城市濕地品質(zhì)和休閑動(dòng)機(jī)對游客體驗(yàn)的影響機(jī)制
——以杭州西溪濕地為例

陳倩倩，余 欣，郭俊輝

（浙江科技學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，浙江杭州310023）

引言

近年來，隨著國民休閑意識的提高及休閑需求的快速增長，城市休閑功能日益凸顯[1]。人們也不再滿足于傳統(tǒng)的大眾觀光旅游，渴望回歸自然、返璞歸真的本真訴求愈發(fā)強(qiáng)烈[2]。城市濕地景區(qū)逐漸成為休閑時(shí)代人們逃脫喧囂和壓力的寧靜凈土，而旅游者消費(fèi)模式的變化也訴求新的旅游營銷方式[3]。

濕地旅游的火熱促進(jìn)了濕地旅游相關(guān)研究的發(fā)展[4]，在資源開發(fā)與保護(hù)方面，如田潤煒等對賽里木湖國家濕地公園生態(tài)旅游資源進(jìn)行了綜合評價(jià)[5]，許振宇等以福建省為例，探討了藍(lán)色經(jīng)濟(jì)視域下濕地資源開發(fā)模式[6]；在可持續(xù)發(fā)展方面，如林恩惠等基于SD和DPSIR理論，構(gòu)建了濕地公園旅游環(huán)境承載力系統(tǒng)動(dòng)力學(xué)模型[7]，并為濕地公園未來可持續(xù)發(fā)展提出建議；在行為學(xué)方面，如張環(huán)宙等以西溪濕地景區(qū)的游客為研究對象，探究了旅游者生態(tài)行為的內(nèi)在驅(qū)動(dòng)機(jī)制[8]，李萬國等研究了旅游目的地形象和休閑體育熱潮對游客動(dòng)機(jī)的影響[9]，梁明珠和劉志宏以廣州南海濕地為例，將城市人工濕地景區(qū)的休閑游憩價(jià)值分為景觀要素、文化要素、環(huán)境要素、社會(huì)要素和區(qū)位要素，構(gòu)建了城市人工濕地休閑游憩價(jià)值的評價(jià)指標(biāo)體系[10]；同樣以廣州南沙濕地為例，陳書星將城市濕地生態(tài)旅游感知形象分為認(rèn)知形象因子、行為因子和情感認(rèn)知因子，對影響這些因子的各因素進(jìn)行了實(shí)證分析[11]。然而從已有研究來看，鮮有文獻(xiàn)從休閑角度對城市濕地品質(zhì)的影響機(jī)制進(jìn)行研究，而厘清游客休閑動(dòng)機(jī)的作用、明晰城市濕地品質(zhì)對游客體驗(yàn)效果的內(nèi)在影響機(jī)制，對挖掘城市濕地景區(qū)的休閑價(jià)值、進(jìn)而滿足市民日益增長的對美好生活的需求具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

綜合來說，休閑在一定程度上可理解為在停止工作和勞動(dòng)的時(shí)間內(nèi)，進(jìn)行歇息、與主副業(yè)無關(guān)的活動(dòng)，在活動(dòng)中人們可以獲得安靜、悠閑之感。這里需要指出，通常討論的休閑，是對個(gè)人和社會(huì)有益的活動(dòng)，并不包括對社會(huì)有害的諸如吸毒、犯罪等活動(dòng)。國外對休閑的研究起始較早。1899年出版的《有閑階級論》標(biāo)志了休閑學(xué)派在美國的誕生[12]，我國休閑研究起步較晚，王雅琳和董詩鴻主編的《閑暇社會(huì)學(xué)》是開我國休閑學(xué)先河的著作，于光遠(yuǎn)、張廣瑞、張捷、樓嘉軍、馬惠娣等學(xué)者也在休閑領(lǐng)域做了許多的貢獻(xiàn)[13]。近年來，休閑與各類范疇結(jié)合的研究增加，例如道格拉斯將休閑與教育相結(jié)合，探討了休閑教育的重要性[14]；王敏等將休閑與體育運(yùn)動(dòng)相結(jié)合，探討了休閑體育在解決老齡社會(huì)問題中發(fā)揮的作用[15]；結(jié)合休閑與健康，埃弗特等研究了老年女性的休閑感知與健康狀況之間的關(guān)系[16]。在旅游營銷中，休閑動(dòng)機(jī)、休閑體驗(yàn)的重要性也在增強(qiáng)。

