和 監(jiān) 管 者,也 是 作 為 旅 游 項 目 的 投 資 者 和 營 銷

者[40]。感知利益與對旅游業(yè)的支持態(tài)度之間建立

了積極的聯(lián)系[29]766,感知獲利的主體對旅游發(fā)展持

支持態(tài)度[41]。合作收益大于非合作收益,集體利益

大于行為成本是開展區(qū)域旅游合作的基礎[42],參與

主體對合作產生成本和獲利的分析與博弈表現(xiàn)出感

知利益對合作意向具有重要的推動作用。對于組織

行為抱有積極態(tài)度的組織或個體擁有對其有利的行

為[43],因此提出以下假設:

H2a:感知利益對合作態(tài)度具有顯著正向影響;

H2b:感知利益對合作意向具有顯著正向影響;

H2c:合作態(tài)度對合作意向具有顯著正向影響。

結合 H1e和 H2b,合作激勵政策正向影響各方

主體的感知利益,感知利益能夠承接合作激勵政策

的影響,并進一步影響主體的合作意向,即感知利益

在合作激勵政策與合作意向的關系中具有中介作

用。結合 H1b、H2c,合作激勵政策正向影響主體的

合作態(tài)度,激勵性政策能夠通過正向影響主體行為

態(tài)度而增強其行為意愿,即合作態(tài)度在合作激勵政

策與合作意向關系中具有中介作用。綜上所述,合

作激勵政策影響感知利益,并進一步影響合作態(tài)度

和合作意向,這一過程存在鏈式中介影響機制,因此

提出假設:

H3:感知利益、合作態(tài)度在合作激勵政策與合

作意向間具有鏈式中介作用。

在過去的研究中,有學者發(fā)現(xiàn),集群企業(yè)的信任

對合作行為具有顯著的正向影響[44],組織間信任的

本質是人與人之間的信任,行為主體的信任程度越

高,參與合作的意愿越強[45],信任會直接影響政府

推動公眾參與的態(tài)度,進而間接影響政府推動公眾

參與 的 意 愿[28]1003。信 任 源 于 共 享 的 價 值 觀 和 慣

例[46],當合作伙伴之間存在信任時,合作更有可能

克服障礙,朝著實現(xiàn)目標的方向前進。當旅游企業(yè)

經(jīng)營者在采取決策時感知到政府監(jiān)管、游客需求、行

業(yè)競爭等來自重要參照群體的社會壓力時,會促使

企業(yè)加快實施相應決策[47]。對于主體而言,如果相

信自己有更多的資源和能力,更少的阻礙,其對于自

身的決策機制就有更高的知覺行為控制能力[20]112,

因此提出以下假設:

H4a:信任對合作意向具有顯著正向影響;

H4b:信任對合作態(tài)度具有顯著正向影響;

H4c:信任對主觀規(guī)范具有顯著正向影響;

H4d:信任對知覺行為控制具有顯著正向影響;

H4e:主觀規(guī)范對合作意向具有顯著正向影響;

H4f:知覺行為控制對合作意向具有顯著正向

影響。

依據(jù) H1f和 H4a,合作激勵政策正向影響主體

間信任,信任能夠承接合作激勵政策的影響,并進一

步促進合作意向的產生,即信任在合作激勵政策與

合作意向的關系中具有中介作用。依據(jù) H4b、H2c、

H4c、H4e、H4d、H4f,信任對合作態(tài)度、主觀規(guī)范、

知覺行為控制產生正向影響,并進一步影響合作意

向,即合作態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制在信任對

合作意向的影響中發(fā)揮中介作用。綜上所述,合作

激勵政策影響信任,并進一步影響合作態(tài)度、主觀規(guī)

范、知覺行為控制和合作意向,這一過程存在鏈式中

介影響機制,因此提出以下假設:

H5:信任、合作態(tài)度在合作激勵政策與合作意

向間具有鏈式中介作用;

H6:信任、主觀規(guī)范在合作激勵政策與合作意

向間具有鏈式中介作用;

H7:信任、知覺行為控制在合作激勵政策與合

作意向間具有鏈式中介作用。

風險感知作為主體的一種內在心理認知,對行

為意向的調節(jié)作用反映出個體對自身的保護動機行

為,即 通 過 影 響 原 有 的 行 為 消 除 現(xiàn) 存 的 風 險 隱

患[48]。在革命老區(qū)跨省合作的情境下,對合作風險

的感知來自行為主體的主觀性判斷,貫穿于區(qū)域旅

游合作的整體過程,影響合作意向的產生,即風險感

知對主體積極態(tài)度與行為意向之間的積極影響具有

抑制作用[49],減少主觀規(guī)范的正向影響[36]56,弱化

主體的正向知覺行為控制[50]493。因此,本研究認為

與風險感知低的個體相比,風險感知高的個體合作

的態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制對合作意向的影

響更小,因而在合作激勵政策與合作意向之間的鏈

式中介效應更低,因此提出以下假設:

H8a:合作風險感知越高,合作態(tài)度對合作意向

的影響越小,合作激勵政策通過感知利益和合作態(tài)

度對合作意向的鏈式影響路徑也越小;

H8b:合作風險感知越高,合作態(tài)度對合作意向

的影響越小,合作激勵政策通過信任和合作態(tài)度對

合作意向的鏈式影響路徑也越小;

H9:合作風險感知越高,主觀規(guī)范對合作意向

的影響越小,合作激勵政策通過信任和主觀規(guī)范對

46

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第3期

合作意向的鏈式影響路徑也越小;

H10:合作風險感知越高,知覺行為控制對合作

意向的影響越小,合作激勵政策通過信任和知覺行

為控制對合作意向的鏈式影響路徑也越小。

綜合上述假設,構建革命老區(qū)跨省合作意向的

擴展 TPB模型(圖1)。

圖1 概念模型

3 研究設計

3.1 案例地介紹

湘贛邊區(qū)域位于湖南、江西兩省交界地帶,根據(jù)

國家發(fā)改委提出的《湘贛邊區(qū)域合作示范區(qū)建設總

體方案》,具體包括湖南省域和江西省域范圍內的

24個縣(市、區(qū))③ 。2014年,由瀏陽市倡導召開首

屆湘贛邊區(qū)域開放合作交流會,拉開了湘贛邊區(qū)域

合作大幕④ 。2021年,國務院《關于新時代支持革命

老區(qū)振興發(fā)展的意見》提出引導贛南等原中央蘇區(qū)

與湘贛邊區(qū)域協(xié)同發(fā)展② 。2021年,《湘贛邊區(qū)域合

作示范區(qū)建設總體方案》正式發(fā)布,提出促進紅色旅

游高質量發(fā)展,打造全國知名湘贛邊區(qū)域紅色旅游

品牌③ 。針對上述支持性政策,湖南、江西兩省文化

和旅游廳積極落實,并于2021年開行了“韶山-井

岡山”紅色旅游專列,致力于打造“湘贛紅”品牌⑤ 。

從上述合作政策的頒布與落實來看,紅色旅游深化

合作舉措惠及地方政府、紅色旅游景區(qū)及旅游企業(yè)

等合作利益相關主體。基于革命老區(qū)跨省合作的特

殊性,謀求利益主體共容的合作發(fā)展機制,亟待理論

和實踐探索。本研究以湘贛邊區(qū)域24個縣(市、區(qū))

的旅游行政管理部門、紅色旅游景區(qū)、旅行社、旅游

交通企業(yè)、旅游餐飲住宿企業(yè)、娛樂休閑類企業(yè)、科

研單位的工作人員、營運管理者、投資者、負責人等

作為主要調查對象?？紤]到在革命老區(qū)跨省合作的

過程中,區(qū)域內非旅游企業(yè)也會涉及合作相關業(yè)務,

因此研究對象同時包含湘贛兩省湘贛邊區(qū)域業(yè)務關

聯(lián)的非旅游企業(yè)負責人。

3.2 量表建構

本研究搜集合作態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控

制、合作激勵政策、感知利益、信任、合作意向、合作

風險感知8個構念所包含的測量題項,借鑒國內外

現(xiàn)有成熟量表或已被證實的量表,結合革命老區(qū)跨

省合作的實際情況進行修改、完善,形成測量項目。

(1)借鑒 Beverley和 Wen改良后的態(tài)度測量項

目[50]495 構建包含5個題項的合作態(tài)度測試題項,例

如“參與革命老區(qū)跨省合作是好的”“參與革命老區(qū)跨

省合作是明智的”等。

(2)借鑒由Lam 和 Hsu改良后的主觀規(guī)范測量

項目[51],構建包含4個題項的主觀規(guī)范測試題項,例

如“哪些對我們很重要的組織和個體會參與合作”“哪

些對我們很重要的組織和個體會認同合作”等。

(3)借鑒 Taylor和 Todd所設計的 TPB量表中

知覺行為控制的測量項目[52],設置4個知覺行為控

制測試題項,例如“有資源、知識、能力參與合作”“有

信心把握建立的關系”等。

(4)借鑒 Lam 等學者改良的行為意向測量題

項[53]并參考 Lin對行為意向的測量題項[54],構建包

含3個合作意向題項,例如“本組織參與合作的可能

性很大”“有和其他組織進行合作的打算”等。

(5)參照 Nunkoo和 Ramkisson改良后對感知

利益的測量項目[28]1007,設置7個測試題項,例如“參

與紅色旅游合作能創(chuàng)造更多的就業(yè)機會”“能帶來更

多的業(yè)務”等。

(6)借 鑒 Yang 等 學 者 改 良 后 的 信 任 測 量 項

目[55],設置5個測試題項,例如“我們相信對方會遵

守承諾”“我們相信對方是真誠的”等。

(7)參考 Wang等學者對財政激勵政策的測量

項目[37]21,結合湘贛邊區(qū)域享有的合作激勵政策,設

置8個測試題項,例如“政府完善區(qū)域公共基礎設施

的政策對合作有利”“政府加大資金支持力度的政策

對合作有利”等。

(8)參考劉益等學者改良后的關于風險感知的

測試項目[35]34,設置3個測試題項,例如“合作中關

鍵技術能力或信息可能被竊取”“合作中關鍵人員流

失的風險很高”等。

47

許春曉等:革命老區(qū)跨省旅游合作意向的驅動機理 理論探索

3.3 量表的驗證

問卷采用李克特量表。在正式調研之前采用預

調研的形式,依據(jù)預調研數(shù)據(jù)的回收結果驗證量表,

以此調整問卷題項。2021年11月初,在江西省萍鄉(xiāng)

市、吉安市、贛州市和宜春市進行預調研,向當?shù)芈糜?/p>

行政管理人員、景區(qū)和旅游餐飲住宿企業(yè)工作人員

發(fā)放問卷80份,回收問卷78份,回收率為97.5%。

基于預調研數(shù)據(jù),量表整體克朗巴哈系數(shù)為0.926,

各維度克朗巴哈系數(shù)在0.848~0.944之間,具有較

好的內部一致性。在主成分分析法下得到特征根值

大于1的8個維度,采用最大方差法進行因子旋轉,

得到整體 KMO 值為0.761,巴特利特球形檢驗 P

值顯著,方差累計貢獻率達73.594%,其中合作態(tài)

度題項中“我們是喜歡與人合作的”、合作激勵政策

題項中 “政 府 完 善 公 共 基 礎 設 施 的 政 策 對 合 作 有

利”、信任題項中“我們相信合作方會遵守他們向我

們做出的承諾”等因子載荷低于0.5;感知利益題項

中“我們認為參與合作可以提高生活和工作質量”

“參與合作能夠帶來更好的環(huán)境效益”和合作政策題

項中“生態(tài)環(huán)保政策、鼓勵發(fā)展綠色生態(tài)產品的政策

對合作有利”等因子載荷低于0.5,且未能歸類到預

設的維度?？紤]量表整體效度的可靠性和結構維度

的穩(wěn)定性,采用逐步剔除的方法,將上述題項逐一剔

除并再次檢驗,各維度因子載荷明顯提升,均高于

0.5?？傮w來看,通過對預調研數(shù)據(jù)進行信度分析和

探索性因子分析,刪去6個題項,保留33個題項,正

式調研主要采用的是刪除以上6個題項之后的問卷。

3.4 數(shù)據(jù)收集與樣本特征

2021年11月和12月、2022年8月和9月,研

究團隊以 整 群 抽 樣 的 方 式 在 湘 贛 邊 區(qū) 域 24 個 縣

(市、區(qū))進行問卷調查。結合湘贛邊區(qū)域跨省合作

的鮮明特殊性,對地方政府、紅色旅游景區(qū)及旅游企

業(yè)等參與合作的利益主體開展調查研究,以當?shù)芈?/p>

游行政管理部門人員、紅色旅游景區(qū)、旅行社、旅游

交通企業(yè)、旅游餐飲住宿企業(yè)、娛樂休閑類企業(yè)、科

研單位的工作人員、營運管理者、投資者、負責人等

為抽樣框,實施簡單隨機抽樣,每縣(市、區(qū))抽滿30

份,得到720份問卷。同時,將湘贛兩省湘贛邊區(qū)域

業(yè)務關聯(lián)的非旅游企業(yè)負責人為抽樣框,兩省各抽

取20份,總計得到760份問卷,甄別后得到674份

有效問卷,有效率達88.68%(表1)。

表1 樣本描述統(tǒng)計

變量 類別 數(shù)量/人 百分比/%

性別

男 349 51.8

女 325 48.2

18~25歲 144 21.4

26~35歲 196 29.1

年齡 36~45歲 149 22.1

46~55歲 164 24.3

56~65歲 21 3.1

酒店餐飲 189 28.0

行政單位 161 23.9

景區(qū) 108 16.0

工作單位

旅行社 48 7.1

旅游交通部門 39 5.8

娛樂休閑場所 64 9.5

科研機構 28 4.2

其他 37 5.5

3000元以下 169 25.1

3000~5000元 247 36.6

月收入

5001~8000元 97 26.3

8000元以上 81 12.0

小學及小學以下 4 0.6

初中 85 12.6

受教育 高中、中專或職高 136 20.2

程度 大專 185 27.4

本科 242 35.9

研究生及以上 22 3.3

10人以下 129 19.1

單位人數(shù)

