陸敏
(1.常州工學院經(jīng)濟與管理學院,江蘇常州213032;2.南京師范大學地理科學學院,江蘇南京210023)
隨著古鎮(zhèn)(街)旅游的不斷發(fā)展,經(jīng)營者作為旅游區(qū)必不可少的一部分,扮演著文化傳播者的重要角色,成為影響游客對旅游區(qū)感知的重要要素之一。地方依戀能衡量人們對所在地的情感認同與經(jīng)濟依賴程度,較高的地方依戀能對景區(qū)的發(fā)展起到積極作用。關(guān)于地方依戀的研究大多數(shù)集中在居民、旅游者群體,但對旅游經(jīng)營者的地方依戀的研究成果并不多見,通過對本地與外來經(jīng)營者地方依戀的對比分析,了解到經(jīng)營者們對古鎮(zhèn)(街)的真實情感,對其地方依戀的研究可以為提高旅游整體質(zhì)量提供適合的對策,促進旅游區(qū)可持續(xù)發(fā)展。
地方(Place),是充滿人類經(jīng)驗和意義的空間[1]。地方感(Sense of place)描述了人與地方的情感關(guān)聯(lián)。地方依戀作為地方感的主要維度之一,最初是在環(huán)境心理學中發(fā)展起來的,被認為是人與具體地點之間的情感紐帶或聯(lián)系[2],直到20世紀80年代末才被引入戶外游憩領(lǐng)域,在游憩地理學研究領(lǐng)域得到了廣泛研究。Williams等首次提出“地方依戀”的概念后[3],學者們的研究主要以游憩活動中各方參與者為研究對象,涉及地方依戀維度構(gòu)建、地方依戀形成的影響因素、地方依戀理論與人們行為、活動等關(guān)系的研究,意在提高各方對地方的依戀之感,從而提高各方的生活、游憩質(zhì)量,使得景點景區(qū)能夠持續(xù)發(fā)展。
(一)游客角度
學者們以游憩者為研究對象,分別從構(gòu)建維度、影響因素等方面對地方依戀進行研究。Bricke構(gòu)建了包括地方依戀、地方認同和生活方式的三個地方依戀的新維度,探討研究了白水河游憩者的地方依戀和游憩專業(yè)化水平之間的關(guān)系[4]。之后,Bricker對維度又進行了更加細化的研究,運用定性分析方法對美國西部白水河上的皮筏及皮船游憩者的地方依戀進行研究,并確定了游憩者地方依戀的基本維度[5]。隨后以Kyle為代表的學者們開始探究地方依戀形成的影響因素,如游憩活動涉入程度(involvement)、場所的使用頻率、動機和游憩專業(yè)化水平等因素與地方依戀之間的關(guān)系[6-8]。在此基礎(chǔ)上,Yuksel對游客的重游行為與旅游者對某個地方的情感依附結(jié)合起來,主要有目的地滿意度,忠誠度、付費意愿和環(huán)境態(tài)度的影響[9],將地方依戀視為二級因素,并考察其與地方滿意度和游客的低環(huán)境行為意愿和高環(huán)境行為意圖之間的關(guān)系。近年來,越來越多的學者研究地方依戀與真實性等其他變量之間的關(guān)系。Y.Ram比較了兩個首府城市芬蘭赫爾辛基和以色列耶路撒冷的主要旅游景點,探討地點依戀與感知真實性之間的關(guān)系,結(jié)果表明地方依戀與真實性之間呈正相關(guān),位于具有豐富遺產(chǎn)經(jīng)驗價值的地方的主要旅游景點被認為是更真實的,并且游客景點的真實性受到目的地區(qū)域的相似性和遺產(chǎn)價值所影響的地方依戀的影響[10]。
