吳承照 馬林志 詹 立

(同濟大學建筑城規(guī)學院,上海 200092)

1 研究背景

1.1 課題背景

當前我國正步入體驗經濟時代,人們對于高品質的戶外休閑游憩體驗需求日益增多,旅游業(yè)正經歷從傳統(tǒng)旅游觀光向現代休閑度假、從一般服務業(yè)向特色服務業(yè)的轉變,新型服務業(yè)態(tài)層出不窮,客觀上促進了城市中心、市郊乃至鄉(xiāng)村休閑游憩地的開發(fā)建設。近年來,圍繞休閑游憩體驗服務的城市中心商務區(qū)(RBD)、環(huán)城游憩帶(ReBAN)、鄉(xiāng)村旅游建設蓬勃開展,相應的休閑游憩理論研究也得到了廣泛的關注和長足的發(fā)展。旅游(Tourism)、游憩(Recreation)、休閑(Leisure)的本質是體驗,因此游憩體驗的研究也應該成為休閑游憩研究的核心重點。

1.2 研究目的與意義

目前對于戶外游憩體驗質量的研究還停留在以游憩者主觀滿意度為衡量標準的主觀層面,缺乏科學的、系統(tǒng)的、行之有效的評價方法,為了適應當前快速發(fā)展的休閑游憩開發(fā)建設需要,為游憩地運營管理提供依據,亟需制定一套能有效評價游憩地游憩體驗質量的方法標準。本文擬通過大量現場調查和訪談,獲取游憩體驗研究的第一手資料,結合理論研究,揭示游憩體驗質量與游憩地、游憩者之間的內在關系,探討游憩體驗質量科學評價的技術方法。

1.3 研究內容

本文以上海城市公園自行車活動為例,探討特定時空背景下,單項游憩活動的體驗質量評價問題。研究以兩輪現場問卷調查和訪談所獲得的數據資料為基礎,主要解決 3個方面的問題:

(1)游憩體驗與游憩地、游憩者之間的內在關系是什么?建立游憩體驗質量模型。

(2)特定游憩活動的核心體驗構成是什么?影響核心體驗的因素有哪些?

(3)游憩體驗質量的量化評價方法。

1.4 旅游、游憩體驗理論研究

(1)旅游體驗與游憩體驗概念

旅游和游憩是兩個意義不同的概念。游憩(recreation)是指閑暇時間內從事積極健康的活動,可以發(fā)生在室內,也可以發(fā)生在室外——居住地附近或居住地以外特定的休閑游憩地域,是一種活動、活動組合或行為鏈,是以體力、精力、能力、親和力等恢復再生、更好發(fā)展為主要目的的活動行為。旅游(tourism)與游憩是一種交叉關系,旅游包括游憩性旅游與公務性旅游,是一種異地流動行為。是一種非必要性生活。而游憩是一種必要性生活。比旅游、休閑、康樂等概念具有更豐富的內涵和更高的品味。

旅游的本質是體驗。國內外學者對旅游體驗的內涵做出了許多不同的表述,比較有代表性的,Ryan(1997)提出,旅游體驗是一種多功能的休閑活動,對于個體來說包括娛樂或學習或兩者兼有。國內學者謝彥君(1999)在《基礎旅游學》中指出,旅游體驗是旅游研究的核心內容;他對旅游體驗的定義是:旅游個體通過與外部世界取得聯(lián)系從而改變其心理水平并調整其心理結構的過程;他認為,旅游體驗是旅游主體與旅游客體交互作用的過程。蘇勤(2004)認為,旅游經歷就是旅游者的旅游體驗,是指旅游者在旅游過程中獲得旅游需要的滿足程度,這種滿足程度是旅游者動機和行為與旅游地所呈現的景觀、產品以及旅游設施與服務之間相互所用的結果。

綜合以上學者的定義,我們認為,游憩體驗是指游憩主體的主觀期望和游憩行為與游憩客體(游憩設施與服務)和游憩地社區(qū)行為(游憩地居民的影響)之間的交互作用和結果,是每個游憩主體的主觀感受和游憩地客觀條件的綜合。因此,游憩體驗質量不僅僅是反映游憩地設施和服務對游憩主體主觀期望的滿足程度(通常稱為滿意度),而且反映了游憩地客觀環(huán)境的服務能力及游憩地社區(qū)居民的參與情況(通常稱為友好度)和相互影響。

