焦軍同 宋玉婷 常蓉 陳碧欣 賈坤鈺

摘要 基于第一手調(diào)查數(shù)據(jù)資料，以寶雞市為例，研究城市居民參與鄉(xiāng)村旅游的影響因素。在SPSS 20.0的軟件環(huán)境下，應(yīng)用主成分回歸分析法與有序Logistic回歸分析，從因子個(gè)體與維度進(jìn)行影響因素探索研究。研究結(jié)果表明：①城市居民的鄉(xiāng)村旅游參與強(qiáng)度在年齡、受教育程度及月收入方面表現(xiàn)出顯著的差異性。②影響城市居民參與鄉(xiāng)村旅游的因素包括：居民個(gè)人>村莊建設(shè)。居民個(gè)人因素包括：鄉(xiāng)村旅游偏好>閑暇時(shí)間>出行距離，起到了主導(dǎo)作用。村莊建設(shè)因素包括：自然風(fēng)光>地域文化>娛樂項(xiàng)目>公共服務(wù)，起到了旅游吸引與支撐作用，同時(shí)公共服務(wù)還具有較強(qiáng)制約性作用。研究結(jié)果對(duì)提升寶雞乃至整個(gè)西部地區(qū)鄉(xiāng)村旅游參與度提供理論依據(jù)。

關(guān)鍵詞 城市居民;鄉(xiāng)村旅游;寶雞;因素

中圖分類號(hào) F 590.25? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A? 文章編號(hào) 0517-6611（2021）20-0156-04

doi：10.3969/j.issn.0517-6611.2021.20.039

開放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識(shí)碼（OSID）：

Research on the Factors of Urban Residents Participation in Rural Tourism—Taking Baoji City as an Example

JIAO Jun-tong?? SONG Yu-ting CHANG Rong1 et al

（1.College of Geography and Environment， Baoji University of Arts and Sciences， Baoji， Shaanxi 721013;2.Key Laboratory of Disaster Monitoring and Mechanism Simulation of Shaanxi Province， Baoji University of Arts and Sciences， Baoji， Shaanxi 721013）

Abstract Based on the first-hand survey data， taking Baoji City as an example， it researches the factors of urban resident participation rural tourism. In the software environment of the SPSS 20.0， it uses principal component regression analysis and ordinal logistic regression analysis to explore participatory factors from the factor individual and dimension. The results showed that： ①rural tourism participation shows significant differences in urban residentsage， education level and monthly income. ②Factors influencing urban residents participate in rural tourism include individual residents personal quality >village construction. The individual factors of residents include：rural tourism preference>leisure time > travel distance， which play a leading role. Village construction factors include natural scenery>regional culture>entertainment projects > public services， which play a role of tourism attraction and support， and public services also have a strong restrictive role. The research results which are as a theoretical basis provide for the participation of rural tourism in Baoji City and even the whole western region.

Key words Urban residents;Rural tourism;Baoji City;Factor

基金項(xiàng)目 陜西省地理學(xué)重點(diǎn)學(xué)科資助項(xiàng)目（ZK16015）;國家級(jí)大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)訓(xùn)練計(jì)劃項(xiàng)目（201910721022）。

作者簡介 焦軍同（1986—），男，陜西寶雞人，講師，碩士，從事城鄉(xiāng)規(guī)劃與設(shè)計(jì)、城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究。

收稿日期 2021-02-21;修回日期 2021-03-16

2017年10月18日，習(xí)近平總書記在黨的十九大報(bào)告中提出了鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，鄉(xiāng)村振興產(chǎn)業(yè)發(fā)展是第一要?jiǎng)?wù)，在諸多鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)中，鄉(xiāng)村旅游是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一條重要途徑[1]。城市居民是參與鄉(xiāng)村旅游的主體部分，決定了整個(gè)鄉(xiāng)村旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，對(duì)促進(jìn)鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了舉足輕重的作用。