國內(nèi)有關(guān)地方依戀的研究起步較晚,首次將地方依戀概念引入中國大陸地區(qū)的是黃向和保繼剛[11],之后的研究大多是沿用國外理論結(jié)合本土實際情況進行的。隨著全球化的到來,人們越來越關(guān)注自己所處的生活環(huán)境、社會環(huán)境,會不自覺地對所在地產(chǎn)生獨特情感。從旅游者涉入的角度著手,研究者探析了其對地方依戀的影響及影響游客地方依戀的因素、地方依戀對游客購物行為和游后行為的影響,主要的研究對象主要集中于宗教旅游地、古鎮(zhèn)古街、文化旅游區(qū)以及傳統(tǒng)村落。高德興首次以宗教旅游地為案例地,探討了影響該地旅游者的地方依戀因素,把旅游者劃分為4種類型,分析了不同類型的旅游者的地方性感知[12]。錢樹偉等探討了屯溪老街的旅游者地方依戀對其購物行為的影響,對旅游地地方性進行了探討,突破了單純研究旅游者的購物行為和地方依戀之間的關(guān)系[13]。余勇等從場所依賴角度對游客游后行為傾向進行了探索,發(fā)現(xiàn)其對旅游行業(yè)的發(fā)展有積極作用[14]。王坤等突破傳統(tǒng)的行為涉入,以游客涉入的心理維度為研究角度,探索了文化旅游區(qū)游客涉入對地方依戀的影響[15]。梁麗芳構(gòu)建了懷舊的傳統(tǒng)村落旅游者忠誠模型,認為地方依戀是影響傳統(tǒng)村落旅游者懷舊忠誠的重要變量[16]。Xu Z等系統(tǒng)地研究游客對地方依戀的各種前因和后果以及這些因素如何在城市目的地環(huán)境中相互作用,根據(jù)中國國內(nèi)城市游客和國際城市游客兩個不同的樣本,估計兩個城市游客忠誠度模型并對其進行估計,以揭示文化差異的重要性[17]。
(二)居民角度
研究者們選取居民為對象的地方依戀研究較多,他們探析了地方依戀概念與居民行為、社區(qū)鄰里之間的關(guān)系,以及居民遷居對地方依戀的影響的表現(xiàn)形式等方面。Vaske探究了居民對自然資源的依戀與個人日常生活中對環(huán)境負責行為之間的關(guān)系,人們對生活環(huán)境中的自然資源產(chǎn)生了一定感情時,那么在日常生活、活動場所中的行為表現(xiàn)出來的是對環(huán)境更負責任[18]。之后,涉及社區(qū)的地方依戀研究也開始發(fā)展起來,Corcoran認為地方概念可以通過居民們的共同記憶和傳統(tǒng)的積累來被解釋,他通過對歐洲六個城市邊緣居民進行調(diào)查,分析了社區(qū)在日常生活中的地方意義[19]。Brown通過個人和街區(qū)(鄰里)兩個層面分析了其地方依戀的差異,并探討了地方依戀在鄰里復(fù)興中的積極作用,該研究在現(xiàn)實生活中有很大作用[20]。隨著鄉(xiāng)村居民遷居城市的隊伍不斷壯大,學者開始關(guān)注這些遷居人的心理情感的變化。Smith以城市化進程中的特殊群體——原居住鄉(xiāng)村的城市居民為研究對象,研究其對鄉(xiāng)村環(huán)境依戀的表現(xiàn)方式,該研究有助于幫助理解城市居民對鄉(xiāng)村的依戀和用于對城市文化環(huán)境的復(fù)雜多樣性進行評價[21]。隨后Brook思考若將居民原居住環(huán)境的主要要素注入到居住的新環(huán)境中,對維系與所依戀環(huán)境的情感聯(lián)系是否有影響,其研究表明地方依戀對人們改造居住環(huán)境行為存在正向影響[22]。Salamon認為年輕人作為社會新生力量,對郊區(qū)化過程所帶來的農(nóng)村社區(qū)地方依戀和社區(qū)認同的喪失一定會產(chǎn)生不同的感想,并選取帶來的負面影響進行了探究[23]。公園作為個體活動的重要場所,也得到了較多的研究。