基于因子分析的新假释制度影响居民休闲旅游行为研究

基于因子分析的新假释制度影响居民休闲旅游行为研究

1节假日调整与旅游市场1999年，国务院调整了传统的法定节假日，形成了三个每周三周的“五一”和“十一”。这种休假安排为居民出行、购物和休闲提供了时间上的便利,为拉动内需、促进经济增长作出了积极贡献。但随着时间的推移和经济社会的进一步发展,黄金周休假制度逐步暴露出一些问题:传统文化特色仍显缺乏,节假日安排过于集中对自然景观和历史文化遗迹造成了破坏,不利于政府、企事业单位和学校的正常运转等。在旅游业方面,黄金周休假制度有效活跃了国内旅游消费市场,对促进旅游业发展起到了立竿见影的效果,但同时黄金周假日旅游弊端也日益凸显,交通拥挤、住宿紧张、景区超载、安全隐患增多,影响了旅游者的旅游质量和旅游地的环境质量。为了解决黄金周的负面影响,国家有关部门经过一年多的多方研究论证比较,基本形成了国家法定节假日调整方案,由国务院于2007年12月17日正式公布,主要包括:取消“五一”黄金周,改为放假一天;将清明、端午、中秋增为法定假日,加上原有的元旦,5个假日允许周末上移下错,形成5个三天的小长假;颁布《职工带薪年休假条例》,保障实施带薪休假;“十一”长假和春节长假保留,春节长假前挪一天,将除夕包含在内(对两个长假本文暂不分析)。近年来,一些学者展开了节假日调整对旅游影响的研究。程遂营指出,随着休假制度不断的调整,居民休闲旅游的需求在扩大,我国的旅游发展正在经历着由观光旅游向休闲旅游的转变,休闲旅游成为旅游者越来越重要的旅游方式。陈世斌认为休闲旅游作为一种旅游方式和休闲活动内容越来越受到重视,并运用旅游地理学分析方法发现,影响人们进行休闲旅游的因素最重要的是时间因素、交通因素和学习因素。张建通过实证分析得出沪渝两地的假日出游市场的共性特征、差异性特征和个性特征。刘泽华等以中山陵园景区为例,对黄金周制度导致的旅游需求的变化进行实证分析,认为黄金周制度对旅游需求增长的作用明显,同时影响旅游地季节性变化。张朝枝等认为,休假制度是影响城镇居民出游时间的重要因素,并以武陵源为例,以4个连续3年期限代表我国休假制度的不同时期,分析比较遗产地客流变化规律,研究得出休假时间的集中化趋势增加了该时段的客流量,但对遗产地全年的客流季节性并无显著影响。由此可见,节假日调整对旅游方式、旅游需求、旅游客流季节性等方面产生一定的影响。本次节假日调整对居民休闲旅游行为也将产生一定影响,居民对节假日调整已表达出不同的意见和看法,虽然国家发展和改革委员会就节假日调整展开了网络调查,但大都网民认为调查的问题过于简单,难以完全展示自己的意愿。基于以上思考,本文拟以上海、杭州和苏州为案例地,通过实地抽样调查,从经济发达的城市居民角度出发,深入分析节假日调整对居民休闲旅游的影响感知,以期把握在新节假日实施后居民休闲旅游行为新的变化趋势,为开发适销对路的新休闲旅游产品和开拓旅游新市场提供有益的参考价值。2研究设计2.1家庭休闲旅游感知的数据分析根据研究需要,参考国内外有关文献设计了市场调查问卷。问卷内容包括四部分:第一部分是居民人口学特征;第二部分是黄金周休假制度对居民休闲旅游行为影响;第三部分是居民对节假日调整的影响感知,由增加传统节日为法定假日,实施5个小长假,实施带薪休假和取消“五一”长假等4个维度40个影响指标构成,采用李克特量表要求应答者用1(非常反对)~5(非常赞成)的等级方法来表明自己对表述的回复;第四部分是居民对节假日调整的总体评价态度。调查时间为2007年11月17日~12月2日。调查对象为经济发达地区的城市居民。以上海为核心的长江三角洲是我国经济发达地区之一,也是我国国内旅游三大客源地之一,旅游需求强,因此,以上海、杭州和苏州为案例地研究经济发达地区城市居民对节假日调整影响休闲旅游的感知具有一定代表性。