張建國，胡潔思

(1. 湖州師范學院經(jīng)濟管理學院，浙江 湖州 313000；2. 浙江農(nóng)林大學風景園林與建筑學院，旅游與健康學院，浙江 臨安 311300)

森林旅游是指人們依靠森林、草原、濕地和動植物資源，開展游憩觀光、休閑度假、文化教育、森林康養(yǎng)等活動的旅游形式。隨著回歸自然和關注健康等旅游消費理念的逐步形成，具有低碳環(huán)保、健康養(yǎng)生等特點的森林旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅猛，逐漸成為林業(yè)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟支柱之一[1]。2018年，全國森林旅游接待量達16億人次，創(chuàng)造社會綜合產(chǎn)值約1.5萬億元，占國內(nèi)游客數(shù)量約30%[2]，森林旅游已經(jīng)成為社會公眾普遍認可的旅游產(chǎn)品之一。與此同時，全民健身概念不斷推廣，體育運動得到全民化、常態(tài)化的發(fā)展，體育產(chǎn)業(yè)和體育形式也在進一步的挖掘中。森林運動小鎮(zhèn)就是森林旅游與體育運動相結合的產(chǎn)物，它依托森林景觀、自然生態(tài)資源進行旅游產(chǎn)品創(chuàng)新與開拓，打造具有體育運動特色的森林旅游形式，因其兼具休閑游憩和體育運動雙重特征，比其他森林旅游項目更具趣味性、娛樂性、刺激性，體育+旅游的形式具有更顯著的緩解壓力、強身健體、煥發(fā)活力、愉悅心情等功能，深受社會公眾的歡迎，較其他森林旅游形式更具吸引力和旅游市場競爭力[3]。研究森林運動小鎮(zhèn)的游客游憩動機和滿意度，對于森林運動型旅游產(chǎn)品創(chuàng)新和森林旅游景區(qū)可持續(xù)經(jīng)營具有重要意義。旅游動機能夠反映人在活動前對旅游目的地的預期[4]，滿意度反映游客對該地的游憩后體驗，研究動機與滿意度的關系能了解旅游地建設的經(jīng)驗與不足。研究游憩動機能最大化預測游客期望，達到提升滿意度的目的，對規(guī)避開發(fā)運營時的不利因素和對未來發(fā)展的影響具有積極意義[5-8]。但是，研究游客游憩動機與滿意度關系，目前在生態(tài)綠道、森林公園等觀光游憩型的森林旅游中運用較多，而針對體育運動型的森林旅游研究偏少[9-11]。筆者以衢州靈鷲山森林運動小鎮(zhèn)為案例地，采用問卷調(diào)查結合回歸方程分析的方法，研究游客的游憩動機、滿意度及其二者之間的關系，以期為森林運動主題類旅游產(chǎn)品的開發(fā)和景區(qū)可持續(xù)治理提供有益參考。

1 材料與方法

1.1 研究地概況

衢州位于浙西金衢盆地西端，有著延綿的山峰與峽谷和繁茂的森林資源，近年來依托自然資源發(fā)展了養(yǎng)生度假、旅游觀光、休閑運動等生態(tài)旅游活動。靈鷲山國家森林運動小鎮(zhèn)位于浙江衢州柯城區(qū)北部距城區(qū)9 km處，交通便利。規(guī)劃面積約為4.7 km2，整個運動小鎮(zhèn)主要包括森林百里徒步和森林汽車穿越兩大基地，為游客提供戶外探險、運動健身、觀光旅游等活動，每年吸引大量游客，從2017年開始興建的部分建成項目兩年內(nèi)吸引了超過200萬游客，舉辦了大量國內(nèi)外賽事，引領當?shù)孛袼?、農(nóng)產(chǎn)品加工、餐飲等產(chǎn)業(yè)發(fā)展，總創(chuàng)收達5億元，有效帶動了當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展，對周邊村鎮(zhèn)區(qū)域建設發(fā)展、村民經(jīng)濟增收起到了有力的推動作用。