(2)旅游體驗模型

國內學者鄒統(tǒng)釬(2003)對旅游體驗的本質、類型和塑造原則進行了研究;謝彥君(2000)提出了旅游體驗質量的交互模型;國外學者 Ryan(1997)認為,旅游體驗的質量是由先在因素、干涉變量、行為和結果幾個因素相互作用的結果,提出了旅游體驗的“期望 -滿足”模型。Ryan的分析模型實際上考慮了旅游者自身特征(屬于先在因素,比如個性、社會等級、生活方式、過去的知識和經驗、期望、動機等)與旅游地特征(屬于現在因素,比如旅游地知名度、形象、產品等)與旅游地客觀條件(屬于干涉因素,如住宿的質量、景點的數量、活動內容等)的相互作用,與此同時,旅游者與旅游地社區(qū)居民及旅游者之間的活動行為相互影響,其結果是旅游者的期望得到滿足或修正或不滿足。

(3)游憩體驗質量模型

Ryan的“期望 -滿足”模型較好的反映了游憩體驗的本質內涵和結構特征,清晰地反映了游憩者的游憩動機、期望如何在游憩地環(huán)境中得到實現并形成游憩體驗的過程。然而,對于游憩體驗質量影響因素的研究還處于定性概括的階段,沒能揭示特定時空背景下,特定游憩活動游憩體驗質量的影響因子,以及這些影響因子對于特定游憩活動體驗質量的影響程度大小,也沒能定量評價旅游者的滿意程度。

因此,本文即以此模型作為參考,構建戶外游憩體驗質量模型(見圖 1),以期從游憩活動主體的核心體驗和游憩地核心體驗影響因子兩個方面進行游憩體驗質量的量化評價。

圖1 游憩體驗質量模型

2 游憩體驗質量評價技術方法

2.1 游憩體驗質量評價的基本假設

(1)游憩體驗質量受到游憩者的先天因素的影響,這些先天因素決定了某項的游憩活動的核心體驗的構成。

(2)游憩者對該項活動的游憩體驗就是建立在這些核心體驗因子基礎之上的。

(3)游憩地客觀條件中客觀存在著核心影響因子,這些核心影響因子影響某項活動核心體驗因子的質量。

(4)游憩體驗質量是由游憩者對核心體驗因子的主觀評價和游憩地客觀影響因子評價兩方面構成的。

2.2 研究基礎數據來源及處理方法

戶外游憩體驗質量無疑將受到游憩活動開展的時空因素的影響,某些游憩活動又具有很強的季節(jié)性和地域性,為了簡化研究的問題,本文僅選擇城市公園內的自行車活動作為研究對象。

為了獲得研究的基本數據,我們選擇上海市區(qū)內的共青森林公園、世紀公園、長風公園作為調查地點,通過進行兩輪實地問卷調查和訪談以獲取研究的第一手資料。

研究以使用 SPSS13.0統(tǒng)計軟件對數據進行分析處理為主,采用的統(tǒng)計分析方法主要是描述性統(tǒng)計分析、相關性分析、因子分析、方差分析等。

2.3 游憩體驗質量量化方法

通過調查特定游憩地的某項游憩活動(本文以上海城市公園自行車活動為例),獲得游憩者關于核心游憩體驗因子和核心體驗影響因子的評價值,根據核心游憩體驗評價值和影響因素之間的相關性,綜合游憩者的主觀體驗和游憩地的客觀影響因素來計算游憩地的游憩體驗質量評價值。計算公式為:

其中:A:核心體驗滿意度分數(0～10,通過李克特量表評估)

α:核心體驗權重系數(0～1,通過首輪問卷頻率分析得出)

B:相關因子滿意度分數(0～0.5,通過李克特量表評估)

β:活動單個相關因子權重(-1～1,通過次輪問卷相關性分析得出)

γ:活動全部相關因子權重(0.9～1.0,通過次輪問卷相關性分析得出)