10~99人 347 51.5

100~300人 152 22.6

300人以上 46 6.8

1年以內 115 17.1

2~5年 279 41.4

工作年限 6~10年 151 22.4

11~20年 79 11.7

20年以上 50 7.4

48

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第3期

4 數(shù)據(jù)分析

4.1 信效度分析

由于問卷題項是結合湘贛邊區(qū)域合作的具體情

境進行設置的,為確保問卷樣本的質量,需要先對問

卷整體數(shù)據(jù)進行探索性因子分析。采用 SPSS26.0

分析,量表整體克朗巴哈 α系數(shù)為0.963,8個維度

克朗巴哈 α系數(shù)均介于0.920~0.961,具有較高信

度,可用于后續(xù)分析。

在主成分分析法下得到特征根值大于1的8個維

度,采用最大方差法得到量表整體 KMO 值為0.960,

Bartlett球型檢驗水平顯著,旋轉后各題項因子載荷

介于0.683~0.954,方差累計貢獻率為86.059%,

以上數(shù)據(jù)表明量表具有較好的結構效度。運用 AMOS23.0計算模型整體擬合程度得χ2/df=2.351

(<5),RMSEA=0.045(≤0.08),RMR=0.018(≤

0.05),GFI=0.908(>0.9),TLI=0.972 (>0.9),

NFI=0.958(>0.9),IFI=0.976(>0.9),CFI=

0.976(>0.9),模型擬合達標。同時,各題項的標

準化因子載荷介于0.789~0.961,均大于0.6;CR

值介于 0.923~0.962,均 大 于 0.8;AVE 值 介 于

0.751~0.893,均大于0.5,各項水平達標(表2)。

各變量 AVE 平方根的最小值0.867大于相關系

數(shù)的最大值0.354,證明變量的區(qū)別效度良好(表3)。

表2 信效度分析結果

變量 題項

旋轉后因子

載荷

Cronbach'sα

標準化因子

載荷

組合信度

CR

平均提煉

方差 AVE

合作態(tài)度

BA1我們認為參與合作是好的 0.809

BA2我們認為參與合作是明智的 0.822

BA3我們認為參與合作是令人愉快的 0.809

BA4我們認為參與合作是對雙方有利的 0.820

0.961

0.936

0.949

0.934

0.892

0.961 0.861

主觀規(guī)范

SN1那些對我們很重要的單位也會參加 0.787

SN2參照群體(同事、同行、領導等)認為是好事 0.802

SN3參照群體建議我們合作 0.808

SN4從參照群體了解信息和好處 0.755

0.942

0.893

0.897

0.910

0.888

0.943 0.805

知覺行為

控制

PBC1我們有充分資源、知識及能力參與合作 0.764

PBC2我們有信心把握合作后建立的關系 0.749

PBC3我們能夠應對好合作帶來的壓力 0.784

PBC4我們能充分了解掌握合作的信息 0.745

0.939

0.914

0.918

0.887

0.848

0.940 0.796

合作意向

BI1參與合作的可能性大 0.801

BI2有和其他單位合作的打算 0.766

BI3會推薦其他管理者合作 0.762

0.947

0.913

0.944

0.916

0.946 0.855

感知利益

LY1參與合作能創(chuàng)造更多的就業(yè)機會 0.756

LY2參與合作能帶來更多的業(yè)務 0.777

LY3參與合作可以改善旅游配套設施 0.783

LY4參與合作可以增加投資機會 0.712

LY5參與合作能夠帶來更多文化交流 0.683

0.949

0.929

0.938

0.920

0.826

0.833

0.950 0.793

49

許春曉等:革命老區(qū)跨省旅游合作意向的驅動機理 理論探索

表2(續(xù))

變量 題項

旋轉后因子

載荷

Cronbach'sα

標準化因子

載荷

組合信度

CR

平均提煉

方差 AVE

信任

XR1我們相信合作伙伴是真誠的 0.697

XR2盡管情況有變化,但仍然相信對方能靈

活應對并為我們提供幫助和支持

0.794

XR3做重要決策時對方會關心我們的利益 0.810

XR4我們可以指望對方的決定和行動不會

對我們造成不利影響

0.806

0.920

0.789

0.914

0.932

0.824

0.923 0.751

合作激勵

政策

ZC1加大資金支持力度的政策對合作有利 0.773

ZC2提升公共服務水平的政策對合作有利 0.808

ZC3促進產業(yè)協(xié)同創(chuàng)新發(fā)展的政策 對 合 作

有利

0.688

ZC4提升紅色旅游文化建設水平的 政 策 對

合作有利

0.784

ZC5打造紅色旅游示范村鎮(zhèn)、推動城鄉(xiāng)融合

發(fā)展的政策對合作有利

0.791

ZC6加強旅游用地保障的政策對合作有利 0.782

0.959

0.867

0.945

0.804

0.922

0.921

0.913

0.961 0.804

合作風險

感知

FX1合作中關鍵技術能力或信息可能被竊取 0.939

FX2合作中關鍵技術和管理人員流失風險高 0.954

FX3合作不完全按照合同進行利益分配 0.951

0.961

0.93

0.961

0.944

0.962 0.893

表3 區(qū)別效度分析

變量 合作激勵政策 感知利益 信任 合作態(tài)度 主觀規(guī)范 知覺行為控制 合作意向

合作激勵政策 0.897

感知利益 0.322

*** 0.891

信任 0.262

*** 0.286

*** 0.867

合作態(tài)度 0.308

*** 0.294

*** 0.238

*** 0.928

主觀規(guī)范 0.288

*** 0.315

*** 0.244

*** 0.290

*** 0.897

知覺行為控制 0.300

*** 0.354

*** 0.264

*** 0.288

*** 0.325

*** 0.892

合作意向 0.301

*** 0.305

*** 0.261

*** 0.314

*** 0.281

*** 0.293

*** 0.924

合作風險感知 0.089

* 0.187

*** 0.223

*** 0.136

*** 0.213

*** 0.200

*** 0.118

***

注:對角線以下為變量相關系數(shù),對角線為 AVE開方值。* 表示p<0.05、** 表示p<0.01、*** 表示p<0.001。

4.2 假設檢驗

4.2.1 直接效應檢驗

首先運用 Amos23.0對 SEM 進行模型擬合檢

驗,χ2/df為3.108(<5),RMSEA=0.056(≤0.08),

RMR=0.048(≤0.05),CFI、NFI、RFI、IFI、TLI等

指標值均大于0.9,模型其他擬合指數(shù)基本達到臨

界標準,因而可用于研究假設的進一步檢驗。根據(jù)

系數(shù)值大小和 p 檢驗結果,假設 H1a、H1b、H1c、

H1d、H1e、H1f、H2a、H2b、H2c、H4a、H4b、H4c、

H4d、H4e、H4f得到驗證(圖2)。

50

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第3期

圖2 SEM 結果

4.2.2 中介效應檢驗

運用SPSSPROCESS Model6進行中介效應

檢驗(表4),使用最大似然估計法進行中介效應檢

驗,重復抽樣5000次,置信區(qū)間為95%。

(1)合作激勵政策-感知利益-合作意向(β=

0.161)、合作激勵政策-合作態(tài)度-合作意向(β=

0.150)、合作激勵政策-感知利益-合作態(tài)度-合

作意向(β=0.059),Bootstrap95%置信區(qū)間均不含

0,鏈式中介1效應顯著。感知利益、合作態(tài)度在合

作激勵政策與合作意向間具有鏈式中介作用,假設

H3得到支持。

(2)合 作 激 勵 政 策 - 信 任 - 合 作 意 向 (β=

0.136)、合作激勵政策-合作態(tài)度-合作意向(β=

0.174)、合作激勵政策-信任-合作態(tài)度-合作意向

(β=0.040),Bootstrap95%置信區(qū)間均不含0,鏈式

中介2效應顯著。信任、合作態(tài)度在合作激勵政策與

合作意向間具有鏈式中介作用,假設 H5得到支持。

(3)合 作 激 勵 政 策 - 信 任 - 合 作 意 向 (β=

0.144)、合作激勵政策-主觀規(guī)范-合作意向(β=

0.104)、合作激勵政策-信任-主觀規(guī)范-合作意

向(β=0.032),Bootstrap95%置信區(qū)間均不含0,

鏈式中介3效應顯著。信任、主觀規(guī)范在合作激勵

政策與合作意向間具有鏈式中介作用,假設 H6得

到支持。

(4)合 作 激 勵 政 策 - 信 任 - 合 作 意 向 (β=

0.134)、合作激勵政策-知覺行為控制-合作意向

(β=0.109)、合作激勵政策-信任-知覺行為控制

-合作意向(β=0.042),Bootstrap95%置信區(qū)間均

不含0,鏈式中介4效應顯著。信任、知覺行為控制

在合作激勵政策與合作意向間具有鏈式中介作用,

假設 H7得到支持。

表4 Bootstrapping鏈式中介效應檢驗

變量 路徑

中介效應值

β

95%置信區(qū)間

(BootLLCI,BootULCI)

標準誤差

SE

鏈式中介1

合作激勵政策—感知利益—合作意向 0.161 (0.082,0.243) 0.041

合作激勵政策—合作態(tài)度—合作意向 0.150 (0.092,0.216) 0.031

合作激勵政策-感知利益—合作態(tài)度-合作意向 0.059 (0 .035,0.090) 0.014

總間接效應1 0.370 (0.273,0.468) 0.050

鏈式中介2

合作激勵政策—信任—合作意向 0.136 (0.083,0.191) 0.028

合作激勵政策—合作態(tài)度—合作意向 0.174 (0.112,0.242) 0.034

合作激勵政策-信任—合作態(tài)度—合作意向 0.040 (0.022,0.061) 0.010

總間接效應2 0.350 (0.266,0.437) 0.044

鏈式中介3

合作激勵政策—信任—合作意向 0.144 (0.089,0.203) 0.029

合作激勵政策—主觀規(guī)范—合作意向 0.104 (0.059,0.154) 0.024

合作激勵政策—信任—主觀規(guī)范—合作意向 0.032 (0.017,0.051) 0.009

總間接效應3 0.279 (0.212,0.353) 0.036

鏈式中介4

合作激勵政策—信任—合作意向 0.134 (0.081,0.190) 0.028

合作激勵政策—知覺行為控制—合作意向 0.109 (0.064,0.161) 0.025

合作激勵政策—信任—知覺行為控制—合作意向 0.042 (0.023,0.066) 0.011

總間接效應4 0.285 (0.213,0.360) 0.038

51

許春曉等:革命老區(qū)跨省旅游合作意向的驅動機理 理論探索

4.2.3 調節(jié)效應分析

采用層次回歸模型檢驗合作風險感知與合作態(tài)

度、主觀規(guī)范、知覺行為控制與合作意向之間的調節(jié)

效應。本文對合作態(tài)度與合作意向、主觀規(guī)范與合

作意向、知覺行為控制與合作風險感知的交互項進

行中心化處理,然后把合作意向設置為因變量,再將

性別等控制變量納入模型,構建模型 1;把合作態(tài)