Kaltenborn選取了國家公園和礦業(yè)歷史文化城鎮(zhèn)的當?shù)厝藶檠芯繉ο?,比較了其地方依戀的性質(zhì)與強度以及由此涉及的對資源管理的態(tài)度,指出資源管理和政策制定都需要考慮利益相關(guān)者與特定地方的關(guān)系,并提出要對傳統(tǒng)的地方觀念重新解構(gòu)的新看法[24]。Moore研究了居民對城市公園的依戀以及對這一公園中的一條小徑的依戀[25]。Marianna等進一步探討了地方依戀和授權(quán)之間的關(guān)系以及居民對地方認同、地方依賴和自然聯(lián)結(jié)的看法是否影響旅游賦權(quán)的認知[26]。
國內(nèi)許多學者運用地方依戀理論對古村落、特色旅游區(qū)等地的當?shù)鼐用駨牡胤揭缿傩纬傻挠绊懸蛩?、基于地方依戀理論對外遷居民行為影響等方面進行了研究。曾啟鴻綜合運用問卷法、訪談法探討了典型性較強的廈門鼓浪嶼當?shù)鼐用竦牡胤揭缿俪潭扰c各種影響因素的相關(guān)性,研究了導致地方依戀差異的幾個重要因素:居民個人背景特征、活動行為、活動時間頻度,并細分了4種不同的居民集群特征[27]。國內(nèi)也伴隨著城市化、郊區(qū)化和城市更新過程中人們居住地的改變,同樣的,對原居住地的地方依戀的情感和社區(qū)認同發(fā)生改變。唐文躍等以地方依戀作為研究視角,對皖南的西遞、宏村和南屏3個古村落進行了研究,探討了外遷造成的居民與原住環(huán)境割裂的特殊人地關(guān)系對其資源保護態(tài)度與行為的影響[28]。保繼剛等運用定性的方法對陽朔西街商業(yè)化背景下本地居民地方依戀的變遷進行了研究,他們結(jié)合陽朔西街的不同生命周期,將當?shù)鼐用駳w納為4種類型[29]。
(三)經(jīng)營者角度
由于中外的文化、社會等差別,國外更注重的是本地居民的地方依戀,而對旅游社區(qū)經(jīng)營者的地方依戀尚未引起學界的關(guān)注。對以旅游區(qū)的經(jīng)營者為對象的研究,主要圍繞在經(jīng)營者道德素質(zhì)研究、野外和鄉(xiāng)村旅游經(jīng)營者研究以及探險旅游經(jīng)營者的經(jīng)驗幾個方面展開。綜上,地方依戀理論被廣泛應(yīng)用于自然資源管理研究中,如國家公園、自然遺產(chǎn)地、戶外游憩地等,主要集中在資源的使用者對所在地的管理措施的態(tài)度上和日常保護資源環(huán)境的行為上。主要以游客和居民為研究對象,意在提高游客旅游質(zhì)量和居民生活質(zhì)量上,而對旅游社區(qū)經(jīng)營者的地方依戀研究普遍缺乏關(guān)注。國內(nèi)學者楊昀等第一次以旅游地經(jīng)營者為研究對象,詳細分析了陽朔西街的經(jīng)營者地方依戀的特點,提出經(jīng)濟依賴和情感認同兩個維度,據(jù)此歸納了經(jīng)營者的4種分類譜系[30]。
總體來看,學者們對游客、居民的地方依戀進行了一定數(shù)量的研究,但對于旅游活動中一個重要的參與者——經(jīng)營者的研究寥寥無幾。旅游地經(jīng)營者可能是本地居民,可能是在本地生活很久的經(jīng)營者,也可能是外來謀生者,他們對生活在當?shù)赜胁煌潭鹊囊蕾嚺c認同。本研究以一線的旅游經(jīng)營者為對象,通過對本地經(jīng)營者與外來經(jīng)營者地方依戀的對比分析,研究他們對所在旅游社區(qū)的依戀程度,并針對不同身份的經(jīng)營者提出針對性的對策來提高他們的地方依戀,提高旅游服務(wù)的整體水平,從而促進旅游業(yè)可持續(xù)發(fā)展。