1.2 研究方法

1.2.1 問卷設計

根據(jù)對國內(nèi)外游憩動機相關文獻的分析以及對運動類旅游地游憩動機的調(diào)查，得到游客游憩動機的基本因素包括：期望獲取新知識、增進人群交往、逃避原有環(huán)境束縛、得到機體和能力方面的鍛煉。并針對森林運動小鎮(zhèn)的愉悅身心、增強體質(zhì)、緩解壓力等特點，同時參考Petrick[12]、李罕梁等[9]和周彬等[7]對不同旅游地游憩動機、滿意度的研究，制定了森林運動小鎮(zhèn)游客調(diào)查問卷初始量表,問卷內(nèi)容由游客人口統(tǒng)計學特征、游憩動機量化分析、游客滿意度評價3部分組成。通過咨詢旅游專業(yè)相關學者意見，調(diào)整問卷中的文字表達和題項內(nèi)容，并在調(diào)研前實地采訪靈鷲山森林運動小鎮(zhèn)部分游客的具體游憩動機，以及向景區(qū)負責人了解該景區(qū)的游客來因和旅游團隊類型，再次對問卷的題項語句進行簡化、調(diào)整、修正，最后形成的問卷共由31個題項組成，人口統(tǒng)計學特征內(nèi)容由性別、來源地、年齡、職業(yè)、月收入、同游者6部分組成；游憩動機量表共20個題項，包含求知與探索、增進交往、刺激與逃避、機能提升4個層面,每個層面包含5個動機因素；游客滿意度由整體、增加見識、增強體質(zhì)、緩解壓力、愉悅心情5個維度組成。其中在游憩動機和滿意度量表中運用李克特5級量化標度法[13]，用5、4、3、2、1分的5級量化評價，代表非常期待、很期待、一般、不期待、非常不期待。

1.2.2 問卷調(diào)查

問卷中游客游憩動機主要是對求知與探索、增進交往、刺激與逃避、機能提升4個方面進行研究，這些旅游動機主要與游客本身的需求相關，受森林環(huán)境變化的影響較小；滿意度調(diào)查主要是對愉悅心情滿意度、整體滿意度、增強體質(zhì)滿意度、緩解壓力滿意度、增加見識滿意度進行研究，這些滿意度主要是通過人們對體育運動項目的體驗而產(chǎn)生的評價，受森林環(huán)境的影響也較小；靈鷲山森林小鎮(zhèn)內(nèi)的植物主要由常綠植物構成本底，季節(jié)變化對森林景觀影響較小。在對靈鷲山森林運動小鎮(zhèn)管理人員進行游客訪問量了解時得知，大多數(shù)游客來此主要是受到該地特別的體育運動形式的吸引，且2018年春夏秋冬4個季節(jié)的游客訪問量大致相近，因此季節(jié)因素對此地游客游憩動機和滿意度影響不大，因此可以對實地問卷發(fā)放的日期進行隨機選擇。本研究的數(shù)據(jù)來源于實地游客訪問和問卷填寫，問卷發(fā)放時間從2019年10月18日至28日，共發(fā)放問卷250份，回收有效問卷229份，有效問卷回收率為91.6%，使用SPSS 22.0對數(shù)據(jù)進行分析。

1.2.3 數(shù)據(jù)處理

通過克朗巴哈系數(shù)法 Alpha(α)分析問卷信度。信度檢驗反映問卷的穩(wěn)定性、一致性，通常α數(shù)值在大于0.7時問卷就具有可信度,當α越大，說明問卷的可信度越高[6]。使用SPSS 22.0得到α值為0.867,說明整體問卷的信度較高。在明確問卷信度后，利用KMO值和巴特利特球型檢驗確定研究數(shù)據(jù)是否具有做因子分析時的有效性和相符性,當KMO值大于0.9時。數(shù)據(jù)之間的相關性很強，具有一定聚合性，進行因子分析效果最好[13]。對數(shù)據(jù)檢驗后得KMO值為0.902，P值為0.000，證明樣本數(shù)據(jù)適合用因子分析來研究。

運用主成分分析的最大方差法對游憩動機進行旋轉(zhuǎn)提取數(shù)據(jù)，得到4個特征值約大于1，且同時滿足主因子的累積方差貢獻率大于60%，4個主成分的方差累計貢獻率為63.144%，可知這4個因子可以總體表達20個因素中的18個動機因素，同時17個因素因子荷載大于0.5，一個略小于0.5，提取的效果較好。將4個特征值所代表的內(nèi)容確定為游憩動機公因子(表1)，根據(jù)4個公因子包含內(nèi)容命名為：求知與探索動機、增進交往動機、刺激與逃避動機、機能提升動機。通過方差分析條件檢驗，各動機因素數(shù)據(jù)方差服從正態(tài)分布，說明可進行方差分析，所以在研究人口統(tǒng)計學與游憩動機關系時可采用單因素方差分析法進行分析。