3 上海城市公園自行車活動游憩體驗質量評價

3.1 問卷調查統(tǒng)計分析

3.1.1 自行車活動游憩主體特征分析

通過第一輪問卷調查的數據統(tǒng)計分析,我們得出自行車活動游憩主體有下列特征:

(1)年齡特征。自行車游憩主體年齡階段集中在 11～18歲的青少年,占樣本總量的 34.5%;19～30歲的青年,占樣本總量的 41.2%;兩者合并占到樣本總量的75.7%。其次是 31～50歲的青/中年人,占樣本總量的 16.8%;10歲以下的兒童和 51歲以上的老年人的比例都在 5%以下;這表明自行車游憩活動參與的主要人群是青少年,這可能是與青少年活潑好動的性格有關,同時也與自行車活動本身需要有較好的體能的特征有關,再者夏季天氣炎熱,老人和小孩都難以適應這種劇烈的戶外活動。

(2)受教育程度特征。自行車活動主體的受教育程度在本科及以下,占樣本總數的 96.5%;高中及以下、?？?、本科三者比較接近,約各占 1/3;碩士及以上學歷僅占 3.5%;可知,自行車活動不受教育程度的影響。

(3)組織特征。自行車活動參與者的組織形式以家庭和朋友團體為主,兩者占樣本總數的2/3以上;其次是情侶和同學形式,兩者各占 10%以上。自行車活動主體同行人數多在 2～4人之間,占樣本總數的 52.6%;同行人數為 1人的占樣本總數的28.9%,同行人數 4～6人及 6人以上的各占近 10%;沒有他人同行的活動主體僅占樣本總數的 0.9%,幾乎可以忽略不計。

(4)分布特征。以交通時間距離計量,94.7%的自行車活動主體分布在離公園 2小時交通距離以內,其中 1小時交通距離以內的活動主體占62.3%,半小時交通距離以內的活動主體占 21.9%?？梢?自行車活動主體主要分布在 1小時交通距離以內的范圍。3小時交通距離內的活動主體僅占 5.3%。

(5)游憩活動時間安排。節(jié)假日和雙休日占樣本總數的 59.6%,選擇黃金周在公園內開展此項活動的主體僅為 0.9%,寒暑假開展此項活動的占 14.9%。自行車活動時間持續(xù)性較強,57.9%的活動主體的參與時間在 3小時以內,其中參與時間在 1小時以內的僅占 22.8%;而參與時間在 3小時及以上的占 42.1%。

3.1.2 自行車活動核心游憩體驗因子

(1)不同年齡階段的游憩者對不同游憩體驗類型的偏好

在第一輪問卷調查中,我們將游憩者的游憩體驗期望劃分為個人心理型、個人生理型、回歸自然型、知識技能型、人際交往型 5個主類型;各主類型又劃分為若干小類,共計 40個小類。通過頻數分析,我們得到不同年齡階段的游憩者有不同的游憩體驗類型偏好(見圖 2)。

圖2 各年齡階段游憩者對不同游憩體驗類型的偏好比較少

在 5種游憩體驗主類型中,除 10歲以下兒童外,各個年齡階段的游憩者對個人心理型期望較之其它 4種類型明顯要高,反映了公園游憩體驗在個人心理調節(jié)方面的重要作用。但不同年齡階段又反映出明顯的差別,兒童和中老年人對于個人心理方面的期望遠低于青年和少年。總體來看,除 11～30歲的青少年對自行車活動游憩體驗 5個主類型偏好差異較大外,其余 3個年齡組對個人心理型外的 4個體驗類型偏好比較均衡,多在 20%左右。而 11～30歲的青少年組是自行車活動的主要參與者,占到調查樣本總數的 75.7%,因此可以說,游憩者對于自行車游憩體驗類型的偏好比較顯著。

