博物館閾限特征和參觀動機對旅游吸引力的影響
——基于“場動力”理論

周 術(shù),蘇潤喆,張 肖

(煙臺大學(xué)建筑學(xué)院,山東 煙臺 264005)

在文旅融合和體驗旅游常態(tài)化的背景下,作為文化中樞的博物館,已經(jīng)成為都市人在閑暇時光借由旅游放松身心的重要社交場所。博物館旅游漸趨成為一種新的時尚,近20年來熱度持續(xù)升溫,這種激增不僅反映在壯觀的新博物館建筑的激增上,也反映在游客數(shù)量的大幅增加上,不考慮疫情影響,2018年國內(nèi)全年參觀博物館的游客數(shù)量已達(dá)11.26億人次[1]。目前,博物館旅游已成為旅游學(xué)、管理學(xué)、營銷學(xué)等學(xué)科的研究熱點。作為旅游社交的物質(zhì)空間載體,博物館建筑與旅游行為之間存在著緊密聯(lián)系。然而,建筑領(lǐng)域的相關(guān)研究視角較少。因此對于建筑師來說,在建筑層面思考博物館如何滿足旅游需求、成為城市重要的旅游吸引物,具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義,這也正是本文研究的中心所在。

德裔美國社會心理學(xué)家?guī)鞝柼亍だ諟?Kurt Lewin)的“場動力”理論認(rèn)為,人的行為是內(nèi)部動力和外部環(huán)境相互作用的結(jié)果[2],這為本研究提供了啟發(fā)和理論依據(jù)。所以,對博物館旅游吸引力的研究,離不開對游客參觀動機和他們感興趣的博物館物質(zhì)環(huán)境因素的分析。在大量21世紀(jì)博物館建筑涌現(xiàn)出各種邊界模糊的“閾限性特征”的語境中,我們感興趣的是,在博物館空間公共參與的數(shù)量和質(zhì)量明顯下降的當(dāng)下,新涌現(xiàn)的閾限特征是否能滿足游客的參觀動機需求?二者的相互作用是否有助于擴(kuò)大博物館的旅游吸引力?為此,本文圍繞“游客參觀動機”和“博物館閾限特征”兩個方面展開了使用者偏好調(diào)查,嘗試為以提升旅游吸引力為目標(biāo)的博物館建筑設(shè)計提供參考。

1 理論基礎(chǔ)

1.1 場動力理論

庫爾特·勒溫將格式塔心理學(xué)的“場論”概念擴(kuò)大到社會情境,創(chuàng)造性地提出了著名的場動力理論。該理論包括場論與動力論兩大理論,由“生活空間”和“心理緊張系統(tǒng)”兩大核心概念構(gòu)成,主要用來分析個體行為得以產(chǎn)生的內(nèi)部動力和支撐動力的外部環(huán)境。

該理論認(rèn)為,人的行為是由其心理生活空間——“場”決定的,“場”是指個體與環(huán)境相互作用的一種整體形態(tài),包括特定時空中的個體行為發(fā)生的物理空間場、心理空間場,以及二者相互依存的共生關(guān)系。勒溫還指出,“場”并非一直靜止不動的,而是具有動力性和交互性的;只有人的心理空間場存在需求,才會產(chǎn)生“場”的張力——吸引力或排斥力,即“緊張系統(tǒng)”,也就是說,特定時空行為的產(chǎn)生源自于個體內(nèi)部心理緊張系統(tǒng)的釋放,外部物質(zhì)環(huán)境則起著導(dǎo)火索的作用[3]。

“場論”最大的貢獻(xiàn)在于提供了一種分析因果關(guān)系和建立科學(xué)結(jié)構(gòu)的方法[4],勒溫的場動力模型提供了本文博物館旅游的方法論和分析框架。由此推理,博物館旅游行為不僅與游客內(nèi)在的心理需求有關(guān),還與對游客產(chǎn)生影響的博物館物質(zhì)空間、以及游客對目標(biāo)實現(xiàn)的自我效能感相關(guān)。