(一)蘇州古鎮(zhèn)(街)概況
蘇州是一個擁有兩千五百年歷史的古城,2013年入境游客達190萬人次,國內(nèi)游客高達9570萬人次,旅游收入1497億元。擁有十個中國歷史文化名鎮(zhèn),兩個中國歷史文化名村和兩條中國首批十大歷史文化名街。選取了木瀆古鎮(zhèn)、甪直古鎮(zhèn)、山塘街、平江路四個景點為研究地點。木瀆古鎮(zhèn)是太湖十三個風景區(qū)之首,是江南唯一一個中國園林古鎮(zhèn),經(jīng)國家批準的文保單位有12處,2003年被評為國家4A級景區(qū)。甪直古鎮(zhèn)已有2500年的歷史,是中國首批歷史文化名鎮(zhèn)之一,2001被評定為國家4A級景區(qū),其旅游資源豐富,歷史文物眾多,其中保圣寺建于公元503年,是全國首批重點文物保護單位,其中的泥塑羅漢更是國之瑰寶。山塘街是一條已有1100多年歷史的商業(yè)古街,它東起蘇州繁華的商業(yè)區(qū)閶門,另一端連接著蘇州名勝虎丘山的望山橋,自唐代以來一直是商品的集散地。平江路是蘇州較古老的街道,保留了多條水巷,是蘇州最有水城原味的古街區(qū)之一。
(二)研究假設(shè)與研究模型建構(gòu)
1.研究假設(shè)
地方依戀是人與特定場所之間的相互影響而形成的感情上的關(guān)聯(lián),屬行為地理學和環(huán)境心理學共同研究的領(lǐng)域。地方依戀是人與各場所之間基于情感(情緒、感覺)、認知(思想、知識、信仰)和實踐(行動、行為)的一種特殊聯(lián)系,并且,感情因素是第一位的[31]。本文沿用Williams和Roggenbuck的地方依戀經(jīng)典二維結(jié)構(gòu)——地方依賴和地方認同[3]。其中,地方依賴屬于功能性的依戀,是個體對于某一地方的環(huán)境、資源、基礎(chǔ)設(shè)施、可達性等的滿足感;而地方認同是精神層面上的依附,是其對客觀環(huán)境的想法,并借由態(tài)度、偏好、感知、價值觀、信仰、目的、意義和行為趨勢的結(jié)合,達到對于該地方的情感依戀與歸屬感[32]。不同成長背景以及與所在地的關(guān)聯(lián)程度可能會影響個體地方依戀的程度,本文認為外來經(jīng)營者的功能性依戀高于本地經(jīng)營者,而本地經(jīng)營者的對古鎮(zhèn)(街)的情感性依戀應(yīng)高于外來經(jīng)營者,提出假設(shè)1和假設(shè)2:
H1:外來經(jīng)營者的地方依賴顯著高于本地經(jīng)營者;
H2:本地經(jīng)營者的地方認同顯著高于外來經(jīng)營者;
通常,滿意的設(shè)施等外部硬件容易產(chǎn)生地方依賴,而通過對地方的長時間持續(xù)造訪與活動涉入后會發(fā)展出較強烈的地方認同,即地方依賴可以促進地方認同的產(chǎn)生,即地方依賴對地方認同有正向影響,由此提出假設(shè)3:
H3:地方依賴對地方認同有顯著的正向影響;
地方依賴對地方認同影響程度會隨著個體的特征不同而改變,本地經(jīng)營者與外地經(jīng)營者的功能性依戀對情感性依戀的影響應(yīng)該會存在差異,本文從經(jīng)營者戶口所在地的不同出發(fā),將經(jīng)營者分為本地與外來兩類,從而針對性的考察兩類經(jīng)營者對其是否有顯著的調(diào)節(jié)作用并提出假設(shè)4:
H4:“是否為本地居民”對地方依賴對地方認同有顯著的調(diào)節(jié)作用。