调查地点选择市民在休闲时间出行集中的商业游憩区和休闲游憩区,上海在闵行区欧尚大型超市和长风公园;杭州在西湖社区的武林广场和西湖游憩景区;苏州在观前街和石路商贸游憩中心、湖滨新天地与金鸡湖广场。问卷共发放900份,通过回收、审核共获得有效问卷644份,其中:上海202份,杭州193份,苏州249份,有效率为71.56%。2.2从职业结构和文化程度看性别方面,男性占56.55%,女性占43.45%。年龄方面,25~44岁的居民比例最高,达到39.09%,其次是15~24岁,占到29.61%,再次是45~64岁,这三个年龄段的累计比重达到89%,而14岁以下和65岁以上的比例偏低,累计比重为11%。从职业结构看,主要以私企员工、学生、离退休人员、国企员工、自由职业者、外企员工和事业单位工作者为主,累计比重达到81.02%。在文化程度方面,高中以上的居民总比例为88.04%,其中受过高等教育的居民比例68.13%,占绝对优势。从收入结构看,月均收入1500元以下的比重为39.66%,1500~3000元占到33.40%,3001~5000元占到19.54%,二者累计达到52.94%,5001~8000元和8000元以上累计比重为7.4%。2.3统计数据的适用性检验利用SPSS11.0软件对调查问卷进行统计分析。首先,利用因子分析法对“增加传统节日为法定假日”、“实施五个小长假”和“实施带薪休假”3方面30个变量进行分析。根据因子分析提取公因子的标准,只保留特征值(Eigenvalues)大于1的公因子。因子分析的前提条件是各变量间必须具有相关性,否则,各变量间没有共享信息,就不应当有公因子需要提取,KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)检验各变量观测值之间的相关性,当KMO大于0.7时,做因子分析的效果较好。研究发现,“增加传统节日为法定假日”、“实施五个小长假”和“实施带薪休假”3方面的KMO统计分别是0.893、0.851和0.827,说明统计数据适合做因子分析。为确保整个问卷和一组问题间的内在一致性,利用信度指标来评价,常用的是克朗巴哈(Alpha)系数,即A系数。本项研究的A系数都大于0.7,与Nunnally推荐的0.7的标准系数相符,说明调查使用的问卷具有良好而稳定的同质信度。在因子分析中,公因子方差比在0~1之间,取值越大,说明该变量能被公因子说明的程度越高,公因子方差比大于0.5的视为有效指标。研究发现,方差正交旋转后,“改善旅游服务质量”和“使交通、旅游和休假资源得到充分合理的利用”两项测量指标的公因子方差比小于0.5,表明这两项指标中信息被公因子提取出的比例较低,于是将其剔除出量表。另外,描述取消“五一”长假的10个变量的KMO为0.523,说明10个变量间的相关性较小,不适合做因子分析,因此利用方差分析法对这10个变量进行差异分析。其次,利用单因素方差分析法(one-wayANOVA),检验不同人口学特征群体以及3个城市居民关于新休假制度(为了便于说明问题,将“增加传统节日为法定假日”、“实施五个小长假”和“实施带薪休假”3个方面归纳为新休假制度)和取消“五一”长假对居民休闲旅游行为的影响感知是否存在统计学意义上的显著差异(significantdifferent),一般地,显著性系数(P-值)小于0.05则表明存在显著差异。3分析与发现3.1居民对新假期制度的影响3.1.1提取公因子表1显示,在增加传统节日为法定假日的影响指标上,8个变量集中在3个公因子上,这3个公因子累计方差贡献率为79.228%,表明用这3个公因子代替原有的8个变量,可概括原始变量所包含的79.228%的信息,解释效果比较理想;公因子方差比在0.64~0.88之间,表明各变量中信息分别被公因子提取出的比例较高。