山地類溫泉旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素研究

西南財經(jīng)大學(xué)天府學(xué)院 劉宇

?

山地類溫泉旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素研究

西南財經(jīng)大學(xué)天府學(xué)院 劉宇

摘 要：山地類溫泉旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展是現(xiàn)代旅游業(yè)的一個重要課題。本文通過相關(guān)文獻(xiàn)的研究并結(jié)合山地類溫泉旅游目的地的實際情況，通過問卷調(diào)查得出影響山地類溫泉旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展因素的評價指標(biāo)，并根據(jù)主成分分析法對相關(guān)因子進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，運用SPSS21.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，最終得出各個指標(biāo)因素的權(quán)重，明確指出了影響山地類溫泉旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的主要因素。

關(guān)鍵詞：山地類溫泉旅游 主成分分析法 影響因素

休閑旅游，是現(xiàn)代旅游業(yè)的一個重要主題，也是未來旅游業(yè)發(fā)展的一個主要趨勢。從20世紀(jì)90年代開始，結(jié)合當(dāng)?shù)氐乩硖卣鳎蓍e旅游市場上相繼出現(xiàn)了“溫泉旅游”這個新興產(chǎn)業(yè)。“溫泉旅游”尤其是以山地地貌為背景，以“體驗溫泉、感知文化、養(yǎng)生休閑”為關(guān)鍵詞的“山地類溫泉旅游”立刻受到大眾的熱烈追捧。然而，山地類溫泉旅游資源本身的質(zhì)量(溫泉水質(zhì)質(zhì)量)、山地類溫泉開發(fā)環(huán)境、山地類溫泉載體生態(tài)環(huán)境、該區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、山地類溫泉旅游地的文化內(nèi)涵、山地類溫泉旅游地的多功能開發(fā)情況以及溫泉所在地政府及管理方的服務(wù)意識等多方面因素都影響了山地類溫泉旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。本文通過閱讀中外文獻(xiàn)，整理前人的研究結(jié)果，將國內(nèi)外文獻(xiàn)資料中的研究方向進(jìn)行分類學(xué)習(xí)后，對文獻(xiàn)中所提出的假設(shè)影響因素進(jìn)行驗證并運用主成分分析法萃取出對山地類溫泉旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響較大的因子。

1　研究方法

通過發(fā)放問卷的方式進(jìn)行數(shù)據(jù)采集，首先通過中國知網(wǎng)及相關(guān)數(shù)據(jù)庫對前人的研究成果進(jìn)行梳理，根據(jù)學(xué)者們提出的影響溫泉旅游發(fā)展的若干影響因素設(shè)計了《關(guān)于山地類溫泉旅游產(chǎn)業(yè)若干問題》的調(diào)查問卷，于2015年11月～2016年2月(溫泉旅游的黃金時段)在四川省綿陽市涪城區(qū)商業(yè)中心(萬達(dá)廣場、凱德廣場、綿陽市人民公園、長虹國際城繽紛廣場)及綿陽市旅游集散中心針對綿陽安縣羅浮山溫泉度假中心的旅游體驗向旅游者發(fā)放調(diào)查問卷，其中發(fā)放調(diào)查問卷共578份，收回調(diào)查問卷534份，在收回的534份調(diào)查問卷中有效問卷509份，有效率達(dá)到88%。

表1　解釋的總方差

2　數(shù)據(jù)處理與分析

數(shù)據(jù)處理與分析思路如下：首先利用SPSS21.0軟件進(jìn)行相關(guān)性判定，證明研究能進(jìn)行因子分析，然后進(jìn)入因子分析界面，將要分析的變量加入到變量列表中，構(gòu)建主成分分析模型，然后再進(jìn)行主成分分析，通過旋轉(zhuǎn)成分矩陣萃取出主成分的個數(shù)，再根據(jù)主成分的貢獻(xiàn)程度和內(nèi)容確定主要影響因子的名稱。

2.1相關(guān)性判定

要證明研究的準(zhǔn)確性，首先要進(jìn)行相關(guān)性判定，判定是否能進(jìn)行因子分析。相關(guān)性判定主要是通過KMO檢驗和Bartlett球形度檢驗。