寶雞市是關(guān)天經(jīng)濟(jì)區(qū)副中心城市，西北工業(yè)重鎮(zhèn)，市域總面積18 172 km 轄區(qū)面積3 574 km 截至2019年底，全市常住人口376.10萬人，城鎮(zhèn)化率達(dá)到54.26%，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入34 446元[2]，從經(jīng)濟(jì)保障上看，居民具有較強(qiáng)的旅游參與能力。隨著鄉(xiāng)村振興計(jì)劃的推進(jìn)，寶雞市依托各大自然旅游景區(qū)和人文旅游景點(diǎn)，在全域范圍內(nèi)進(jìn)行了全面的鄉(xiāng)村旅游開發(fā)與建設(shè)。為了促使鄉(xiāng)村旅游合理的開發(fā)與科學(xué)的建設(shè)，促進(jìn)鄉(xiāng)村旅游事業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，展開城市居民對(duì)鄉(xiāng)村旅游參與問題的研究，意義重大。

學(xué)術(shù)界關(guān)于鄉(xiāng)村旅游參與問題的研究，主要集中在鄉(xiāng)村旅游社區(qū)的參與方面，包括參與利益均衡 [3-6]、參與模式[7-9]、參與機(jī)制[10-12]、影響因素[13-14]及其他[15-17];關(guān)于城市居民參與鄉(xiāng)村旅游的研究方面，單浩杰等[18-19]對(duì)城鎮(zhèn)鄉(xiāng)村旅

游者需求做了研究，揭示出參與者的旅游動(dòng)機(jī)、滿意度以及旅游需求;Oppermann[20]對(duì)德國鄉(xiāng)村旅游參與者的特征進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)老人和小孩居多，主要目的是緩解工作與生活的壓力。該研究在前人的基礎(chǔ)上，從鄉(xiāng)村旅游參與因素問題入手，進(jìn)行深入研究，以期加強(qiáng)與完善現(xiàn)有的研究成果，同時(shí)為提升寶雞乃至整個(gè)西部地區(qū)鄉(xiāng)村旅游的參與度與科學(xué)的旅游市場開發(fā)提供理論依據(jù)。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 問卷設(shè)計(jì)

該研究采用了問卷調(diào)查法，共設(shè)置23道題目，3部分構(gòu)成：第一部分為人口學(xué)基本特征統(tǒng)計(jì)，6項(xiàng);第二部分為城市居民的鄉(xiāng)村旅游參與因素，包括個(gè)人喜好、心情、閑暇時(shí)間、出行距離、天氣、自然風(fēng)光、地域文化、娛樂項(xiàng)目、消費(fèi)價(jià)格、咨詢服務(wù)、住宿條件、交通條件、社會(huì)治安、環(huán)境衛(wèi)生、餐飲15項(xiàng);第三部分為控制選項(xiàng)2項(xiàng)。城市居民參與鄉(xiāng)村旅游的強(qiáng)度設(shè)計(jì)，參考了陳秋華編制的鄉(xiāng)村旅游游客調(diào)查問卷成果[21]，分別為：0次/年、1次/年、2次/年、3次/年、4次/年。題目中有關(guān)參與程度測量采用李克特的五點(diǎn)量表法，按等級(jí)差別設(shè)置并相應(yīng)賦分：“堅(jiān)決不會(huì)（1分）”“不太會(huì)（2分）”“不確定（3分）”“可能會(huì)（4分）”和“一定會(huì)（5分）”。

1.2 數(shù)據(jù)來源

為了獲得具有代表性的抽樣數(shù)據(jù)，課題組于2019年11月10—17日在寶雞火車站、經(jīng)二路商業(yè)中心、寶雞人民公園、譚福居住組團(tuán)、西府天地旅游社區(qū)、寶雞文理學(xué)院等地點(diǎn)共發(fā)放500份問卷，現(xiàn)場填寫，填寫時(shí)間20～30 min，共收回500份。經(jīng)有序篩選與選項(xiàng)控制剔除，有效問卷434份，有效率86.80%，可以作為研究依據(jù)。從統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)結(jié)合寶雞市的社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、文化及教育等發(fā)展情況來判斷，抽樣數(shù)據(jù)具有較強(qiáng)的代表性，比較符合寶雞市城市居民的發(fā)展水平。

1.3 SPSS軟件中主成分分析法的應(yīng)用

1.3.1 主成分的提取。

在SPSS 20.0的軟件環(huán)境下，采用了主成分分析法，進(jìn)行探索性因子分析。即從未設(shè)定立場（變量的因子結(jié)構(gòu)）的諸多因子中，以因子載荷量來提取結(jié)構(gòu)性因子，并加以命名，形成相互獨(dú)立的主成分，然后采用多元線性回歸模型分析，用作因子關(guān)系的探索。關(guān)于主成分因子的選取，采用極大方差法與Kaiser標(biāo)準(zhǔn)化正交旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行項(xiàng)目剔除。

