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——以长沙市为例粟路军1 何学欢2
（1．厦门大学管理学院 福建厦门 361005；2．湖南农业大学东方科技学院 湖南长沙 410128）
摘 要：城市居民作为我国游憩市场的主要客源，对其主观幸福感与游憩行为的关系研究对于游憩市场细分具有重要意义。本文以抽样调查方法获得的长沙市居民游憩行为的丰富数据为基础，对其主观幸福感和具体游憩行为进行对应分析，并进行卡方检验，发现主观幸福感与城市居民游憩行为显著相关。其中不同主观幸福感人在游憩交通工具、出游频次、停留时间、游憩花费、住宿选择等方面具有显著差异，而在信息渠道、出游方式、出游距离上差异不明显。
关键词：城市居民；主观幸福感；游憩行为；长沙市［中图分类号］ F59 ［文献标识码］
A ［文章编号］1003-6539(2009)03-0079-08
A Study on Relationship between Subjective Well-being of Urban Residents and Behaviors of Recreation
——A Case Study in Changsha City
Su Lujun 1/ He Xuehuan 2
（1．Management School，Xiamen University，Xiamen 361005，China;
2．Dongfang Science and Technology School，Hunan Agriculture University， Changsha 410128，China）
Abstract：Urban residents have different subjective well-beings and they are main markets of recreation in our country, so studying of
the relationship between the subjective well-being of urban residents and the behaviors of recreation has important significance for the enriching market segment of recreation market. The paper, through the rich data obtained from the sampling survey about the behaviors of recreation of Changsha residents, uses the correspondence analysis method and Chi-square test technology to analyze the relation between the urban residents’ subjective well-being and behaviors of recreation. We find that subjective well-being of urban residents and recreation behaviors have significant relation. Especially, we find that subjective well-being has prominent effect on the aspects of traffic modes, tra
vel frequency, duration of stay, consumption level, accommodation choice, but has little effect on the aspects of information channels, travel modes and travel distance.
Key words：urban residents；subjective well-beings；behaviors of recreation；Changsha city
［基金项目］湖南省社科基金重大项目《湖南省旅游业转型与结构优化升级研究》（07ZDA05）成果之一。［收稿日期］2008 - 11 - 18
［作者简介］ 粟路军（1979～ ），男，湖南邵阳人，厦门大学管理学院旅游管理博士研究生，主要从事旅游市场理
论、休闲经济与管理研究。
何学欢（1983～ ），女，湖南常德人，硕士，湖南农业大学东方科技学院教师，主要从事旅游文化研究。
一、研究背景与研究意义1．研究背景