度、合作風險感知納入,構建模型2;加入交互項構

造模型3,之后再用同樣的方法構建模型4、模型5、

模型6和模型7(表5)。由模型3可知,合作態(tài)度和

合作風險感知的交互項與合作意向(β=-0.114,

p<0.05)負相關,表明合作風險感知負向調節(jié)合作

態(tài)度與合作意向間的關系。由模型 5 和模型 7 可

知,主觀規(guī)范、知覺行為控制與合作風險感知的交互

項與合作意向之間的關系不顯著,故合作風險感知

未能調節(jié)上述變量間的關系。

表5 合作風險感知的調節(jié)效應檢驗結果

觀測變量 模型1 模型2 模型3 模型4 模型5 模型6 模型7

性別 -0.004 0.024 0.025 -0.028 -0.027 0.002 0.004

年齡 0.016 0.033 0.039 0.022 0.024 0.023 0.025

學歷 0.052 0.023 0.030 0.047 0.047 0.036 0.035

工作年限 0.013 0.027 0.023 0.010 0.009 -0.011 -0.012

合作態(tài)度 — 0.622

*** 0.587

*** — — — —

合作風險感知 — 0.042 0.081

* 0.008 0.015 0.010 0.027

主觀規(guī)范 — — — 0.558

*** 0.551

*** — —

知覺行為控制 — — — — — 0.577

*** 0.563

***

合作態(tài)度×合作風險感知 — — -0.114

*** — — — —

主觀規(guī)范×合作風險感知 — — — — -0.028 — —

知覺行為控制×合作風險感知 — — — — — — -0.056

AdjustedR2 0.003 0.392

*** 0.402

*** 0.310

*** 0.310 0.332

*** 0.334

F-statistic 0.477 218.378

*** 12.097

*** 152.754

*** 0.659 168.957

*** 2.726

注:×表示變量之間的交互項;* 表示p<0.05、** 表示p<0.01、*** 表示p<0.001。

為了更直觀地表達合作風險感知在合作態(tài)度對

合作意向之間的具體調節(jié)作用,將合作風險感知按

平均數(shù)加減一個標準差分為高組和低組,進行簡單

斜率檢驗并繪制簡單的效應分析圖,考查在不同風險

感知水平上合作態(tài)度對合作意向的影響(圖3)。可

圖3 調節(jié)效應

見,低合作風險感知下,合作態(tài)度對合作意向的影響

增大(斜率變大),即合作風險感知在合作態(tài)度與合

作意向之間起負向調節(jié)作用。

4.2.4 被調節(jié)的鏈式中介效應檢驗

運用SPSSPROCESSModel87進行被調節(jié)的

鏈式 中 介 效 應 檢 驗,采 用 最 大 似 然 法,重 復 抽 樣

5000次,置信區(qū)間為95%,并通過中介效應之差的

顯著性來檢驗風險感知對“合作激勵政策-感知利

益-合作態(tài)度-合作意向”與“合作激勵政策-信任

-合作態(tài)度-合作意向”的鏈式中介的調節(jié)作用。

計算結果如下:在“合作激勵政策-感知利益-合作

態(tài)度-合作意向”路徑中,低風險感知和高風險感知

LLCI與 ULCI區(qū)間不含0,鏈式中介效應顯著;在

不同風險感知下,鏈式中介效應的差值也達到顯著

水平(β=-0.0469[-0.0769,-0.0146]),表明

風險感知會弱化合作激勵政策通過感知利益和合作

態(tài)度對合作意向的影響路徑。同時,在“合作激勵政

策-信任-合作態(tài)度-合作意向”的作用路徑中,低

風險感知和高風險感知 LLCI與 ULCI區(qū)間不含0,

52

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第3期

鏈式中介效應顯著;高風險感知與低風險感知鏈式

中介效應 的 差 值 也 達 到 顯 著 水 平 (β= -0.0422

[-0.0726,-0.0124]),在該影響路徑中,合作風

險感知會弱化合作激勵政策通過信任和合作態(tài)度對

合作意向的影響路徑(表6-1和表6-2)。

表6-1 “合作激勵政策-感知利益-合作態(tài)度合作意向”被調節(jié)的鏈式中介效應檢驗結果

調節(jié)變量 間接效應

95%的置信區(qū)間

上限 下限

低風險感知 0.0758 0.0466 0.1086

高風險感知 0.0289 0.0031 0.0632

差異 -0.0469 -0.0769 -0.0146

表6-2 “合作激勵政策-信任-合作態(tài)度合作意向”被調節(jié)的鏈式中介效應檢驗結果

調節(jié)變量 間接效應

95%的置信區(qū)間

上限 下限

低風險感知 0.0703 0.0423 0.1034

高風險感知 0.0281 0.0034 0.0602

差異 -0.0422 -0.0726 -0.0124

綜上所述,假設 H8a、H8b成立,假設 H9、H10

不成立。

5 結論

(1)合作激勵政策是驅動合作意向產生的基礎,

能正向影響感知利益、信任、合作態(tài)度、主觀規(guī)范和

知覺行為控制,最終驅動革命老區(qū)跨省合作意向的

產生,構成一個復雜的區(qū)域合作意向的驅動模型。

在此過程中,合作激勵政策對感知利益的影響系數(shù)

最高,表明合作激勵政策對感知利益的正向影響最

為明顯。

(2)感知利益、合作態(tài)度在合作激勵政策對合作

意向的影響過程中具有多重中介作用。本研究發(fā)

現(xiàn),合作激勵政策能夠通過感知利益與合作態(tài)度兩

個因素形成鏈式中介并最終作用于合作意向,這表

明合作激勵政策對合作意向的影響關系中存在內在

逐級傳導強化的過程。具體來說,政府提供的合作

激勵政策能夠增強革命老區(qū)跨省合作參與主體的感

知利益,并與主體的心理變量產生積極聯(lián)系,從而增

強區(qū)域紅色旅游的合作意愿。同時,鏈式中介“合作

激勵政策-感知利益-合作態(tài)度-合作意向”的間

接效應在整體模型中最為顯著,成為驅動革命老區(qū)

跨省合作意向產生的主要路徑。

(3)在合作激勵政策的推動下,信任通過合作態(tài)

度、主觀規(guī)范或知覺行為控制均能與合作意向建立

積極聯(lián)系,形成3條顯著的鏈式中介路徑。這表明,

在革命老區(qū)跨省合作情境下,合作激勵政策作為前

因,除了通過感知利益與合作態(tài)度增強合作意向,還

能驅動信任通過相關心理變量正向影響合作意向。

(4)合作風險感知負向調節(jié)合作態(tài)度與合作意

向的關系,并弱化合作政策通過感知利益與合作態(tài)

度或信任與合作態(tài)度對合作意向的影響路徑。合作

風險感知在合作政策對合作意向的鏈式中介后半段

路徑發(fā)揮調節(jié)作用,參與主體合作風險感知越高,其

合作態(tài)度對合作意向的正向影響越低,合作激勵政

策對合作意向產生影響的鏈式路徑也越弱。同時,

本研究發(fā)現(xiàn)在革命老區(qū)跨省合作的情境下,主觀規(guī)

范與知覺行為控制對合作意向的影響中受合作風險

感知的影響不明顯。結合革命老區(qū)跨省合作的實際

情況發(fā)現(xiàn),主體的合作意向帶有鮮明的特殊性,合作

主體的重要參照群體主要包含其同事、同行、領導

等,這類群體在合作決策過程中容易對合作主體施

加無形的影響和壓力,在此壓力下,合作主體自身對

參與合作的風險隱患意識難以干預主觀規(guī)范對合作

意向的影響。另外,合作主體若認為其所在單位參

與合作具備顯著優(yōu)勢,即便存在風險隱患意識也會

抱有僥幸心理,因此合作風險感知較難干預知覺行

為控制對合作意向的影響。

6 研究啟示與展望

6.1 研究啟示

(1)充分發(fā)揮合作激勵政策的支持和引導作用。

國家在政策層面的支持和引導對紅色旅游合作的形

成、發(fā)展和持續(xù)深化具有重要的推動作用,結合革命

老區(qū)跨省合作現(xiàn)狀,適當?shù)馁Y金模式對激勵合作主

體起著至關重要的作用。因此,建議為紅色旅游合

作建立“撥款+專項+社會資本投入”的資金來源機

制。要進一步加大中央財政投入力度,在中央指導

下明確資金使用的重點方向,通過財政撥款保障紅

色旅游合作項目的建設。積極與金融機構推出金融

支持紅色旅游合作建設的政策,設置紅色旅游合作

專項資金,重點投向老區(qū)紅色旅游合作項目的基礎

設施、公共服務建設以及重大標志性項目建設,并對

于合作示范區(qū)紅色文化重點項目給予相應等級的專

53

許春曉等:革命老區(qū)跨省旅游合作意向的驅動機理 理論探索

項資金補助。同時,積極構建紅色旅游合作的社會

資本投入機制,各地可通過增設紅色旅游合作發(fā)展

基金或在原有相關發(fā)展基金的基礎上增加合作示范

區(qū)紅色旅游建設方向,綜合考慮運用先建后補、擔保

補貼、風險補償金等措施。此外,廣泛吸納來自企

業(yè)、民間組織和個人的社會資本,積極參與紅色旅游

合作建設。通過充裕的資金在財政資金、公共服務、

產業(yè)協(xié)同創(chuàng)新、紅色旅游文化建設、紅色旅游示范村

鎮(zhèn)打造、城鄉(xiāng)融合發(fā)展、用地優(yōu)惠等方面對紅色旅游

合作給予大力支持,通過合作激勵政策搭建各方主

體參與革命老區(qū)跨省合作的橋梁。

(2)革命老區(qū)跨省合作要重點關注是否能夠為

參與主體謀利。隨著合作的深入,紅色旅游合作由

政府引導走向市場驅動。政府的角色更多的是在革

命文物保護、弘揚和傳承紅色文化、紅色旅游資源開

發(fā)的市場監(jiān)管與公共服務上,而推進紅色旅游合作

落地的關鍵仍是創(chuàng)建市場驅動的合作機制,因此,要

讓市場在紅色旅游合作發(fā)展中起主導作用,根據(jù)市

場需求合理開發(fā)紅色文化資源,凝聚特色,健全升級

配套旅游設施與服務,實現(xiàn)就業(yè)、拓寬業(yè)務范疇、增

加投資機會、增進文化交流,實現(xiàn)紅色文化拉引、紅

色旅游推動合作,構建區(qū)域經(jīng)濟、社會和文化等多方

面的合作利益共享機制。

(3)加快建設涵蓋政府、企業(yè)、社會參與主體的

信用體系機制,促進合作各方提高信用水平。以大

數(shù)據(jù)為手段,形成一個權威、統(tǒng)一的失信聯(lián)合懲戒信

息庫,在標準統(tǒng)一、措施法定的基礎上,打破行政區(qū)

劃限制,不給被懲戒對象任何逃避的空間。通過技

術手段自動對被懲戒對象實施限制,通過“互聯(lián)網(wǎng)+

監(jiān)管”“大數(shù)據(jù)+ 監(jiān)管”提高聯(lián)合懲戒效率。做好信

用管理,建立行業(yè)信用監(jiān)管平臺,健全失信懲戒體

系,建立灰、黑名單管理制度,依據(jù)失信程度采取不

同級別的聯(lián)合懲戒措施,防范失信行為,使各方主體

在合作過程中能夠以誠相待、關心對方、摒棄不利行

為。同時,構建信息共享平臺,完善對政府相關部

門、企業(yè)和社會參與主體的信息公開機制。通過信

息共享平臺及時更新信息,能夠使各方參與主體根

據(jù)項目時間進度及時掌握合作項目的情況,實現(xiàn)任

務和資源的有效分配。此外,相關部門可通過信息

共享平臺構建項目信息披露機制,并確保項目信息

披露的連續(xù)性,及時規(guī)避利益沖突。通過上述機制

暢通溝通渠道、促進信息共享,使合作主體能夠及時

了解合作方的相關進展情況,遇到問題能及時尋求

合作伙伴的幫助和支持,形成相互依賴、相互信任的

關系。

(4)在合作項目推進過程中,參與主體需要通過

合理有效的制度約束合作方的決策和行為,若出現(xiàn)

因合作方的失責而發(fā)生損失的情況,應有完善的法

律制度來懲罰對方的違約行為。因此,建議制定地

方性法律法規(guī)和修訂已有法律法規(guī),不斷完善紅色

旅游合作的法律保障體系。出臺合作示范區(qū)管理條

例,明確紅色旅游資源開發(fā)的邊界、管理部門的權

責、不同功能區(qū)的監(jiān)管重點以及禁止和鼓勵行為等

內容。同時,注重采用訂立契約的方式維護主體合

法權益,確保合作利益按合同分配,在訂立契約的過

程中要盡量全面地考慮到關鍵知識、信息、技術的泄

露風險,并對此制定懲罰和賠償條例,加大對機會主

義行為的打擊力度。此外,合作項目中的薪酬政策

應向關鍵人才傾斜,組織內部應建立長期有效的員

工激勵方案,做好人員儲備,避免合作帶來的人才流

失。

6.2 研究展望

(1)以合作激勵政策為前因,構建革命老區(qū)合作

的概念模型,這既是一項創(chuàng)新,也符合我國革命老區(qū)

跨行政區(qū)的合作實情。與以往將交通網(wǎng)絡優(yōu)化作為

前因,探討 區(qū) 域 旅 游 合 作 微 觀 動 力 機 制 的 研 究 相

比[9]251,本研究充分體現(xiàn)了革命老區(qū)跨省合作的驅

動機制有賴于政策支持力度這一獨特色彩,切合問

題本質。

(2)從 TPB模型來看,增加3個額外變量和一

個調節(jié)變量,構建一個擴展 TPB的復合式多重中介

模型是一項新發(fā)現(xiàn)。以往擴展 TPB 對擴展變量與

行為意向的關系研究只探討模型中的中介變量單獨

發(fā)揮的中介效應[26]114,[38]87,未構建多重中介模型討

論變量之間的鏈式中介效應,本研究既反映了湘贛

邊區(qū)域跨省合作的實際情況,也是一項理論貢獻,發(fā)

展了擴展計劃行為理論作用機理的相關模型。

(3)從數(shù)據(jù)分析結果來看,發(fā)現(xiàn)了一些新的現(xiàn)

象:一是合作風險感知在主觀規(guī)范與知覺行為控制

對合作意向的影響中不明顯,這與已有研究關于風

險認知和行為意向的觀點[37]43,[51]483 不一致;二是經(jīng)

典計劃行為理論中的主觀規(guī)范和知覺行為控制兩個

變量對合作意向的路徑系數(shù)均小于0.1,直接影響

微弱。同時,合作態(tài)度的影響是 TPB變量中最重要

的。由此可見,在湘贛邊區(qū)域跨省合作的情境下,擴

展變量能夠有效激發(fā)經(jīng)典計劃行為理論中的心理變

量,但同時相關心理變量對主體的合作意向帶有鮮

明的特殊性。

54

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第3期

(4)研究仍存在一定局限。例如,湘贛邊區(qū)域合

作政策體系正處于動態(tài)完善過程,本文僅反映合作

激勵政策的當下狀態(tài),隨著政策的更新,合作激勵政

策量表也有待擴充。同時,研究通過整群抽樣在湘

贛邊區(qū)域的24個縣(市、區(qū))實施調查,此抽樣方式

難以突出重點,且調研過程忽略了湘贛兩省的現(xiàn)實

差異以及人員所在單位不同部門存在的差異。未來

可以將湘贛兩省的跨省合作意向進行對比分析,并

結合訪談法、實驗法等研究方法對此作出進一步的

改善。同時,由于各方主體參與合作的資本、權力、

力量配比不同,在驅動合作意向的過程中又存在怎

樣的博弈,這些均有待進一步關注。

注釋

①習近平.高舉中國特色社會主義偉大旗幟 為全面建設社

會主義現(xiàn)代化國家而團結奮斗[N].人民日報,2022-10-26

(001).DOI:10.28655/n.cnki.nrmrb.2022.011568.