1.3.2 特征值的計(jì)算。

要利用主成分分析法進(jìn)行參與因子探索性分析，首先要滿足指標(biāo)內(nèi)部的一致性檢驗(yàn)（信度與效度檢驗(yàn)）。通過“降維—因子分析”模塊可以直接得到特征根、方差貢獻(xiàn)、初始因子載荷，因子載荷矩陣系數(shù)為各個(gè)主成分的特征向量（λm）。特征向量的計(jì)算可采用以下公式：

λm=A=FmC1/2m（1）

式中，λm為第m個(gè)主成分特征向量;A為主成分分析表達(dá)系數(shù)，A=（A A …，Am）;Fm為第m個(gè)主成分因子載荷;Cm為第m個(gè)主成分特征根。

1.3.3 主成分回歸。

由于主成分分析是根據(jù)方差最大原則提取的，所以在解釋信息變量中存在信息損失?；貧w方程可以在SPSS軟件中，通過線性回歸得到。公式如下：

y=β1y1+β2y2（2）

式中，y為綜合得分;β1為主成分y1的回歸系數(shù);β2為主成分y2的回歸系數(shù)。

1.3.4 有序Logistic回歸。

參與程度的測量分別設(shè)置為“堅(jiān)決不會(huì)”“不太會(huì)”“不確定”“可能會(huì)”和“一定會(huì)”5個(gè)等級(jí)類別，屬于典型的離散型序列變量，符合有序Logistic回歸條件要求，參與緯度因子回歸可采用有序Logistic（多元選擇模型中的排序因變量模型）回歸分析法進(jìn)行建模，回歸模型如下：

i=αixi+ε（=?? 4）（3）

式中，i為不可觀測的潛在變量;αi為對(duì)應(yīng)自變量回歸系數(shù);xi為維度層面自變量的集合;ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

2 結(jié)果與分析

2.1 樣本適宜性檢驗(yàn)

為了滿足探索性因子分析的穩(wěn)定性，一般要求總題項(xiàng)數(shù)與樣本數(shù)至少滿足1∶5～1∶10的基本數(shù)量關(guān)系，同時(shí)滿足樣本數(shù)不少于100。研究問卷主體16項(xiàng)，回收問卷434份，滿足探索性因子分析樣本量要求。關(guān)于問卷主體項(xiàng)目的區(qū)分度檢驗(yàn)，應(yīng)用了臨界比值法。結(jié)果顯示，項(xiàng)目顯著性都達(dá)到0.001以上，說明問卷主體項(xiàng)目之間區(qū)分度良好。

研究采用了KMO-Bartlett球形檢驗(yàn)的方法對(duì)主體變量進(jìn)行了適宜性分析。Kaiser[22]提出了抽樣適合性KMO度量標(biāo)準(zhǔn)，KMO值大于0.7以上便適合做因子分析。檢測結(jié)果顯示：KMO值為0.960，Bartlett球形度檢驗(yàn)P=0.000（<0.01），說明抽樣數(shù)據(jù)非常適合探索性因子分析。

2.2 參與因素主成分提取

經(jīng)過多次Kaiser標(biāo)準(zhǔn)化正交旋轉(zhuǎn)，最后刪除5項(xiàng)。通過探索性因子分析，提取出2個(gè)主成分，11項(xiàng)因子。KMO值為0.95 Bartlett球形度檢驗(yàn)P=0.000（<0.01），說明抽樣數(shù)據(jù)依然適合探索性因子分析;累計(jì)解釋變異量72.893%（表1），方差解釋率較好，說明主成分?jǐn)?shù)目合理。同時(shí)，也可得到初始因子載荷矩陣（表2）。