鑒于此，本文嘗試從旅游者的視角出發(fā)，以首批國家濕地旅游示范基地的代表性景區(qū)西溪國家濕地公園為例，運(yùn)用問卷調(diào)查法，探討濕地景觀的休閑達(dá)成機(jī)制對游客休閑體驗(yàn)的影響，以及由此產(chǎn)生的對游覽意愿的影響。以期為提升濕地景區(qū)休閑體驗(yàn)質(zhì)量提供實(shí)踐依據(jù)，同時(shí)給豐富休閑體驗(yàn)的研究維度與視角提供一定理論參考。從西溪城市濕地的典例映射出我國城市濕地的普遍問題，可以為我國城市濕地景區(qū)的發(fā)展提供借鑒，提升旅游目的地的品質(zhì)。

1 理論模型構(gòu)建與研究假設(shè)

參考國內(nèi)外相關(guān)研究后，提出濕地品質(zhì)對游客休閑體驗(yàn)的影響模型，該模型的核心維度為景區(qū)服務(wù)、景觀文化、生態(tài)環(huán)境、感知缺憾、休閑體驗(yàn)質(zhì)量、游覽意愿，以及調(diào)節(jié)變量休閑動(dòng)機(jī)。理論模型如圖1所示。

1.1 關(guān)于景觀文化的假設(shè)

景觀文化包含物質(zhì)和精神兩方面，區(qū)別于文學(xué)、詩歌、曲藝等純粹精神領(lǐng)域的文化，景觀文化實(shí)際價(jià)值的實(shí)現(xiàn)必須建立在物質(zhì)形態(tài)基礎(chǔ)之上[17]。景觀文化主要包括園林建筑、景觀小品、地域文化等。景觀文化的充分展示和相關(guān)項(xiàng)目的合理利用，將會(huì)使休閑度假景區(qū)更具良好的文化品位，更好地滿足和服務(wù)人們的身心[18]。城市濕地以自然景觀作為其物質(zhì)基礎(chǔ)，以人為或非人為景觀抽象展現(xiàn)出自然風(fēng)情、民間習(xí)俗、歷史文脈等精神面貌，可以使旅游者更全面充分地獲得休閑體驗(yàn)，也會(huì)增加旅游者的游覽意愿。

因此，提出研究假設(shè)H1和H2：

H1景觀文化對休閑體驗(yàn)質(zhì)量具有正向影響；

H2景觀文化對游覽意愿具有正向影響。

1.2 關(guān)于生態(tài)環(huán)境的假設(shè)

生態(tài)環(huán)境是指在城市濕地景區(qū)內(nèi)所有的自然環(huán)境狀況，包括植物、動(dòng)物、水域，也包括水環(huán)境的布局、不同模塊自然環(huán)境組合狀況等。為城市居民提供休閑娛樂場所，豐富市民的業(yè)余生活是城市生態(tài)濕地所具有的生態(tài)服務(wù)功能之一[19]。城市的喧囂和污染會(huì)使人們更具備向往大自然和田園生活的休閑心理，從而更希望去感受優(yōu)良的生態(tài)環(huán)境，因此生態(tài)環(huán)境的質(zhì)量越高，游客對濕地景區(qū)的游覽意愿越強(qiáng)，休閑感知體驗(yàn)更豐富。

因此，提出研究假設(shè)H3和H4：

H3生態(tài)環(huán)境對休閑體驗(yàn)質(zhì)量具有正向影響；

H4生態(tài)環(huán)境對游覽意愿具有正向影響。

1.3 關(guān)于景區(qū)服務(wù)的假設(shè)

