)卷發(fā)放地點(diǎn)位于各游憩空間的出入口、休息區(qū)、娛樂(lè)活動(dòng)區(qū)等。在問(wèn)卷回收時(shí)，篩選出廈門(mén)市島內(nèi)居民問(wèn)卷作為研究樣本?？偣搽S機(jī)發(fā)放問(wèn)卷500份，篩選出居住地為廈門(mén)市島內(nèi)的問(wèn)卷391份，有效回收率為78.2%;其中，有效問(wèn)卷380份，有效率為97.2%。

2.4 量表信度與效度檢驗(yàn)

本文運(yùn)用SPSS 19.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)問(wèn)卷統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)信度進(jìn)行分析，計(jì)算Cronbachs α系數(shù)，其值介于0～1之間，α值越大，表示問(wèn)卷題項(xiàng)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(wèn)卷各個(gè)層面α值介于0.654～0.856之間，總量表的信度達(dá)到0.811，表明問(wèn)卷可信度已達(dá)到研究要求。因量表中題項(xiàng)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(xiàng)。此外，本文對(duì)已經(jīng)通過(guò)信度檢驗(yàn)的14個(gè)觀測(cè)變量進(jìn)行相關(guān)分析以及獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：各題項(xiàng)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(guò)臨界值0.5，且所有觀測(cè)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(xiàng)間的一致性及其效度較好，保留題項(xiàng)具有良好的區(qū)別? ? 效度。

2.5 居民人口統(tǒng)計(jì)特征分析

本文采用SPSS 19.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)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(jì)約占28.07%;在問(wèn)到“您的最高學(xué)歷”時(shí)，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(wèn)卷內(nèi)容，便于進(jìn)行調(diào)研;在問(wèn)到“您的月收入”時(shí)，超過(guò)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(méi)有收入，占37.11%;在職業(yè)構(gòu)成方面，受訪者中有超過(guò)1/3（34.74%）為公司職員或機(jī)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(yíng)企業(yè)主等。

3 研究模型驗(yàn)證與分析

3.1 研究測(cè)量模型驗(yàn)證

本文采用SPSS 19.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)實(shí)證數(shù)據(jù)進(jìn)行Bartlett球形檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果顯示，p為0.0000（p<0.05），說(shuō)明各變量間具有相關(guān)性，適宜對(duì)實(shí)證數(shù)據(jù)做進(jìn)一步的因子分析。本文運(yùn)用AMOS 17.0軟件，采用最大似然估計(jì)法對(duì)通過(guò)信度、效度檢驗(yàn)的14個(gè)觀測(cè)變量、4個(gè)潛變量進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析（confirmatory factor analysis， CFA），并用組合信度執(zhí)行程序Exps計(jì)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(lái)計(jì)算潛變量的組合信度（CR），其臨界值達(dá)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(chéng)度4個(gè)潛變量的組合信度分別達(dá)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(lái)衡量觀測(cè)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(chéng)度4個(gè)潛變量平均方差異數(shù)萃取（AVE）分別為0.51、0.59、0.53和0.44，除游憩忠誠(chéng)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(cè)變量能較好地被潛變量所解釋。此外，所有觀測(cè)變量與潛變量間的測(cè)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(guò)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(yàn)證

3.2.1? ? 研究模型修正

對(duì)研究模型整體擬合度進(jìn)行分析，實(shí)證數(shù)據(jù)與測(cè)量模型的整體擬合度良好。各項(xiàng)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(duì)研究模型進(jìn)行修正。研究模型修正一般包括兩方面，一是通過(guò)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(duì)模型修正才具有意義）的路徑進(jìn)行，若路徑增加后卡方值（χ2）與原模型相比明顯減少，說(shuō)明修正有意義;二是通過(guò)刪除或限制一些路徑的方式精簡(jiǎn)模型，模型的卡方值（χ2）沒(méi)有顯著增加，說(shuō)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(chéng)度間無(wú)顯著的直接相關(guān)性;因此，研究模型修正時(shí)刪除這條路徑以使模型更加精簡(jiǎn)。修正后的研究模型結(jié)果顯示，卡方值（χ2）沒(méi)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(dá)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(yàn)證

