古村落居民地方依恋与资源保护态度的关系

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古村落居民地方依恋与资源保护态度的关系(二)

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毕业论文范文题目：古村落居民地方依恋与资源保护态度的关系(二)，论文范文关键词：古村落居民地方依恋与资源保护态度的关系(二)
古村落居民地方依恋与资源保护态度的关系(二)毕业论文范文介绍开始：
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23～29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。
　　
　　5．2问卷信度与效度分析
　　运用SPSS中的列删法(listwise)剔除有缺失值的样本后，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，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0.420～0.745之间，因而量表具有较好的内容效度。
　　
　　5．3　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)、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，RMSEA<0.08，GFI＞0.9、AGFI＞0.9、NNFI＞0.9、CFI＞0.9，则模型的拟合程度较好。由表4可知，GFI和AGFI两个拟合指数小于0.9，可考虑对原模型MA进行修正。平方复相关系数(squared Multiple Correlation，SMC)太低说明测量方程的解释能力不强。表3显示，x5、Y5、Y12、Y13等变量除了完全标准化负荷均小于0.5之外，平方复相关系数也特别低，而误差方差很高。结合前面量表信度分析的情况，决定删除这四个观测变量，形成新的测量模型MB重新进行验证性因子分析，并与原测量模型MA进行拟合优度比较(表4)。比较显示，修正后的模型MB卡方值显著降低，其他拟合指数说明MB比MA拟合较好，因而选择模型MB，并用于后面的结构方程分析。
　　5．4结构模型检验
　　基于协方差矩阵运用最大似然估计(ML)方法进行参数估计，分析结果表明，观测变量的完全标准化负荷在0.57～0.83之间，具有较高的负荷且均为显著(t值在10.58～15.70之间)；地方依赖(E)对地方认同(η1)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(η2)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(β21=0.66，t=10.20)，地方认同对资源保护态度的总影响(β21=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(r21=0.26，t=1.69)，而间接影响显著(r21=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＜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η1、η2的平方复相关系数分别为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，必须从开发管理模式和利益分配机制上保证居民能够在旅游发展中获得较为满意的利益，提高居民的社区满意度。调查发现，3个古村落的居民对休闲娱乐生活、就业与福利保障和景区管理的民主化等方面的满意度最低，因而可着重从以上三个方面提高居民的社区满意度及其对古村落的地方依赖，从而增强居民的资源保护意识。第二，加强古村落价值的宣传教育，增强居民的社区自豪感。本研究表明，居民对古村落的地方认同对其资源保护态度的影响大于地方依赖的影响。居民对古村落的情感依恋有利于古村落保护中非物质激励措施(如宣传教育等)的运用。因而应利用多种途径进行宣传教育，让居民尤其是年轻人了解古村落的发展历史和文化渊源，充分认识古村落的科学价值、审美(艺术)价值和历史价值，激发居民的社区自豪感，从而激励居民关注古村落的发展现状与未来，提高保护古村落的自觉性。
　　此外，居民地方依恋的强度差异可能影响到居民对不同安居方案的选择，如有的居民倾向于维修老宅继续住在古村落中，有的则倾向于通过建设居住新区(村)来满足居住需求。居民对古村落的依恋情结还可能影响居民对新住宅的建筑风格的偏好与选择，如是沿用明清徽派建筑风格还是采用现代建筑风格。因而应进一步明确居民情感依恋的影响因素，探讨在居住新区(村)的建设中维系外迁居民对古村落的情感依恋的途径。总之，地方依恋研究有助于更深入地认识居民资源保护态度与行为的影响因素及其作用机制，为古村落的有效保护、旅游开发与管理措施的制定提供参考。
　　
　　[责任编辑：宋子千；责任校对：王玉洁]

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