景區(qū)服務(wù)是指由城市濕地景區(qū)提供的，包括小吃街及商店中各種供游客購買的紀(jì)念品、飲品、食品、住宿等各方面的品質(zhì)和方便獲取程度，以及景區(qū)工作人員的服務(wù)態(tài)度、專業(yè)素養(yǎng)等。景區(qū)服務(wù)質(zhì)量的部分維度對旅游者體驗(yàn)、旅游目的地具有顯著的正向影響作用[20]。優(yōu)良的景區(qū)服務(wù)會(huì)使旅游者在旅游過程中的吃住行需求得到滿足，使心情更加愉悅，得到更多的旅游體驗(yàn)，也會(huì)使游客有更強(qiáng)烈的游覽意愿。

因此，提出研究假設(shè)H5和H6：

H5景區(qū)服務(wù)對休閑體驗(yàn)質(zhì)量具有正向影響；

H6景區(qū)服務(wù)對游覽意愿具有正向影響。

1.4 關(guān)于感知缺憾的假設(shè)

濕地景區(qū)以其自然風(fēng)光、人文底蘊(yùn)吸引旅游者，同時(shí)在景觀規(guī)劃設(shè)計(jì)、現(xiàn)實(shí)中的運(yùn)營情況、旅游者的影響下，游客會(huì)不可避免地感受到諸如環(huán)境衛(wèi)生問題、宣傳與事實(shí)一致性的問題、價(jià)格收費(fèi)問題等負(fù)面傾向的問題，帶來感知缺憾。感知缺憾會(huì)影響目的地的口碑和實(shí)際價(jià)值，從而對游客的游覽意愿和休閑體驗(yàn)存在一定的影響。

圖1 城市濕地品質(zhì)對游客休閑體驗(yàn)的影響模型

因此，提出研究假設(shè)H7和H8：

H7感知缺憾對休閑體驗(yàn)質(zhì)量具有負(fù)向影響；

H8感知缺憾對游覽意愿具有負(fù)向影響。

1.5 關(guān)于休閑動(dòng)機(jī)的假設(shè)

休閑動(dòng)機(jī)是為滿足休閑需求而產(chǎn)生的某種動(dòng)力與動(dòng)能，這種動(dòng)機(jī)影響著人們的行為與心理[21]。高休閑動(dòng)機(jī)者對休閑環(huán)境和休閑要素具有較高的敏感性，對景觀文化等品質(zhì)維度更善于分析和鑒賞，而“工作狂”日常更關(guān)注時(shí)間的利用效率和投入產(chǎn)出比，對休閑環(huán)境可能會(huì)熟視無睹。因而在個(gè)體不同的休閑動(dòng)機(jī)調(diào)節(jié)之下，即使面臨同樣的濕地游覽氛圍，高休閑動(dòng)機(jī)的旅游者也可能會(huì)得到更高的體驗(yàn)質(zhì)量（H9），并產(chǎn)生更強(qiáng)的瀏覽意愿（H10）。分別的，景區(qū)服務(wù)、生態(tài)環(huán)境、景觀文化、感知缺憾等濕地品質(zhì)對于休閑體驗(yàn)質(zhì)量、游覽意愿的影響關(guān)系會(huì)得到強(qiáng)化（H9-1～H9-4、H10-1～H10-4）。這些假設(shè)具體為：

H9休閑動(dòng)機(jī)對休閑體驗(yàn)質(zhì)量具有正向影響：

H9-1休閑動(dòng)機(jī)強(qiáng)化了景觀文化對休閑體驗(yàn)質(zhì)量的影響；

H9-2休閑動(dòng)機(jī)強(qiáng)化了生態(tài)環(huán)境對休閑體驗(yàn)質(zhì)量的影響；

H9-3休閑動(dòng)機(jī)強(qiáng)化了景區(qū)服務(wù)對休閑體驗(yàn)質(zhì)量的影響；

H9-4休閑動(dòng)機(jī)弱化了感知缺憾對休閑體驗(yàn)質(zhì)量的影響。

H10休閑動(dòng)機(jī)對游覽意愿具有正向影響：

H10-1休閑動(dòng)機(jī)強(qiáng)化了景觀文化對游覽意愿的影響；

H10-2休閑動(dòng)機(jī)強(qiáng)化了生態(tài)環(huán)境對游覽意愿的影響；

H10-3休閑動(dòng)機(jī)強(qiáng)化了景區(qū)服務(wù)對游覽意愿的影響；

H10-4休閑動(dòng)機(jī)弱化了感知缺憾對游覽意愿的影響。

2 研究設(shè)計(jì)和數(shù)據(jù)分析

2.1 研究設(shè)計(jì)