2.概念模型地方依賴的建構(gòu)
根據(jù)本文提出的假設(shè),理論模型見圖1:
(三)問卷設(shè)計與數(shù)據(jù)采集
1.問卷設(shè)計
問卷主要借鑒Williams的地方依戀測量量表[33],并結(jié)合古鎮(zhèn)(街)旅游社區(qū)經(jīng)營者們的實際情況對量表語句進行修改調(diào)整。采用李克特五分制量表,1-5分別代表“非常不同意”“不同意”“一般”“同意”“非常同意”,分值越高代表贊同程度越高。
2.數(shù)據(jù)收集
為了確保問卷的有效性與針對性,在進行正式調(diào)查之前,在木瀆古鎮(zhèn)進行了預(yù)調(diào)研。預(yù)調(diào)查共發(fā)放30份問卷,對所收集的數(shù)據(jù)進行信度及效度分析,刪除相關(guān)題項后,形成正式量表。正式量表共10個問項,其中地方依賴與地方認同各5項。以在蘇州的木瀆古鎮(zhèn)、山塘街、甪直古鎮(zhèn)、平江路四條古鎮(zhèn)(街)開店、擺攤的經(jīng)營者為調(diào)查對象,采用隨機調(diào)查的方式,并根據(jù)每條古鎮(zhèn)(街)的商家數(shù)量及規(guī)模,按相應(yīng)比例發(fā)放問卷。為了提高問卷的回收質(zhì)量,調(diào)查時盡量避開了客流高峰期,在經(jīng)營者生意較冷清時進行訪問。本次調(diào)查共發(fā)放正式問卷220份,由調(diào)查人員向被調(diào)查者當面解說,一對一的對受訪者進行調(diào)查,填寫完畢后立即回收,剔除部分有缺失及隨意作答的答卷,有效問卷共207份,問卷有效率為94.09%。
(一)描述性統(tǒng)計分析
在被調(diào)研樣本中,男性比例稍高,占總樣本數(shù)的52.70%,女性所占比率為47.3%;在經(jīng)營者年齡方面,20-30、31-40、41-50 歲經(jīng)營者占比較多,分別占36.7%、33.3%、18.8%,50 歲以上經(jīng)營者人數(shù)較少,占11.1%;受調(diào)查的古鎮(zhèn)(街)經(jīng)營者中以外來經(jīng)營者居多,共116人,占比達56%;受訪者中有78.3%與家人一起生活,其余21.7%未和家人生活;居住年限上,除在古鎮(zhèn)(街)居住5年以上的最多,占46.4%,居住1年以下的最少,僅為占9.2%,其他均勻分布在1-3年和3-5年兩項上;樣本經(jīng)營者的學歷以初中、高中/中專、大專/本科程度的經(jīng)營者居多,分別占26.6%、39.6%和27.5%;月收入的構(gòu)成上,月收入2000 元以下的較少,僅占比5.3%,65.2%以上的經(jīng)營者收入在3500元及以上。
表1 人口統(tǒng)計變量統(tǒng)計
(二)信度效度分析
總量表的α 系數(shù)為0.873,地方依賴分量表的Cronbach ɑ 系數(shù)為0.836,地方認同為0.847 均高于0.8,量表的內(nèi)部一致性較佳;所有測量指標的因子載荷最小也高于0.710,因子載荷較高,因子特征值都大于3,累計方差貢獻率高于臨界值60%,可見量表有很好的建構(gòu)效度。綜合以上結(jié)果可以得出,量表的可靠性、一致性和準確性都較佳。
(三)獨立樣本T檢驗
以本地經(jīng)營者和外來經(jīng)營者進行分組,對兩組的地方依賴和地方認同進行獨立樣本T檢驗,結(jié)果如表2所示。