1.2 博物館的參觀動機:審美體驗與社會體驗

參觀動機是一個復(fù)雜的社會心理學(xué)構(gòu)造問題,其本質(zhì)是一個內(nèi)在的心理活動,主要受內(nèi)在需求和外在刺激的雙重影響。博物館參觀動機指激勵公眾朝向特定目標(biāo)行動的內(nèi)在驅(qū)動力量,驅(qū)使?jié)M足個人的社會與心理需求,是個人選擇參觀博物館的重要原因[5]。具體而言,博物館起源于希臘語“museion(宗教的、冥想的繆斯神廟)”,作為“藝術(shù)神殿”的博物館首先為其觀察者提供了可以沉思的藝術(shù)觀看模式——這種傳統(tǒng)的審美需求在當(dāng)代博物館旅游中仍然存在。大部分游客是與家人、朋友一起或以小組形式參觀博物館的,他們將注意力分散在觀看展品和談話對象之間,對他們來說,與同伴的互動交流是享受參觀展覽的重要組成部分,也是博物館旅游的一個重要方面[6]。

此外,21世紀(jì)的博物館作為重要的社會交流和互動場所,而不僅僅是物品檔案館,已經(jīng)成為一種新趨向,新博物館提供的社會交往和休閑娛樂需求的機會也越來越大。正是在這里,社交過程的復(fù)雜性得到了最充分的表達(dá)——交流最為激烈和最具流動性,各類人的行為和互動以復(fù)雜的模式結(jié)合在一起。博物館更多地為游客提供了一個以輕松的、不苛求的方式與他人交往的機會,即與陌生人共同在場產(chǎn)生的大量的被動式接觸——簡單地觀看和傾聽陌生人以及因為共同興趣而產(chǎn)生的陌生人之間的交流。盡管這種自然發(fā)生的交往非常短暫,但GEHL指出,即使是這種低強度的社交活動也會非常吸引人,與體驗建筑和其他無生命物體相比,體驗會說話和移動的人可以提供一個感官變化特別豐富的和有吸引力的刺激機會[7]。正是社會活動及其相互交織形成的公共結(jié)構(gòu)使博物館公共空間變得更有意義、更有吸引力。

因此,從游客的動機和相應(yīng)的行為來看,博物館旅游既是一種藝術(shù)審美體驗,也是一種休閑娛樂性社會體驗,是介于個體過程與社會情境之間的社會實踐[6]。早在1977年,GRABURN就將博物館的參觀動機分為三類:社交娛樂、教育和崇拜[8],并單獨列出了社交娛樂這一側(cè)重于休閑類的參觀動機。因此,有吸引力的博物館建筑有必要同時滿足兩方面的參觀動機:游客的審美體驗和社會交往需求。目前,隨著社會學(xué)研究將心理學(xué)的焦點從個體自我轉(zhuǎn)向自我-他人關(guān)系[9],人們越來越認(rèn)識到社會體驗對于博物館旅游至關(guān)重要,博物館旅游深受同伴或陌生人之間的社交互動的影響和塑造。大量實地調(diào)研表明,社交互動對于臨時性游客的影響明顯大于經(jīng)常性游客[10]。博物館旅游行為的社會情境是游客晚年記憶的主要方面[11-12]。

1.3 博物館的閾限特征

物質(zhì)環(huán)境在不同程度上以不同方式影響著人們的行為。美國著名社會心理學(xué)家馬斯洛的“需要層次”理論將社交需求與生理和安全需求均歸于低級的需要,認(rèn)為它們可以通過外部物質(zhì)環(huán)境使人得到滿足[13]。NUNNALLY等指出,雖然物質(zhì)環(huán)境對社會交往的質(zhì)量、內(nèi)容和強度沒有直接影響,但適宜的物質(zhì)環(huán)境設(shè)計可以影響聚會、觀看、傾聽他人的可能性——這種可能性本身就具有一種社交特質(zhì),并且也會成為其他更復(fù)雜形式社會交往活動的重要背景和起點[14]。