第一个公因子在“弘扬传统文化,树立传统节日品牌”、“发扬传统节日文化遗产,有助于达成民众情感的和谐”、“深入认识传统文化,增强民族自豪感”等影响因子载荷均较高,反映了传统节日被列为国家非物质文化遗产后,居民越来越重视传统文化的传承和发扬,因此可称为“传承文化”公因子。第二个公因子在“增加传统节日产品的购物选择”、“参与和体验传统节日娱乐消费活动”和“进行有传统节日特色的短线周边游”等影响因子载荷相对较高,反映了在传统节日增加为法定节日后,居民对具有传统节日特色的产品消费需求会有所增加,因此可称为“拉动消费”公因子。第三个公因子在亲情和友情影响因子载荷较高,反映了居民认为增加传统节日为法定假日有利于增强人与人之间情感交流的融洽度,故称为“增强情感”公因子。3.1.2小麻黄的公因子在实施5个小长假的影响指标上,13个变量主要集中在4个公因子上,这4个公因子累计方差贡献率为70.856%,4个公因子可概括13个原始变量所包含的70.856%的信息,解释效果比较理想,公因子方差比在0.59~0.87之间,表明各变量中信息分别被公因子提取出的比例较高。由表1可知,居民对实施5个小长假的影响感知的第一个公因子在“缓解景区过度拥挤”、“缓解交通过度拥挤”、“缓解饭店宾馆住宿紧张的局面”和“提高就餐环境和餐饮质量”4项中具有较大的因子载荷,说明小长假的实施有利于分散客流,在一定程度上缓解黄金周所引发的游客过度拥挤的问题,提高游客的旅游质量和满意度,因此可称为“出游质量”公因子。第二个公因子在“改善旅游地的自然环境质量”、“促进旅游资源的保护”和“减少旅游地的污染”3项中具有较大的因子荷载,反映了居民认为小长假有利于保护旅游地资源和环境,可称为“环境保护”公因子。第三个公因子与“出行时间有更大自由选择性”、“增加更多出游机会”和“主要选择中短程旅游线路”等因素关系密切,反映出小长假为出行时间和出游范围提供了更多的选择,因此称为“出行决策”公因子。第四个公因子与“休假太分散,不好安排活动”、“出行时间太短,玩得不尽兴”和“不利于远程旅游”等因素关系密切,反映出居民认为小长假对出游会带来一定的负面影响,故称为“消极影响”公因子。3.1.3带薪休假效果的公因子在实施带薪休假的影响指标上,7个变量主要集中在2个公因子上,其累计方差贡献率为64.494%,可以概括原始7个变量所包含的64.494%的信息,解释效果也较理想,公因子方差比在0.54~0.86之间,表明各变量中信息分别被公因子提取出的比例较高(表1)。居民对实施带薪休假制度的影响感知的第一公因子在“有利于保证公民休息权”、“提高国民享受假期的质量和水平”、“有利于公众享受个性化的黄金周”和“缓解旅游业的淡旺季”等方面载荷均较高,体现了带薪休假给居民休闲旅游行为带来积极的正面效应,因此称为“休假效应”公因子。第二个公因子与“您单位实施的可能性较大”、“有保障机制保障带薪休假实施”以及“有监督机制监督带薪休假实施”等因素关系密切,反映了居民对带薪休假的实施可能性、实施的保障机制和监督机制的感知,反映居民期待带薪休假制度的真正落实的态度,因此称为“休假保障”公因子。3.2不同人口学特征对新假日制度的影响3.2.1新增加的节假日主要以开发新的趋势为导向不同职业群体对新休假制度影响感知的显著性差异表现在4个公因子上(表2),分别是“出游质量”、“环境保护”、“出行决策”和“休假效应”。对于“出游质量”公因子,学生、务工人员和离退休人员得分较低,表明这类群体认为实行小长假对于缓解交通、住宿、就餐等拥挤情况的作用不明显,学生利用寒暑假和黄金周出行,务工人员在年底回家,而这些时间都是出行比较拥挤的时候,离退休人员因身体状况不好,稍微人多就认为拥挤,因此有拥挤的心理印象,认为新增加的节假日还会比较拥挤,“出游质量”难以改善;国企员工、教师、公务员、外企、事业单位人员以及家庭主妇等群体得分较高,认为新增加的节假日能够起到分流作用,避免拥挤,对“出游质量”持积极态度。