②中華人民共和國中央人民政府.國務院關于新時代支持革

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_5591404.htm.

③中華人民共和國中央人民政府.國家發(fā)展改革委關于印發(fā)

《湘贛邊 區(qū) 域 合 作 示 范 區(qū) 建 設 總 體 方 案》的 通 知 [EB/

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zhengce/zhengceku/2021-10/21/content_5643997.htm.

④瀏陽市政府.從“試驗田”到“樣板區(qū)”,湘贛邊區(qū)域合作開

新 局 [EB/OL].(2022-09-29)[2022-10-04].https://

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DrivingMechanismofCrossRegionalRedTourismCooperation

———ACompositeMultipleMediationModelwithRegulation

XuChunxiao,TangMin

(TourismCollege,HunanNormalUniversity,Changsha410081,China)

Abstract:Astudyonthedrivingmechanismofcross-regionalredtourismcooperationisofsignificanttheoreticalvalueasthemechanismisakeyissueinbuildinganewdevelopmentpatterntoachievehigh-quality

tourismdevelopmentinthenewera.Numerousstudieshaveexaminedissuesrelatedtocross-regional

tourismcooperation,includingthephenomena,theprocess,andthemechanism.However,fewstudies

haveexploredcross-regionalcooperationinthefieldofredtourism wherecooperationpoliciesandstakeholderrelationshipsarecomplicated.Previousstudieshaveshownthattherewereconflictsofinterestin

political,economic,social,andculturalaspectsinregionalredtourism management.Itisaninevitablerequirementforthesustainabledevelopmentofregionaltourismtobuildacooperativerelationshipinwhich

multiplepartiesshareinterestsandresponsibilities.Thisresearchaimstoexplorethecomplexdriving

mechanismofcross-regionalredtourism cooperation.Thisresearchcanguidethestakeholdersofred

tourismtooptimizethecollaborativerelationshipandprovidetheoreticalsupportforthepromotionofthe

conceptofregionalsustainabledevelopment,whichhasgreatsignificance.Basedonthetheoryofplanned

behavior,thispaperproposedamulti-intermediarymodeltoillustratethedrivingmechanismofcross-regionalredtourismcooperationintention.TheHunan-Jiangxiborderareawaschosenastheresearchcontextduetoitshistoricalstatusintherevolution.674responsesfrom14countiesintheHunan-Jiangxiborderareawerecollectedandanalyzedusingpartialleastsquares.Theresearchresultsareasfollows:asthe

basisofdrivingcooperativeintention,cooperativeincentivepolicyhasapositiveeffectonperceivedbenefits,trust,cooperativeattitude,subjectivenorms,andperceivedbehaviorcontrol,andultimatelydrives

theformationofregionalredtourismcooperativeintention.Inthisprocess,cooperativeincentivepolicy

hasthemostobviouspositiveeffectonperceivedbenefits.Perceivedbenefitsandcooperativeattitudeplay

amediatingrolebetweencooperativeincentivepolicyandcooperativeintention;andthisindirecteffectis

themostsignificantintheoverallmodel,becomingthemainpathdrivingtheformationofcross-regional

redtourismcooperativeintention.Thecooperativeincentivepolicycanpromotetrusttoestablishapositive

relationshipwithcooperativeintentionthroughcooperativeattitude,subjectivenorms,orperceivedbehaviorcontrol,formingthreesignificantchain mediatingpaths.Cooperativeriskperceptionhasanegative

moderatingeffectontherelationshipbetweencooperativeattitudeandcooperativeintentionandweakens

theinfluencepathsofcooperativepolicyoncooperativeintentionthroughperceivedbenefitsandcooperativeattitudeortrust.Finally,theimpactofsubjectivenormsandperceivedbehavioralcontroloncooperationintentionisnotsignificantlymoderatedbycooperativeriskperception.

Keywords:high-qualityregionaldevelopment;cooperationmechanism;redtourism;Hunan-Jiangxiborder

region;theTheoryofPlannedBehavior;cross-regionaltourismcooperation

[實習編輯:伍燕瓊;責任編輯:連云凱]

57

許春曉等:革命老區(qū)跨省旅游合作意向的驅動機理 理論探索

2023年5月

第16卷 第3期

doi:10.15962/j.cnki.tourismforum.202303030

http://gllylt.cbpt.cnki.net

【理論探索】

供需視角下長海縣海島生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務研究

王 輝1,趙 娜1,2

(1.遼寧師范大學 地理科學學院,遼寧 大連 116029;

2.呼倫貝爾職業(yè)技術學院 商貿旅游系,內蒙古 呼倫貝爾021000)

[摘 要]隨著海島人類福祉范圍的擴大,生態(tài)系統(tǒng)文化服務功能日益突出。文章以長?？h為例,分

析了海島生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務供給、需求及服務流特征,揭示流動路徑影響因素及機制。結果表

明:海島供給能力整體偏低,格仙島和獐子島供給能力分別為最高和最低;黑龍江等區(qū)域屬于潛在

高需求區(qū),海南等區(qū)域屬于潛在低需求區(qū),其他區(qū)域為中等潛在需求區(qū);大連等區(qū)域服務流等級為

高級,浙江等區(qū)域服務流等級為低級,其他區(qū)域服務流等級為中級;海島環(huán)境、游客需求、供需互補

政策是服務流的共同驅動力。研究結果可為推動海島可持續(xù)發(fā)展提供科學參考。

[關鍵詞]生態(tài)系統(tǒng)文化服務;游憩服務;生態(tài)系統(tǒng)服務供需;生態(tài)系統(tǒng)服務流;長海縣

[中圖分類號]F592.3 [文獻標識碼]A [文章編號]1674-3784(2023)03-0058-11

黨的二十大報告指出,豐富人民精神世界、實現(xiàn)

全體人民共同富裕、促進人與自然和諧共生是中國

式現(xiàn)代化的本質要求。有效度量和監(jiān)測生態(tài)系統(tǒng)服

務是促進人與自然和諧共處、踐行生態(tài)文明建設理

念的核心內容。生態(tài)系統(tǒng)服務作為自然環(huán)境與人類

福祉的重要橋梁和紐帶,將美麗中國建設和健康中

國建設緊密相連。黨的二十大報告還指出,高質量

的文化供給能更好地滿足人民日益增長的精神文化

需求。生態(tài)系統(tǒng)文化服務作為生態(tài)系統(tǒng)服務的重要

組成部分,是以人的主觀需求感知為核心,是生態(tài)系

統(tǒng)服務作用于人類精神層面的附加價值[1],充分驗

證了生態(tài)系統(tǒng)文化服務是生態(tài)系統(tǒng)服務與人類福祉

交互作用的重要結果表征[2]。文化是旅游的靈魂,

旅游是文化的載體[3]。黨的二十大報告中提到,旅

游已經(jīng)成為國民幸福程度的重要指標,放眼未來,旅

游業(yè)在增加民生福祉、提高人民生活品質上可以發(fā)

揮更大的作用。隨著現(xiàn)代社會生活壓力的加大、環(huán)

境污染問題日益凸顯以及人們健康意識的提高,生

態(tài)旅游已成為旅游消費者的首選[4]。生態(tài)系統(tǒng)游憩

服務作為推進生態(tài)文明建設的重要抓手和載體,對

更好地滿足人們日益增長的生態(tài)游憩消費需求和生

態(tài)環(huán)境需要、引導人們樹立正確的生態(tài)價值觀具有

重要作用[5],生態(tài)系統(tǒng)游憩服務也是提升人類福祉

至關重要的貢獻者。本文在對黨的二十大精神進行

學理性闡述基礎上,從生態(tài)系統(tǒng)服務、生態(tài)系統(tǒng)文化

服務、生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務逐層提出了論題。海

島作為海洋生態(tài)系統(tǒng)的重要組成部分,已成為深受

58

[基金項目]本研究受教育部人文社會科學重點研究基地重大項目“海島休閑經(jīng)濟高質量發(fā)展的模式、路徑與案例研究”

(22JJD790031)資助。

[收稿日期]2022-11-04;[修回日期]2023-03-31

[作者簡介]王輝(1975-),女,遼寧葫蘆島人,博士,遼寧師范大學地理科學學院副院長、教授、博士生導師,主要研究方向為

海島旅游、國家公園,E-mail:wanghuiouki@126.com;趙娜(1988-),女,內蒙古包頭人,遼寧師范大學地理科學學院2018

級博士研究生,呼倫貝爾職業(yè)技術學院商貿旅游系講師,主要研究方向為生態(tài)旅游、海島旅游,E-mail:m18004097681@

163.com.

陸地旅游者青睞的熱門旅游目的地,海島生態(tài)游憩

正在如火如荼地發(fā)展,此論題對深入推動黨的二十

大精神在海島旅游和海島生態(tài)系統(tǒng)建設落地生根具

有重要的研究價值。

1 文獻綜述

1.1 生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務及供需概念

Daily和 Costanza將生態(tài)系統(tǒng)服務定義為人類

從生態(tài)系統(tǒng)中獲得各種利益[6-7]。聯(lián)合國千年生態(tài)

系 統(tǒng) 評 估 (Millennium Ecosystem Assessment,

MA)將生態(tài)系統(tǒng)服務分為供給、支持、調節(jié)和文化

服務四大類,其中生態(tài)系統(tǒng)文化服務是指人們通過

旅游休憩、美學體驗、精神滿足、社會認知等活動從

生態(tài)系統(tǒng)獲得的非物質收益(能力或者經(jīng)歷)[8]。關

于生態(tài)系統(tǒng)文化服務的研究,旅游休憩和生態(tài)旅游

相關研究占有較大比例[9]。Weyland等學者提出,

生態(tài)系統(tǒng)文化服務中的旅游休憩功能主要是指人們

從自然或半自然景觀的生態(tài)系統(tǒng)中獲得的休閑娛樂

文化服務[10]。與其他游憩服務相比,生態(tài)系統(tǒng)游憩

文化服務著重強調的是森林、草原、濕地、湖泊及海

洋等生態(tài)系統(tǒng)中的游憩文化服務功能,不僅具有經(jīng)

濟價值,還能產生社會效益和生態(tài)效益。從生態(tài)系

統(tǒng)游憩文化服務的定義可以看出,生態(tài)系統(tǒng)為人類

提供休閑娛樂產品與服務,相應地,人類從生態(tài)系統(tǒng)

中獲得精神滿足并消費娛樂產品與服務,形成生態(tài)

系統(tǒng)游憩文化服務供給區(qū)和需求區(qū)。生態(tài)系統(tǒng)游憩

文化服務流通過游客的流動將供給區(qū)與需求區(qū)相

連,也是實現(xiàn)生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務供給與人類需

求二者耦合的重要橋梁。游憩服務作為用戶移動

流,是受益人主動移動到服務提供區(qū)而獲取服務的

一種方式[11]2724。

1.2 生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務供需評估方法

在以往的研究中,學者們主要從供給角度對生

態(tài)系統(tǒng)游憩服務展開研究。供給方面的研究主要集

中在兩方面:一是采用市場價值、旅行費用、條件價

值、支付意愿等方法對海洋、海岸、濕地、森林、農田、

城市綠地、公園、綠色基礎設施等研究對象的生態(tài)系

統(tǒng)游憩服務貨幣價值展開研究;二是隨著地理信息

系統(tǒng)(geographicinformationsystem,GIS)的廣泛

應用,游憩價值制圖已成為主要的研究方向,學者們

分別采用公眾參與式制圖(publicparticipationgeographicinformationsystem,PPGIS)、參 與 式 制 圖

(participatory geographic information system,

PGIS)以及SolVES模型(SocialValuesforEcosystemServices),結合問卷調查數(shù)據(jù)、網(wǎng)絡大數(shù)據(jù)探討

了研究區(qū)域的游憩非貨幣社會價值[12-14]。價值定

量評估及各類參與式制圖均可用于評估生態(tài)系統(tǒng)游

憩服務潛在供給水平,而實際供給水平要與需求相

對應,即供給能承載需求量。與供給相對應的是游

憩服務需求,需求主要通過游客偏好和意愿來表示

需求大小或需求區(qū)域[15]。游憩服務需求制圖則以

需求者實際住址或游憩服務使用實際發(fā)生地為基

礎。Pe?a等學者通過受訪者審美偏好級別量化游

憩服務的需求[16]

;Burkhard等學者通過人們的旅

游期望值 來 量 化 休 閑 與 旅 游 需 求 程 度[17]17;Villamagna等學者以經(jīng)歷或感受游憩服務的人數(shù)來表

示需求大小[18]

;Schirpke等學者通過自然保護區(qū)規(guī)

定空間距離的人口數(shù)量評估娛樂休閑與美學體驗服

務的需求[19]

;何思源等學者根據(jù)游客選擇頻率來測

度武夷山國家公園試點區(qū)游憩文化服務需求度[20]

;

