中小城市家庭規模與游憩行為的關系研究

[摘要]家庭對居民游憩行為的影響已有研究，但家庭規模對居民游憩影響的研究國內并不多見。本次研究在全國選取5個中小城市，共回收問卷1818份，對游憩需求、游憩場所、游憩活動、游憩障礙進行調查。通過因子分析和單因素方差檢驗分析家庭規模對游憩行為的影響，提出家庭群體的游憩行為特征，并結合家庭生命周期理論對其游憩行為特征進行解釋。

[關鍵詞]家庭游憩；家庭規模；中小城市

[中圖分類號]F59

[文獻標識碼]A

[文章編號]1002—5006(2007)06—0053—06

1 引言

隨著我國旅游產業的快速發展，2005年全國國內旅游人數為12．12億人次，比上年增長10．0％，其中城鎮居民4．96億人次，比上年增長8．1％。全國國內旅游人均出游花費436．13元，城鎮居民出游人均花費737．12元(國家旅游局，2005)。城市居民周末游憩度假現象逐漸由北京、上海等超大城市、特大城市向全國各級城市擴散，城市居民在城市周邊的游憩活動逐漸成為城市社會生活的重要組成部分(黎筱筱，2006)。綜觀國內研究，大多集中在大城市，如上海(吳必虎，2001；張建，2002)、重慶(張建，2002)、西安(王斌，2002)，而缺少針對新興的中小城市居民游憩行為的研究。家庭一直就是居民游憩的參與主體(Crompton，1981)，研究不同家庭的游憩行為特征，對環城游憩帶的發展、規劃和營銷具有重要意義。

2文獻回顧

在北美和歐洲有很多關于家庭休閑和游憩行為的研究。很多研究表明家庭生活的滿意度同參與休閑的程度呈正相關關系(Holman，Jacquart，1988；Orthner，1975；Zabriskie，McCormick，2003)。例如，家庭休閑時間、家庭游憩活動對婚姻滿意度有一定影響(Orthner，1975；Holman，Jacquards，1988)，家庭游憩為家庭成員提供交流的機會，促進家庭成員之間的溝通(Orthner，Mancini，1990)，家庭休閑是緩和壓力，使家庭健康、幸福、和諧的一種最佳方式(Shaw，1992)。總之，家庭游憩活動能增強家庭成員的關系，鞏固家庭結構的穩定性。所以西方對家庭和游憩活動進行了大量研究，家庭游憩休閑是一個高頻出現的詞匯，家庭永遠是休閑活動中最重要的群體。

許多家庭休閑的研究集中于家庭生命周期(Wells，Guba，1966)、性別對家庭休閑的影響(Waite，1986；Lin，Lehto，2006)。在家庭生活的不同階段(家庭生命周期)，游憩需要、游憩動機(Iso-Ahola，1980)、游憩類型(Lawson，1981)、游憩決策(Wang，2004)和游憩障礙(Witt，Goodale，1981)是不同的。根據對女性游客的旅游需求與偏好研究，發現女性旅游動機主要為放松、交流、自我發展、自我滿足；旅游偏好在不同的年齡段(家庭生命周期)和不同的工作階段會呈現不同需求(Lin，Lehto，2006)。不過，家庭休閑和游憩研究仍然有限，大部分研究只是針對個體的休閑經驗和行為模式上，缺少對家庭游憩和家庭規模之間的關系研究(shaw，Dawson，2001)。

國內研究得出的結論主要有：上海家庭結構和家庭規模對出游能力有一定影響，夫妻二人家庭和單身家庭出游傾向高，夫妻和子女組成的兩代家庭出游比例最高(吳必虎，2001)；上海、重慶家庭人口結構會影響到假日出游力，不同的家庭結構會安排不同的假日旅游活動(張建，2002)；銀川不同家庭結構的居民出游時，在出游時間、出游偏好、出游行為等方面具有明顯的差異和特征(楊學燕，2004)。可以看出，國內對家庭游憩行為和家庭規模間的關系研究，尤其是針對中小城市的研究比較缺乏。

3研究方法

3．1數據和樣本

研究樣本城市選取主要考慮兩點：第一，我國城市總體數量龐大，難以全面研究，只能選取一些具有代表意義的城市進行研究，而隨機選取或者等間距選取等方法雖然便于操作，但選取結果的研究意義有待考證；第二，在選取樣本時，力求使樣本城市具有多樣化特點，地域分布較均勻，樣本具有典型性。在此原則下，我們從游憩需求角度來對全國城市進行樣本篩選。對游憩需求影響最為顯著的包括三大主導因子(PET)，分別是人口主因子(P)、經濟主因子(E)和交通主因子(T)。人口數量大、經濟水平高、交通便捷的城市，其居民游憩需求尤其是對城市周邊游憩的需求通常更為旺盛。根據數據可得性，對每個主因子選擇具體評價指標，這包括一系列子因子。使用德爾菲(Delphi)法請28名專家進行兩輪打分，確定每一個主因子和子因子的權重，并以此建立中國城市居民環城市游憩需求的評價指標體系——PET指標體系。

