古村落居民地方依恋与资源保护态度的关系

1、古村落居民地方依恋与资源保护态度的关系摘要 本文以皖南的西递、宏村和南屏等3 个古村落为例，设计量表测量了古村落居民的地方依恋，通过构建结 构方程模型探讨了居民地方依恋与其资源保护态度的关系。 研究结果表明： (1)古村落居民的地方依恋由地方依赖(E) 和地方认同(n 1)两个维度构成；(2)地方依赖(E)对地方认同(n 1) 有显著的正向影响(r110.87 , t=13.13);地方依赖(E)和地方 认同 (n 1 )对居民的资源保护态度 (n 2)有显著的正向影响(r2仁 0.57, t=9.85 ; B 21=0.66 , t=10.20); (4)地方依赖(E)主 要是通过地方认同

2、(n 1 )影响居民的资源保护态度 (n 2)，地方 认同在其中起着中介作用 (r21=0.26， t=1.69; r21=0.36， t=2.79)。本文的研究对古村落的资源保护以及古村落居住新 区的建设有一定的现实指导和借鉴意义。 关键词 古村落;居民;地方依恋;资源保护;结构方 程模型 中图分类号 F59 文献标识码 A 文章编号 1002-5006(2008)10-0087-061 引言现阶段，我国古村落旅游发展中普遍存在旅游开发与古 村落保护、古村落保护与居民居住生活条件的改善等方面的 尖锐矛盾，如何正确处理这些关系成为关乎古村落旅游可持 续发展的关键问题。为了更好地保护古村落，同时

3、满足居民 改善居住条件的迫切需求，一些地方动员居民迁出古村落， 建设居住新区 （村 ）安置外迁居民。这些措施在一定程度上造 成了居民与原住环境间的情感联结关系被强行割裂，由此产 生的特殊的人地关系现象和社会心理问题尚未引起国内学 术界的足够重视。在古村落的保护实践中，目前主要借助文 物保护的法律手段和旅游收益分配的经济手段来增强居民 在古村落资源保护中的自觉行为，而忽视了居民的地方依恋 情结对居民的资源保护态度与行为的影响。国内的研究多以 利益相关者的视角，从旅游经营管理模式“、社区参与等 方面探讨古村落旅游发展与资源保护之间的关系，未见有古 村落居民地方依恋及其对居民的资源保护态度的影响等方

4、 面的研究。因而本文拟探讨古村落居民地方依恋与其资源保 护态度之间的关系，进一步明确居民资源保护态度的影响因 素，从而为古村落的旅游发展、资源保护和景区管理措施的 制定提供参考。2 文献回顾 人与特定地方相互作用形成的情感联结关系地方依恋(place attachment )是行为地理学和环境心理学共同研究 的领域。段把恋地情结 (topophilia) 引入地理学中用于表示人 对地方的爱恋之情，赖特首创敬地情结(geopiety) 一词，用于表示人对自然界和地理空间产生的深切敬重之情。近十多年 来，地方依恋一直是国外游憩地理学和环境心理学的研究热 点。威廉斯等于 1989 年提出“地方依恋”

5、的概念。随后， 威廉斯等提出了地方依恋的理论框架，指出地方依恋由地方 认同(place identity)与地方依赖 (place dependence)两个维度构 成，地方依赖是人与地方之间的一种功能性依恋，而地方认 同是一种情感性依恋，并设计了地方依恋量表用于测量个人 与户外游憩地的情感联结关系。之后的理论研究主要涉及地 方依恋的概念、维度、影响因素等方面。其中，地方依恋形 成的影响因素，如场所使用频率、使用动机、游憩活动热衷 (involvement) 和游憩专业化水平等因素与地方依恋之间的关 系得到了广泛研究。人与特定地方形成的地方依恋也影响到个体对资源管 理的态度与行为，如对自然资源