表1 游客游憩動機體系構建及均值統(tǒng)計

2 結果與分析

2.1 游客的人口統(tǒng)計學特征

由調(diào)查樣本人口特征統(tǒng)計(表2)可知，問卷從性別、來源地、年齡、職業(yè)、月收入、同游6個方面概括了來訪游客，樣本涵蓋范圍廣，具有代表性。

表2 調(diào)查樣本人口特征統(tǒng)計

對游客群體調(diào)查發(fā)現(xiàn)，女性游客數(shù)量略高于男性，比例約為3∶2；游客來源地的分布范圍較小，主要來源于本市、省內(nèi)其他市和省外周邊地市，占比92.6%；來訪游客年齡主要集中在21～50歲，占總數(shù)73.9%；游客以企事業(yè)單位職工為主，占62.9%，退休人員、農(nóng)民、自由職業(yè)者、學生占比較少；收入水平較高游客(月收入4 000元以上)占45.4%，對比衢州傳媒發(fā)布的2018年居民人均可支配收入為33 269元[14]，運動小鎮(zhèn)游客群體有相對較高且穩(wěn)定的收入和空閑時間；數(shù)據(jù)顯示游客的來訪形式主要是與親友相伴同行，占83.9%。

2.2 游客的游憩動機

反映229個調(diào)查對象的游前期望值均值見表1，可知方差數(shù)值較小時，均值對數(shù)據(jù)的整體概括性才有意義，本研究問卷的實際數(shù)據(jù)方差值很小，均值數(shù)大小可反映動機因素的期望值高低。由表1可得，求知與探索、增進交往、刺激與逃避、機能提升的均值為：3.966、3.964、4.060、4.058，即刺激與逃避>機能提升>求知與探索>增進交往。4個公因子之和的平均值(4.012)可用于篩選18個動機因素中游客期待值較高的動機因素。

2.2.1求知與探索動機

求知與探索動機由運動類型、森林景色、運動技巧、開拓思想、了解知識5個因素組成，其中運動類型和森林景色動機因素均值大于4.012。

2.2.2 增進交往動機

增進交往動機由親情建設、發(fā)展友誼、結識朋友、人際交往、社交能力5個因素組成，其中親情建設、發(fā)展友誼均值大于4.012。

2.2.3 刺激與逃避動機

刺激與逃避動機在4類動機公因子中均值最高， 刺激逃避動機由釋放壓力、身心享受、轉(zhuǎn)變節(jié)奏3個因素組成，其中釋放壓力和身心享受均值大于4.012。

2.2.4 機能提升動機

機能提升動機是4類公因子中處于第2位的動機類型，包括：煥發(fā)活力、促進健康、組織能力、處事能力、開發(fā)潛能5個因素，其中煥發(fā)活力、促進健康、組織能力、處事能力均值大于4.012。

2.3 人口統(tǒng)計學特征與游憩動機

游客游憩動機是游客主觀感受的反映，在分析游憩動機與滿意度關系時，需要研究人口學特征對游憩動機的影響。在得到影響滿意度的游憩動機因素時，可判斷該游憩動機是否受人口學特征影響。若影響就可方便景區(qū)按人群分類來提供服務，滿足不同動機需求，從而提升游客滿意度。

通過獨立樣本t檢驗法研究性別與游憩動機關系結果見表3。運用單因素方差分析法研究人口統(tǒng)計學中其余5項人口特征與游憩動機關系見表4，若P>0.05則該特征因素不同對游憩動機類型影響不大，若P<0.05則該人口特征因素對相對應的游憩動機影響較大。得到的游憩動機均值的平均值4.012，本研究作為衡量游憩動機的標準。

表3 性別對游憩動機影響的獨立樣本t檢驗

表4 人口統(tǒng)計學特征對游憩動機影響的單因素方差分析

2.3.1 性別與游憩動機

將性別作為分組變量，由表3數(shù)據(jù)可知性別對游客的運動技巧動機有影響,在群組統(tǒng)計數(shù)據(jù)中，男性游客的動機均值為4.08，女性動機均值為3.88，說明男性來此游玩對學習運動技巧的期待值更高。