在問卷設(shè)計(jì)上采用封閉式問題設(shè)計(jì)，問卷分為4部分，第一部分為個(gè)人基本信息，包括樣本人口統(tǒng)計(jì)特征問題及消費(fèi)行為變量問題；第二部分為8種休閑動(dòng)機(jī)的相關(guān)問題（具體問題見表1）；第三部分為城市濕地品質(zhì)評價(jià)相關(guān)問題，包括景區(qū)服務(wù)、景觀文化、生態(tài)環(huán)境、感知缺憾4個(gè)維度的問題（具體問題見表2）；第四部分為游客休閑體驗(yàn)相關(guān)問題，包括休閑體驗(yàn)質(zhì)量、游覽意愿對應(yīng)的問題，也在表1中展示。在借鑒以往研究測量指標(biāo)的基礎(chǔ)上進(jìn)行問題設(shè)計(jì)，問卷共58題，第二、三、四部分采用李克特七點(diǎn)量表法，按程度將“非常不同意”到“非常同意”分別賦值為1到7。

表1 調(diào)節(jié)變量及因變量的題項(xiàng)表

表2 旋轉(zhuǎn)成分矩陣

2.2 人口統(tǒng)計(jì)特征概況

本問卷調(diào)查對象為杭州西溪濕地游客，通過現(xiàn)場填寫問卷及手機(jī)端填寫，共發(fā)出274份問卷，回收250份，有效率為91%。對有效問卷進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析后，就性別來說，男女各占比50%左右；從年齡段來看，40歲以下人群占比80%；學(xué)歷方面，本科及以上學(xué)歷占比約70%。在游覽次數(shù)方面，在調(diào)查對象中去過西溪濕地2次及以上的人群占比40%；游玩時(shí)長方面，均次游玩用時(shí)1～3小時(shí)的人占比約60%；均次游玩花費(fèi)方面，將近80%的人游玩花費(fèi)低于300元；各種特色活動(dòng)中，火柿節(jié)和花朝節(jié)是游客參與最多的活動(dòng)。

2.3 量表的信效度分析和因子分析

在進(jìn)行數(shù)據(jù)分析前，運(yùn)用SPSS軟件17.0對250份問卷進(jìn)行了信效度的分析，以保證數(shù)據(jù)分析的科學(xué)性。Cronbach信度系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果表明各變量及其度量維度的信度系數(shù)均在0.8以上，表明問卷內(nèi)部具有較高的一致性和穩(wěn)定性。

采用KMO樣本測度和巴特利球體檢驗(yàn)后，分析結(jié)果顯示KMO值為0.92，同時(shí)顯著性概率皆為0.000，達(dá)到顯著水平，所以非常適于進(jìn)行因子分析；以主成份分析法對因子進(jìn)行提取，提取出的4個(gè)因子，累積總解釋方差為67.422%。經(jīng)過數(shù)據(jù)分析，所得的4個(gè)成份的問題結(jié)構(gòu)與預(yù)期一致。E1～E12問題為景觀文化，D1、D2、D3、D4代表生態(tài)環(huán)境，C1、C2、C3、C4代表景區(qū)服務(wù)，H1、H2、H3、H4代表感知缺憾。旋轉(zhuǎn)成分矩陣如表2所示。