6、地的地方依恋影响到游憩者 的场地费支付态度、对自然资源管理措施的态度、保护资源 环境的日常行为和在场所中的游憩体验等。凯尔等运用社会 判别理论探讨了地方依恋、付费态度、游客的费用收入用途 偏好之间的关系，以检验地方依恋的两个维度对游憩者的场 地费支付态度，游憩者对费用收入用于环境教育、环境保护 和改善设施和服务的支持程度的影响作用。瓦斯克等研究了 对自然资源的依恋与个人日常生活中对环境负责的行为 (EnvironmentallyResoonsible Behavior ，ERB) 之间的关系。研 究表明，虽然地方的吸引物对人们有吸引作用，但人与地方 之间的关系超越了资源的这些功能属性。当人们对

7、当地的自 然资源产生了感情之后，人们在日常活动和场所中的行为表 现出对环境更负责任。卡滕波恩等比较了国家公园和作为世 界遗产地的矿业历史文化城镇中当地人和旅游者的地方依 恋的性质与强度，及其对资源管理措施的态度的影响，指出 资源管理研究和政策制定都需要考虑利益相关者与特定地 方的关系。凯尔等运用社会判别和认知发展理论框架探讨了 活动热衷和地方依恋对游憩者的场所拥挤感知的影响，发现 地方认同和地方依赖是这种感知的显著解释因子，在地方认 同维度上得分高的被访者更倾向于感到场所拥挤，而在地方 依赖维度上得分高的则更倾向于对场所拥挤做出嘉许的 (favorably) 评价。凯尔等通过考察地方依恋对被访

8、者对美国 阿巴拉契亚山的社会和环境条件感知的影响，探讨了人一地 联结的性质。研究表明，地方依恋的两个维度对环境条件的 感知有相反的影响。3 关系概念模型地方依赖是一种功能性依恋，反映人与特定环境之间的 现实关系。如自然资源地为游憩活动的开展提供所需的条件 而使游憩者对其产生功能性依恋。相关研究表明，游憩地的 距离越近，使用频率越高，对游憩地的功能性依恋就越强。 同样，社区为居民提供的各种生活设施和条件越完善，居民 对社区的功能性依恋也越强。地方认同是一种情感性依恋， 这种情感反映一个地方的象征意义，让人产生地方归属感和 自我认同。地方依赖对地方认同的形成有直接的影响，由于 地方依赖而重复访问一

9、个地方可能产生地方认同。国内有关 城市居民社区归属感的研究也表明，社区满意度是社区归属 感的最重要的影响因素，对社区归属感的形成起着决定性的 作用。加强社区建设，提高居民社区生活质量是增强社区归 属感的根本途径。因而城市居民对社区的功能依赖对情感依 恋的形成有着积极的影响作用。在地方依恋对人的态度与行 为的影响研究中，威廉斯等认为地方认同对在特定场所中的 对环境负责的行为有直接的影响。摩尔等和瓦斯克等的研究 表明，地方依赖主要是通过地方认同的中介作用影响人对资 源环境的态度和日常行为。综合以上分析，提出以下假设：(1) 地方依赖对地方认同有显著的正向影响；(2) 地方依赖和地方认同对居民的资源

10、保护态度有显著 的正向影响；(3) 地方依赖主要通过地方认同影响居民的资源保护态度。以上假设关系可由下面的路径图表示：4 研究区域及方法41 研究区域本文以皖南黟县的西递、宏村和南屏为研究案例。西递 地处安徽省黟县东南部，位于风光旖旎的黄山西南麓，黟县 城东 8 公里处。始建于公元 1047 年，现有常住人口 1224 人， 古民居 124 幢，素有“桃花源里人家” 、“中国明清民居博物 馆”之美誉。宏村被誉为“中国画里乡村” ，而形同迷宫的 南屏村则以中国影视基地而闻名。这三个古村落深厚的文化 内涵、优美的田园风光、精巧的徽派建筑和淳朴的民风民俗 交织在一起，构成了古村落丰富的旅游资源，表现

