優質旅游背景下河南省鄉村旅游創新發展研究

趙 霞

（河南科技學院，河南 新鄉 453003）

鄉村旅游是在不同于城市的鄉村自然景觀、農村風貌、鄉野民居、風味小吃等形式下出現的一種旅游模式［1］，但是受新型冠狀病毒感染疫情影響，游客出行減少，對全球旅游市場造成不同程度的影響［2］。疫情過后，旅游者選擇出游的興趣會更加濃厚，更加注重旅游產品所帶來的身心體驗，出游的消費需求也發生變化，健康養生、休閑安全等方式將會成為首選［3］。作為周邊游、短途游的主要目的地，鄉村旅游由于其獨特的資源稟賦正好能夠滿足游客的需求［4］，也是率先復蘇的市場。“后疫情”時代，優質旅游背景下鄉村旅游實現高質量發展以應對“疫情”對旅游業造成的影響和變化，是值得關注的問題。本研究基于推-拉理論，采用因子分析及皮爾遜相關分析等方法，通過訪談、問卷調研從推力和拉力2 個方面定量分析河南省居民赴鄉村旅游內外推拉驅動力因素，并針對研究結果提出優質旅游背景下河南省鄉村旅游創新發展路徑。

1 優質旅游背景下河南省鄉村旅游創新發展的動力

1.1 注重優質旅游體驗，提升鄉村旅游產品競爭力

旅游業已經邁向了優質旅游時代，人們的旅游需求轉入了追求品質的新階段［5］。在新時代背景下，面臨新的需求，優質旅游為旅游業的發展注入新的活力［6］。優質旅游體驗要求在傳統旅游的基礎上為旅游者提供更高質量、更具文化內涵的產品與服務。因此，注重優質旅游體驗，提升產品品質是后疫情時代突破鄉村旅游發展困境的方向，更是加快落實鄉村振興戰略和高質量經濟發展戰略的關鍵舉措［7］。

1.2 滿足鄉村旅游需求，增強旅游獲得感和幸福感

隨著社會經濟的發展，旅游者消費需求層次不斷上升，鄉村旅游以其獨特的資源魅力和鄉村民俗，越來越受到旅游者的關注與喜愛，逐漸成為大眾追求的休閑娛樂方式。此外，在旅游體驗過程中，旅游者更加重視高質量、優服務的鄉村旅游產品。因此，在此背景下，鄉村旅游應順應大眾旅游新需求，優化旅游供給體系，創建優質鄉村旅游，保留鄉村元素，提升行業整體服務水平，提供高質量的旅游服務，不斷增強旅游者在旅游中的獲得感和幸福感［8］。

1.3 創“優質鄉村旅游”，促進鄉村振興

鄉村旅游作為一種現代化、創新型、可持續發展的產業形態，有“一業興，百業旺”的作用，已成為激發農村經濟活力、帶動農民脫貧致富的關鍵力量［9］，成為新時代促進鄉村社會進步、實現鄉村振興的現實途徑。通過優質鄉村旅游的不斷推進，農業供給側結構性改革的進展會更明顯，將進一步完善公共服務體系，提升旅游服務質量；同時，鄉村旅游對消費、投資、扶貧和富民的拉動效應會更加明顯，提升了旅游者旅游體驗的滿意度，使美麗鄉村建設推進的同時，也增加了農民的經濟收入［10］。

2 問卷設計與數據分析

2.1 問卷設計

基于推-拉理論設計調研問卷，問卷由三部分組成：第一部分為影響旅游者進行鄉村旅游的動機（推力因子）測量指標，包含21 項動機因子，全面覆蓋受訪旅游者的出游動機；第二部分為鄉村旅游目的地對旅游者的吸引因素（拉力因子）測量指標，包含13 項拉力因子；第三部分為受訪者的基本信息，包含性別、年齡、職業、受教育程度、月平均收入、家庭結構等變量。其中，第一、第二部分借助李克特5 級量表測量認知水平，回答選項分別是“1 代表非常不同意，2 代表不同意，3 代表一般，4 代表同意，5 代表非常同意”，第三部分為單一選項回答。本研究采用的數據為2021 年6—11 月對河南省居民赴鄉村旅游進行的調研資料，采用隨機抽樣和深度訪談相結合的方法，在新鄉市、鄭州市、開封市等地進行調研，調研期間共發放問卷450 份，回收有效問卷412 份，有效率91.56%。