研究采用克朗巴哈系數(shù)（Cronbachs Alpha）法對(duì)11項(xiàng)主體因素項(xiàng)進(jìn)行了問卷設(shè)計(jì)一致性檢驗(yàn)，檢測結(jié)果如表3所示，可知此問卷具有良好的內(nèi)部一致性[23]。在Amos 21.0軟件環(huán)境下，采用了CFA法（一階驗(yàn)證性因子分析法），對(duì)樣本數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行了檢測[24]。由表4可知問卷的結(jié)構(gòu)效度較好。主成分1反映的是與村莊建設(shè)相關(guān)的因素，故命名為“村莊建設(shè)”因素;主成分2反映的是與個(gè)人相關(guān)的因素，命名為 “居民個(gè)人”因素。

2.3 城市居民參與鄉(xiāng)村旅游因素分析

2.3.1 參與強(qiáng)度的人口特征統(tǒng)計(jì)分析。

研究采用了單因素方差法檢驗(yàn)了參與強(qiáng)度在人口學(xué)特征方面存在的差異性，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。由結(jié)果可以看出，鄉(xiāng)村旅游參與強(qiáng)度與居民的年齡、受教育程度及月收入存在顯著差異性。

借助SPSS 20.0軟件內(nèi)置的LSD法與SNK法，對(duì)差異性進(jìn)行分析：從年齡的差異性分析，可知18～29歲年齡組居民參與性較低，其他年齡組參與性大體一致且相對(duì)較高;從受教育程度的差異性分析，大專以上學(xué)歷組參與性最高，其他學(xué)歷組參與性大體一致且相對(duì)較低;從月收入的差異性分析，月收入3 000元以下，收入越低鄉(xiāng)村旅游的參與性越低，月收入3 000元及以上，收入越高鄉(xiāng)村旅游的參與性相對(duì)較高。

2.3.2 參與因素回歸模型構(gòu)建。

（1）主成分回歸。

將數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化，可得到標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)。通過探索性因子分析，提取出2個(gè)主成分，兩個(gè)主成分的特征根分別為C1=7.15 C2=0.865;通過主成分分析，得到初始因子載荷矩陣（表2），根據(jù)表2的初始因子載荷系數(shù)和表1的2個(gè)主成分的特征根，然后代入式（1），即可得到2個(gè)主成分的特征向量（系數(shù)），進(jìn)而得到參與因素的2個(gè)主成分的表達(dá)式，如式（4）與式（5）所示。

y1=0.329x11+0.315x12+0.302x13+0.331x14+0.328x15+0.314x16+0.320x17+0.303x18+0.216x21+0.269x22+0.271x23（4）

y2=-0.070x11-0.060x12-0.081x13-0.118x14-0.11415-0.212x16-0.221x17-0.260x18+0.659x21+0.432x22+0.408x23（5）

將主成分y1、y2標(biāo)準(zhǔn)化主成分得分，進(jìn)行線性回歸擬合，得到表6所示結(jié)果。從ANOVA分析中，F(xiàn)=53.9 P=0.000<0.05，可知回歸方程具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義;從共線性診斷來看，回歸效果較為顯著。將標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)、式（4）、式（5）代入式（2）?？梢赃M(jìn)一步求得城市居民的鄉(xiāng)村旅游參與個(gè)體因子系數(shù)指標(biāo)綜合得分，如式（6）所示。

Y=0.073x11+0.072x12+0.061x13+0.057x14+0.048x15+0.021x16+0.019x17+0.001x18+0.286x21+0.225x22+0.217x23（6）

（2）有序Logistic回歸。

將2個(gè)主成分y1（村莊建設(shè)因素）與y2（居民個(gè)人因素）標(biāo)準(zhǔn)化得分，作為自變量，參與強(qiáng)度作為因變量，代入式（3），得到表7的結(jié)果。

表7中的村莊建設(shè)因素與居民個(gè)人因素顯著性均為0.000，對(duì)“城市居民對(duì)鄉(xiāng)村旅游的參與強(qiáng)度”解釋效果極其顯著。由此，式（3）可以寫成：

y=0.245x1+0.816x2（7）

從式（7）來看，對(duì)“鄉(xiāng)村旅游參與強(qiáng)度”起到顯著性影響的因素有2個(gè)，按照其影響程度的大小，依次為居民個(gè)人因素與村莊建設(shè)因素，具體分析如下：