在人-機混合的賽博格(cyborg)已經(jīng)成為新現(xiàn)實的社會背景下,一些表面二元對立的界限正在模糊,機器/人類、自我/他人,以及現(xiàn)實/虛擬空間之間的界限日漸模糊。這種邊界僭越、介于兩種境況之間的非此非彼、既此又彼的現(xiàn)象,就是“閾限”現(xiàn)象。社會空間不斷地呈現(xiàn)出模糊、開放和暫時的閾限性特征,今天的博物館建筑空間也反映并回應(yīng)了社會行為的閾限性,并在“城市-建筑-內(nèi)部空間”這三個層面呈現(xiàn)出閾限性特征:(1)大量城市型、社區(qū)型博物館建筑陸陸續(xù)續(xù)地誕生,它們或獨立建設(shè),或依附于城市文化、商業(yè)、辦公、酒店和高層居住建筑,形式豐富、規(guī)模多樣,漸漸融入城市的日常生活中,甚至走進(jìn)鄉(xiāng)村,以吸引核心觀眾以外的新群體接近、并順帶性地消費博物館;(2)很多博物館的建筑立面通過凹陷或突出,再標(biāo)高出、延伸出各種形式的灰空間、綠化庭院和觀景大平臺,屋面也拓展為各種形式的、與地面連接的活動廣場;(3)博物館空間布局理念的核心不再是單一的或連續(xù)的空間序列,而是激發(fā)探索和漫游的欲望,很多新博物館展廳逐漸開放,與交通空間、甚至其他交流空間的邊界也出現(xiàn)不同程度的模糊,并呈現(xiàn)出一種參觀路線不清晰、多功能融合和邊界模糊的新型空間形態(tài),滿足了多樣化人群的多樣化需求。

由此可見,閾限性的博物館通過模糊了博物館內(nèi)部與外部城市空間、內(nèi)部各功能空間彼此之間的邊界,試圖吸引更多城市游客走近、進(jìn)入博物館,在這里自由地旅游、散步、游戲、聚餐、相遇和交往。

2 研究設(shè)計

在上述理論研究基礎(chǔ)上,我們從建筑設(shè)計的視角,提出兩個層面的研究假設(shè):(1)各種參觀動機的滿足是博物館吸引各類游客的內(nèi)部影響因素;(2)這些新出現(xiàn)的、模糊各種邊界的閾限特征是吸引游客走近、進(jìn)入博物館,并長時間流連的外部影響因素。為了得出各個影響因子在博物館旅游吸引力評價中的權(quán)重結(jié)果,首先,本研究針對影響因子的吸引力進(jìn)行問卷調(diào)查,再運用主成分分析和皮爾遜相關(guān)分析法確定主要評價因子,并分別揭示部分人口學(xué)特征與變量之間的潛在關(guān)系。

2.1 影響因子的選取

在上述研究的基礎(chǔ)上,研究假設(shè)參觀動機和物理空間的閾限特征對于博物館旅游吸引力具有影響,并尋找影響因子的權(quán)重。從而將影響旅游吸引力的自變量定義為X,分成內(nèi)部動力和外部環(huán)境2個維度,共26個評價因子:(1)在內(nèi)部動力維度上,“參觀動機”變量包括觀看展品、參觀建筑、觀看感興趣的人和事件、陪同家人和朋友、休閑娛樂、拍照打卡、分享朋友圈,以及與陌生人打交道等8個行為需求因子;(2)在外部環(huán)境維度上,“閾限特征”變量包括“城市-建筑-內(nèi)部空間”三個層級共18個評價因子——a.場址的融合度:歷史地段附近、城市文化中心附近、自然風(fēng)景區(qū)附近、居住社區(qū)附近;b.室內(nèi)外邊界的模糊度:綠化庭院、中間層觀景平臺、屋面廣場、地面灰空間;c.室內(nèi)空間混合度:多功能復(fù)合(觀看演出、公共圖書館、拍照、咖啡餐飲、小型商業(yè)、兒童活動、運動休閑和電子游戲)、參觀路線的復(fù)雜度、社交空間的混合度等。

2.2 研究方法

2.2.1 問卷設(shè)計 在上述研究的基礎(chǔ)上,我們設(shè)計了針對普通非專業(yè)人士的調(diào)查問卷。問卷主要分為兩部分:(1)被試者的人口學(xué)特征信息,包括性別、年齡、學(xué)歷、專業(yè)背景,以及過去五年內(nèi)參觀博物館的頻次;(2)對“參觀動機”和“閾限特征”偏好進(jìn)行評價,以6分制李克特(Likert)量表作為度量尺度,具體采用了定義兩極——“不喜歡vs喜歡”、“簡單vs復(fù)雜”和“隔絕vs混合”,并使用“非?！薄ⅰ氨容^”和“有些”來區(qū)分,從左到右分別賦予數(shù)值1、2、3、4、5、6。