史恒通等學者運用選擇實驗法分析黑河流域居民對

流域游憩需求偏好程度[21]。綜合以上可以發(fā)現(xiàn),生

態(tài)系統(tǒng)游憩供給及需求可以通過不同的方法進行量

化,也可以通過游憩制圖或需求制圖法進行可視化,

量化法及制圖法結合能更全面地反映海島生態(tài)系統(tǒng)

游憩供需水平。游憩服務流作為一種空間傳輸路

徑,既可以量化也可以刻畫。Burkhard等學者使用

實際的旅游營業(yè)額和游客數(shù)量表示生態(tài)系統(tǒng)游憩服

務流指標[17]19;Villamagna等學者通過垂釣人數(shù)、天

數(shù)和花費來測算休閑漁業(yè)游憩服務流大小[22]

;Baró

等學者以旅行者數(shù)量來表示生態(tài)游憩服務流的大

小[23]。生態(tài)系統(tǒng)游憩服務空間流動模擬過程可參

考服務路徑屬性網(wǎng)絡模型在固碳服務、水源供給服

務、防風固沙等方面的應用。生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服

務供給、流、需求是不可分割的三部分,劉慧敏等學

者在生態(tài)系統(tǒng)服務流定量化研究中全面分析了三者

關系及服務流的屬性特征,并構建了休閑旅游服務

供給潛力、流、需求指標體系[11]2728。

綜合來看,學者對生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務供需

研究主要集中在陸地區(qū)域。海島是四面環(huán)水并在高

潮時高于水面自然形成的能夠維持人類居住和其經(jīng)

濟生活的陸地區(qū)域,其區(qū)位特殊且與陸地來往密切。

海島生態(tài)系統(tǒng)具有多樣性和完整性,海水、沙灘、森

林等生態(tài)旅游資源豐富,海島是生態(tài)游憩服務的供

59

王 輝等:供需視角下長?？h海島生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務研究 理論探索

給區(qū)。在“陸島統(tǒng)籌”“陸島聯(lián)動”理念驅動下,海島

也已從單體發(fā)展的獨立單元成了“陸海聯(lián)動”戰(zhàn)略中

的核心部分,海島生態(tài)系統(tǒng)通過一定的載體向陸域

提供支持、調節(jié)、供給和文化等服務,陸域是海島生

態(tài)游憩的主要需求區(qū)。海島游憩文化服務在供給和

需求的傳輸過程中,通過不同的載體形成了生態(tài)系

統(tǒng)游憩文化服務流。量化法結果可反映供給、需求

能力,制圖法可反映供給主要來源地以及需求的主

要分布區(qū),量化法與制圖法相結合可更形象、更全面

地展示海島生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務供給、需求及服

務流特征。本文以遼寧省長?？h為研究區(qū)域,基于

網(wǎng)絡及調研數(shù)據(jù),采用核密度、網(wǎng)絡關注度指數(shù)對海

島游憩服務供給、需求能力展開分析,識別海島鄉(xiāng)村

旅游及綠色產業(yè)發(fā)展重點區(qū)域,預測并控制海島游

憩潛在需求區(qū)域人數(shù);基于地理探測器原理,分析海

島生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務流路徑影響因素,根據(jù)研

究結果剖析影響機制,研究結果可為維持或推動海

島生態(tài)旅游可持續(xù)發(fā)展提供科學參考。

2 研究區(qū)域與方法

2.1 研究區(qū)域

長海縣位于遼東半島東側黃海北部海域,隸屬

于遼寧省大連市,是東北地區(qū)唯一海島縣和中國唯

一的海島邊境縣。全縣由252個海島組成,陸域總

面積142km

2,海域總面積 10324km

2,海岸線長

358.9km,轄大長山島、小長山島、廣鹿島、獐子島、

海洋島5個鎮(zhèn),其中哈仙島、塞里島屬大長山島鎮(zhèn)管

轄,瓜皮島、格仙島屬小長山島鎮(zhèn)管轄。大長山島、

小長山島、廣鹿島、獐子島、哈仙島、塞里島、瓜皮島

及格仙島是游客重點選擇的島嶼,也是本文選擇的

研究區(qū)域。長海縣水道縱橫,交通便利,與20多個

港口通航,其中皮口港是主要的客運港口,全縣共有

港口碼頭36座。長海縣是國家級海島森林公園,森

林覆蓋率達44.4%,并且擁有黃渤海區(qū)域最優(yōu)良水

質,大長山島飲牛灣、廣鹿島月亮灣、哈仙島金沙灘

是北方知名的趕海區(qū)域。長海縣氣候條件優(yōu)越,生

態(tài)環(huán)境優(yōu)美,資源種類豐富,既可以為游客提供海鮮

等食物供給以及涼爽氣候調節(jié)等服務類型,而且作

為旅游型海島也承載著游客旅游休憩和海島文化情

感交流等文化服務。2010年,大連市政府批準設立

長山 群 島 海 洋 生 態(tài) 經(jīng) 濟 區(qū);2014 年,國 家 海 洋 局

(2018年3月并入自然資源部)設立大連長山群島

國家級海洋公園;2016年,長?？h委啟動了國際生態(tài)

島建設,并提出要將長海縣海島自上而下總體打造成

集休閑會議、游憩娛樂、文化體驗、生態(tài)觀光、度假居

住于一體的生態(tài)旅游型海島。近年來,長海縣的海島

旅游業(yè)呈現(xiàn)較快發(fā)展態(tài)勢,建有各類旅游景點45處,

擁有漁家賓館和度假村459戶、星級賓館4家,全縣

接待床位數(shù)量2.6萬個;2019年長?？h共接待上島游

客134萬人次,實現(xiàn)旅游綜合收入16.1億元,同比分

別增長0.7%和7%

① 。

2.2 研究方法

2.2.1 數(shù)據(jù)來源與處理

本文的數(shù)據(jù)來源分為3個部分:

(1)供給數(shù)據(jù):主要通過網(wǎng)絡爬蟲從美團、攜程、

去哪兒、同程、藝龍以及大連海島游等游客常用的網(wǎng)

站獲取到394家漁家樂客房的數(shù)據(jù),其中大長山島

122家、小長山島29家、廣鹿島83家、獐子島33家、

哈仙島60家、塞里島15家、瓜皮島33家、格仙島19

家;運用百度拾取坐標系統(tǒng)獲取394家漁家樂的地理

坐標信息以及漁家樂與皮口港、沙灘之間距離。

(2)需求數(shù)據(jù):通過需求圖譜相關性可以看出,

長?？h旅游旺季時“長?？h旅游”與關鍵詞“長?？h”

相關性很強。以“長?？h”為搜索關鍵詞,通過百度

指數(shù)日均值表示長?？h游客需求意愿。

(3)生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務流數(shù)據(jù):主要來源于

問卷調查數(shù)據(jù)以及網(wǎng)絡爬蟲數(shù)據(jù),兩個渠道共獲取

到1126位游客的數(shù)據(jù)。其中,研究小組于2019年

8月和2021年5月在大、小長山島和廣鹿島采用非

概率抽樣隨機偶遇的方法對上島游客展開調研,問

卷采用當場填寫并回收的方法,共回收問卷672份,

其中有效問卷660份,問卷有效率為 98.21%,問卷

調查中游客來源地是本文所需的數(shù)據(jù)。

2.2.2 生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務供給核算

生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務供給是指可提供生態(tài)游

憩文化產品和服務的區(qū)域,供給水平主要與海島基

礎設施和接待能力密切相關,本文采用加權求和法

測算漁家樂的供給能力,運用核密度分析法刻畫分

布特征。

(1)供給能力

本文選擇漁家樂客房數(shù)、漁家樂距沙灘距離及

距皮口港的距離測算各海島生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務

供給能力。通過極差標準化方法處理原始數(shù)據(jù),采

用主客觀組合賦權法來確定各指標權重。根據(jù)各指

標的標準化值和權重,運用加權求和法測算出漁家

60

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第3期

樂的供給能力,其計算公式為:

Pi =∑

3

j=1

XijWij. (1)

式中,Pi 為第i個漁家樂的供給能力,Xij 為第i個

漁家樂第j項指標的標準化值,Wij 為第i個漁家樂

第j項指標的權重。

(2)核密度

核密度估計法能夠直觀反映點狀要素在地理空

間中的分散或集聚特征,是表示點要素分布稀疏程

度的重要指標。本文采用核密度估計法分析漁家樂

空間密度特征和分布趨勢,公式如下:

f(x)=

1

nh∑

n

i=1

k

x-xi h . (2)

式中,f(x)為核密度估計值,k

x-xi h 為核函數(shù),

n 為漁家樂個數(shù),h為帶寬(h>0),x-xi 為估計值

點x 到核心點xi 的距離值。

2.2.3 生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務需求測算

生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務需求是指人類對于海島

游憩文化產品及服務的需求意愿,也是潛在需求。

網(wǎng)絡關注度可以表達公眾對某事件的興趣以及需求

的空間差異性,如百度指數(shù)平臺中游客的關鍵詞搜

索指數(shù)可以反映游客對某區(qū)域的潛在需求意愿。本

文采用網(wǎng)絡關注度指數(shù)來測算不同區(qū)域人群對于長

?？h海島游憩生態(tài)系統(tǒng)文化服務需求[24],公式如下:

Di =

Xi

X

. (3)

式中,Di 為i省或地級市的網(wǎng)絡關注度指數(shù),Xi 為

i省或地級市日均搜索指數(shù),X 為我國31個省級行

政區(qū)(港澳臺地區(qū)除外)或遼寧省該時間段的日均

搜索指數(shù),Di 值越大表明潛在需求意愿越大。

2.2.4 生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務流刻畫

本文通過海島生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務供需流

向、流量繪制出空間路徑圖,并通過地理探測器法探

討其影響機制。

(1)空間路徑

本文以各省省會(首府)和遼寧省14個地級市

政府所在地為需求出發(fā)點,以長?？h政府所在地為

供給點,繪制流向圖。各省以及遼寧省14個地級市

作為客源區(qū),通過客源區(qū)的出游率來測算海島游憩

文化服務流流量,公式如下:

Ri =

Vi

Pi

=

(ni/N)×V

Pi

,i=1,2,…,k. (4)

式中,Ri 為客源區(qū)i到長?？h海島出游率;Pi 為客

源區(qū)i的城鎮(zhèn)人口;Vi 為客源區(qū)i到長?？h海島的年

到訪量;ni 為i客源區(qū)的實際樣本數(shù);N 為調查樣本

總數(shù)(1126);V 表示長?？h2019年接待游客量;k

為客源區(qū)的個數(shù)。

(2)地理探測器

地理探測器是空間數(shù)據(jù)探索性分析的有力工

具,通過探究某一屬性層內方差和總方差的關系來

診斷空間分異性并揭示其背后驅動因子。本文運用

因子探測和交互探測模型識別長海縣生態(tài)系統(tǒng)游憩

文化服務流路徑的影響因素,公式如下:

q=1-

∑

L

h=1

Nhσ

2

h

Nσ

2 . (5)

式中,L 為游憩文化服務流Y 或其影響因子X 的分

層,N 和σ

2 分別為研究區(qū)整體單元數(shù)和方差,Nh 和

σ

2

h 分別為層h的單元數(shù)和方差。因子影響力以q值

度量,q取值范圍[0,1],q值越大表示自變量X 對因

變量Y 的解釋力越強。交互探測可以評估因子 X1

和 X2共同作用時是否會增減對因變量Y 的影響

力,對q(X1)、q(X2)與q(X1∩X2)進行比較,兩

因子間的關系可分為非線性減弱、單因子非線性減

弱、雙因子增強、獨立和非線性增強5類。

3 結果與分析

3.1 生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務供給分析

長海縣生態(tài)系統(tǒng)游憩服務功能主要以海水為載

體,但海水供給承載力不易量化,考慮到看海、趕海、

品海鮮等活動均可在漁家樂完成,海島漁家樂可滿

足游客生態(tài)系統(tǒng)游憩的各種需求,因此本文選擇從

漁家樂供給能力和分布密度的角度衡量生態(tài)系統(tǒng)游

憩文化服務供給水平,明確識別海島鄉(xiāng)村旅游及綠

色產業(yè)發(fā)展重點區(qū)域。

3.1.1 供給能力空間分布特征

運用公式(1)測得8個海島394家漁家樂的供

給能力均值為0.369。如圖1所示,格仙島漁家樂

供給能力最高,數(shù)值為0.436,主要是由于格仙島距

離皮口港僅8.3海里,海上客運交通便利,并且漁家

樂沿著海岸線集中分布,游客距離趕海沙灘較近;在

8個海島中,獐子島供給能力最低,僅有0.232,主要

61

王 輝等:供需視角下長海縣海島生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務研究 理論探索

原因是該島距離大陸最遠,乘船時間較長;瓜皮島供

給能力值為0.416,皮口港距離瓜皮島碼頭9海里,

游客距離趕海沙灘較近;1992年哈仙島率先興起了

家庭旅游業(yè),漁家樂發(fā)展勢頭較好,近些年其接待能

力也在不斷提高,漁家樂供給能力為0.412;塞里島

的供給能力為0.410,供給水平處于中等;小長山島

整體供給能力偏低,僅有0.286,主要在于小長山島

漁家 樂 距 離 港 口 和 趕 海 沙 灘 都 不 占 優(yōu) 勢。利 用

ArcGIS自然斷點法將漁家樂供給能力分為高、中、

低3類,長?？h漁家樂整體供給能力偏低,高供給能

力漁家樂僅占8.12%,主要分布在趕海區(qū)域附近的

高檔酒店,例如發(fā)現(xiàn)王國廣鹿島度假酒店、長海黃金

海岸假日酒店、長海林陽酒店等,中、低供給能力占

比分別為56.60%和35.28%。

圖1 長?？h各海島漁家樂供給能力

大長山島和廣鹿島是長?？h海島旅游人數(shù)較多

的島 嶼,2019 年 游 客 比 例 分 別 占 到 56.19% 和

26.87%,并且近些年漁家樂數(shù)量和規(guī)模也在不斷擴

大,是長?？h生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務主要供給區(qū)。

大長山島位于長山群島的中心位置,是長海縣政府

所在地,大長山島高供給能力的漁家樂分布在楊家

村、三官廟村和四塊石公園附近,以高檔酒店和規(guī)模

較大的漁家樂為主,此類型的漁家樂客房數(shù)量都在

80間左右,并且距飲牛灣黃金海岸沙灘較近;中值

區(qū)分布與高值區(qū)相似,差異主要體現(xiàn)在接待能力上;