利用PET指標體系對中國城市居民環城游憩需求進行評價。同時結合城市市轄區人口數劃分的不同城市級別分別選取2—3個樣本城市作為研究的案例，最終共選取了5個城市作為樣本城市。從地域結構看，華東、東北、西北、中原各地區均有分布；從經濟發展程度看，既有發達地區的城市，也有欠發達地區的城市；從行政級別看，既有地級市，也有縣級市(黎筱筱，2006)。

本文最終選取了西寧、衢州、四平、臨安、永川(圖1)為此次研究的樣本城市。通過問卷調查的形式來獲取關于中小城市居民游憩特征的一手數據。調研時間主要集中在2005年7—8月。樣本城市在正式調查前先進行小范圍預調查，并以此對問卷進行修正，以確保正式調查的質量。每個樣本城市選擇的調查地點可歸為兩類，一類為公共游憩空間，包括公園、廣場、露天娛樂場所等；另一類為居民點，即居住小區。發放問卷數量：西寧600份、四平600份、永川600份、衢州300份、臨安300份，共2400份。回收的有效問卷共1818份，回收率75．75％。

3．2統計分析

首先利用頻率分析描述調查者的基本情況。然后采用主成分萃取法(Principal Component Method)提取公因子，并使用方差最大化正交旋轉法(Varimaxrotation)，分別確定游憩需求、游憩場所、游憩活動、游憩障礙的因子成分。常用因子選取方法有兩種：因子累計貢獻率大于80％；特征值大于1。本文為控制因子數量僅保留特征值大于1的因子，為提高因子分析的效果，將因子載荷小于0．5和公因子方差比小于0．4的游憩行為描述項舍去(Hair，Anderson，Tatham，Black，1998)，為了說明各描述項的相關矩陣間存在公因子，適合進行因子分析，采用了KMO統計量(Kaiser Meyer Olkin Measure ofSampling Adequacy)分析和巴特勒球形檢驗(Bartlett’sTest)。最后采用單因素方差分析(ANOVA)，檢驗家庭規模對游憩需求、游憩場所、游憩活動、游憩障礙是否有顯著影響。

4分析

4．1受訪者基本情況

相關數據利用SPSSl3．0統計軟件分析，調查樣本人口統計學特征結果見表2。被訪者男女比例大致相同，年齡集中在18—45歲，月收入大部分在800—2500元，職業主要為學生、公務員(事業單位人員)和工人(打工者)。從游憩同伴選擇上可以看出大部分人為家庭出游47．78％(含男女朋友)，說明在中國家庭是游憩休閑的最大群體。

4．2游憩特征分析

從表3可以看到游憩信息主要來自傳統媒體(報紙和電視)47．20％、親友推薦31．86％，而新興的網絡宣傳并不是主要的信息獲得渠道。出游方式也以公共交通工具為主，占57．10％，自駕車的比例相對較低。游憩花費最主要的是交通和餐飲。游憩原因方面，可以看出會議不是游憩休閑的主要原因。

4．3游憩需求分析

對5項游憩需求描述項進行KMO統計量分析和巴特勒球形檢驗。KMO值=0．567，大于0．5；巴特勒球形檢驗小于O．001，說明可以進行因子分析。然后對5項游憩行為描述項進行因子分析，提取出2個公因子。根據各因子包含的游憩行為項將因子命名為游憩現狀因子和游憩潛力因子(表4)。并得到游憩現狀因子和游憩潛力因子的標準化因子得分。

為研究不同家庭規模的游憩現狀和游憩潛力是否有顯著差別，根據不同家庭規模在兩個因子上的標準化因子得分進行單因素方差分析(ANOVA)。得到的結果可以看出，不同家庭規模的游憩現狀和游憩潛力都呈現出顯著差別^①(表格5)。為了進一步分析不同家庭規模的游憩現狀和游憩潛力的差別，結合平均值圖分析(圖2)。可以發現，游憩現狀方面，單身家庭的游憩現狀明顯最差，可能正處于求學和事業的起步階段，各方面壓力比較大，閑暇時間較少，消費能力有限，所以其游憩現狀比較差。5人及以上家庭的游憩現狀最好，可能因為5人及以上家庭主要是三代同堂的家庭，其中老年人和兒童的游憩需求比較大，使得家庭的游憩現狀比較好。在游憩潛力方面，正好相反，1人家庭的游憩潛力最大，說明這部分人游憩現狀不好，不是因為他們不想游憩，而是客觀條件不滿足，如收入較低，空閑時間較少等導致的。而5人及以上家庭的游憩潛力最小，說明這部分家庭的游憩的需求基本得到了滿足。3人家庭的游憩現狀和游憩潛力均為負值，說明這部分家庭的游憩需求很差，可能因為3人家庭多為夫妻帶1個子女的家庭，由于撫養子女的經濟和生活壓力比較大，所以在游憩方面的現狀不好，需求也比較低。此類家庭為我國家庭結構最為重要的部分，如果此類家庭的游憩情況不好，會直接影響我國游憩產業的健康發展。