2.2 數據分析

2.2.1 受訪旅游者的社會人口統計學特征 受訪者中，男性的比例低于女性；旅游者多集中在兩個階段，即已婚（小孩未成年）和單身階段；年齡主要集中在18～44 歲，18～24 歲占70.9%，25～34 歲占7.8%，35～44 歲占16.7%；受教育程度主要是本科和碩士及以上，分別為76.9%和13.1%；學生、教師、專業技術人員的占比排職業變量的前三位，分別為68.9%、12.1%、5.6%；個人月收入主要在1 000 元以下，占比為54.4%，其次是1 000～2 000 元，占比為12.9%，再次是7 000 元以上，占比為8.3%。

2.2.2 旅游者鄉村旅游動機的內部推動力因子分析 采用KMO 檢驗和Bartlett 球度檢驗，檢測樣本是否可以進行因子分析。KMO 統計量的取值在0～1，且KMO 越大，說明變量之間的相關性越強，原有變量越適合作因子分析，0.7～0.8 表示還好，0.8～0.9表示可獎勵的，0.9 以上表示極好［11］。Bartlett 球度檢驗的P為0.000，KMO 的取值為0.930，因此原有變量適合作因子分析。

1）旅游者鄉村旅游動機的內部推動力因子分析。采取主成分分析法提取旅游者鄉村旅游動機因子，即對推力指標的潛在維度進行因子分析，并利用正交旋轉選擇特征值大于1、因子載荷大于0.400 的因子進行公因子提取，21 個推力指標得出4個公因子，如表1 所示，所篩選出的4 個公因子特征值分別為4.159、3.432、3.197、3.091，且整個推力量表克朗巴哈系數（Cronbach’s α）為0.935，解釋變量累積方差貢獻率為66.092%。

表1 旅游者鄉村旅游動機的內部推動力因子分析

根據因子載荷大小對各公因子進行命名。公因子1 休閑與放松包含6 個指標，分別是休閑與放松身心、緩解工作與生活壓力、體驗鄉村風俗民情、享受與朋友和家人同處時光、欣賞田園風景、回歸自然，它們的方差貢獻率為19.806%。公因子2 求知與體驗包含5 個指標，分別是了解旅游地的歷史文化、增加對旅游地的了解、欣賞旅游地的自然景觀、體驗一種不同的生活方式、參加旅游地的節慶和娛樂活動，它們的方差貢獻率為16.343%。公因子3 感情歸屬包含5 個指標，分別是將經歷向他人炫耀、和朋友討論旅游經歷、跟從他人的旅行決定、期望獲得奇遇、遠離熟悉的生活環境，它們的方差貢獻率為15.224%。公因子4 社交與康體包含5 個指標，分別是考察和訪問、懷舊情結、健康療養、強身健體、結交朋友，它們的方差貢獻率為14.720%。

2）旅游者鄉村旅游動機的內部推動力因子得分分析。根據統計和計算結果，得出內部推動力（推力）各因子的綜合分值，將推力因子按綜合分值的大小排序，可明確推力指標對旅游者鄉村旅游動機的影響程度，如表2 所示。

表2 旅游者鄉村旅游動機的內部推動力因子均值比較分析

數據顯示，在推力因子中，分值最高的是公因子1 休閑與放松，達到4.46 分，其次是公因子2 求知與體驗，為4.25 分，再次是公因子4 社交與康體，為3.87 分，最后是公因子3 感情歸屬，為3.44 分。在所有推力指標21 個因子中，排在前11 位的因子均屬于公因子1休閑與放松和公因子2求知與體驗。