①居民個(gè)人因素和鄉(xiāng)村旅游參與強(qiáng)度的相關(guān)系數(shù)為0.816（式7），P=0.000（<0.01），即居民個(gè)人因素對(duì)鄉(xiāng)村旅游的參與強(qiáng)度有著顯著的正向影響。該研究在居民個(gè)人因素方面，設(shè)計(jì)了個(gè)人喜好、閑暇時(shí)間與出行距離3項(xiàng)內(nèi)容。從式（6）可以看出，偏好因素作用效度較為突出，就不同個(gè)體的差異性而言，參與強(qiáng)度又受到了來自閑暇時(shí)間與出行距離因素的影響;從因子的影響程度來看，個(gè)人喜好>閑暇時(shí)間>出行距離。

②村莊建設(shè)因素對(duì)鄉(xiāng)村旅游參與強(qiáng)度具有顯著的正向影響，相關(guān)系數(shù)為0.245，P=0.000（<0.01）。該研究在村莊建設(shè)因素方面，設(shè)計(jì)了自然風(fēng)光、地域文化、娛樂項(xiàng)目、住宿條件、交通條件、社會(huì)治安、環(huán)境衛(wèi)生及餐飲8項(xiàng)內(nèi)容。從式（6）可以看出，鄉(xiāng)村的自然風(fēng)光、地域文化、娛樂項(xiàng)目、交通條件、住宿條件影響作用顯著，環(huán)境衛(wèi)生、社會(huì)治安相對(duì)較弱，餐飲影響最弱;就影響程度來看，自然風(fēng)光>地域文化>娛樂項(xiàng)目>住宿條件>交通條件>社會(huì)治安>環(huán)境衛(wèi)生>餐飲。

3 討論

隨著我國城鎮(zhèn)化的高速發(fā)展，城市生活節(jié)奏加快，受閑暇時(shí)間的影響，參與鄉(xiāng)村旅游的人群中多以老年人、小孩為主[20]，青年人群參與相對(duì)較少。一般情況下，參與者對(duì)鄉(xiāng)土文化的感知和自身的文化涵養(yǎng)有較大關(guān)系，個(gè)人受教育年限越長，文化底蘊(yùn)越深，文化感知力越強(qiáng)，對(duì)鄉(xiāng)土文化的追求愈強(qiáng);參與者的經(jīng)濟(jì)條件對(duì)參與鄉(xiāng)村旅游有較大影響，經(jīng)濟(jì)條件越好，鄉(xiāng)村旅游參與強(qiáng)度也越強(qiáng)。綜上可知，城市居民的鄉(xiāng)村旅游參與強(qiáng)度在年齡、受教育程度及月收入方面存在顯著的差異性。

鄉(xiāng)村旅游屬于個(gè)人行為活動(dòng)范疇，個(gè)人相關(guān)因素對(duì)鄉(xiāng)村旅游參與起到主導(dǎo)作用。一般而言，參與鄉(xiāng)村旅游活動(dòng)受個(gè)人偏好影響較大，不同個(gè)體的參與強(qiáng)度會(huì)在時(shí)間與距離因素上表現(xiàn)出相同的出行規(guī)律，就出行時(shí)間而論，個(gè)人閑暇時(shí)間越多，參與機(jī)率越大，相反機(jī)率越小;就出行距離而論，鄉(xiāng)村旅游社區(qū)距離城市越近，個(gè)人出行時(shí)間與交通成本也越低，同時(shí)鄉(xiāng)土文化受城市文化的影響也越大，鄉(xiāng)土特色越不鮮明，難以形成有效旅游參與吸引力[18]，鄉(xiāng)村旅游社區(qū)距離城市越遠(yuǎn)，鄉(xiāng)土特色越鮮明，旅游吸引力也越強(qiáng)，但是個(gè)人出行時(shí)間與交通成本也越大。鄉(xiāng)村旅游社區(qū)距離城市不能過遠(yuǎn)，也不能過近，應(yīng)該依據(jù)參與主體適宜的出行時(shí)空條件來確定，一般而言，最好控制在50～100 km，車程1～2 h[21]。