11、出独特的 旅游观赏价值。西递旅游业由村办公司一一西递旅游服务公 司经营，实行村委会和服务公司“两块牌子，一套人马”的 管理模式。宏村的旅游开发始于 1986 年，旅游业运营机制 几经变化，最终于 1997 年与南屏村一起租赁给北京中坤科 工贸集团，租期30年，并由其子公司一一京黟旅游开发总公司负责经营。西递、宏村作为徽州古村落的代表， 2000 年 11 月被列入世界文化遗产名录， 从此掀起了古村落旅游观光 的热潮，旅游业得到了迅猛发展。在旅游发展中，3 个古村落在旅游发展阶段、经营管理模式、利益分配机制等方面存 在较大的差异，但都存在旅游开发与古村落保护、古村落保 护与居民生活居住条件的改善

12、等方面的尖锐矛盾。4 2 问卷设计与调查 借鉴威廉斯等的地方依恋测量理论和测量项设计方法， 结合古村落的实际情况，共设计了测量地方依赖和地方认同 的 10 个陈述句，形成从 1（代表“强烈反对” ）到 5（ 代表“完 全同意” ）的 5分制李克特量表。 同时设计了测量居民资源保 护态度的 8个陈述句，形成从 1（代表“很不重要” ）到 5（代 表“非常重要” ）的 5 分制李克特量表。此外，问卷还包括居 民人口学特征、旅游发展收益、旅游开发影响感知等方面的 调查内容。调查小组于 2006年12月2329日分别对3个 古村落的居民进行入户调查和访谈，共发放问卷 350 份，回 收整理后得到有效问

13、卷 344 份。借助统计分析软件 SPSS 12.0 和结构方程软件 LISREL 8.7 进行分析。5 结果分析5 1 样本描述统计西递、宏村和南屏 3 个古村落被调查的户数分别为 145 户、117户、82 户，分别占各个村落总户数的 47.5、29.3、 25.6。其中， 旅游开发较成熟的西递和宏村的样本量居多， 绝大多数被访者出生于本地，并且在古村落居住达 20 年以 上，大部分为中等文化程度，这些情况均较客观地反映了案 例地的实际情况，也有利于调查样本真实反映旅游开发背景 下的居民地方依恋及其古村落保护态度。52 问卷信度与效度分析运用SPSS中的列删法(listwise)剔除有缺失

14、值的样本后， 共获得339个样本用于下面的分析。利用Scale模块进行可靠性分析显示，潜变量地方依赖和地方认同的克朗巴哈a系数(cronbach s alpha)分别为0.737和0.831,地方依恋总量表 的克朗巴哈a系数为0.857,资源保护态度量表的克朗巴哈a系数为 0.785，均大于 0.7，说明测量量表具有较好的内在信 度。分析发现, x5、Y5、Y12、Y13 降低了其潜变量测量量 表的整体可靠性,删除可提高各潜变量的信度。内容效度反 映设计的观测变量是否代表了所要测量的内容或主题,可通 过计算观测变量单项与得分总和之间相关系数来测量,相关 关系越显著,量表的内容效度越高。分析显示

15、,所有观测变 量与总和在 0.01 的显著性水平下呈显著相关，除了 Y12 与 总和之间的相关系数为 0.198 外，其余观测变量与总和之间 的相关系数在0.4200.745之间，因而量表具有较好的内容 效度。53 测量模型检验运用 LISREL8.7 软件进行验证性因子分析 (CFA) ，检验 观测变量对潜变量的影响显著性程度，即测量变量是否正确 地测量了潜变量。观测变量的因子负荷主要表示观测变量与 潜变量之间的相对重要程度， 所有的标准化负荷值要大于 0.5 且达到显著水平。一般而言，因子负荷和因子相关系数应为 显著，而误差方差越小越好。要检验因子负荷是否显著地不 等于0,可看t值，一般可