2.2.3 旅游者鄉村旅游目的地吸引力的外部拉動力因子分析 采用KMO 檢驗和Bartlett 球度檢驗，檢測樣本是否可以進行因子分析。Bartlett 球度檢驗的P為0.000，KMO 的取值為0.929，因此原有變量適合進行因子分析。

1）鄉村旅游目的地吸引力的外部拉動力因子分析。采取主成分分析法提取鄉村旅游目的地吸引力的外部拉動力因子，即對拉力指標的潛在維度進行因子分析，并利用正交旋轉選擇特征值大于1、因子載荷大于0.400 的因子進行公因子提取，13 個拉力指標得出2 個公因子，如表3 所示，所篩選出的2 個公因子特征值分別為5.760、4.369，且整個拉力量表克朗巴哈系數（Cronbach’s α）為0.955，解釋變量累積方差貢獻率為77.917%。

表3 鄉村旅游目的地吸引力的外部拉動力因子分析

根據因子載荷大小對各公因子進行命名。公因子1 特色資源包含了8 個指標，分別是原生態鄉村美景、別具特色的建筑、豐富的農事活動、優美的田園風光、古樸的村落民居、當地居民對游客熱情友善、當地的節慶活動、品嘗當地的特色飲食，它們的方差貢獻率為44.310%。公因子2 服務環境包含了5 個指標，分別是交通方便快捷、景區非常整潔、交通安全很有保障、旅游設施完善、交通費用不高，它們的方差貢獻率為33.607%。

2）鄉村旅游目的地吸引力的外部拉動力各因子得分分析。根據統計和計算結果，得出外部拉動力（拉力）各因子的綜合分值，將拉力因子按綜合分值的大小排序，可明確拉力指標對旅游者鄉村旅游動機的影響程度，如表4 所示。

表4 鄉村旅游目的地吸引力的外部拉動力因子均值比較分析

數據顯示，在拉力指標兩個公因子中，公因子1特色資源分值最高，為4.34 分，公因子2 服務環境稍低一些，為4.17 分，但也達到了4.0 以上。在所有拉力指標13 個因子中“優美的田園風光”均值最高，為4.47 分，而“旅游設施完善”雖然均值最低，為4.08分，但也超過了4.0 分。

2.2.4 內部推動力和外部拉動力指標各因子之間的相關性分析 采用皮爾遜相關分析法對推力指標和拉力指標各因子之間關系進行研究［12］。當P小于0.05，相關系數的絕對值介于0.1～0.3 時，一般認為變量間存在弱相關；當相關系數的絕對值介于0.3～0.5 時，一般認為變量間存在中度相關；當相關系數的絕對值大于0.5 時，一般認為變量間存在強相關。

1）內部推動力指標各因子之間的相關性分析。第一，同一公因子下各因子之間的相關性分析。公因子1 下6 個因子之間皮爾遜相關系數均在0.400以上，P均為0.000，因此各因子之間相關性極顯著，其中體驗鄉村風俗民情與回歸自然之間的相關性最大，相關系數達0.765。公因子2 下5 個因子之間皮爾遜相關系數均在0.500 以上，P均為0.000，因此各因子之間相關性極顯著，其中了解旅游地的歷史文化與增加對旅游地的了解之間的相關性最大，相關系數達0.729。公因子3 下的5 個因子之間皮爾遜相關系數均在0.290 以上，P均為0.000，因此各因子之間相關性極顯著，其中期望獲得奇遇與和朋友討論旅游經歷之間的相關性最大，相關系數達0.571，跟從他人的旅行決定與遠離熟悉的生活環境之間為弱相關，相關系數為0.298。公因子4 下的5 個因子之間皮爾遜相關系數均在0.500 以上，P均為0.000，因此各因子之間相關性極顯著，其中健康療養與強身健體之間的相關性最大，相關系數達0.648。