随着世界经济的快速发展，闲暇时间的持
续增加，国外游憩业已十分发达，美国居民已有1/3的时间用来休闲，1/3的收入用于休闲，1/3土地面积用来发展休闲游憩产业。与此同时，人们越来越关注生活质量问题，主观幸福感作为积极
心理学研究的一个重要组成部分，受到了广泛的关注。研究者们把居民主观幸福感与旅游活动联系起来进行研究，开阔了旅游研究新视野，并取得了丰硕的研究成果。代表性的研究有：Tinsley 认为通过体验休闲（experience leisure），可以使个体一些心理需求(psychological need)得到满足［1］；Neulinger提出休闲的缺失（lack of leisure）将会导致人们生活质量（quality of life）的降低［2］。Argyle and Crossland、Hills and Argyle从多种不同的研究中，发现了积极的休闲经历（positive leisure experiences）可以产生积极情绪（positive moods），进而提高旅游者的主观幸福感［3，4］；Tim A.Bentley 和StephenJ.Page 在分析新西兰探险旅游的范围时，提出用旅游者幸福感来描述一个新出现的研究范例［5］；David Gilbert 和Junaida Abdullan在对比度假者与非度假者时，发现度假者的幸福感要高于非度假者［6］。国外学者对居民主观幸福感与旅游关系的研究，充分体现了旅游研究的人文关怀思想。
我国旅游业现已基本进入本地休闲游憩活动的兴起与发展阶段，尤其是以近郊乡村旅游为代表的游憩活动已成为城市居民经常性的消费活动［7］。为了满足旅游业实际发展的需要，国内旅游学界掀起了游憩研究热潮，取得了大量成果。这些研究涉及的内容相当广泛，包括游憩地开发、发展对策、规划设计、游憩环境、游憩市场等。如吴必虎定义了环城游憩带，并以上海为例，对环城游憩带形成要素
、土地利用特征和空间结构进行了研究［8］。苏平等对北京环城游憩带旅游地类型进行了划分，并分析了其空间结构特征［9］。楼嘉军、史萍对上海中央游憩区特征及发展对策进行了研究［10］。彭顺生对穗港澳居民环城游憩行为进行了比较研究［11］。粟路军、许春晓认为城市居民环城游憩存在理想距离，并对其形成机理进行了系统动力学分析［12］。对居民主观幸福感与旅游活动的关系，只有许春晓、王亮以长沙市为例，对城市居民主观幸福感与出游意向进行了研究，并取得了重要研究结论［13］。专门针对居民主观幸福感与游憩行为关系的研究成果还未见到相关报道。与国外相比，国内有关居民主观幸福感与旅游关系的研究显然不足。
2．研究意义
从前面论述可知，在国内已有的研究成果中，以实证方式从主观幸福感和游憩行为的关系以及不同主观幸福感的游憩行为规律进行市场细分研究的研究成果尚未见到报道。不同幸福感的人游憩行为存在一定差异性，故以实证研究的方法研究主观幸福感对城市居民游憩行为的影响，在理论上对于完善游憩市场细分理论具有重要意义，有利于科学地认识游憩市场规律；实践上对于指导游憩企业进行准确市场细分、市场科学定位、寻目标市场等具有重要指导作用。
二、研究设计与研究方法
1．研究对象
长沙是湖南省的省会，全省的政治经济文化中心，城市人口200万以上，属于大型城市。2005年长沙城市居民人均年可支配收入12434元，人均月可支配收入约为1036元。2005年长沙市周边游憩点接待总人数达到625.76万，总收入超过4.74亿元。2006年春节黄金周，长沙市以农家乐为代表的环城游憩旅游十分火爆，各农家乐经营户接待游客总量超过10万人次，经营收入近千万元，被《中国旅游报》誉为“全国农家乐旅游最火的城市”。因此，选取长沙市作为研究对象，具有典型的代表性。
2．研究变量选取与研究假设提出
（1）研究变量选取
本研究变量分为两大类，一类是主观幸福感变量，另一类为游憩行为变量。其中主观幸福感变量根据国际研究成果和国内实际情况，将其分为非常幸福、幸福、不幸福、非常不幸福等4种主观幸福感类型，主观幸福感变量设置在问卷第一部分（城市居民人口学特征）中；游憩行为变量包括信息渠道、出游方式、交通工具、出游距离、停留时间、游憩花费、住宿选择等八大基本变量，游憩行为变量为问卷第二部分内容。其中信息来源包括旅行社、报纸杂志、亲友介绍、旅游宣传册、电视、网络、其他等7个因子；出游方式包括旅行社组织、一个人、同家人一起、亲友结伴、单位组织、其他等6个因子；交通工具包括自行车、长途汽车、摩托车、火车、自