表2 本地與外來經(jīng)營者的地方依賴與地方認同差異
獨立樣本T檢驗中,是否為本地居民變量在地方依賴變量檢驗的t值為-0.058,未達到顯著水平,本地經(jīng)營者與外來經(jīng)營者地方依賴均值都在3.75左右,差別很小,且都大于3.5,也說明了古鎮(zhèn)經(jīng)營者對所在地都有較高程度的地方依賴。假設(shè)1:外來經(jīng)營者的地方依賴顯著高于本地經(jīng)營者,不成立。而在對地方認同變量的獨立樣本T檢驗中,t值為8.121,達到顯著,說明本地經(jīng)營者與外來經(jīng)營者的地方認同存在顯著差異,從兩者均值可知,本地經(jīng)營者的地方認同顯著高于外來經(jīng)營者。本地經(jīng)營者的均值接近于4,可見本地經(jīng)營者對自己所在旅游社區(qū)的地方認同感十分強烈,而外來經(jīng)營者的地方認同均值僅為3.319,低于3.5,可見外來經(jīng)營者對所在古鎮(zhèn)的情感性依戀較低。假設(shè)2:本地經(jīng)營者的地方認同顯著高于外來經(jīng)營者,成立。
(四)驗證性因子分析
本文的結(jié)構(gòu)方程模型的潛變量為地方依戀的兩個維度:地方依賴和地方認同,每個潛變量分別包含5個測量變量,a1,a2,a3,a4,a5 為地方依賴的測量變量,a6,a7,a8,a9,a10 為地方認同的測量變量。對測量模型進行驗證性因子分析可以對模型的基本適配度、內(nèi)在質(zhì)量和整體適配度進行檢驗。
1.基本適配度檢測
根據(jù)Bagozzi和Yi[34]提出的模型的基本適配指標整理出本模型驗證性因子分析后模型基本適配見表3,所有的測量誤差變異量均為正數(shù),因子載荷在0.68和0.78之間,標準誤的最大值也只達到為0.13,且所有誤差變異t值都達到了顯著性水平,各項指標都達到準則要求,說明本模型的基本適配良好。
表3 驗證性因子分析的基本適配度
2.內(nèi)在質(zhì)量檢驗
本研究的測量模型信度及效度檢測指標詳見表4。各觀察指標的標準化的因子載荷中最低的是指標a1和a9 的0.68,載荷最高的是a8,低于0.95,在0.5-0.95 之間;條目可靠性都高于0.36;地方依賴和認同潛變量的CR 值為0.84 和0.85,遠高于0.6 的標準;平均萃取變異量為0.51 和0.537,全部高于0.5,可見測量模型具有較佳的個別條目信度、組合信度和收斂效度;測量模型中原先構(gòu)建的不同測量指標均落在預(yù)期的潛變量上,表示測量模型有良好的區(qū)別效度。經(jīng)過上述分析綜合可得,測量模型內(nèi)在質(zhì)量很好。
表4 測量模型信度與效度檢測
3.整體模型擬合評估
本研究模型的各擬合指數(shù)及其適配結(jié)果詳見表5,測量模型的卡方和自由度比為1.43,未超過2;GFI值為0.956,AGFI為0.929 均達到0.9 的建議值,RMSEA 為0.045,RMR 為0.024,都低于0.05,說明模型的絕對擬合指標都達到建議值;而增值(相對)擬合指數(shù)NFI,RFI,IFI,TLI和CFI都高于0.9,達到臨界值,表述模型整體擬合極佳。
表5 模型擬合結(jié)果
(四)路徑分析(PA-LV)
路徑分析(PA-LV)即經(jīng)由對潛變量之間路徑的標準化系數(shù)(β)的顯著性(p值)是顯著水平,及其t值的檢視來判斷分析結(jié)果是否支持本文的假設(shè)。PO-LV模型是一種不包含潛變量的結(jié)構(gòu)方程模型,應(yīng)用AMOS21.0對本研究的模型進行路徑分析,所得PO-LV模型見圖2,具體的標準化后的路徑參數(shù)(β)及t值見表6。