第二，不同公因子下的各因子之間的相關性分析。①不同公因子下指標之間的相關系數大多數大于0. 300，表明其兩兩之間呈正相關關系。②相關性較高的因子中，體驗鄉村風俗民情與回歸自然、了解旅游地的歷史文化與增加對旅游地的了解之間的相關性非常高，相關系數分別為0.765、0.729。③弱相關的因子主要集中在將經歷向他人炫耀、跟從他人的旅行決定2 個因子與其他因子的關系。因子將經歷向他人炫耀與健康療養、緩解工作與生活壓力、體驗一種不同的生活方式、了解旅游地的歷史文化、增加對旅游地的了解、強身健體、參加旅游地的節慶和娛樂活動之間為弱相關，相關系數分別為0.199、0.100、0.146、0.189、0.173、0.230、0.227。因子跟從他人的旅行決定與健康療養、緩解工作與生活壓力、體驗一種不同的生活方式、了解旅游地的歷史文化、增加對旅游地的了解、強身健體、休閑與放松身心、享受與朋友和家人同處時光、欣賞田園風景之間為弱相關，相關系數分別為0.251、0.244、0.133、0.113、0.147、0.184、0.132、0.131、0.177。此外，還有結交朋友與回歸自然（相關系數為0.247）、期望獲得奇遇與回歸自然（相關系數為0.260）等因子之間呈弱相關。④不相關的因子主要集中在將經歷向他人炫耀、跟從他人的旅行決定兩個因子與其他因子的關系。因子將經歷向他人炫耀與欣賞田園風景、回歸自然、體驗鄉村風俗民情、休閑與放松身心、體驗一種不同的生活方式、欣賞旅游地的自然景觀之間為不相關，相關系數分別為0.057、0.010、0.003、0.039、0.037、0.018。因子跟從他人的旅行決定與回歸自然、體驗鄉村風俗民情、欣賞田園風景之間為不相關，其相關系數分別為0.089、0.092、0.022，對應的P分別為0.070、0.063、0.600。

2）外部拉動力指標各因子之間的相關性分析。第一，同一公因子下各因子之間的相關性分析。①公因子1 特色資源下的8 個因子之間皮爾遜相關系數均在0.600 以上，P均為0.000，因此各因子之間相關性極顯著，其中原生態鄉村美景與優美的田園風光、當地居民對游客熱情友善與當地的節慶活動之間的相關系數均在0.800 以上，分別為0.823、0.810。②公因子2 服務環境下的5 個因子之間皮爾遜相關系數均在0.500 以上，P均為0.000，因此各因子之間相關性極顯著，其中交通方便快捷與景區非常整潔、交通方便快捷與交通安全很有保障、景區非常整潔與交通安全很有保障、景區非常整潔與旅游設施完善之間的相關系數均在0.800 以上，分別為0.801、0.868、0.810、0.833。

第二，不同公因子下的各因子之間的相關性分析。對拉力驅動量表內不同公因子下的指標之間進行相關性分析，不同公因子下的拉力指標之間的相關系數均大于0.400，表明其兩兩之間呈正相關關系。因此，拉力驅動量表內部正相關性較高。

3 研究結論與建議

3.1 研究結論

通過對旅游者鄉村旅游動機的內部推動力及旅游者鄉村旅游目的地吸引力的外部拉動力樣本數據進行實證研究，得出以下結論。

1）通過對不同人口特征變量的研究對受訪人員進行人口統計學分析。受訪者中，男性的比例低于女性；旅游者多集中在兩個階段，即已婚（小孩未成年）和單身階段；年齡主要集中在18～44 歲；受教育程度主要是本科和碩士及以上，可見旅游者具有較高的文化水平；學生、教師、專業技術人員的占比為職業變量的前三位；個人月收入主要集中在1 000 元以下，其次是1 000～2 000 元，再次是7 000 元以上。

2）旅游者鄉村旅游動機的內部推動力因子為休閑與放松、求知與體驗、感情歸屬、社交與康體。在內部推動力4 個因子中休閑與放松因子方差貢獻率最高，均值也最高，其次是求知與體驗。在所有推力指標21 個因子中排在前11 位的均屬于“休閑與放松”和“求知與體驗”2 個因子。由此可知，旅游者進行鄉村旅游主要是休閑娛樂、放松身心、獲取知識、增強鄉村旅游生活體驗等，同時希望通過出游去了解外部世界，擴大視野，體驗更多與日常生活不同的新鮮經歷。