2.3.2 來源地與游憩動機

由方差分析(表4)可知，不同來源地的人群分組對親情建設、處事能力動機有影響。由來源地與親情建設動機均值分布情況(圖1)可知，距離景區(qū)近的游客比距離遠的游客親情建設的動機更強。由來源地與處事能力均值分布情況(圖1)可知，省內(nèi)其他市區(qū)及省外周邊地市的游客處事能力動機更強。

圖1 不同來源地游客親情建設、處事能力動機均值分布

2.3.3 年齡與游憩動機

不同年齡的人群分組對運動類型、處事能力、煥發(fā)活力、組織能力動機有影響(表4)。根據(jù)均值分布觀察得由年齡與運動類型動機均值分布圖(圖2)可知：游客對運動類型動機期望隨年齡增大而減小。該結論與Ajzen[4]的TPB理論中的知覺行為控制要素相適應。由年齡與處事能力動機均值分布圖(圖2)可知，40歲左右人群處事能力動機較強。由年齡與煥發(fā)活力動機均值分布圖(圖2)可知，60歲以下人群煥發(fā)活力動機較強。由年齡與組織能力動機均值分布圖(圖2)可知，40歲以下人群組織能力動機較強。

圖2 不同年齡游客運動類型、處事能力、煥發(fā)活力、組織能力動機均值分布

2.3.4 職業(yè)與游憩動機

由表4數(shù)據(jù)可知，不同職業(yè)的人群分組對運動類型、親情建設動機有影響。由職業(yè)背景與運動類型動機均值分布圖(圖3)可知，行政事業(yè)單位、企業(yè)管理人員與學生運動類型動機更強。由職業(yè)背景與親情建設動機均值分布圖(圖3)可知，行政事業(yè)單位人員和自由職業(yè)者親情建設動機更強。

圖3 不同職業(yè)背景游客運動類型、親情建設動機均值分布

2.3.5 月收入與游憩動機

由表4數(shù)據(jù)可知，不同月收入的人群分組對運動類型、親情建設動機有影響。由月收入與運動類型動機均值分布圖(圖4)可知，月收入低于2 000元和高于8 000元的游客運動類型動機更強。由月收入與親情建設動機均值分布圖(圖4)可知，月收入越高的游客親情建設動機越強。

圖4 不同月收入游客運動類型、親情建設動機均值分布

由表4數(shù)據(jù)可知，不同的同游者分組對運動技巧、親情建設動機有影響。由同游人與親情建設動機均值分布圖(圖5)可知，與家人同行的游客親情建設動機更強。由同游人與運動技巧動機均值分布圖(圖5)可知，與家人同行或獨自前來的游客運動技巧動機更強。

圖5 不同游客親情建設、運動技巧動機均值分布

2.4 游客滿意度

問卷中游客滿意度由5個維度構成：整體滿意度(S1)、增加見識滿意度(S2)、增強體質(zhì)滿意度(S3)、緩解壓力滿意度(S4)、愉悅心情滿意度(S5)。游客滿意度均值反映游客對景區(qū)某一方面的滿意度程度，用SPSS描述性統(tǒng)計調(diào)查靈鷲山森林運動小鎮(zhèn)游客滿意度S1—S5的大小順序為S5(4.10)>S1(4.06)>S3(3.99)>S4(3.97)>S2(3.88)，即游客對景區(qū)的滿意度從高到低依次為：愉悅心情>整體>增強體質(zhì)>緩解壓力>增加見識。滿意度的平均值為4.00，可知靈鷲山森林運動小鎮(zhèn)游客對愉悅心情滿意度和整體滿意度較為認可，對增加見識、緩解壓力、增強體質(zhì)滿意度的認可相對較低。

2.5 游憩動機與滿意度關系

游客在活動過程中會產(chǎn)生相應的正面或負面情感，其中正面影響的產(chǎn)生與游客對某種游憩動機的需求在景區(qū)活動中得到滿足有很大關聯(lián)，這類積極的正面情感會直接影響到游客對景區(qū)的滿意度，而游客的滿意度將指導其分享意愿、重游意愿等行為意愿[15]的產(chǎn)生。所以尋求游憩動機與游客滿意度之間的關系，可以了解與游客滿意度相關的游憩動機，從而判斷景區(qū)建設中的優(yōu)越與缺失的部分，有針對性地滿足游客游憩動機，提高游客滿意度，對森林運動小鎮(zhèn)的盈利與發(fā)展有積極意義。