調(diào)研分為預(yù)調(diào)研和正式調(diào)研兩個階段,第一階段是2020年10月5日—10日,回收有效問卷50份。在預(yù)調(diào)研階段,我們觀察了被試者填寫問卷的過程,并針對問題描述清晰度、問卷設(shè)計合理性,以及某些出乎意料的問題進(jìn)行了深度訪談。結(jié)果發(fā)現(xiàn),非專業(yè)被試者對于“參觀路線的復(fù)雜度”、“社交空間的混合度”的評價存在一定理解困難,因此增加如下詳細(xì)說明:關(guān)于參觀路線的評測,“1”表示路線非常簡單——可以在明確規(guī)定的單一路徑下,有條不紊地參觀,“6”表示路線非常復(fù)雜——像迷宮一般,可以自由選擇路徑,激發(fā)探索和漫游的欲望;關(guān)于社交空間混合的評測,“1”表示彼此隔絕——分別設(shè)在不同的封閉房間內(nèi),只能專注于某一項活動,“6”表示完全混合——共同設(shè)置在一個開放的大空間內(nèi),可以同時感受到其他活動的氛圍。繼續(xù)修改問卷并測試,直到被試者表示問題描述比較清晰為止。

第二階段的正式調(diào)研從2020年12月15日—18日,共收回問卷248份,剔除<18歲和>60歲的問卷共11份,保留237份有效問卷。使用克蘭巴赫系數(shù)(Cronbach’s alpha)對問卷26個因子進(jìn)行信度檢驗,問卷總體一致性系數(shù)為0.75(a>0.5),說明問卷具有良好的同質(zhì)穩(wěn)定性。

2.2.2 主成分分析法 為了得出影響因子在旅游吸引力評價中的權(quán)重結(jié)果,首先,本研究針對參觀動機和閾限空間的旅游吸引力進(jìn)行問卷調(diào)查,并運用主成分分析的評價方法確定主要評價因子。主成分分析是一種除去數(shù)據(jù)冗余的數(shù)理統(tǒng)計方法——通過正交變換將一組存在相關(guān)性的變量轉(zhuǎn)換為幾個線性不相關(guān)的重要變量,以達(dá)到數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)簡化的目的,轉(zhuǎn)換后的這組變量叫主成分。主成分分析從數(shù)據(jù)自身結(jié)構(gòu)特點出發(fā),賦以權(quán)重不需要人為干預(yù),與層次分析法等主觀參與較大的權(quán)重計算方法相比,更具客觀意義。

具體流程如下:(1)運用SPSS軟件,在對“參觀動機”和“閾限空間”兩組原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理的基礎(chǔ)上,根據(jù)KMO(檢驗統(tǒng)計量)分析和Bartlett球形檢驗判斷主成分分析的可行性;(2)計算特征值和方差貢獻(xiàn)率,得到主成分總方差解釋表,一般將特征值>1、累計方差貢獻(xiàn)率>60%作為確定主成分個數(shù)的標(biāo)準(zhǔn);(3)將原始因子載荷矩陣進(jìn)行正交旋轉(zhuǎn),得到旋轉(zhuǎn)后的主成分載荷矩陣表——反映了每一個主成分(Yi)與原始因子(Xi)的相關(guān)程度,載荷值越大則表明二者的相關(guān)程度越大。并根據(jù)旋轉(zhuǎn)后的主成分載荷矩陣表為主成分進(jìn)行解釋和命名,得出影響因子的權(quán)重。

2.2.3 相關(guān)性分析法 在確定了“參觀動機”和“閾限特征”兩組主成分的基礎(chǔ)上,采用皮爾遜相關(guān)性分析方法研究了二者之間的相關(guān)關(guān)系。首先,運用SPSS統(tǒng)計軟件計算皮爾遜相關(guān)系數(shù)(R),再根據(jù)R的大小,判斷兩個變量間線性相關(guān)程度的強弱。一般情況下,|R|的取值范圍為:0.8～1.0極強相關(guān);0.6～0.8強相關(guān);0.4～0.6中等程度相關(guān);0.2～0.4弱相關(guān);0.0～0.2極弱相關(guān)或不相關(guān)。然后運用t檢驗的方法,針對相關(guān)系數(shù)R的可靠性進(jìn)行顯著性檢驗。

3 結(jié)果與分析

3.1 測試對象及其人口學(xué)特征

考慮到18歲以下青少年和60歲以上老年人行為規(guī)律的特殊性,本次調(diào)研將測試對象的年齡限制在18～60歲之間。由于25歲以下的測試者是生于1995年—2010年間的“Z世代”,這個群體是在深度數(shù)字化、廣度網(wǎng)絡(luò)化的環(huán)境下成長起來的一代,技術(shù)融入的時代賦予了他們更加開放包容、勇于創(chuàng)新的精神;與上一代人相比,具有明顯的獨特性,他們更愿意接受新鮮元素,新傳播形式、新觀點。因此,本研究將判斷“年齡”是否是影響因素的分界線選取在25歲。