在“环境保护”方面,国企员工、公务员和外企员工得分较高,这3类群体工作节奏快,劳动强度大,容易产生压抑心情,为了从工作的劳累与紧张中解脱出来,希望到气候宜人、空气清新、没有污染的旅游地放松身心,这就对环境的要求高,分散的5个小长假比集中的黄金周在环境保护方面作用明显,这些群体对此感知明显,评价较高。在“出行决策”上,自由职业者、家庭主妇和离退休人员的赞同度较低,主要原因是这些群体时间充裕,自由选择出游的机会多,因此对于小长假会增加“出行”自由度的认识不很明显;而公务员、教师、国企员工、外企员工、事业单位人员和私企员工等群体感知明显,这些群体受工作时间的限制,出游自由度比前面3类群体相对要小,因此认为小长假会增加更多的出游机会,尤其是中短程旅游的机会。在“休假效应”方面,国企员工、教师、公务员和外企员工对“休假效应”得分较高,主要原因是这几类职业的单位实行带薪休假的可能性很大,休假权力能够得到保障,同时对带薪休假所带来的好处感知明显。自由职业者、家庭主妇、离退休人员、学生和务工人员等群体享受带薪休假可能性较小,所以对带薪休假的利处认识不明显。3.2.2对带薪休假的感知从表3可以看出,不同收入群体在“休假效应”、“休假保障”、“拉动消费”和“环境保护”感知因子中表现出差异性。对于“休假效应”和“休假保障”两个公因子,不同收入群体的感知差异明显,且具有相同规律,5000元以上的中高收入群体得分较高,一般地,公务员、国企员工、外企员工等收入相对较高,单位较好地落实带薪休假,所以对带薪休假制度的实施保障很肯定,同时对带薪休假所带来的好处感知也很明显,因此对“休假效应”和“休假保障”持积极态度,而3000元以下的中低收入群体得分较低,主要包括自由职业者、家庭主妇、离退休人员、务工人员和学生等,这些群体认为带薪休假制度实施在他们身上的可能性不大,且缺乏必要的带薪休假的保障机制,因此对“休假保障”感知不明显。在“拉动消费”公因子中,不同收入群体间的差异明显,一般地,个人收入与消费是成正比,既收入越高,消费欲望越强,因此,5000元以上的中高收入群体得分较高,对传统节假日“拉动消费”感知明显,相反3000元以下中低收入群体对“拉动消费”感知不明显。在“环境保护”方面,5000元以上的中高收入群体认为分散的五个小长假比集中休假的黄金周在环境保护方面作用明显,因此得分较高,而中低收入群体对此感知不明显。3.2.3不同年龄人群的责任承担问题表4显示,不同年龄段群体对新休假制度的影响感知没有显著性的差异。其中“休假保障”、“消极影响”和“出行决策”3个公因子显著性系数(P-值)接近于“P-值<0.05”标准,相对来说这3个公因子比其他的差异程度略微明显。对于“休假保障”公因子,“25~44岁”和“45~64岁”两个年龄段评价相对高些,因为这两个年龄段享受带薪休假的可能性较大,而其他3个年龄段基本上没有带薪休假,所以感知不明显。在“消极影响”方面,“14岁以下”、“45~64岁”和“65岁以上”3个年龄段得分相对较低,主要原因是这3个年龄段部分群体因年龄太小或太大,出游受生理影响较大,要求出游尽量不要拥挤,5个小长假使出游时间分散,从而保障了出游安全。在“出游决策”方面,“25~44岁”和“45~64岁”两个年龄段评价相对高些,主要原因是这两个年龄段受工作时间限制以及生活杂事繁多,自由时间比其他年龄段要少,所以,认为5个小长假为出行提供了更多机会和更大选择性。3.3不同人口学特征的群体对《五一记》一文的影响3.3.1对于“取消‘十五’”的感知“取消‘五一’长假”对居民休闲旅游行为的影响表现在10个方面,其中在5个影响因子中存在较明显的职业差异性(表5)。对于“取消‘五一’长假”会“使‘十一’和春节返乡票更加难买,票价更贵”的影响感知,学生的赞成度是最高的,说明学生潮是每年春节返乡的主流队伍,在历年回家的经历中,深刻体会“买票难、坐车难”,由此学生对这评价的得分值最高;务工人员为了节省来回车费,回家次数不频繁,很可能一年就回家一次,而家庭主妇平时很少出门,所以这两类职业对此评价的得分是最低。