用多元回歸方程分析游憩動機對游客滿意度(S)產(chǎn)生的影響，見表5。將滿意度設為因變量，18個游憩動機設為自變量，自變量與5個因變量的P值分別為0.000、0.000、0.001、0.001、0.000，均小于0.05，所以至少有1個自變量對滿意度S1—S5有顯著影響。當P<0.05，說明這一自變量對因變量產(chǎn)生影響；B值為回歸系數(shù)，反映自變量每增加一個單位時對因變量的改變程度，運用SPSS 22.0分析自變量與因變量的多元回歸模型時可得到各個自變量與應變量的回歸系數(shù)。且B值存在正負性，當B值為正數(shù)時，該自變量對因變量產(chǎn)生正影響；反之，則產(chǎn)生負影響。

表5 游客動機與滿意度關系的多元回歸分析

根據(jù)表5中游客動機與滿意度的回歸分析得到：煥發(fā)活力動機為整體滿意度的正向影響因子；結識朋友、煥發(fā)活力動機為增加見識滿意度的正向影響因子；身心享受動機為增強體質(zhì)滿意度的正向影響因子；身心享受動機為緩解壓力滿意度的正向影響因子；運動技巧、促進健康動機為愉悅心情滿意度的正向影響因子。

對游客滿意度進行研究發(fā)現(xiàn)，靈鷲山森林運動小鎮(zhèn)游客對在景區(qū)增加見識滿意度、緩解壓力滿意度、增強體質(zhì)滿意度這3方面的滿意度認可較低。整理數(shù)據(jù)制作坐標圖更易分析滿意度與各動機因素之間的關系，即圖6所示，橫坐標代表游憩動機數(shù)值，縱坐標代表滿意度數(shù)值，以本研究的動機因素均值4.012和滿意度總均值4.00為坐標原點。橫坐標以下分布的即為3個低評價滿意度的相關動機因素，由圖6可知，與這3個滿意度相關的動機因素為：結識朋友、煥發(fā)活力、身心享受，通過滿足游客對這些動機因素的期待值，可以達到提升游客滿意度的目的。其中分布在縱坐標右側的動機因素數(shù)值大于動機均值4.012，說明游客對這些動機因素的期待值較高，即游客對煥發(fā)活力、身心享受的期待值較高，因此特別針對這2個動機因素制定運動項目，可以進一步提高游客滿意度。由人群分類對游客動機的影響得知，3個低評價滿意度的相關動機因素為結識朋友、煥發(fā)活力、身心享受，其中煥發(fā)活力受到不同年齡人群分類的影響較大，其中60歲以上人群對煥發(fā)活力期待值不高，因此根據(jù)不同年齡段的需求設計煥發(fā)活力的運動類型，更能滿足人群需求，從而提高游客滿意度。

圖6 游客動機與滿意度關系散點分布圖

3 結論與建議

3.1 結論

筆者研究了較強游憩動機類型、人口統(tǒng)計學特征對游客游憩動機的影響、游客滿意度評價、游客游憩動機與滿意度關系，在森林運動小鎮(zhèn)的研究背景下分析游客游憩動機與滿意度關系，通過滿足與游客評價低的滿意度相關游憩動機需求從而提升游客滿意度。

1)在游客游憩動機分析中可知，游憩動機從強到弱依次為：刺激與逃避>機能提升>求知探索>增進交往，其中刺激與逃避類動機較為突出，游客對該動機中的釋放壓力和身心享受兩因素期待值最高。

2)分析人口統(tǒng)計學特征與游憩動機關系可知，運動技巧、親情建設、運動類型、處事能力、組織能力、煥發(fā)活力6個動機因素受到人口統(tǒng)計學特征變化的影響。在性別分組中，男性對運動技巧的期待值更高；在來源地分組中，本市的游客對于親情建設動機因素的期待值更高，省內(nèi)其他市及省外周邊地市對處事能力動機因素期待值更高；在年齡分組中，青年群體對體驗更多的運動類型期待值更高，中年群體對提高處事能力、組織能力的期待值更高，除60歲以上的老年群體外游客對煥發(fā)活力期待值較高；在職業(yè)分組中，企事業(yè)單位員工與學生對體驗更豐富的運動類型，單位工作人員和自由職業(yè)者對來此進行親情建設的動機更強；在月收入分組中，高收入人群對于來此進行親情建設的動機更強；在同游分組中，與家人同游的游客對來此進行親情建設的動機更強。