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家车、单位车、出租车、公交车、其他等9个因子；出游距离包括1小时之内、1～2小时、2～3小时、3～4小时、4小时以上等5个因子；出游频次包括1次/年、2次/年、3次/年、4次/年、5次以上/年等5个因子；停留时间包括1天、2天、3天、4天、5天及以上等5个因子；游憩花费包括每次人均花费小于等于199元、200～399元、400～599元、600～799元、800～999元、1000元以上等6个因子；住宿选择包括旅馆招待所、亲友家、宾馆、农家、小别墅等5个因子。
（2）研究假设
根据本文研究目的，提出如下假设：
H
：城市居民主观幸福感与游憩行为显著相关，不同主观幸福感人的游憩行为具有显著差异性。
游憩行为包括信息渠道、出游方式、交通工具、出游距离、出游频次、停留时间、游憩花费、住宿选择等8个方面，因此，提出如下分假设：
H
01
：不同幸福感人游憩信息来源具有显著差异。
H
02
：不同幸福感人游憩出游方式具有显著差异。
H
03
：不同幸福感人游憩交通工具具有显著差异。
长沙市内旅游景点H
04
：不同幸福感人游憩出游距离具有显著差异。
H
05
：不同幸福感人游憩出游频次具有显著差异。
H
06
：不同幸福感人游憩停留时间具有显著差异。
H
07
：不同幸福感人游憩花费水平具有显著差异。
H
08
：不同幸福感人游憩住宿选择具有显著差异。
3．研究方法
为了解城市居民主观幸福感与游憩行为的关系，本文采用SPSS15.0的对应分析方法与卡方检验技术。对应分析也称为相应分析，是在R型和Q型因子分析的基础上发展起来的一种多元统计方法。它首先由法国统计学家J.P.Beozecri于1970年提出。对应分析借助列联表独立性检验中卡方统计量的计算方法，对原始矩阵进行转换，得到一个规格化的“概率”矩阵，使数据资料具有对称性，同时也将尺度变量变换成名义变量。当数据资料具有对称性时，量纲的差异也就被消除了，R型和Q型因子分析之间就建立起联系，在做R型因子分析时也就同时完成了Q型因子分析的工作，克服了由于样品容量大所带来的Q型因子分析计算量大的困难。另外，根据R型因子分析和Q型因子分析的内在联系，可在同一个坐标轴图形中将指标和样品同时反映出来。图形中邻近的变量点表示它们关系密切，可分为一类；同时，邻近的样品点表示它们关系密切，可归为一类，而且属于同一类型的样品点可用邻近的变量点来表征。对应分析的目的之一是在同时描述各个变量分类间的关系时，在一个低维空间中对对应表里的两个名义变量间的关系进行描述。对每个变量而言，图中分类点间的距离反映邻近有相似分类图的各类之间的关系。一个变量在从原点到另一个变量分类点的向量上的投影点描述了变量间的关系［14］。对应分析利用降维思想，通过分析原始数据结构，旨在以简洁、明了的方式揭示属性变量之间及属性变量各种状态之间的相关关系。对应分析的一个特点就是可以在一张二维图上同时表示出两类属性变量的各种状态，以直观地描述原始数据结构［15］。
三、调研过程与样本背景
1．调研过程与数据库的形成
本文的抽样调查，充分考虑了客源的时空差异性，以保证所获基础数据的代表性和可靠性。调查选取了长沙市辖区内的芙蓉、开福、天心、岳麓、雨花5区和长沙、宁乡、望城3县及浏阳一市所有具有代表性的游憩景点作为调查对象，分别代表了自然风光型、文物古迹型、宗教朝拜型、运动康体型、悠闲度假型、生活体验型与娱乐放松型游憩场所。调查时间从2007年2月开始，到12月结束，历时11个多月；代表了春、夏、秋、冬四季，获得了周一到周五工作日、周末双休日、“五一”黄金周、“十一”黄金周等代表性时段内的样本。调研采取问卷留置法，在各游憩景点由景点工作人员实施，强调调查时机
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的选择，要求让被访者在游憩活动结束时，利用休息时间填写，以最大限度地提高问卷的质量。本文问卷先后分4次发放，每次发放500份，共发放问卷2000份。第一次发放时间是2月初，共发放500份；第二次发放时间是5月初，同时收回第一次发放的问卷；第三次发放时间是8月初，同时收回第二次发放的问卷；第四发放时间是11月初，同时收回第三次发放的问卷；第四次发放的问卷在12月底收回。4次共回收问卷 1680份，回收率为84.00%，去掉信息不完整等原因造成的无效问卷，共有有效问卷11
12份，有效率为66.19%。调查结束后，将1112份有效问卷输入SPSS15.0软件，形成数据库。
2．样本背景
在抽样调查的1112份有效问卷中，从性别看，比例较均衡；从年龄看，主要集中在25岁至44岁之间，小孩与老人较少；从文化程度看，高中及以上程度者占绝大多数；从收入水平看，主要以家庭人均月收入在1000~1999元为主；从职业看，各种职业的从业人员都有，并且相对均衡；从家庭结构看，两人世界（22.48%）与三口之家（36.96%）所占比例较大。从样本背景可以看出，本次调查在每个人口学特征上均有较大样本分布，符合统计需要与软件使用要求，因此，本文调查具有典型代表性①。