抽取濾波器組主要包含CIC(Cascade Integrator Comb)濾波器、HB濾波器以及FIR濾波器。CIC濾波器因其只包含加減法器和寄存器,所以常作為濾波器組的第1級用于高數(shù)據(jù)速率電路中;HB濾波器因其抽頭系數(shù)少計算量小且實時性強,所以常作為濾波器組的第2級用于中間級濾波;FIR濾波器因其過渡帶窄,阻帶抑制比高,通帶波紋小,所以作為最后一級濾波器。各級濾波器的參數(shù)是可靈活配置的,以濾波器組的方式實現(xiàn)多模通信系統(tǒng)的靈活切換,達到兼容多模通信系統(tǒng)的目的。各種通信模式的濾波器抽取率設(shè)置如表3所示。
圖2 PO-LV模型
表6 模型路徑檢驗
由圖2 的PO-LV 模型圖以及表6 可知,標準化后的路徑參數(shù)(β)為0.625,t值高達6.684,在p<0.001 水平上達到顯著,說明在古鎮(zhèn)經(jīng)營者的地方依戀中,地方依賴正向影響其地方認同,驗證了假設(shè)3。
(五)多群組分析
多群組的SEM分析檢驗在于評估一個適用于某一群體的模型在運用到其他不同樣本時是否也同樣適配。為了判斷某一變量的調(diào)節(jié)效應(yīng),若變量為類別變量時,可以通過多群組結(jié)構(gòu)方程來分析,如果檢驗結(jié)果顯示預(yù)設(shè)模型的各擬合值等達到適配標準,表示此變量對研究的預(yù)設(shè)模型具有調(diào)節(jié)作用。運用多群組分析來檢測“是否為本地人”這一變量在地方依賴和地方認同關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。
通過以上的驗證性因子分析和潛變量路徑分析可知模型具有較好的信度及效度,整體模型的擬合良好,假設(shè)路徑也達到顯著,但是此模型在“是否是本地居民”這一調(diào)節(jié)變量上穩(wěn)定性如何需要通過多群組分析來驗證。將“是否為本地居民”作為地方依賴和地方認同關(guān)系的調(diào)節(jié)變量,進行多群組分析,變量可分為兩個群組,即當?shù)亟?jīng)營者和外來經(jīng)營者,分組模型中以“本地”和“外地”來代替,將兩群組的樣本分別與預(yù)設(shè)模型進行擬合,以考察該模型在此變量上是否存在差異,即考察地方依賴對地方認同的影響在不同的組別下是否存在差異。表7為限定了參數(shù)的模型和理論模型的比較。
表7 各限定模型與理論模型比較
由表7可知各限定模型與預(yù)設(shè)模型的卡方差除了限定了測量殘差的模型外都未達到顯著,說明調(diào)節(jié)變量在該模型上不穩(wěn)定,將其排出,其它五個模型穩(wěn)定可以被接受,變量“是否為本地人”可視為模型的調(diào)節(jié)變量,五個模型的擬合適配度比較見表8。
表8 限定模型的擬合優(yōu)度
由表8中各模型的適配指標可發(fā)現(xiàn)個模型的適配度都較佳,想比較之下限定了測量權(quán)重的模型的總體擬合度最佳,所以選擇該模型對路徑的顯著性進行考察。模型中,本地和外地兩個群組中的路徑“地方依賴-地方認同”參數(shù)的臨界比值為2.19,高于1.96的臨界值,說明調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著,支持假設(shè)4。本地和外來群組的標準化路徑系數(shù)如表9所示。