16、简单地取f值大于2为显著。由表 3 可知，除了 x5、Y5、Y12、Y13 之外，其余观测变量的完 全标准化负荷均大于 0.5。从 t 值来看， 所有因子负荷均显著 地不等于0;因子相关系数在 0.62 0.84之间，t值在13.62 27.03 之间，显示出较大的相关关系并且关系显著。检验测 量模型的内部可靠性，可考察潜变量的组成信度 (composite reliability) ，组成信度要大于 0.7。本研究的三个潜变量的组 成信度均大于 0.7，反映测量量表具有内部一致性，测量模 型具有较高的目标可靠性。模型整体拟合程度可通过近似误差均方根 (RMSEA) 、拟合优度指数 (GFI)

17、 、调整拟合优度指数 (AGFI) 、非规范拟合指 数(NNFI)、相对拟合指数(CFI)等拟合指数来反映。一般认为， RMSEA1)具有显著的正向影响(r1=0.87 , t=13.13)，地方依赖 对资源保护态度(n 2)的间接影响显著(r21=0.57，t=9.85)，地 方认同对资源保护态度的直接的正向影响显著(B 21=0.66,t=10.20)，地方认同对资源保护态度的总影响(B 21=0.66)大于地方依赖的总影响 (r21=0.57) ，从 而验证了假设 1 和假设 2。为了考察地方依赖对资源保护态度的直接影响是否显著， 修正模型 M1 ，使 GA 2， 1 自由估计形成模型

18、M2 ，重新进行 模型拟合，发现地方依赖对资源保护态度的直接影响并不显 著(r2仁0.26 , t=1.69)，而间接影响显著(r2仁0.36 , t=2.79)。 这说明地方依赖主要是通过地方认同影响居民的资源保护 态度，地方认同起着中介作用，从而验证了假设 3。比较模 型修正前后的拟合指数 (表 5)，可知 M2 并不比初始模型具有 更好的拟合优度，增加自由估计参数也没有使卡方显著下降 ( r2(1)=2.68 V 3.84),因而选择初始模型 M1 ,最终形成如图 2 所示的路径图。对于结构方程来说，平方复相关系数的大 小说明自变量对因变量的预测能力。 本研究中 n 1、n 2的平 方复

19、相关系数分别为 0.75 和 0.43，残差方差分别为 0.25、 0.57，说明地方依赖对地方认同、地方认同对资源保护态度 具有较强的解释能力。6 结论与讨论(1) 古村落居民的地方依恋由地方依赖和地方认同两个 维度构成，地方依赖对地方认同有显著的正向影响，居民对 古村落的功能依赖是形成居民对古村落的情感依恋的重要 因素。(2) 居民的地方依赖和地方认同对居民的资源保护态度 有显著的正向影响，地方认同对资源保护态度的影响大于地 方依赖的影响，说明情感因素在居民自觉保护古村落的意识 中起着比功能因素更为重要的影响作用。(3) 地方依赖主要通过地方认同影响居民的资源保护态 度，地方认同在地方依赖

20、与资源保护态度之间起着中介作 用。(4) 不同开发管理模式和利益分配机制对居民地方依恋 的影响，以及居民地方依恋强度差异对资源保护态度的影响 还有待于进一步分析研究。本研究表明，古村落对居民不仅仅是居住方面的功能， 还具有情感上的意义，居民的这种情感依恋是古村落保护、 开发与管理中必须考虑的因素。基于本文的研究，可以采取 以下措施增强居民的保护意识，从而更有效地保护古村落： 第一，完善旅游收益分配机制，提高居民的社区满意度。希 望通过旅游开发提高生活水平是居民对社区的地方依赖的 重要表现形式，居民对社区旅游发展的这种功能依赖必然影 响到居民的资源保护态度和行为。因而要增强古村落居民的 资源保护意识