本實驗吸引了相對較多的在讀大學(xué)生或研究生(58%)參與,25歲以下的測試者占51%,26～60歲之間占49%;男女比例比較接近(55% 和 45%),非建筑學(xué)專業(yè)的被試者(57%)相對較多;過去5年內(nèi),大多數(shù)人的博物館參觀體驗不豐富,甚至9%沒有參觀過,59%參觀過1～5次,僅有32%參觀頻次大于6次,他們的主要參觀對象是國內(nèi)博物館;出行規(guī)律多是以熟悉的朋友(占79%)或家庭(占62%)的社會團(tuán)體形式,但仍有35%獨自參觀博物館。

3.2 主成分分析

運用SPSS軟件對“參觀動機”的測試數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理后,進(jìn)行KMO檢驗與Bartlett球形檢驗(表1),得到“活動需求”8個因子之間、“閾限特征”18個因子之間的KMO值分別為0.677(>0.6)、0.806(>0.8),且顯著性值為 0.000(<0.01),因此這兩組指標(biāo)均適合進(jìn)行主成分分析。

表1 KMO和Bartlett檢驗

3.2.1 參觀動機的主成分分析 主成分分析時,根據(jù)特征值和貢獻(xiàn)率的大小進(jìn)行綜合判斷。本研究選取特征值為0.889,累計貢獻(xiàn)率為70.578%(>70%)的第3個主成分為最終的主成分,使用克蘭巴赫系數(shù)對8個變量進(jìn)行信度檢驗,結(jié)果為0.74,符合Nunnally大于0.5的標(biāo)準(zhǔn)。提取的3個主成分的特征值和貢獻(xiàn)率情況:Y1、Y2、Y3特征值分別為2.671、2.087、0.899,貢獻(xiàn)率分別為33.383%、26.084%、11.111%,如表2,基本包含了原有8個指標(biāo)絕大多數(shù)信息量,因此,這3個公因子Y1、Y2、Y3可以作為新的變量來反映博物館的“參觀動機”。

表2 參觀動機8個因子總方差解釋

根據(jù)其中的荷載絕對值大小(表3)來看:主成分Y1在“觀看感興趣的人和事件、發(fā)朋友圈、參觀建筑、拍照打卡、休閑娛樂”等指標(biāo)上載荷高,可以看作是“低強度社會體驗”因子;主成分Y2在“觀看展品”指標(biāo)上載荷高,可以看作是“個人體驗”因子;主成分Y3在“陪同家人和朋友、與陌生人打交道”等指標(biāo)上載荷高,可以看作是“高強度社會體驗”因子。于是,原有存在錯綜復(fù)雜關(guān)系的8個“參觀動機”變量被抽象為3個獨立的主成分并賦予了特定的意義,并反映了博物館旅游活動需求水平的權(quán)重結(jié)果:低強度社會體驗>個人體驗>高強度社會體驗。

表3 參觀動機8個因子主成分荷載矩陣

3.2.2 閾限特征的主成分分析 同樣方法得到“閾限特征”的主成分總方差解釋,由表4可見,主成分Y1、Y2、Y3、Y4、Y5的特征值分別為6.135、2.453、1.534、1.140和1.038,貢獻(xiàn)率分別為34.082%、13.628%、8.520%、6.333%和5.765%,累計貢獻(xiàn)率為68.328%(>60%),表明所選的5個主成分包含了原有18個指標(biāo)大部分的信息量,使用克蘭巴赫系數(shù)對8個變量進(jìn)行信度檢驗,結(jié)果為0.79,符合Nunnally大于0.5的標(biāo)準(zhǔn)[15]。因此,這5個公因子Y1、Y2、Y3、Y4、Y5可以作為新的變量來反映博物館的“閾限特征”。