2.4 濕地品質(zhì)、休閑動(dòng)機(jī)對休閑體驗(yàn)影響的實(shí)證分析

以景觀文化、生態(tài)環(huán)境、景區(qū)服務(wù)、感知缺憾等濕地品質(zhì)為自變量，休閑體驗(yàn)質(zhì)量、游覽意愿為因變量，休閑動(dòng)機(jī)為調(diào)節(jié)變量，分別進(jìn)行回歸分析，并分別以數(shù)式（1）和（2）表示。

以數(shù)式（1）中的休閑體驗(yàn)質(zhì)量（Quality of Leisure Experience，以下簡稱為QLE）為例，自變量為景觀文化（Landscape Culture，以下簡稱為LC）、生態(tài)環(huán)境（Eco-environmental Quality，以下簡稱為 EQ）、景區(qū)服務(wù)（Tourist Service，以下簡稱為TS）和感知缺憾（Imperfect Perceptions，以下簡稱為IP），這些變量分別使用問卷中的相應(yīng)測量表的平均值，C0為模型中的常數(shù)項(xiàng)，C1～C4為偏回歸系數(shù)。數(shù)式（2）測量調(diào)節(jié)變量休閑動(dòng)機(jī)（Leisure Motivation，以下簡稱為LM）的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以交互項(xiàng)LC×LM、EQ×LM、TS×LM、IP×LM進(jìn)行檢驗(yàn)，C6～C9為偏回歸系數(shù)。詳細(xì)的計(jì)算公式如下：

表3中的模型1為簡單回歸模型，而模型2為附有調(diào)節(jié)變量的回歸模型。結(jié)果顯示，模型1、2中調(diào)整值R2分別為0.624、0.652，模型的擬合度較高。景觀文化、生態(tài)環(huán)境、景區(qū)服務(wù)系數(shù)sig值為0.000、0.010、0.000，標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)為 0.461、0.146、0.288，表明對于旅游者來說，景觀文化、生態(tài)環(huán)境、景區(qū)服務(wù)的品質(zhì)對游覽濕地過程中的休閑體驗(yàn)質(zhì)量影響顯著，驗(yàn)證了假設(shè)H1、H3和H5。而感知缺憾系數(shù)sig值為0.741，即感知缺憾對休閑體驗(yàn)質(zhì)量沒有顯著影響，假設(shè)H7不成立，或許是因?yàn)楦兄焙峨m存在，但相較于同類景區(qū)西溪濕地仍具有較高品質(zhì)，因此尚未超過游客的容忍水平，并未明顯影響休閑體驗(yàn)。

模型1、2間F值變化量為4.887，該變化的sig值為0.000，說明變化顯著，即休閑動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)效應(yīng)存在。結(jié)果表明，休閑動(dòng)機(jī)系數(shù)的sig值為0.005，且標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)為0.16，即休閑動(dòng)機(jī)對休閑體驗(yàn)質(zhì)量有顯著正向影響，驗(yàn)證了假設(shè)H9。交互項(xiàng)（LC×LM、EQ×LM）系數(shù)的sig值分別為0.002和0.075，表明休閑動(dòng)機(jī)（LM）對景觀文化（LC）和生態(tài)環(huán)境（EQ）存在顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)，景觀文化交互項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)為正值0.210，驗(yàn)證了假設(shè)H9-1，而生態(tài)環(huán)境與休閑動(dòng)機(jī)交互項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)為-0.123，表明在休閑動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)下，生態(tài)環(huán)境對休閑體驗(yàn)質(zhì)量的正向影響減弱，假設(shè)H9-2反向成立。即人們因出于自身的休閑動(dòng)機(jī)游覽景區(qū)，其獲得的休閑體驗(yàn)質(zhì)量受自然生態(tài)的影響減弱，或許可以更多地通過景觀文化、景區(qū)服務(wù)獲得休閑體驗(yàn)質(zhì)量，即使生態(tài)環(huán)境方面有一些瑕疵，也可以包容。此外，景區(qū)服務(wù)、感知缺憾在休閑動(dòng)機(jī)調(diào)節(jié)下與休閑體驗(yàn)質(zhì)量沒有顯著相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H9-3、H9-4不成立。在休閑動(dòng)機(jī)的驅(qū)動(dòng)下，人們對景區(qū)服務(wù)的要求會(huì)降低，對景區(qū)的負(fù)面?zhèn)鬟_(dá)會(huì)有一定寬容性。