3）旅游者鄉村旅游目的地吸引力的外部拉動力因子為特色資源、服務環境。在外部拉動力2 個因子中特色資源方差貢獻率最高，均值也最高，服務環境均值稍低，但也達到了4.000 以上。由此可知，旅游地獨特的資源特征及優質的旅游服務環境依然是對游客比較具有吸引力的要素，因此，應加快旅游景點的質量提升和內涵培養，重視資源知名度的塑造和對外宣傳，強化富有特色的地方文化特質，進一步推進基礎設施建設，提高服務環境質量，加快優質鄉村旅游服務質量的步伐，增強旅游者的滿意度與忠誠度。

4）通過對推力驅動量表內不同公因子下的指標之間進行相關性分析，不同公因子下的指標之間的相關系數大多數大于0.300，表明其兩兩之間呈正相關關系；其中休閑與放松、求知與體驗、社交與康體之間及各因子之間均呈正相關關系。因此，推力驅動量表內部正相關性高，推力驅動因素多樣化，其較高的內部一致性表明旅游者進行鄉村旅游時的推力往往呈多樣化的趨勢。同時也發現不相關的因子主要集中在公因子感情歸屬下的2 個因子，將經歷向他人炫耀、跟從他人的旅行決定與部分因子的關系為不相關。

5）通過對拉力驅動量表內不同公因子下的指標之間進行相關性分析，不同公因子下的拉力指標之間的相關系數均大于0.400，表明其兩兩之間呈中度相關關系；因此，拉力驅動量表內部正相關性較高。拉力驅動量表內的指標體現了旅游者進行鄉村旅游的外驅力，其較高的內部一致性表明拉力驅動因素往往共同作用于旅游者的旅游行為，譬如旅游者可能會因為旅游地有節慶活動且交通便利而前往游覽。

3.2 建議

1）確立目標客源市場，吸引客源。確立目標客源市場對于市場的穩定、提供針對性的服務和產品有幫助。同時，隨著旅游業的不斷發展，旅游市場的競爭越來越激烈，優質旅游時代下的旅游市場需求呈現出個性化、多元化、深度化發展趨勢。因此，在此背景下必須對市場進行細分，開展針對性營銷，滿足各細分市場多元化需求，進一步激活鄉村旅游市場需求，吸引旅游者。

2）拓展資源，凸顯特色。在優質旅游背景下，文化應滲透于鄉村旅游產品開發的各個環節，不僅基礎的硬件設施設備應體現當地人文、歷史、地理、民俗文化等，而且一些旅游活動和項目也應突出當地文化和特色，開發符合旅游者需求的突出當地文化的創新鄉村旅游產品，增加可參與性項目、旅游演藝項目等。因此，提升特色文化旅游產品的創新，滿足旅游者多樣化需求，不僅是旅游者的需求，更是優質旅游發展的需要，同時也克服與其他景區資源同質的問題，對支持鄉村旅游可持續發展有重要意義，同時也可提升旅游地的旅游形象。

3）加強公共服務設施的建設與管理。旅游公共服務的構建是滿足人民日益增長的需求的保障，也是順應鄉村旅游發展的必然抉擇。首先，完善公共交通服務［13］，構建便捷化的鄉村旅游交通服務網絡，主要體現在通往旅游景區的便利性、快捷性和安全性等。如通往景區的“小交通”與城際“大交通”之間的連接、通往各景區之間交通道路的連接、通往景區途中的旅游交通標識引導系統等應逐漸完善，為旅游者提供便利，提高旅游體驗的滿意度。其次，完善公共基礎配套設施，創建優質鄉村旅游環境。公共基礎配套設施是優質鄉村旅游發展的基礎，也是旅游者經常投訴的重點，對提升旅游者的滿意度與旅游地競爭力等方面有關鍵作用。