表4 閾限特征18個因子總方差解釋

進(jìn)一步根據(jù)主成分載荷矩陣表(表5)對5個主成分所代表的信息意義進(jìn)行解釋和命名:主成分Y1在“綠化庭院、中間層觀景平臺、屋面廣場、地面灰空間、觀看演出、公共圖書、拍照、咖啡餐飲、小型商業(yè)”等指標(biāo)上載荷高,可以看作是“建筑-城市文化生活邊界模糊”因子;主成分Y2在“歷史地段附近、文化中心附近、自然風(fēng)景區(qū)附近”等指標(biāo)上載荷較高,可以看作是“建筑-其他熱點區(qū)域融合”因子;主成分Y3在“居住社區(qū)附近”指標(biāo)上載荷較高,可以看作是“建筑-社區(qū)融合”因子;主成分Y4在“運動休閑和電子游戲”等指標(biāo)上載荷較高,可以看作是“建筑-運動休閑功能復(fù)合”因子;主成分Y5在“參觀路線復(fù)雜度和社交空間混合度”等指標(biāo)上載荷較高,可以看作是“室內(nèi)空間混合度”因子。

表5 閾限特征18個因子主成分載荷矩陣

表5(續(xù))

于是,原有存在錯綜復(fù)雜關(guān)系的18個“閾限特征偏好”變量被抽象為5個獨立的主成分并賦予了特定的意義,并反映了影響博物館吸引力的物理因子的權(quán)重結(jié)果:建筑-城市文化生活邊界模糊>建筑-其他熱點區(qū)域融合>建筑-社區(qū)融合>建筑-運動休閑功能復(fù)合>室內(nèi)空間混合度。

3.3 參觀動機與閾限特征的相關(guān)性分析

皮爾遜相關(guān)性分析表現(xiàn)了“參觀動機”和“閾限特征”兩組主成分之間的相關(guān)性程度(表6)。由表6可知:就“低強度社會體驗(F1)”而言,“建筑-城市文化生活邊界模糊(Y1)”產(chǎn)生很強的正向影響,即建筑-城市文化生活邊界模糊程度越大,游客獲取的低強度社會體驗越豐富,其他閾限空間相關(guān)因素對低強度社會體驗的影響關(guān)系不顯著;對“個人體驗(F2)”而言,“建筑-其他熱點區(qū)域融合(Y2)”有很強的正相關(guān)性,“建筑-社區(qū)融合(Y3)”也呈現(xiàn)較強的正相關(guān)性,即博物館建設(shè)場址與其他熱點區(qū)域、居住社區(qū)融合,有助于提升游客參觀展品獲得的個人體驗,其他因素的影響關(guān)系不顯著;對于“高強度社會體驗(F3)”來說,只有“建筑-運動休閑功能復(fù)合(Y4)”呈較強的正相關(guān)性,即博物館復(fù)合的運動休閑功能越多,越容易促進(jìn)人與人之間深層次的交流。

表6 2組主成分的相關(guān)性分析

3.4 主成分的主體影響因素分析

為了檢驗“專業(yè)背景”、“年齡”、以及“近5年參觀博物館的頻次”是否是測試者偏好的主觀影響因素,我們進(jìn)一步對“專業(yè)vs非專業(yè)”、“≤25歲vs>25歲”、“近5年參觀博物館≤6次(偶發(fā)性游客)vs>6次(經(jīng)常性游客)”三組不同測試者的兩組主成分展開交叉分析,通過獨立樣本的t檢驗來檢測三組測試者的顯著性差異。

關(guān)于“參觀動機”的具體檢測結(jié)果見表7,從表7可知:“專業(yè)vs非專業(yè)”的測試者關(guān)于“低強度社會體驗”動機在0.01水平上的差異具有統(tǒng)計學(xué)意義(Sig值<0.01);“≤25歲vs>25歲”、“偶發(fā)性vs經(jīng)常性”的測試者關(guān)于“個人體驗” 動機在0.01水平上的差異具有統(tǒng)計學(xué)意義(Sig值<0.01);關(guān)于“高強度社會體驗”,三組測試者之間無差異。也就是說,“建筑學(xué)專業(yè)背景”是影響“低強度社會體驗”動機差異的主要因素,建筑學(xué)專業(yè)和非專業(yè)測試者之間差異非常顯著;“年齡”和“參觀頻次”是影響“個人體驗”動機差異的主要因素,“≤25歲和介于25～60歲”、“偶發(fā)性和經(jīng)常性”測試者之間差異非常顯著;“年齡”、“建筑學(xué)專業(yè)背景”和“參觀頻次”對于“高強度社會體驗”動機無明顯影響。