從文化特征上講，鄉(xiāng)村本就擁有獨(dú)特的文化元素，這些元素是形成鄉(xiāng)土特色文化發(fā)展的源頭，因其獨(dú)特魅力，而產(chǎn)生強(qiáng)大旅游吸引力，而城市居民旅游要素要體現(xiàn)的也正是追求傳統(tǒng)、自然與特色[18]。自我國實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略以來，鄉(xiāng)村旅游事業(yè)蓬勃發(fā)展，由于缺乏正確的規(guī)劃設(shè)計(jì)與開發(fā)理念，在鄉(xiāng)村旅游社區(qū)的開發(fā)過程中，過于注重經(jīng)濟(jì)效益，而忽視了對(duì)地域特色風(fēng)貌與民俗文化的挖掘，造成大面積村容村貌建設(shè)與活動(dòng)項(xiàng)目設(shè)計(jì)的形式化堆積，導(dǎo)致鄉(xiāng)村旅游吸引與支撐作用減弱。由于公共服務(wù)市場需求質(zhì)量高，建設(shè)投入大，周期較長，維護(hù)成本高，收益增長緩慢，故公共服務(wù)建設(shè)得不到重視，進(jìn)而制約了鄉(xiāng)村旅游事業(yè)的發(fā)展。

基于論文的研究，進(jìn)一步驗(yàn)證與延伸了前人的研究[18-20]，探明了城市居民參與鄉(xiāng)村旅游的因素。依據(jù)研究結(jié)論，認(rèn)為：①鄉(xiāng)村旅游開發(fā)首先要選擇滿足參與性時(shí)空條件要求的適合對(duì)象;②開發(fā)過程中必須注重區(qū)域印象建設(shè)，強(qiáng)調(diào)地域?qū)傩詶l件下自然與人文景觀塑造，積極培育良好的鄉(xiāng)土文化氛圍，注重文化、生態(tài)、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)的均衡發(fā)展;③以鄉(xiāng)村原真性統(tǒng)領(lǐng)旅游產(chǎn)品的創(chuàng)意創(chuàng)新開發(fā) [25]，輕商業(yè)化，去形式化;④通過改善交通、住宿、餐飲、環(huán)衛(wèi)、治安等公共服務(wù)，提升游客的滿足感;⑤對(duì)外宣傳要以彰顯鄉(xiāng)土文化特色為先導(dǎo)，尊重人文情懷為基調(diào)，適度、適量、適時(shí)。

4 結(jié)論

寶雞市是我國西北欠發(fā)達(dá)地區(qū)中城市發(fā)展極具代表性的大城市之一，旅游資源豐富，鄉(xiāng)村旅游事業(yè)發(fā)展迅猛。該研究試圖以寶雞市為例，來探究城市居民參與鄉(xiāng)村旅游的影響因素問題。研究結(jié)果表明：

（1）從人口統(tǒng)計(jì)特征來看，城市居民的鄉(xiāng)村旅游參與強(qiáng)度在年齡、受教育程度及月收入方面表現(xiàn)出顯著的差異性。

（2）由探索性因子分析可知，影響參與鄉(xiāng)村旅游因素包括：居民個(gè)人>村莊建設(shè)，居民個(gè)人因素包括：鄉(xiāng)村旅游偏好>閑暇時(shí)間>出行距離，這些因素對(duì)參與鄉(xiāng)村旅游起到了主導(dǎo)作用;村莊建設(shè)因素包括：自然風(fēng)光>地域文化>娛樂項(xiàng)目>公共服務(wù)，這些因素對(duì)參與鄉(xiāng)村旅游起到了旅游吸引與支撐作用，同時(shí)，公共服務(wù)還具有較強(qiáng)的制約性作用。

該研究成果將會(huì)對(duì)寶雞乃至西部地區(qū)鄉(xiāng)村旅游事業(yè)發(fā)

展起到積極的指導(dǎo)意義。當(dāng)然，研究中依然存在著項(xiàng)目設(shè)置上的不足，應(yīng)盡可能細(xì)化，以避免出現(xiàn)關(guān)系交叉及模糊問題。

參考文獻(xiàn)

[1] 張穎.文化創(chuàng)意視角下山東鄉(xiāng)村旅游優(yōu)化升級(jí)研究[J].中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2017，38（10）：192-197.

[2] 寶雞市統(tǒng)計(jì)局，國家統(tǒng)計(jì)局寶雞調(diào)查隊(duì).寶雞市2019年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)[EB/OL].（2020-04-16）[2020-11-05].http：//www.tjcn.org/tjgb/27sx/36333_4.html.

[3] 張耀一.鄉(xiāng)村旅游社區(qū)參與開發(fā)模式與利益分配機(jī)制研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)，2017（3）：65-66.