表3 休閑動(dòng)機(jī)對休閑體驗(yàn)的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析匯總表

表4 休閑動(dòng)機(jī)對游覽意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析匯總表

表4中的模型1為簡單回歸模型，而模型2為加入調(diào)節(jié)變量的回歸模型。結(jié)果顯示，模型1、2中調(diào)整值R2分別為0.498、0.543，模型的擬合度較高。由表4結(jié)果可知，景觀文化、生態(tài)環(huán)境、景區(qū)服務(wù)對游覽意愿有顯著的正向影響，這可從模型1中三者系數(shù)sig值均為0.000及其標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)分別為0.248、0.246、0.324得出，驗(yàn)證了假設(shè)H2、H4和H6。而感知缺憾系數(shù)sig值為0.884，即感知缺憾與游覽意愿沒有顯著的相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H8不成立，因商業(yè)化水平高、游客多，城市的景區(qū)往往都存在一些感知缺憾，但更重要的是自身能獲得的精神上的感受，因此同比之下人們?nèi)匀辉敢馇巴鄬Ω咂焚|(zhì)的城市濕地景區(qū)游覽。

模型1、2間F值變化量為5.754，該變化的sig值為0.000，說明變化顯著，即休閑動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)效應(yīng)存在。結(jié)果表明，休閑動(dòng)機(jī)系數(shù)的sig值為0.003，且標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)為0.194，即休閑動(dòng)機(jī)對游覽意愿有顯著正向影響，驗(yàn)證了假設(shè) H10。交互項(xiàng)（LC×LM、EQ×LM、IP×LM）系數(shù)的 sig值分別為 0.022、0.003和 0.067，表明休閑動(dòng)機(jī)（LM）對景觀文化（LC）、生態(tài)環(huán)境（EQ）及感知缺憾（IP）存在顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)，其中景觀文化與休閑動(dòng)機(jī)交互項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)為0.176，即景觀文化在休閑動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)下，對游覽意愿的正向影響加強(qiáng)，H10-1成立，出于休閑動(dòng)機(jī)前往景區(qū)的旅游者感受到景觀文化所傳達(dá)的與其動(dòng)機(jī)相符的元素精神，產(chǎn)生共鳴，從而增強(qiáng)了游覽意愿。生態(tài)環(huán)境和休閑動(dòng)機(jī)交互項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)為-0.234，表明在調(diào)節(jié)變量的作用下，生態(tài)環(huán)境對濕地景區(qū)游覽意愿的正向影響力會(huì)減弱，假設(shè)H10-2反向成立。感知缺憾與休閑動(dòng)機(jī)交互項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)為-0.095，感知缺憾在休閑動(dòng)機(jī)影響下對游覽意愿的影響減弱，驗(yàn)證了假設(shè)H10-4。而景區(qū)服務(wù)與休閑動(dòng)機(jī)交互項(xiàng)系數(shù)sig值為0.462，即景區(qū)服務(wù)在休閑動(dòng)機(jī)調(diào)節(jié)下對游覽意愿影響不顯著，假設(shè)H10-3不成立。在休閑動(dòng)機(jī)的驅(qū)動(dòng)下，景區(qū)的生態(tài)環(huán)境、景區(qū)服務(wù)并非是增強(qiáng)游客游覽意愿的最主要因素。具體的假設(shè)驗(yàn)證情況詳見表5。