四、主观幸福感与游憩行为关系分析
1．主观幸福感与信息渠道关系
对主观幸福感与信息来源两个变量进行对应分析，卡方检验值为24.120，对应P值为0.151，大于给定显著性水平值α=0.05，接受原假设，说明主观幸福感和信息渠道没有显著相关关系，即不同幸福感人游憩的信息来源差异不明显。但对图1进一步观察仍然可以发现细微差异，非常幸福人距离报纸杂志与旅游宣传册较近，说明报纸杂志与旅游宣传册是非常幸福人游憩的主要信息来源；幸福人与电视、网络、亲友介绍距离较近，表明这3类媒体是幸福人的重要信息来源；不幸福人距离旅行社
最近，说明不幸福人主要通过旅行社获取游憩信息；不幸福人距离其他类人均较远，说明此类人游憩信息渠道差异较大。
图1 城市居民主观幸福感与旅憩信息渠道对应分布2．主观幸福感与出游方式关系
对主观幸福感与出游方式两个变量进行对应分析，卡方检验值为13.446，对应P值为0.553，大于给定显著性水平值α=0.05，接受原假设，说明主观幸福感和出游方式没有显著相关关系，即不同幸福感人的出游方式差异不明显。但从图2进一步观察仍然可以发现细微差异，非常幸福人与幸福人几乎在一条线上，可归为一类，并与同家人一起、亲友结伴、单位组织较近，说明这3种出游方式是这两类人游憩的主要形式；不幸福人离一个人出游最近，说明一个人出游是不幸福人的主要游憩方式；非常不幸福人距离其他3类人和各种出游方式均较远，说明非常不幸福人较为特殊。由此可见，幸福感强的人更倾向于团体的出游方式。
图2 城市居民主观幸福感与游憩出游方式对应分布3．主观幸福感与交通工具关系
对主观幸福感与交通工具两个变量进行对应分析，卡方检验值为36.611，对应P值为0.048，小于给定显著性水平值α=0.05，拒绝原假设，说明主观幸福感和交通工具具有显著相关关系，即不同幸福感人的游憩交通工具具有明显差
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异。从图3可以发现，4类人分布很散，说明他们游憩的交通工具差异明显。具体来看，非常幸福人距离自家车、自行车很近，说明这两种交通工具是非常幸福人游憩的主要交通工具；幸福人距离长途汽车、出租车、摩托车等3类交通工具很近，表明这3种交通工具是其重要的游憩交通工具；不幸福人相对接近公交车，说明公交车是其游憩的重要交通工具；非常不幸福人距离火车较近，说明火车是该类人重要的游憩交通工具。由此可见，幸福感强的人较多使用费用昂贵的游憩交通工具。
图3 城市居民主观幸福感与游憩交通工具对应分布4．主观幸福感与出游距离关系
图4 城市居民主观幸福感与游憩出游距离对应分布对主观幸福感与出游距离两个变量进行对应分析，卡方检验值为16.797，对应P值为0.157，大于给定显著性水平值α=0.05，接受原假设，说明主观幸福感和出游距离没有显著相关关系，即不同幸福感人的出游距离差异不明显。但从图4进一步观察仍然可以发现细微差异，非常幸福人与幸福人距离较近，可归为一类，并与出游距离1小时之内、1～2小时、4小时以上较近，说明这3种出游距离是这两类人的主要游憩距离选择；不幸福人离2～3小时出游距离最近，说明不幸福人出游距离主要集中在2～3小时车程；非常不幸福人距离3～4小时出游距离较近，说明非常不幸福人出游距离主要集中在3～4小时车程。
5．主观幸福感与出游频次关系
对主观幸福感与出游频次两个变量进行对应分析，卡方检验值为27.619，对应P值为0.006，小于给定显著性水平值α=0.05，拒绝原假设，说明主观幸福感和出游频次具有显著相关关系，即不同幸福感人游憩频次具有明显差异。从图5可以发现，不同幸福感的人分布非常分散。非常幸福人与幸福人在一条线上，且距离较近，可归为一类，且距离1次、2次很近，说明这两类人出游频次主要集中于1次、2次。不幸福人距离出游频次3次较近，说明不幸福人出游频次主要为3次。非常不幸福人离其他3类人很远，且距离各出游频次均较远，说明这类人很特殊。而频次为4次、5次及以上距离各类人均较远，说明城市居民出游频次一般还没达到4次及以上。
图5 城市居民主观幸福感与游憩出游频次对应分布6．主观幸福感与停留时间关系
对主观幸福感与停留时间两个变量进行对应分析，卡方检验值为28.805，对应P值为0.011，小于给定显著性水平值α=0.05，拒绝原假设，说明主观幸福感和停留时间具有显著相关关系，即不同幸福感人出游距离具有明显差异。从图6可以发现，幸福感与停留时间表现出负相关关系，即幸福感越强，停留时间越短。具体来看，非常幸福人距离停留时间为1天与2天较近，表
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