通常KMO檢驗取值在0～1之間，KMO檢驗取值越接近于1，則說明變量間的偏相關(guān)性越強(qiáng)，該研究做因子分析的效果才越好。一般來說KMO值大于0.5才能進(jìn)行因子分析。本研究的KMO檢驗值是0.561，略大于0.5，說明變量間的偏相關(guān)性較大。而Bartlett球形檢驗所判斷的是相關(guān)陣是否為單位陣。如果SPSS21.0檢驗結(jié)果顯示Sig.<0.05(即p值<0.05)時，說明各變量間具有相關(guān)性，因子分析有效。Bartlett球形度檢驗Sig.值為0.00，小于0.05，因此拒絕原假設(shè)的相關(guān)系數(shù)矩陣為單位矩陣，說明變量之間存在相關(guān)性關(guān)系，適合做因子分析。

2.2提取主成分和公因子

通過相關(guān)性判定證明了本研究具備了做因子分析的條件，現(xiàn)將需要分析的變量加到變量列表中，運用主成分分析法進(jìn)行因子抽取，提取影響山地類溫泉旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的幾個主要因素。

在表1中，前4個成分的特征值分別為：3.654、1.962、1.298、1.202，均大于1，且成分1、2、3、4合計能解釋67.633%的方差。其調(diào)整方差貢獻(xiàn)率分別為45%、24.15%、15.95%、14.9%，所以我們可以提取1、2、3、4作為主成分。表2是軟件自行提取的成分矩陣。

表2　成分矩陣a

2.3因子旋轉(zhuǎn)

最大方差法旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣能萃取出主成分的個數(shù)并命名。由表2可以看出，成分1對X1、X2有絕對值較大的負(fù)荷系數(shù)，定義為核心產(chǎn)品因子。成分2對X3、X4有絕對值較大的負(fù)荷系數(shù)，定義為生態(tài)環(huán)境因子。成分3對X8、X9有絕對值較大的負(fù)荷系數(shù)，定義為管理服務(wù)因子。成分4對X5有絕對值較大的負(fù)荷系數(shù)，定義為基礎(chǔ)設(shè)施因子。

2.4實證結(jié)果

實施結(jié)果如表3所示。

表3　實證結(jié)果

3　結(jié)語

通過以上數(shù)據(jù)分析，可以看到山地類溫泉旅游地資源具有以下特點，首先，“核心產(chǎn)品”對旅游者的體驗效果影響最大，占38.449%，該旅游地溫泉資源的豐度、質(zhì)量以及溫泉服務(wù)傳遞系統(tǒng)的完備等因素都會對旅游者產(chǎn)生直接的吸引力。其次，山地類溫泉旅游地所處的“生態(tài)環(huán)境”狀況也是一個比較大的影響，占26.354%，該旅游地的自然環(huán)境、人文景觀、空氣質(zhì)量等因素也會直接決定旅游地的吸引力強(qiáng)弱。再次，旅游者在山地類溫泉旅游的消費過程中對服務(wù)企業(yè)所提供的交互過程、交互質(zhì)量、服務(wù)傳遞過程的設(shè)計以及管理者的管理效率有著很大的期待，希望能得到較高質(zhì)量的旅游服務(wù)，因此這部分“管理服務(wù)”因子也對山地類溫泉旅游的發(fā)展有著較為重要的作用，占20.816%。最后，“基礎(chǔ)設(shè)施”的完備性也是旅游者選擇山地溫泉旅游地的一個重要原因，占14.381%。

參考文獻(xiàn)

[1] 馬慶國.管理統(tǒng)計:數(shù)據(jù)獲取、統(tǒng)計原理、SPSS工具與應(yīng)用研究[M].北京:科學(xué)出版社,2002．

[2] 王亞輝.溫泉旅游體驗影響因素研究——以灰湯溫泉為例[D].長沙:湖南師范大學(xué),2009.

[3] 盧紋岱.SPSS for Windows統(tǒng)計分析[M].北京:電子工業(yè)出版社,2002.

中圖分類號：F590

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：2096-0298(2016)04(a)-116-02