表9 多群組路徑分析結(jié)果
表9中的本地經(jīng)營者群組“地方依賴-地方認同”路徑系數(shù)為0.672,外來經(jīng)營者群組路徑系數(shù)為0.8,可見在是否為本地人這一變量的調(diào)節(jié)下,地方依賴對地方認同的影響在外來經(jīng)營者群組比較強烈。
經(jīng)過以上的分析結(jié)果,得出本文的假設(shè)檢驗匯總?cè)绫?0所示:
表10 假設(shè)檢驗結(jié)果
(一)本地經(jīng)營者與外來經(jīng)營者的地方依賴程度都較高,且并無顯著差異,可見經(jīng)營者對古鎮(zhèn)的功能性依賴都較強。作為經(jīng)營者群體對旅游社區(qū)的功能需求主要取決于其營業(yè)收入,可見外來經(jīng)營者的收入的提高會促進其地方認同的產(chǎn)生,旅游社區(qū)應(yīng)對經(jīng)營者具有特色的產(chǎn)品加大宣傳及推廣力度,增加經(jīng)濟收入,提升經(jīng)營者對古鎮(zhèn)(街)的功能性依賴。
(二)對于古鎮(zhèn)和古街的經(jīng)營者,其地方依賴對地方認同有明顯的正向影響,即隨著地方依賴程度的加深,經(jīng)營者對旅游社區(qū)的地方認同也會隨之強烈。本地經(jīng)營者的地方認同顯著高于外來經(jīng)營者,其中本地經(jīng)營者的地方認同感十分強烈,而外來經(jīng)營者則相對較低,地方認同屬于情感上的依戀,身為當?shù)鼐用?,本地?jīng)營者對所在旅游社區(qū)必然會比外來經(jīng)營者產(chǎn)生更多的存在情感上的依戀,再加之地方依賴的影響,其地方認同就更容易產(chǎn)生及加深。提高旅游社區(qū)經(jīng)營者地方認同的整體水平,旅游社區(qū)可經(jīng)常舉辦社區(qū)活動,增加外來經(jīng)營者對旅游社區(qū)的歸屬感。
(三)經(jīng)營者是否是本地居民在地方依賴對地方認同的影響中起著顯著的調(diào)節(jié)作用,通過多群組結(jié)構(gòu)模型分析結(jié)果可知,本地經(jīng)營者和外來經(jīng)營者的“地方依賴-地方認同”的路徑系數(shù)有顯著的差異,外來經(jīng)營者的地方依賴對地方認同的影響高于本地經(jīng)營者地方依賴對地方認同的影響,這表明外來居民者的地方依賴,即其功能上需求得到滿足或達到依附程度時,其地方認同更加容易產(chǎn)生。地方依賴對地方認同的正向影響說明,經(jīng)營者功能性依戀的提高會促使地方認同的提高,而是否為本地居民的調(diào)節(jié)作用也說明當外來經(jīng)營者對其所在旅游社區(qū)的功能上達到滿足或依戀時,其地方認同更加容易產(chǎn)生。
(四)本次研究雖然通過多群組結(jié)構(gòu)方程模型分析,驗證了“是否為本地人”這一變量在地方依賴對地方認同影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng),但是總體上,地方依賴和地方認同是從屬于地方依戀的兩個維度,研究較為單薄。另外,由于研究對象是經(jīng)營者,與以往的游客或者居民不同,本次研究雖然借鑒了成熟的量表,并經(jīng)過修訂,但是一些題項不能很準確的測量出經(jīng)營者的地方依戀,應(yīng)更注重量表的設(shè)計,使其更加貼合經(jīng)營者這一研究對象。
(致謝:對姜瑛同學在問卷調(diào)查中所做的貢獻表示感謝。)