結(jié)構(gòu)模型因果關(guān)系路徑及其參數(shù)估計(jì)結(jié)果如圖3所示，模型驗(yàn)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(fù)相關(guān)性與假設(shè)相符，H2、H3、H4和H6得以驗(yàn)證。亦即，空間感知對(duì)游憩滿意度具有正向顯著影響;游憩滿意度對(duì)游憩忠誠(chéng)度具有正向顯著影響，且游憩滿意度對(duì)空間感知與游憩忠誠(chéng)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(chéng)度間無(wú)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(fù)，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(fù)向顯著關(guān)系，假設(shè)被拒絕，H1和H5不成立。進(jìn)一步查看游憩環(huán)境感知、空間感知兩個(gè)潛變量與游憩忠誠(chéng)度間的結(jié)構(gòu)路徑估計(jì)，兩條路徑的總體效應(yīng)估計(jì)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(chéng)度間無(wú)直接的正向顯著相關(guān)性，但仍可通過(guò)游憩滿意度間接對(duì)游憩忠誠(chéng)度產(chǎn)生影響，與以往的研究相吻合。

根據(jù)研究假設(shè)驗(yàn)證結(jié)果，本文做出如下判斷：游憩滿意度對(duì)游憩忠誠(chéng)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(duì)游憩忠誠(chéng)度產(chǎn)生正向顯著影響，也可以直接對(duì)游憩忠誠(chéng)度產(chǎn)生正向顯著影響;游憩環(huán)境感知通過(guò)游憩滿意度對(duì)游憩忠誠(chéng)度產(chǎn)生間接正向顯著影響;空間感知對(duì)游憩環(huán)境感知產(chǎn)生負(fù)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(lái)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(gòu)物比較方便，商品種類豐富，且物價(jià)水平合理”與“場(chǎng)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(méi)有感到擁擠和不舒服”與“商業(yè)、私人住宅或旅游業(yè)開(kāi)發(fā)對(duì)游憩空間沒(méi)有影響”是空間感知與游憩滿意度和游憩忠誠(chéng)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(chéng)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(guò)研究游憩環(huán)境感知、空間感知、游憩滿意度和游憩忠誠(chéng)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(chéng)度形成的動(dòng)力機(jī)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(chéng)度?！坝雾h(huán)境感知”對(duì)游憩忠誠(chéng)度的影響是通過(guò)游憩滿意度這一中介變量發(fā)生的，對(duì)游玩滿意的居民重游此地或推薦他人來(lái)此游玩的意愿和可能性都會(huì)提高;“空間感知”直接影響或通過(guò)游憩滿意度的中介作用間接影響居民游憩忠誠(chéng)度，居民公共游憩空間沒(méi)有被商業(yè)空間和私人空間過(guò)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(chéng)度的主要因素;“空間感知”對(duì)“游憩環(huán)境感知”產(chǎn)生負(fù)向顯著影響，這與案例地實(shí)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(duì)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(duì)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(huì)低。

（2）從觀測(cè)變量的貢獻(xiàn)來(lái)看：第一，“游憩環(huán)境感知”中的3個(gè)觀測(cè)變量“a5游憩可達(dá)性”“a6游憩消費(fèi)”“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(mén)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(xiàng)目設(shè)置等硬件配備條件較好，對(duì)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(fèi)價(jià)格及與之不相匹配的服務(wù)對(duì)居民滿意度的影響最為顯著，應(yīng)著重對(duì)廈門(mén)市公共游憩空間的交通條件、游憩消費(fèi)和游憩服務(wù)進(jìn)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(chéng)度;第二，“空間感知”潛變量中的觀測(cè)變量“a9容量感知”外載荷系數(shù)大（為0.85），對(duì)潛變量貢獻(xiàn)明顯，盡管居民已經(jīng)意識(shí)到旅游開(kāi)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(chéng)度的重要因素。因此，通過(guò)公共游憩空間的立體改造以擴(kuò)大游憩空間規(guī)模，增加居民游憩舒適度，可提高居民對(duì)旅游城市的游憩滿意度和游憩忠誠(chéng)度。

（3）盡管已經(jīng)關(guān)注到了旅游城市發(fā)展過(guò)程中的空間沖突問(wèn)題對(duì)本地居民游憩忠誠(chéng)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(cè)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(chéng)度前因關(guān)系的理論模型，并采用實(shí)證研究加以驗(yàn)證，在理論上是對(duì)游憩忠誠(chéng)度驅(qū)動(dòng)機(jī)制研究的一種補(bǔ)充，實(shí)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(chéng)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(gè)方面梳理，并測(cè)量居民游憩的空間感知，僅對(duì)現(xiàn)已經(jīng)形成的游憩空間沖突進(jìn)行測(cè)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(kuò)展，居民對(duì)公共游憩空間沖突的理解和感受也會(huì)隨之發(fā)生變化，如交通通達(dá)度的提高，會(huì)提高居民空間容量感知度。本文未考慮空間動(dòng)態(tài)變化對(duì)居民游憩空間感知的影響，后續(xù)研究應(yīng)進(jìn)行理性思考，以便更準(zhǔn)確地測(cè)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(shí)踐參考。

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