对于“会使得‘十一’和春节长线旅游压力增大,旅游价格继续攀升”的感知,家庭主妇和务工人员分值最低,主要是因为务较少出游,对旅游没有实际的感知印象;而公务员和国企员工的分值也较低,主要原因是他们的福利一般都较好,收入较高,旅游需求价格弹性较低,对于旅游价格不敏感。对于“取消‘五一’长假”会“抑制人们渴望旅游的需求”的影响感知,其中务工人员实现旅游的条件不成熟,家庭主妇、自由职业者的时间较自由,公务员、外企员工和教师的职业福利好(如奖励旅游、带薪休假制度、寒暑假),所以对此的影响感知不明显。私企员工、事业单位人员、国企员工和学生平时都比较注重新知识的积累,对于“取消‘五一’长假”会“让公众减少一次自我充电学习的机会”的感知明显,均值得分较高;而务工人员和离退休人员对此感知不明显,务工人员文化程度不是很高,对学习欲望不强,而离退休人员学习时间非常多,不在乎在“五一”这段时间。对于“取消‘五一’长假”使得“公众的文化生活习惯和休息固有模式打乱了”,自由职业者、家庭主妇、学生、离退休人员和务工人员因生活规律受公共假期的约束不明显,“取消‘五一’长假”对文化生活习惯和休息固有模式没有太大影响,因此,对该项感知不明显。3.3.2“p-值”的比较由表6可知,不同收入群体对取消“五一”长假的影响没有显著差异,其中“使‘十一’和春节返乡票更加难买,票价更贵”、“‘十一’和春节长线旅游压力增大,旅游价格继续攀升”和“公众的文化生活习惯和休息固有模式打乱了”3个影响因子的显著性系数(P-值)接近于“P-值<0.05”标准,说明这三个影响因子比其他的差异程度略微明显。在“使‘十一’和春节返乡票更加难买,票价更贵”和“‘十一’和春节长线旅游压力增大,旅游价格继续攀升”方面,“5001~8000元”和“8000元以上”两个群体的感知不明显,因为这两个群体收入高,需求价格弹性低,选择高档次的交通方式能力和欲望强,对旅游价格高不敏感,且实现带薪休假可能性非常大,时间选择性强,所以对这两个影响因子评价较低。对于“公众的文化生活习惯和休息固有模式打乱了”,“1500元以下”、“1500~3000元”和“3001~5000元”3个收入群体的得分相对较高,这些群体大部分属于工薪阶层,工作、生活和休息比较有规律,对取消“五一”长假打乱文化生活习惯和休息固有模式的感知明显。3.3.3取消“十五”私家车是影响学生的主要原因表7显示,不同年龄段的居民对“使在外地求学的学生减少与亲人团聚的机会”的因子有显著差异。其中15~24岁年龄段组的得分最高,因为在外地求学的学生主要在这年龄段,而65岁以上群体的得分处于第二位,因为老年人注重亲情,平时孤身在家,特别盼望亲人常回家,增加情感交流。对于取消“五一”长假对婚庆的影响因子,25~44岁年龄段的群体均值得分最高,主要原因是办婚宴主要集中在这个年龄阶段,认为取消“五一”长假使“十一”和春节的婚庆更加繁忙。在“使平日辛劳的上班族不能得到充分的休息调整”和“公众的文化生活习惯和休息固有模式打乱了”两个因子中,25~44年龄段和45~64年龄段是得分最高的群体,这主要是因为上班族一般在这两个年龄段,上班族因工作紧张,生活事务繁重,生理和心理压力都很大,所以希望能得到充分的休息调整,而取消“五一”长假使得这两个群体失去一次休整机会,打乱了生活习惯和休息固有模式,因此对这两个因子感知明显。3.4三个城市居民对公共休息日适应的影响3.4.1上海参与了一个方面、组织聚合收入的概念,其消费效果则认为,对于传统的生活拉动消费。在文化的基础上,上海上海、杭州和苏州的居民对新休假制度的影响感知的显著性差异表现在“拉动消费”、“出行决策”、“休假效应”和“休假保障”4个公因子上(表8)。对于“拉动消费”公因子,上海居民,认为增加传统节日为法定假日对拉动消费的有较强作用,这是因为上海经济发达程度高于杭州和苏州,其居民收入水平也较高,消费需求强,因此对增加传统节日为法定假日拉动消费的感知更明显。