3)在分析靈鷲山森林運動小鎮(zhèn)的游客滿意度時發(fā)現(xiàn)，游客對增長見識滿意度、緩解壓力滿意度、增強體質(zhì)滿意度評價相對較低。參考美麗中國建設指標體系[16]，由游客游憩動機與滿意度關系中可知與這3個滿意度相關的動機因素為煥發(fā)活力動機因素、身心享受動機因素、結識朋友動機因素。其中游客對煥發(fā)活力與身心享受動機期待值較高，因此側重打造滿足這兩類動機需求的運動項目，提高游客滿意度。

3.2 建議

3.2.1 打造森林運動特征優(yōu)勢，滿足游客需求

在對靈鷲山森林運動小鎮(zhèn)游客游憩動機調(diào)查中發(fā)現(xiàn)刺激與逃避動機為游客前來此地的主要動機類型，說明逃避原有環(huán)境來此排解壓力是森林運動小鎮(zhèn)游客的重要需求，因此根據(jù)刺激與逃避動機中的重要動機因素釋放壓力因素和身心享受因素打造森林運動小鎮(zhèn)的特征優(yōu)勢，能更好地滿足游客需求。其中運動、聽音樂等方式是國際證實釋放壓力的有效方式[17]，音樂節(jié)奏與旋律能對人的心理狀態(tài)產(chǎn)生積極影響[18]，運動能促進大腦分泌內(nèi)啡肽，這種神經(jīng)遞質(zhì)讓人舒緩壓力，能達到很好的減壓效果，所以在目前的靈鷲山森林運動小鎮(zhèn)中增加音樂與森林運動相結合的形式可以進一步滿足游客釋放壓力的期望。人在舒適且獨特的景觀環(huán)境下進行森林運動可以達到滿足游客身心享受的目的，游客在旅游中尋求身心享受的行為是受逃離現(xiàn)實生活和追求休閑世界的思想驅(qū)使的，遠離煩雜生活和置身事外的快樂建立在精神享受的基礎上，構建旅游者能感知的精神交互空間成為滿足游客身心享受需求的解決方案[19]，地方化的人文空間[20]和敘事性的景觀能有效地建立起和游客之間的精神互動，獨特的運動景觀空間形式可以讓游客在森林運動的同時也獲得更多的身心享受。

3.2.2 制訂針對性的森林運動菜單，合理分配游客群體

研究表明，運動技巧、親情建設、運動類型、組織能力、處事能力游客動機因素受到人口統(tǒng)計學特征的影響，根據(jù)人群分類制定多樣化的運動項目和運動路線，按性別差異、職業(yè)差異、年齡差異、來源地差異、月收入差異、同游差異，提供不同運動方案，合理分流人群，將有助于靈鷲山森林運動小鎮(zhèn)游客在運動過程中獲得更好的體驗。

如針對男性設置更富有技巧、更為復雜的運動項目，設置以家庭為單位的運動項目吸引如部分具有親情建設需求的人群，設置更豐富的運動類型滿足青年人群的需求，針對中年群體設置對鍛煉組織能力和處事能力有幫助的運動形式，為老年群體設置運動量適宜的運動類型[21]。

3.2.3 提升森林運動游客體驗，吸引更多游客

在游憩動機與滿意度關系的結論中可知滿足游客的煥發(fā)活力、身心享受動機因素可以有效提高游客滿意度，所以提升森林運動的煥發(fā)活力、身心享受功能，可以進一步提高運動型森林景區(qū)建設，提高游客滿意度，達到吸引游客再次到來的目的。其中可以增加運動類型，如結合原有滑索運動打造具有競爭性、知識性、趣味性的定向運動形式，讓人們在運動中得到更豐富的體驗，在實現(xiàn)體育健身價值的同時也實現(xiàn)智育價值、德育價值等教育價值，提升森林運動的意義，吸引更多游客關注森林康養(yǎng)。

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