低供給區(qū)主要分布在長海路環(huán)線附近,以小規(guī)模的

賓館和旅店為主,而且距趕海區(qū)域較遠,這是限制其

供給能力的主要原因。廣鹿島是長山列島中面積最

大的島嶼,也是距離大陸最近的島嶼,廣鹿島高供給

區(qū)沿著月亮灣海濱浴場分布,級別較高的酒店和規(guī)

模較大的度假村是其主要類型;中供給區(qū)主要分布

在柳條村、塘洼村,客房接待能力均在30間左右,此

類型最主要的優(yōu)勢是距離月亮灣海濱浴場較近;低

供給區(qū)零散分布在塘洼村、柳條村和沙家村,塘洼村

和沙家村供給能力低的主要原因是距離趕海區(qū)域較

遠,柳條村低供給的原因是客房規(guī)模小。

3.1.2 供給密度空間分布特征

研究人員運用 ArcGIS軟件對長?？h394家漁

家樂進行了核密度分析。大長山島漁家樂在空間分

布上形成了“三核心—帶狀區(qū)”格局。“三核心”指的

是以楊家村為中心形成高密度核心區(qū),以大長山島

海島民生廣場、四塊石公園為中心形成兩個次密度

核心區(qū);“帶狀區(qū)”的特點是沿著大長山島海岸線分

布。楊家村擁有優(yōu)越的海域資源,并且鄰近大長山

島機場、長山大橋等,交通便利。大長山島民生廣

場、四塊石公園是大長山島島內休閑娛樂場所,賓館

和酒店在此集聚分布。小長山島中心政府廣場交通

便利、商業(yè)繁榮,漁家樂以此為低值核心區(qū)擴散分

布。廣鹿島漁家樂分布呈“月亮灣環(huán)狀”格局,月亮

灣沙灘是廣鹿島優(yōu)質沙灘,以月亮灣浴場為中心,柳

條村和塘洼村漁家樂向外環(huán)狀擴散。獐子島漁家樂

形成了以金沙廣場和明珠公園為核心的環(huán)狀分布格

局,在環(huán)狀基礎上漁家樂沿著海岸線帶狀分布。哈

仙島和瓜皮島形成了以島中心為高密度核心區(qū)向外

擴散分布的格局。格仙島和塞里島漁家樂空間分布

呈“大分散、小聚集”模式。

3.2 生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務需求評估

在信息時代,網(wǎng)絡是人們獲取信息最便捷的方

式,游客可以通過各類通信渠道獲取長?？h旅游信

息。每年6—10月是長海縣生態(tài)系統(tǒng)文化功能發(fā)揮

最大作用的時期,網(wǎng)民在此時間段對長?？h的旅游

搜索和關注可反映出長海縣生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務

潛在需求。通過此研究可預測并控制海島游憩潛在

需求區(qū)域人數(shù)。

3.2.1 潛在需求分布特征

本文通過公式(3)測得網(wǎng)民對長海縣旅游網(wǎng)絡

關注度指數(shù),并利用 ArcGIS幾何間斷法將需求意

愿劃分為高、中、低 3 個等級。長?？h游憩文化服

務潛在高需求區(qū)共有9個,占比為20.45%,省外包

括黑龍江省、吉林省、山東省、江蘇省、廣東省、北京

市,省內包括大連市、沈陽市和鞍山市。長?？h作為

中國最北方海島,是黑龍江省和吉林省居民海島旅

游目的地首選;山東海洋文化特點與長海縣相似,并

且海上航運通行方便,因此山東省也是潛在高需求

區(qū)之一;對于北京市、江蘇省和廣東省來說,長海縣

62

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第3期

是夏季避暑的優(yōu)勢區(qū)域;長?？h是大連市的后花園,

沈陽市和鞍山市經(jīng)濟發(fā)展水平高,海島旅行可能性

高,因此遼寧省內大連市、沈陽市及鞍山市也是潛在

高需求區(qū)。長海縣游憩文化服務潛在低需求區(qū)共有

11個,分別為新疆維吾爾自治區(qū)、青海省、甘肅省、

寧夏回族自治區(qū)、西藏自治區(qū)、云南省、四川省、廣西

壯族自治區(qū)、海南省、遼寧省朝陽市和葫蘆島市,占

比為25%,由于西北區(qū)、西南區(qū)部分省級行政區(qū)以

及海南省距離長?？h較遠,并且交通通達度低,換乘

交通工具較多,因此選擇長?？h海島旅游可能性較

低;遼寧省內的朝陽市和葫蘆島市也是兩大潛在低

需求區(qū),與其經(jīng)濟發(fā)展水平相關。其余24個行政區(qū)

為長?？h游憩文化服務中等潛在需求區(qū),主要與各

地區(qū)社會經(jīng)濟發(fā)展水平、交通通達度及文化背景等

因素相關。

3.2.2 潛在需求屬性特征

如表1所示,女性與男性對長?？h生態(tài)旅游需

求意愿相當;在年齡構成上,30~49歲的人是長海

縣海島旅游的主要潛在客源,占比高達52.88%;從

潛在客戶興趣點分布來看,34.77%的潛在游客會參

照網(wǎng)上旅游攻略來決定需求意愿,34.72%的潛在客

戶關注海島生態(tài)旅游景點類型和文化特征,10.26%

的潛在游客把關注點放在長?？h海島旅游的交通方

式上,20.25%的潛在客戶關注長海縣的住宿條件。

表1 長海縣海島生態(tài)系統(tǒng)游憩

文化服務潛在需求屬性特征

變量 類別 比例/%

性別

男 49.66

女 50.34

<30 37.98

年齡 30~49 52.88

>49 9.14

交通方式 10.26

興趣分布

酒店住宿 20.25

旅游攻略 34.77

景點介紹 34.72

3.3 生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務流路徑描述

海島有多種生態(tài)系統(tǒng)服務流,游憩文化服務流

是其中一種特殊的生態(tài)服務流,通過需求區(qū)游客主

動移動到海島旅游供給區(qū)形成。本文從載體、流向

和流量3個方面來具體刻畫海島游憩文化服務流

路徑。

3.3.1 流動路徑特征

參考生態(tài)系統(tǒng)服務流載體和流向圖[25]3235,本文

繪制了 海 島 生 態(tài) 系 統(tǒng) 游 憩 文 化 服 務 流 路 徑 圖 (圖

2)。在海島游憩文化服務流中,交通工具是運輸游

客的重要載體,由于海島地理位置的特殊性,輪渡是

港口到海島上必不可少的載體。海島生態(tài)系統(tǒng)服務

流的流向受運輸載體運行方向的影響,西南地區(qū)、西

北地區(qū)、華南區(qū)以及華東部分區(qū)游客選擇飛機出行

的可能性大,流向是由飛機航線和輪渡航線綜合而

成;華北地區(qū)、東北地區(qū)、華中地區(qū)及部分華東地區(qū)

游客大部分會選擇火車出行,流向與火車軌道方向

一致,最后由輪渡從港口輸送到海島上;對遼寧省內

的游客而言,自駕到海島旅游的比例較高,流向是由

公路延伸方向和輪渡航線結合形成的。

圖2 長海縣海島生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務流路徑

3.3.2 路徑流量特征

流量是判定游客接受的有效服務量,也是定量

海島生態(tài)游憩服務流的根本所在[25]3235。本文通過

公式(4)測得長?？h生態(tài)系統(tǒng)游憩服務流流量,并利

用 ArcGIS將流量劃分為高、中、低 3 個等級,占比

分別為27.27%、50%和22.73%。黑龍江省、吉林

省以及遼寧省沈陽市、大連市、鐵嶺市、撫順市、阜新

市、錦州市、盤錦市、鞍山市、營口市、遼陽市屬于高

等級服務流,浙江省、福建省、湖北省、湖南省、廣西

壯族自治區(qū)、貴州省、新疆維吾爾自治區(qū)、青海省、甘

肅省及西藏自治區(qū)的文化服務流流量為低級,其他

行政區(qū)的服務流流量為中級。距離是影響長?？h生

態(tài)系統(tǒng)文化流流量等級的重要因素,但是從生態(tài)游

憩服務流等級分布區(qū)域來看并不完全遵循這個規(guī)

63

王 輝等:供需視角下長海縣海島生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務研究 理論探索

律,因此需要進一步探索長?？h海島生態(tài)系統(tǒng)游憩

文化服務流路徑影響因素。

3.4 生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務流路徑影響機制

根據(jù)近風年的海島調研結果,本文從經(jīng)濟環(huán)境、

社會環(huán)境和交通條件3個維度甄選出與旅游需求相

關的6個因子(表2),利用地理探測器模型來探究

游憩文化服務流路徑影響因素,并剖析影響機制。

區(qū)域經(jīng)濟水平(X1)和居民消費水平(X2)可反映游

憩需求區(qū)宏觀及微觀的收入水平,信息通達度(X3)

可體現(xiàn)需求區(qū)旅游信息知曉度,城市化水平(X4)可

反映需求區(qū)游客的閑暇時間,交通費用(X5)及交通

通達度(X6)可影響游客出行的概率。

表2 長?？h海島生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務流影響因素

維度 因子 指標選擇/單位 q 值

經(jīng)濟環(huán)境

區(qū)域經(jīng)濟水平(X1) 人均 GDP/元 0.067

居民消費水平(X2) 居民人均消費支出/(元/人) 0.249

社會環(huán)境

信息通達度(X3) 移動電話普及率/(部/百人) 0.198

城市化水平(X4) 城鎮(zhèn)化率/% 0.206

交通條件

交通費用(X5) 各類交通工具總費用/元 0.177

交通通達度(X6) 直達火車列數(shù)和飛機班次綜合指數(shù) 0.385

3.4.1 因子探測

從表2中q值可以看出,交通通達度是影響長

海縣海島游憩文化服務流路徑最重要的因素,例如

廣東、四川等省相比湖北、甘肅等省距離長?？h較

遠,但其交通發(fā)達,游客出行率相對較高;居民消費

水平直接影響著服務流流量,本溪、朝陽與省外區(qū)域

相比距長?？h較近,但是居民可額外支出的旅游費

用較低,影響了海島旅游出游率;城市化水平對服務

流路徑的 q值為0.206,城市化水平高意味著居民

的假期休閑時間多;信息通達度q值為0.198,信息

宣傳是推廣海島的重要方式,信息發(fā)達的需求區(qū)得

到關于海島旅游宣傳的可能性大,會提高旅游出行

的動機。通過以上分析得出,相比交通費用,游客考

慮更多的是交通便利性,并且充足的時間和金錢是

旅游者出行的必備條件。

3.4.2 交互探測

根據(jù)交互作用探測結果(表3),在交互作用下

各因子對長?？h游憩文化服務流路徑影響力都在增

強,并且大部分情形為非線性增強效應。從6個因

子交互作用來看,q(X1∩X6)值最大為0.987,表

明需求區(qū)交通通達度與地區(qū)經(jīng)濟水平交互作用對游

憩服務路徑影響最大;居民消費水平(X2)分別與其

他5個因子交互作用,交互結果對海島游憩文化服

務路徑影響均產生了非線性增強效果,因此要充分

重視居民消費水平對其他因素的增強效應;信息通

達度(X3)、交通通達度(X6)與其他因子交互作用

值均較大,表明這兩個因子是長?？h生態(tài)系統(tǒng)游憩

文化服務流的顯著性控制因子。從經(jīng)濟、社會、交通

環(huán)境內外部交互作用來看,3個維度間的交互作用

遠高于維度內部交互作用,尤以經(jīng)濟和交通的交互

作用最顯著,解釋力均值為0.80875

② ,說明長?？h

作為供給區(qū)提供便利交通,陸地需求區(qū)提升居民福

利待遇,兩者共同作用促進海島生態(tài)系統(tǒng)游憩服務

流動。

表3 地理探測器的交互探測結果

X1 X2 X3 X4 X5 X6

X1 0.067

X2 0.363 0.249

X3 0.237 0.888 0.198

X4 0.306 0.900 0.380 0.206

X5 0.346 0.919 0.523 0.311 0.177

X6 0.987 0.983 0.775 0.773 0.403 0.385

注:斜體數(shù)據(jù)為非線性增強,下劃線數(shù)據(jù)為雙因子增強。

3.4.3 影響機制

根據(jù)因子探測和交互探測的結果,結合長海縣

游憩文化服務供給、需求以及服務流空間格局,剖析

海島生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務流路徑的影響機制,得

到以下結果(圖3):