表5 假設(shè)驗(yàn)證總結(jié)表

3 研究結(jié)論與建議

3.1 研究結(jié)論

城市濕地景區(qū)在休閑旅游時(shí)代對提升市民生活質(zhì)量有著重要的作用，探究城市濕地品質(zhì)對游客休閑體驗(yàn)效果的影響有著重要意義。通過以上分析，得出以下結(jié)論：首先，在城市濕地品質(zhì)中，優(yōu)質(zhì)的景區(qū)服務(wù)、優(yōu)良的生態(tài)環(huán)境、獨(dú)特的景觀文化是游客休閑體驗(yàn)質(zhì)量和游覽意愿的最主要影響因素，而感知缺憾的影響不顯著；其次，休閑動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)增強(qiáng)了景觀文化對休閑體驗(yàn)質(zhì)量、游覽意愿的正向顯著影響，也使得感知缺憾對游覽意愿的影響減弱。休閑動(dòng)機(jī)層次越高，旅游的休閑體驗(yàn)越好，而旅游者的游覽意愿也越大。

3.2 旅游營銷建議

西溪濕地以其自然風(fēng)光、人文風(fēng)情的交相融合展示景區(qū)魅力，促使旅游者得到了心情上的舒適與愉悅。本文嘗試從旅游者的角度出發(fā)，結(jié)合濕地景觀對游客休閑體驗(yàn)的影響因素，為城市濕地景區(qū)提出了相關(guān)的未來旅游營銷建議。

3.2.1 抓住核心價(jià)值，組合設(shè)計(jì)景觀。分析結(jié)果驗(yàn)證了濕地景觀文化是游客高質(zhì)量休閑體驗(yàn)和游覽意愿的最主要影響因素，優(yōu)質(zhì)的景觀文化能夠使人們從中體驗(yàn)到文化與景觀的融合之美。因此，合理的規(guī)則協(xié)調(diào)各種景觀文化元素，對景觀文化進(jìn)行組合設(shè)計(jì)，提高城市濕地的文化品位，是提升游客體驗(yàn)和滿意度的重要途徑。

3.2.2 注重生態(tài)環(huán)境，提升生態(tài)質(zhì)量。分析結(jié)果驗(yàn)證了良好的生態(tài)環(huán)境能增加旅游者的休閑體驗(yàn)質(zhì)量以及濕地景區(qū)的游覽意愿。出于向往田園生活、遠(yuǎn)離城市喧囂等動(dòng)機(jī)，人們近距離接近大自然，從而獲得身心上的愉悅。因此保持優(yōu)良的生態(tài)環(huán)境是吸引更多游客的必要措施。

3.2.3 優(yōu)化景區(qū)服務(wù)，增加附加價(jià)值。分析結(jié)果驗(yàn)證了優(yōu)質(zhì)的產(chǎn)品和良好的服務(wù)能提升旅游者的休閑體驗(yàn)質(zhì)量，可以增加游客的游覽意愿，從而也能提升景區(qū)的商業(yè)價(jià)值，由此不斷提高景區(qū)服務(wù)質(zhì)量是提高游客滿意度的重要保障。

3.2.4 探求游客的休閑動(dòng)機(jī)，迎合其需求。分析結(jié)果驗(yàn)證了休閑動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)作用，如景觀文化在休閑動(dòng)機(jī)作用下會(huì)增強(qiáng)對游客的休閑感知的影響，景觀文化應(yīng)當(dāng)是景區(qū)的核心價(jià)值。獲知消費(fèi)者的喜好，滿足其需求，可以提高景區(qū)價(jià)值，增加游覽意愿。因而，致力于吸引高休閑動(dòng)機(jī)旅游人群、根據(jù)目標(biāo)人群制定旅游營銷戰(zhàn)略，是濕地景區(qū)提升其自身品質(zhì)與價(jià)值的有效手段。

3.2.5 其他建議。落實(shí)各色活動(dòng)，增加活動(dòng)吸引力：調(diào)查中還發(fā)現(xiàn)西溪濕地特色活動(dòng)雖多，但參與過的游客甚少，因而需更好地落實(shí)、宣傳活動(dòng)，以增加游覽意愿和休閑體驗(yàn)；優(yōu)化景區(qū)管理，減少感知缺憾：國內(nèi)景區(qū)普遍有的負(fù)面問題產(chǎn)生了游客的感知缺憾，應(yīng)當(dāng)對癥下藥，對于大多因管理欠妥而產(chǎn)生的問題及時(shí)予以彌補(bǔ)解決。