表7 參觀動機3個主成分獨立樣本的t檢驗

關(guān)于“閾限特征偏好”的具體檢測結(jié)果見表8,從表8可以得知:除了“≤25歲vs>25歲”關(guān)于Y1主成分在0.05水平上的差異具有統(tǒng)計學(xué)意義(Sig值<0.05)之外,其余Sig值均大于0.05,因此t檢測結(jié)果表明,“≤25歲和>25歲”的測試者關(guān)于“建筑-城市文化生活邊界模糊”的偏好存在顯著性差異;而“專業(yè)和非專業(yè)”、“經(jīng)常性和偶發(fā)性”使用者關(guān)于5種閾限特征的偏好都不存在顯著性差異。換言之,“年齡”是影響閾限特征偏好差異的主要因素,“≤25歲和介于25～60歲”測試者之間存在偏好差異;而“建筑學(xué)專業(yè)背景”和“參觀頻次”無明顯影響。

表8 閾限特征5個主成分獨立樣本的t檢驗

表8(續(xù))

4 討論與結(jié)論

(1)博物館旅游的形成過程既受到游客自身參觀動機的影響,也受到博物館物質(zhì)空間環(huán)境的影響。內(nèi)部動力和外部環(huán)境因素之間并非相互獨立,而是存在密切聯(lián)系,共同作用于博物館旅游需求的形成過程。

(2)在內(nèi)部動力層面上,影響博物館旅游吸引力的3個“參觀動機”評價指標(biāo)及權(quán)重依次為:低強度社會體驗>個人體驗>高強度社會體驗。這意味著,個人審美體驗和社會交往體驗都是博物館旅游的重要組成部分。這是因為,與傳統(tǒng)藝術(shù)的膜拜價值相比,現(xiàn)代藝術(shù)品主要體現(xiàn)為展覽價值[15],今天大眾的博物館參觀不再是凝神專注的方式,而是一種散漫的消遣方式,“都市漫游者(Flaneur)”才是欣賞博物館最適合的姿態(tài)。因此,如何將游客的社會交流需求與藝術(shù)審美需求結(jié)合起來,滿足輕松的、順帶觀賞的社會交往體驗需求應(yīng)該是博物館建筑設(shè)計的重要核心。

(3)在外部環(huán)境層面上,按照權(quán)重由大到小,影響博物館旅游吸引力的5個“閾限特征”評價指標(biāo)依次為:“建筑-城市文化生活邊界模糊(F1)”、“建筑-其他熱點區(qū)域融合(F2)”、“建筑-社區(qū)融合(F3)”、“建筑-運動休閑生活復(fù)合(F4)”、“室內(nèi)空間混合度(F5)”。其中,F1、F2、F3都是鼓勵更多潛在游客走近、進(jìn)入博物館,并順帶消費博物館的非常有效的措施。此研究結(jié)果可作為以提升旅游吸引力為目標(biāo)的博物館建筑設(shè)計依據(jù)。

(4)游客的參觀動機和博物館空間的閾限特征之間具有相關(guān)性,人們對于博物館的藝術(shù)審美需求和社會交往需求都可以在博物館公共空間閾限性中得到滿足:“博物館建筑與城市文化生活邊界模糊”對于游客的“低強度社會體驗需求”具有很強的正向影響;“博物館的建筑場址與其他熱點區(qū)域、以及居住社區(qū)融合”,對于“游客的個人體驗”分別呈現(xiàn)很強、較強的正相關(guān)性;“博物館建筑與運動休閑功能復(fù)合” 對于“高強度社會體驗”具有較強的正相關(guān)性,即博物館復(fù)合的運動休閑功能越多,越容易促進(jìn)人與人之間深層次的社會交流。

(5)“建筑學(xué)專業(yè)背景”是影響“低強度社會體驗”需求差異的主要因素;“年齡”和“參觀頻次”是影響“個人體驗”需求差異的主要因素;“年齡”、“建筑學(xué)專業(yè)背景”和“參觀頻次”對于“高強度社會體驗需求”無明顯影響;“年齡”是影響博物館閾限特征偏好差異的主要因素,而“建筑學(xué)專業(yè)背景”和“參觀頻次”對于5種閾限特征的偏好差異均無明顯影響。因此,把握多樣化的生活方式,提供差異性的旅游需求,探討滿足多樣化心理需求和生活習(xí)慣的博物館設(shè)計策略,也是提升博物館吸引力的有效措施之一。