[4] 陳海鷹，曾小紅.利益相關(guān)者視角的鄉(xiāng)村生態(tài)旅游社區(qū)參與模式探討：以?？邶堶[村為例[J].廣東農(nóng)業(yè)科學(xué)，201 38（14）：157-160.

[5] 黃曉杏，胡振鵬，傅春，等.生態(tài)旅游主要利益相關(guān)者演化博弈分析[J].生態(tài)經(jīng)濟(jì)，2015，31（1）：142-146，171.

[6] 劉濤，徐福英.鄉(xiāng)村社區(qū)參與旅游中的利益矛盾及協(xié)調(diào)對(duì)策[J].社會(huì)科學(xué)家，2010（5）：91-94.

[7] 熊金銀.社區(qū)參與鄉(xiāng)村旅游模式選擇與優(yōu)化[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)，2015（12）：40-41.

[8] 蒯興望.農(nóng)村社區(qū)參與鄉(xiāng)村旅游發(fā)展模式研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)，2016（3）：75-76.

[9] 蔡碧凡，陶卓民，郎富平.鄉(xiāng)村旅游社區(qū)參與模式比較研究：以浙江省三個(gè)村落為例[J].商業(yè)研究，2013（10）：191-196.

[10] 侯兵，陳肖靜.鄉(xiāng)村旅游可持續(xù)發(fā)展的機(jī)制分析：基于農(nóng)民參與的視角[J].農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2008（6）：46-48.

[11] 劉曙霞.新媒體視角下鄉(xiāng)村旅游社區(qū)參與機(jī)制研究[J].吉首大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2017，38（S2）：19-22.

[12] 林明水，王新歌，伍世代，等.鄉(xiāng)賢參與鄉(xiāng)村旅游的機(jī)制研究：以福建省典型地為例[J].福建論壇（人文社會(huì)科學(xué)版），2017（1）：176-182.

[13] 路幸福，陸林.鄉(xiāng)村旅游發(fā)展的居民社區(qū)參與影響因素研究[J].資源開發(fā)與市場，201 27（11）：1054-1056.

[14] 杜宗斌，蘇勤.鄉(xiāng)村旅游的社區(qū)參與、居民旅游影響感知與社區(qū)歸屬感的關(guān)系研究：以浙江安吉鄉(xiāng)村旅游地為例[J].旅游學(xué)刊，201 26（11）：65-70.

[15] 劉麗梅，呂君.中國社區(qū)參與旅游發(fā)展研究述評(píng)[J].地理科學(xué)進(jìn)展，2010，29（8）：1018-1024.

[16] 高婕.民族地區(qū)鄉(xiāng)村旅游社區(qū)參與實(shí)踐及其反思：以黔東南苗寨侗寨為例[J].廣西民族大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2015，37（6）：134-140.

[17] 郭迪，魯小波，丁玉娟.近十年國內(nèi)外社區(qū)參與旅游研究綜述[J].世界地理研究，2015，24（2）：148-157.

[18] 單浩杰.呼和浩特市居民鄉(xiāng)村旅游需求的實(shí)證研究[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2015，29（5）：203-208.

[19] 張安民，趙磊.特色小鎮(zhèn)旅游獲益感知對(duì)居民參與的影響機(jī)制[J].科研管理，2020，41（3）：142-150.

[20] OPPERMANN M.Rural tourism in southern Germany[J].Annals of tourism research，1996，23（1）：86-102.

[21] 陳秋華，紀(jì)金雄.鄉(xiāng)村旅游規(guī)劃理論與實(shí)踐[M].北京：中國旅游出版社，2014：99.

[22] KAISER H F.An index of factorial simplicity[J].Psychometrika，1974，39（1）：31-36.

[23] 邱皓政.量化研究與統(tǒng)計(jì)分析：SPSS（PASW）數(shù)據(jù)分析范例解析[M].重慶：重慶大學(xué)出版社，2013：303.

[24] 吳明隆.結(jié)構(gòu)方程模型：AMOS的操作與應(yīng)用[M].重慶：重慶大學(xué)出版社，2011：55.

[25] 顏文華.休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興的海外經(jīng)驗(yàn)借鑒[J].中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2018，39（11）：200-20 224.