(2)游憩體驗期望與效用分析

在第一輪問卷中,我們將游憩體驗期望劃分為5種主要類型,分別進行游憩體驗期望與效用調查,通過調查問卷數據統(tǒng)計,將 40種游憩體驗期望與效用進行聚類分析,得到游憩體驗期望和效用的 15個亞類,再將 15個亞類中游憩體驗期望或效用高于 40%的游憩體驗亞類和訪談中了解到的游憩體驗期望類型綜合分析,將最終得出的 7個類型作為自行車游憩體驗的核心體驗因子,并計算這 7個核心游憩體驗因子各自占總體核心體驗的百分比。自行車游憩體驗類型劃分如下(見表1):

表1 城市公園游憩活動游憩體驗類型劃分表

3.1.3 游憩活動核心體驗因子及核心體驗影響因素評價

在第二輪問卷中首先調查了游憩者對首輪問卷調查分析得出的 7個核心體驗因子的主觀評價。我們將核心體驗因子評價分為 5個等級,根據里克特量表,從低到高賦于 2、4、6、8、10分,再乘以每個等級的頻數,得到各項核心體驗滿意度分數;再根據各個核心體驗因子在首輪問卷中的頻率(百分比)計算其權重;將核心體驗因子評價分數與其權重相乘,得到核心體驗因子評價值(見表 2)。

表2 核心體驗因子評價值

自行車活動核心體驗影響因子由第二輪問卷調查數據統(tǒng)計分析得出。在第二論問卷中,我們針對 7個核心體驗因子篩選了 21個游憩體驗客觀影響因素,結合現場訪談,獲取游憩者對這些客觀影響因素的評價值。各項核心影響因素的評價也分為 5級,根據里克特量表,從低到高賦于 0.1、0.2、0.3、0.4、0.5分,再乘以每個等級的頻數值,得到各核心影響因素的滿意度分數;通過相關性分析得出各核心影響因素與核心體驗因子之間的相關系數,并將其作為核心影響因素的權重。

3.2 上海城市公園自行車活動游憩體驗質量指數

將核心體驗因子評價值和核心影響因素評價值及權重代入游憩體驗質量指數計算公式,并取活動全部相關因子權重 γ為 0.9,計算得到上海城市公園自行車活動游憩體驗質量指數為 8.08(見表 3)。

表3 上海城市公園自行車活動游憩體驗質量指數

4 結論

就城市公園自行車活動參與者的特征而言,城市公園自行車活動參與者主要是 2小時交通圈范圍內的市區(qū)和市郊居民,與自行車活動需要一定的體力和技能、具有一定的挑戰(zhàn)性的特點相符合,比較適合 11～30歲的青少年參與,并且較少受到工作性質、收入水平、文化程度因素的影響;雙人或 3人以上自行車活動需要一定的配合能力,適合團體參與。研究表明,自行車活動參與者有通過該項活動培養(yǎng)情感和多項技能的意圖。

通過實證研究從游憩者主觀滿意度評價中分離出自行車活動的 7種核心體驗因子;通過核心游憩體驗因子與游憩地客觀影響因素的相關性分析,進一步驗證了影響自行車活動游憩體驗質量的客觀因素假設。

本文初步構建了游憩體驗質量模型,采用游憩者主觀核心體驗質量和游憩地客觀條件影響因素質量評價相結合的方法,得出上海城市公園自行車活動游憩體驗質量指數為 8.08。該值反映了一定的時空條件下,游憩地對于該項活動的服務水平、支持程度,以及游憩者的認同度,是一個綜合絕對值。本文僅就上海城市公園自行車活動進行了初步研究,是否該評價方法適合其它地域類型和活動種類有待進一步研究。

[1] Ryan,Chris.The Tourist Experience[M].Continuun,2002.轉引自李淼.旅游群體規(guī)模與旅游體驗質量[D].東北財經大學碩士學位論文,2004.

[2] 蘇勤.旅游者類型及其體驗質量研究——以周莊為例[J].地理科學,2004(4):506-511.

[3] 謝彥君.基礎旅游學[M].北京:中國旅游出版社,1999.

[4] 謝彥君,吳凱.期望與感受:旅游體驗質量的交互模型[J].旅游科學,2000(2):1-4.

[5] 鄒統(tǒng)釬,吳麗云.旅游體驗的本質、類型與塑造原則[J].旅游科學,2003(3):56-58.

(責任編輯:梁保爾)