64

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第3期

圖3 海島生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務流路徑的影響機制

(1)供給區(qū)生態(tài)系統(tǒng)多樣性與穩(wěn)定性是生態(tài)游

憩文化服務流路徑形成的基礎。

海島擁有清澈海水、連環(huán)港灣、綿延沙灘和奇特

礁石;海島植被茂密,森林覆蓋率高,空氣清新潔凈,

被譽為“天然氧吧”;海島夏季氣溫較陸地偏低,是消

夏避暑勝地;海島漁業(yè)資源豐富,在海島可以盡情享

用海鮮;海洋文化也是吸引游客的又一因素。游客

在海島上賞海景、品海鮮、嬉海水、觸沙灘,這些體驗

是游客選擇到海島旅游的一大誘因。因此,要加大

海島環(huán)境污染防治力度,在“三生”空間加快推廣節(jié)

能降碳技術,形成綠色的生產生活方式;深入挖掘海

島生態(tài)系統(tǒng)文化功能,繼續(xù)推進海島文化和旅游深

度融合;發(fā)展綠色低碳產業(yè),繼續(xù)提升漁家樂在海島

鄉(xiāng)村旅游中的作用。

(2)需求區(qū)游客對海島游憩的向往是生態(tài)游憩

文化服務流路徑形成的內因。

遠離海島的陸地居民選擇到海島旅游主要原因

是向往海島獨特的生態(tài)環(huán)境和濃郁的海島文化。需

求區(qū)游客閑暇時間越多、旅游費用越充足,選擇出行

的意愿越強烈,這是旅游者所具備的最基本條件;由

于海島地理區(qū)位的獨特性,游客到海島旅游更多考

慮的還是交通條件,海島政府應與各方協(xié)商協(xié)調,在

旅游旺季增加直達海島所在區(qū)域的火車列數(shù)及飛機

班次,提高游客海島旅游意愿;海島政府要通過多渠

道加大對海島旅游的宣傳力度,漁家樂經(jīng)營者要在

美團、攜程、去哪兒、同程、藝龍、馬蜂窩等受眾群體

高的網(wǎng)站推廣海島生態(tài)旅游,提高游客對海島旅游

的認知度,進而增強游客到海島旅游的意愿。

(3)供需雙方政策互補是海島生態(tài)游憩文化服

務路徑可持續(xù)流動的保障。

陸地游客作為需求方是海島生態(tài)系統(tǒng)服務受益

者,應按照“誰受益、誰補償”的原則,建立生態(tài)產品

價值實現(xiàn)機制,加快推進海島生態(tài)保護補償標準體

系,完善生態(tài)補償制度,使用生態(tài)補償資金提升海島

生態(tài)系統(tǒng)的穩(wěn)定性和持續(xù)性,為游客創(chuàng)造更加綠色、

美麗的海島,進而提高游客的海島生態(tài)旅游滿意度,

吸引更多的潛在需求者到海島旅游,使海島游憩文

化服務流形成良性循環(huán)。海島作為供給方可實行旅

游獎勵補貼政策。一方面,政府可以采取發(fā)放海島

旅游消費券或者上島購買海鮮抵現(xiàn)消費券方式,擴

大海島旅游市場規(guī)模;另一方面,政府對于游客滿意

度高的漁家樂可實行獎勵補貼政策,提高漁家樂供

給水平及服務能力,加速海島生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服

務流的流動。

65

王 輝等:供需視角下長?？h海島生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務研究 理論探索

4 結論與討論

4.1 結論

(1)供給能力空間分布特征從整體上表現(xiàn)為長

?？h供給能力偏低,各海島供給能力從高到低排序

為格仙島、瓜皮島、哈仙島、塞里島、廣鹿島、大長山

島、小長山島和獐子島;大長山島高供給能力的漁家

樂分布在大長山島楊家村、三官廟村和四塊石公園

附近,廣鹿島高供給區(qū)沿著月亮灣海濱浴場分布。

(2)供給密度空間分布特征表現(xiàn)為大長山島形

成了“三核心—帶狀區(qū)”格局,小長山島以政府廣場

為低值核心區(qū)擴散分布,廣鹿島呈“月亮灣環(huán)狀”格

局,獐子島形成了以金沙廣場和明珠公園為核心的

環(huán)狀分布格局,哈仙島和瓜皮島以島中心為高密度

核心區(qū)向外擴散分布,格仙島和塞里島呈“大分散、

小聚集”模式。

(3)潛在需求空間分布特征為黑龍江、吉林、山

東、北京、江蘇、廣東以及遼寧大連、沈陽、鞍山屬于

潛在高需求區(qū),西北區(qū)、西南區(qū)部分省級行政區(qū)以及

海南屬于潛在低需求區(qū),中等潛在需求區(qū)則占據(jù)半

壁江山。

(4)服務流路徑特征表現(xiàn)為載體和流向與乘坐

交通工具運行方向有關。黑龍江、吉林以及遼寧大

部分區(qū)域服務流等級高,浙江、福建、湖北、湖南、廣

西、貴州、新疆、青海、甘肅及西藏服務流等級低,其

他行政區(qū)服務流等級為中級。從服務流路徑影響因

素來看,需求區(qū)居民消費水平、閑暇時間、交通通達

度和信息通達度影響力顯著,并且因子間交互作用

均有協(xié)同增強效應,尤以經(jīng)濟環(huán)境維度和交通條件

維度的交互作用最顯著。

(5)剖析海島生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務流路徑的

影響機制,得出供給區(qū)生態(tài)系統(tǒng)多樣性與穩(wěn)定性是

路徑形成的基礎,陸地游客對海島游憩的向往是路

徑形成的內因,供需雙方政策互補是路徑可持續(xù)流

動的保障。

4.2 討論

本文以黨的二十大報告闡述的促進人與自然和

諧共生以及滿足人民日益增長的精神文化需求為指

導思想,提出生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務供需論題。Allan等學者提出對區(qū)域生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務時空

格局實施動態(tài)監(jiān)測,可為研究區(qū)域資源的合理配置

提供一定的科學依據(jù)[26]。對于海島來說,增強海島

生態(tài)游憩服務功能,合理布局海島生態(tài)游憩資源,可

進一步促進海島綠色發(fā)展,加快海島綠色發(fā)展方式

轉型。Iniesta-Arandia等 學 者 提 到 在 未 來 的 研 究

中,生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務要與不同利益相關者的

福祉相聯(lián)系[27]。從島民福祉角度出發(fā),推進海島生

態(tài)文化與生態(tài)旅游融合,有利于海島文化弘揚與傳

承以及海島旅游業(yè)的可持續(xù)發(fā)展,發(fā)展海島鄉(xiāng)村旅

游,取得海島“產業(yè)興旺”和島民“生活富?！彪p贏成

效?；谟慰透ｌ?應積極滿足陸地游客對海島生

態(tài)游憩的需求,實現(xiàn)陸地游客對海島美好生活的向

往,提升游客生活品質,增進游客民生福祉。Plieninger等學者提出將生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務的研究

成果應用于文化多樣性保護、資源環(huán)境管理、區(qū)域與

城市規(guī)劃以及福祉效應等多方面[28]。生態(tài)系統(tǒng)游

憩文化服務供需研究是多學科研究成果的結晶,也

為生態(tài)學、經(jīng)濟學、社會學、地理學等多學科的參與

建立一個共同的平臺。

本研究基于供需視角以可視化、立體化的方式

展示了海島生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務供給、需求及服

務流特征,可為優(yōu)化海島生態(tài)系統(tǒng)游憩服務管理和

空間規(guī)劃決策、提升海島島民及游客福祉、維持或推

動海島可持續(xù)發(fā)展提供借鑒與科學參考。以往的研

究多針對生態(tài)系統(tǒng)文化服務供需關系展開研究,如

楊麗雯等學者運用供需矩陣來評估平陸大天鵝景區(qū)

生態(tài)系統(tǒng)文化服務供需關系[29],陶芹等學者利用供

需比來量化長三角地區(qū)休閑游憩服務供需關系[30]。

眾多學者均是對生態(tài)系統(tǒng)游憩文化服務供需的數(shù)量

關系進行研究,本研究考慮到海島生態(tài)系統(tǒng)游憩文

化服務與其他地域類型的此項服務有所不同,供給

方和需求方在空間上是彼此獨立的個體,因此,分別

對供給區(qū)與需求區(qū)的供給、需求能力以及分布特征

進行分析,不僅能識別海島鄉(xiāng)村旅游及綠色產業(yè)發(fā)

展重點區(qū)域,而且擴展到全國來識別海島生態(tài)系統(tǒng)

游憩服務需求空間,可預測并控制海島游憩潛在需

求區(qū)域人數(shù)。

本研究仍存在一些局限性:(1)由于受數(shù)據(jù)獲取

難度的限制以及疫情期間缺少上島調研機會的影

響,漁家樂供給水平僅從客房數(shù)量、距海灘遠近和距

港口遠近來測算,而沒有考慮客房供給質量。在現(xiàn)

實中漁家樂客房供給質量也很重要,對于以上3個

條件都能滿足的漁家樂,則環(huán)境好的漁家樂供給水

平就會高一些。(2)海島游憩文化服務流路徑與各

需求區(qū)交通工具延伸方向一致,這樣刻畫出來的流

動路徑才會更形象,然而在相同比例尺下,海島圖像

66

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第3期

太小,刻畫后路徑不夠清晰。在未來的研究中,要以

黨的二十大精神為引領,深入挖掘海島生態(tài)旅游科

研問題,解決海島生態(tài)旅游棘手問題;后期要把海島

生態(tài)游憩設施與漁家樂供給相結合,探究海島生態(tài)

游憩文化服務供給水平;同時在后續(xù)調研及數(shù)據(jù)收

集過程中,還要加強供給、需求以及影響因子等多元

數(shù)據(jù)的積累。

注釋

①數(shù)據(jù)來源 于 2020 年 遼 寧 萬 卷 出 版 社 出 版 的 《長 海 年 鑒

(2020)》,因受疫情影響,長?？h2020和2021年旅游數(shù)據(jù)

波動較大,本研究采用2019年數(shù)據(jù)。

②即表3中數(shù)據(jù)0.346、0.919、0.987、0.983的平均值。

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StudyonRecreationalCulturalServicesofIslandEcosystemin

ChanghaiCountyfromthePerspectiveofSupplyandDemand

WangHui

1,ZhaoNa

1,2

(1.CollegeofGeographicalSciences,LiaoningNormalUniversity,Dalian116029,China;

2.DepartmentofBusinessandTourism,HulunberVocationaland

TechnicalCollege,Hulunber021000,China)

Abstract:Thispapertakes8islandsinChanghaiCountyastheresearchareaandusesArcGISandGeoDetectorsoftwaretoanalyzethecharacteristicsofsupply,demand,serviceflowandtheinfluencingfactorsof

recreationalserviceintheislands.Thefactorsinfluencingrecreationalandculturalserviceareconstructed.

Theresultscanprovidereferenceformaintainingorpromotingthesustainabledevelopmentofislandecotourism.Theresearchfindsthat:TheoverallsupplycapacityoftheChanghaiCountyislowalthough

therewerevariationsincapacityamongdifferentislands;Supplychainindifferentislandsdemonstratesdifferentpatterns;Mosttouristsarefrom NortheastChina,Beijingconglomerate,YangtzeRiverarea,or

PearlRiverarea;demandfromtheNorthwestandSouthwestprovincialadministrativeregionsandHainan

provinceislow.Serviceflowiscorrelatedtoroadtrafficdistanceandcapacity.Influencingfactorsfordemandincludeconsumptionlevel,leisuretime,transportationaccessibilityandinformationaccessibilityof

residentsindemandareas.Theislandenvironment,touristdemand,andcomplementarypoliciesofsupply

anddemandarethecommondriversofserviceflow.