4．4游憩場所偏好分析

對6項游憩場所項進行KMO統計量分析和巴特勒球形檢驗。KMO值=0．543，大于0．5；巴特勒球形檢驗小于O．001，說明可以進行因子分析。然后對6項游憩場所描述項進行因子分析，提取出3個公因子。根據各因子包含的游憩場所項，將因子命名為人文型場所因子、自然型場所因子和娛樂型場所因子(表6)。并得到3個因子的標準化因子得分。

為研究不同家庭規模的游憩場所是否有顯著差別，根據不同家庭規模在兩個因子上的標準化因子得分進行單因素方差分析(ANOVA)。得到的結果可以看出，不同家庭規模的人文型游憩場所呈現出顯著差別(表7)。為了進一步分析不同家規模的游憩場所的差別，結合平均值圖分析(圖3)，可以看出單身家庭明顯偏好人文型的游憩場所。可能由于1人家庭處于學習期的較多，所以比較偏愛能夠增長知識、寓教于游的人文型游憩場所。

4．5 游憩活動偏好分析

首先，對12項游憩活動偏好描述項進行KMO統計量分析和巴特勒球形檢驗。KMO值=0．581，大于0．5；巴特勒球形檢驗小于0．001，說明可以進行因子分析。然后對12項游憩活動偏好描述項進行因子分析，提取出5個公因子。根據各因子包含的游憩活動偏好項，將因子命名為健身運動因子、消遣休閑因子、農家體驗因子、求知體驗因子和娛樂休閑因子(表8)，并得到5個因子的標準化因子得分。

為研究不同家庭規模的游憩偏好是否有顯著差別，根據不同家庭規模在5個因子上的標準化因子得分進行單因素方差分析(ANOVA)。結果可以看出不同家庭規模在娛樂休閑的偏好上有顯著差別。為了進一步分析不同家規模在社交休閑偏好上的差別，結合平均值圖分析(圖4)。可以發現單身家庭和5人及以上家庭的娛樂休閑偏好明顯低于其他家庭。結合家庭生命周期理論分析，單身家庭的生活和經濟壓力比較大，對于打牌和聊天這樣的娛樂休閑需求較少。另外一個原因是1人家庭大多為年輕人，其休閑的偏好更多進行時下流行休閑活動如，泡吧、K歌，上網等而減少了常規的娛樂休閑偏好。5人及以上家庭同樣可能在其他游憩偏好上已經得到了滿足，而在娛樂休閑上的偏好較低。綜合家庭規模對游憩偏好的影響，可以看出家庭規模對游憩活動偏好的影響不是很明顯，只對娛樂休閑偏好有影響。

4．6游憩障礙分析

首先對8項游憩障礙描述項進行KMO統計量分析和巴特勒球形檢驗。KMO值=0．540，大于0．5；巴特勒球形檢驗小于0．001，說明可以進行因子分析。然后后對9項游憩活動偏好描述項進行因子分析，提取出3個公因子。根據各因子包含的游憩活動障礙項將因子命名為服務因子、感知因子、交通因子(表10)。并得到3個因子的標準化因子得分。

為研究不同家庭規模的游憩偏好是否有顯著差別，根據不同家庭規模在5個因子上的標準化因子得分進行單因素方差分析(ANOVA)。得到的結果可以看出，不同家庭規模在游憩障礙上并沒有顯著差別(表11)。

5 結論

文獻研究表明，在中國家庭規模和家庭游憩的行為相關性研究方面比較少。本次研究是國內首次對家庭規模和游憩行為的相關性進行研究，目的是為了更好地了解家庭的游憩偏好和游憩行為，對旅游規劃，游憩休閑產品和服務的開發，以及目的地營銷起到指導作用。本文通過對5個城市1818份問卷的分析，研究了家庭規模和游憩需求、游憩場所、游憩活動、游憩障礙的關系。問卷統計表明，家庭集體出游為主要的游憩休閑方式。

本次研究表明，家庭規模和游憩需求的游憩現狀、游憩潛力顯著相關。1人家庭的游憩潛力大，但因為其收入有限，游憩現狀并不理想。5人及以上家庭則游憩現狀最好，但因為其游憩需求基本得到滿足而游憩潛力較低。這說明1人家庭的游憩市場有待更好的開發，而5人及以上的三代家庭游憩市場需要更多關注其游憩偏好，以更好地滿足其游憩需要。

家庭規模和游憩場所、游憩活動、游憩障礙不是顯著相關。只有1人家庭明顯偏好于人文型游憩場所，1人和5人及以上家庭對娛樂休閑(聊天、打牌)活動偏好明顯較低。

由于時間和費用的限制，這項研究存在一定的局限性。根據城市居民環城游憩需求評價體系選擇出5個城市，但選擇不同的城市可能會導致不同的結論，因為每個城市都具有自己的特點。需要進一步研究更多的城市得到更具有普遍性的結論。此外，還需要對游憩的其他方面，如游憩動機、費用和時間，進行研究。還可以深入探討家庭結構、性別等對游憩行為的影響。

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