在“出行决策”上,上海居民的赞同度较高,主要原因是上海经济发达、居民工作压力和生活节奏明显强与其他两个城市,居民选择中短程出游来放松身心的欲望更强,增加5个小休假为居民提供了更多的出游机会和更大的出游时间自由选择性。在“休假保障”方面,上海和杭州居民的评价较高,主要原因是上海是我国国际化大都市,经济发达、外企较多,带薪休假执行得较好;杭州城市定位为“东方休闲之都”,城市休闲环境优良,带薪休假保障机制和监督机制比较完善。由于上海和杭州居民带薪休假能得到很好的保障,认为带薪休假的益处得以充分体现,因此,对“休假效应”的评价也较高。3.4.2学生不同时间点交通压力测试表9显示,上海、杭州和苏州的居民对取消“五一”长假的影响感知差异表现在“使‘十一’和春节返乡票更加难买,票价更贵”和“平日辛劳的上班族不能达到充分的休息调整”两个方面。对于“使‘十一’和春节返乡票更加难买,票价更贵”影响因子,上海居民得分最高,主要原因是,上海是我国最发达的城市之一,经济发达和高收入水平等因素吸引大量的人才到上海,所以,上海成为我国人口最密集的城市之一,在节假日期间出行的交通压力大,能否买到交通票是人们出行非常担心的问题,取消“五一”长假,使得返乡和远程旅行的人会集中到“十一”和春节,使交通票更加紧张,所以,上海居民对该因子感知明显强于杭州和苏州居民。在“平日辛劳的上班族不能达到充分的休息调整”方面,上海居民评价较高,主要原因是上海居民比杭州和苏州居民的工作节奏更快,生活压力更大,对于利用“五一”长假来调节身心,消除疲劳的欲望更强烈。3.5居民对休息日的整体评估3.5.1公众对取消“十五”a转向“旅游”的信心居民对于取消“五一”长假的总体评价均值得分为2.94,“非常反对”和“反对”的累计比重为32.35%,国家发展和改革委员会对网民调查结果是,“反对取消”的比重达到30.86%,从两次调查结果表明,一些公众对于取消“五一”长假是比较抵触的。主要原因是担心取消“五一”长假会减少居民长途探亲和远程旅游的机会,但公众实际行为与担心并不一致。本次调查结果显示,在以往实行三大黄金周休假制度的年份中,1年中没有利用黄金周和只利用1个黄金周实现长途探亲比重最高,累计比重为62.1%。在黄金周期间选择不出去旅游的居民有33%,选择出去旅游一次的居民有35.3%,两种情况的累计比重接近70%;而在出游的群体中,只有5.1%的旅游者选择了1500km以上远程旅游地。可见,取消“五一”长假对长途探亲或远程旅游的实际影响并不大。3.5.2居民旅游需求的现状居民对于实施5个小长假总体评价的均值得分为3.66,“赞成”和“非常赞成”的累计比重为67.8%,与国家发展和改革委员会的网民调查结果(支持比重为73.22%)基本一致,说明居民对小长假持积极态度。此次调查显示,在最近几次黄金周中有50.1%的居民选择300km内的短线旅游,24.67%的居民选择300~800km的中短程旅游,二者累计近75%。这反映出居民旅游需求由追求远程单一的初级观光旅游,向中短程多元的、高级的休闲旅游转变,表明居民旅游需求向更加理性、更注重出游质量的趋势发展。同时,节假日调整将有着深厚群众基础和深刻文化内涵的清明、端午、中秋和除夕等民俗节日增加为法定假日,居民对此持赞成态度,表2和表3中大部分居民在“传承文化”和“拉动消费”两个公因子得分相对较高。3.5.3有关居民带薪休假的政策居民对实施带薪休假总体评价的均值得分为4.01,“赞成”和“非常赞成”的累计比重为85.5%,与国家发展和改革委员会对网民调查的结果(支持比重为89.41%)基本一致,说明居民很赞成实施带薪休假制度。实施带薪休假制度有利于居民实现灵活休假,既可避免黄金周集中休假所带来各种弊端,又可弥补部分人认为取消“五一”长假所失去一次长途探亲和远程