Keywords:CulturalEcosystem Services (CES);recreationalservices;ecosystem servicesupplyanddemand;ecosystemservicesflows;ChanghaiCounty

[責任編輯:連云凱]

68

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第3期

2023年5月

第16卷 第3期

doi:10.15962/j.cnki.tourismforum.202303031

http://gllylt.cbpt.cnki.net

【理論探索】

紀念性旅游場景中敬畏情緒體驗

對游客國家認同的影響研究

趙 亮1,2,張智倩2

(1.遼寧師范大學 歷史文化旅游學院,遼寧 大連 116081;2.遼寧科技大學 工商管理學院,遼寧 鞍山 114051)

[摘 要]國家認同對民族團結和社會穩(wěn)定具有十分重要的意義,在全球化沖擊下,認同感正在經(jīng)歷

著挑戰(zhàn)。紀念性旅游景區(qū)是愛國主義與國家認同的教育區(qū),不僅具有教育功能,還能喚起游客的敬

畏情緒。鑒于此,文章以敬畏原型理論、情緒評價理論、“刺激-機體-反應”(Stimulus-OrganismResponse,SOR)理論為理論基礎,探討在紀念性旅游場景中游客敬畏情緒對國家認同的影響。首

先運用扎根理論得出紀念性旅游場景中游客敬畏情緒誘發(fā)因素并開發(fā)量表,然后采用結構方程模

型法,以“九·一八”歷史博物館為案例地,將“小我”作為中介變量深入分析紀念性旅游場景中游客

敬畏情緒對國家認同的影響。研究將紀念性旅游場景中敬畏情緒誘發(fā)源分為象征性建筑、歷史事

跡記載、人文遺址遺存,小我分為環(huán)境浩大感、自我降低感,國家認同分為國家情感、認同行為、承

諾。實證分析結果表明,小我的二維度(環(huán)境浩大感、自我降低感)在紀念性旅游場景中敬畏情緒的

誘發(fā)維度與游客國家認同維度之間具有中介效應。該研究不僅補充了敬畏情緒的作用機制,還在

變量層次上豐富了國家認同的影響因素研究。

[關鍵詞]紀念性旅游場景;敬畏情緒;小我;國家認同

[中圖分類號]F590.3 [文獻標識碼]A [文章編號]1674-3784(2023)03-0069-17

當前,我國正處于近代以來最好的發(fā)展時期,世

界處于百年未有之大變局,兩者同步交織、相互激

蕩。在全球化的沖擊下,國家認同感正在經(jīng)歷著挑

戰(zhàn)[1],世界各國正進行著深入的交流與互動,人們在

接收大量不同的信息、知識和價值觀時會不可避免

地發(fā)生沖突與碰撞,因此國家認同教育非常必要。

作為旅游社會文化效益的重要體現(xiàn),旅游產業(yè)與革

命傳統(tǒng)教育相融合,對增強人民文化自信、強化國家

認同發(fā)揮了重要作用[2]11。

紀念性旅游場所的環(huán)境氛圍具有教育、認知等

功能,可以更好地開展教育活動。紀念性旅游場所

的形式較為豐富,戰(zhàn)場旅游、戰(zhàn)爭旅游、遺產旅游、監(jiān)

獄旅游、災害旅游等均屬于紀念性旅游場所[3],場所

的文化景觀講述了歷史人物和事件,游客在游覽的

過程中引發(fā)了震撼、敬畏、感動等積極情感,從而獲

得滿意的、愉悅的旅游體驗[4-5]。游客在紀念性旅

游場所實地緬懷后,還可以凈化心靈并引發(fā)反思,能

夠增強文化認同感、民族歸屬感,激發(fā)民族意識與愛

69

[基金項目]本 研 究 受 遼 寧 省 教 育 廳 科 學 研 究 經(jīng) 費 項 目 “基 于 具 身 認 知 的 游 客 敬 畏 情 緒 體 驗 形 成 機 理 與 影 響 研 究”

(2020LNGC10)資助。

[收稿日期]2022-11-26;[修回日期]2023-03-30

[作者簡介]趙亮(1977-),男,遼寧阜新人,遼寧師范大學歷史文化旅游學院博士研究生,遼寧科技大學副教授,碩士研究生

導師,主要研究方向為旅游體驗與旅游者行為,E-mail:zhaoliang7701@163.com;張智倩(1997-),女,遼寧丹東人,遼寧科

技大學工商管理學院碩士研究生,主要研究方向為旅游體驗與旅游者行為,E-mail:1160054340@qq.com,通訊作者。

國情懷[6-8]。在紀念性旅游場所產生的旅游體驗不

僅具有責任教育等價值取向,還會喚起游客的情感,

是一種高級的情感體驗。游客面對歷史事件時記憶

會被喚起,產生對生命價值的感悟和責任意識的思

考,能夠給游客帶來生命敬畏感和意義感的追思,增

強敬畏意識,從而使游客產生敬畏的情緒共鳴。敬

畏是一種混合了困惑、欽佩、驚奇、服從等諸多感覺

的復雜情緒[9],敬畏感對多種親社會行為具有驅動

作用,并且這種親社會行為對旅游目的地的可持續(xù)

發(fā)展具有深刻的現(xiàn)實意義[10]。金鵬認為,國家認同

是一種親社會行為[2]20,游客對國家認同程度的強

弱、國家的歸屬感與正面評價、游客的民族自豪感、

愛國主義情感、認同行為、愿意為國家發(fā)展貢獻力量

等都是國家認同的體現(xiàn)[2]16,[11]。游客在紀念性旅游

場所中,敬畏情緒被激發(fā),可以使其產生國家認同行

為,這不僅有助于實現(xiàn)旅游育人,還有助于民族團

結、社會穩(wěn)定,增強中華民族的凝聚力和向心力,有

助于從容應對全球化引發(fā)的國家認同危機。

敬畏具有渺小感、超越感和連接感3種元素,其

中敬畏的渺小感可以減少自我意識,把自身的注意

力轉移到外界,從而降低對自身利益的關注。在面

對比自己宏大的物體時,個體會減弱對自身利益的

關注,這種減弱自身存在的狀態(tài)稱之為“小我”,小我

可以促使個體的自我提升,使自己與社會的聯(lián)系更

密切[12]。有國外學者研究發(fā)現(xiàn),小我可作為中介變

量,敬畏對親社會行為的影響可由小我來解釋,有力

地介導了敬畏對親社會行為的影響[13]883,[14],小我

對人們的集體認知和行為具有影響,可促進人們積

極融入社會群體[15]185。據(jù)此推測小我可能會影響

游客的國家認同行為,但現(xiàn)有研究中尚未有學者對

小我與國家認同的關系展開研究。此外,梳理敬畏

原型理論中敬畏情緒的誘發(fā)因素[16]以及國內敬畏

情緒誘發(fā)情境與維度構成研究[17]115,可以發(fā)現(xiàn)對紀

念性旅游場景中敬畏情緒的誘發(fā)因素的探討還存在

著一定的研究空白,關于敬畏情緒是通過何種具體

紀念性旅游場景的誘發(fā)還有待于進一步探索。

根據(jù)已有的研究成果對紀念性旅游場景中敬畏

情緒的誘發(fā)因素、小我和國家認同之間的關系進行

探索,基于情緒評價理論和已有研究的概念關系間

的相互作用推測,小我在紀念性旅游場景中敬畏情

緒的誘發(fā)因素與國家認同關系間具有中介作用。綜

合上述思考,本研究將構建紀念性旅游場景中敬畏

情緒對國家認同影響作用模型,以“九·一八”歷史

博物館為案例地展開實證研究,揭示在具體紀念性

旅游場景中誘發(fā)的敬畏情緒對國家認同具體維度的

影響,以此補充游客敬畏情緒作用機制的學術研究,

并且為國家認同影響研究探索性地拓寬新的視角,

深入探討游客國家認同行為驅動機制。

1 文獻回顧

1.1 敬畏情緒

隨著積極心理學的興起,人們認為敬畏情緒是

人類心理體驗中一種典型的積極情緒。長期以來,

心理學家對敬畏情緒的描述沒有達成一致。Keltner等學者認為,敬畏情緒是當我們面對那些廣闊

的、浩大的以及超越我們當前理解范圍的事物時所

產生的驚異的情緒體驗[16]311。Halstead等學者認

為,敬畏是包含了恐懼、恐怖、驚奇等復雜的情緒,是

人們面 對 比 自 身 更 強 大 的 事 物 所 產 生 的 正 常 反

應[18]。董蕊等學者認為,敬畏情緒是一種復雜的情

緒,包含了困惑、欽佩、驚奇、服從等多種感覺,敬畏

的心理作用可以延長個體的時間知覺、促進個體的

精神愉悅、削弱自我意識和對信息進行深加工、產生

親社會行為[19]。敬畏的時間知覺延伸效應能夠擴

大個體時間充裕性感知,降低時間緊迫感,為個人提

供認知和情感空間[20]。敬畏能促進個體產生精神

愉悅,促使人們在精神世界追求,對構建和諧社會具

有重要意義[21-22]。在敬畏情緒下,旅游者會產生特

定的行為和認知傾向,能夠使個體融入社會群體、參

與集體行動[13]892,激發(fā)個體在親社會行為上投入更

多的時間。

敬畏原型理論認為,敬畏情緒的誘發(fā)因素主要

有 物 理 誘 發(fā) 因 素、社 會 誘 發(fā) 因 素 和 認 知 誘 發(fā) 因

素[16]311-312。在旅游學領域研究發(fā)現(xiàn),宏大的自然

景觀、神圣的宗教氛圍、令人驚嘆的藝術作品、令人

感慨的遠古文明等都是游客敬畏情緒產生的源泉,

敬畏除了壯麗的自然景觀和宏偉的建筑等物理誘發(fā)

源,還有科學理論和藝術創(chuàng)作等認知誘發(fā)源[23]。敬

畏情緒的產生對游客的行為具有積極意義,游客敬

畏情緒對地方依戀和游客負責任旅游行為具有正向

影響[24],能夠促進游客產生道德行為、環(huán)保行為,影

70

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第3期

響游客文明旅游的行為意向[25-26]。敬畏情緒在旅

游學中的探討涉及了質性研究和量化研究方法,例

如 Pearce等學者運用扎根理論方法發(fā)現(xiàn)游客在自

然旅游情境下可以產生敬畏情緒[27]

;李卓等學者運

用扎根理論探究游客敬畏情緒誘發(fā)情境與維度構

成,發(fā)現(xiàn)敬畏情緒包含了震撼感、渺小感、愉悅感和

虔敬感4個維度[17]114。

綜上所述,敬畏情緒在旅游學領域中已經(jīng)越來

越受關注,其在旅游學界的研究也逐漸增多。本研

究在紀念性旅游場景中探討敬畏情緒的誘發(fā),認為

敬畏情緒是當我們受到刺激物的刺激后產生的震

撼、渺小、愉悅、虔敬、欽佩、尊重等情緒。

1.2 小我

敬畏是一種自我超越的情緒,它包含了渺小感、

超越感和連接感3個典型的元素,處在敬畏情緒中

的個體會把自我納入更大的環(huán)境中,把自己看作是

更大的事物或團體中的一部分,從而使個體感到渺

小和謙卑[28],但是這種渺小感和謙卑感不會降低個

體的自尊水平和對自身社會地位的感知[15]201,因此

敬畏能夠導致個體的自我縮小。Keltner等學者在

敬畏與自我的研究中,引入了“小我”的概念,認為

“小我”是指減少自我意識、降低自我覺察的能力和

減少自我相關目標的重視程度,這種轉變對個體的

合作與團結具有積極意義[16]307。隨后,Shiota等學

者認同了“小我”這一概念,在研究中證明了敬畏情

緒會導致自我關注降低的假設,認為敬畏情緒的體

驗強調自我對外界強烈的感知,并不強調專注自我

和提高自我[29]。小我具有中介作用,Piff等學者研

究發(fā)現(xiàn),敬畏對親社會行為的影響可由“小我”來解

釋[13]893。

Piff等學者系統(tǒng)地探索了對小我的測量與量表

的開發(fā),認為小我可劃分為“環(huán)境浩大感”和“自我降

低感”2個維度,即在浩大的環(huán)境中感知到自身的渺

小和對 自 我 的 消 減,是 對 小 我 的 一 種 詮 釋[13]892。

Shiota等學者編制了自我渺小感量表,測驗發(fā)現(xiàn)在

自然環(huán)境下產生敬畏的參與者更能感到自我的渺

小,覺得存在比自己更偉大的東西[29]950。Bai等學

者根據(jù)Shiota自我渺小感量表的2個題項和開發(fā)

的3個感知自我大小的圖像測量題項,編制了自我

感知大小量表[15]200。目前,國內外對敬畏情緒中小

我的測量較少,我國學者對小我的測量是基于國外

已有的量表對其進行本土化的修訂,常見的小我李

克特量表(Likertscale)問項如“我覺得存在比我自

己更巨大的東西”“我覺得自己是某個更大實體的一

部分”“我覺得自己是渺小的或微不足道的”等是對

Piff等學者的小我測量題項的中國化修訂。本研究

也將采用 Piff等的小我二維度劃分方式,并將根據(jù)

研究情境修訂小我量表。

1.3 國家認同

學者對國家認同概念的界定具有一定的共識

性,認為國家認同就是對國家的忠誠,是對國家的情

感歸屬狀態(tài)[30]。近年來,我國學者對國家認同的研

究更關注國家認同教育方面[31],但也不乏對國家認

同影響因素的探索,因其內涵豐富,所以影響因素也

包含了多個維度。從社會維度來看,個人的年齡、經(jīng)

濟因素、文化因素、社會結構因素、愛國主義教育與

輿論宣傳等都會影響人們的國家認同感[32]。從心

理維度來看,人們的認知體驗、情感體驗、政黨認同、

民族認同、紅色情感、敬畏情緒等也會影響國家認同。

對于國家認同的測量直接可用的量表并不多,

更多的是關于政黨認同、社會認同等相關研究的測

量。Jones等學者認為,國家認同可分為先賦性和

自愿選擇性2個維度[33]

;Pollmann認為,國家認同

可分為國家身份認同、民族國家身份、民族自豪感和

國家歸屬感4個維度[34]

;李波認為,國家認同可分

為國 家 認 知、國 家 情 感、認 同 行 為 和 承 諾 4 個 維

度[11]35。在旅游學領域,關于國家認同的研究主要

集中在 文 化 遺 產、旅 游 景 觀、博 物 館、舊 址 等 方

面[35]。在紅色旅游情境下,國家認同被分為文化依

戀和功能依戀2個維度[36]。

本研究中的國家認同,是指公民對自己國家的

歷史、文化、國家主權等的認同,是公民在認知、情感

和行為上對國家的認同。根據(jù)旅游學領域已有的關

于國家認同的研究,敬畏情緒可以引發(fā)游客國家認

同感,因此本研究將繼續(xù)在旅游學科中對國家認同

進行探索,發(fā)掘在紀念性旅游場景中敬畏情緒誘發(fā)

因素對游客國家認同的影響。

2 紀念性旅游場景中敬畏情緒誘發(fā)源的維

度結構分析

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究借助 Nvivo11.0對網(wǎng)絡文本與訪談資

71

趙 亮等:紀念性旅游場景中敬畏情緒體驗對游客國家認同的影響研究 理論探索

料進行扎根分析,游記選取游客參觀的紀念性旅游

場所,包括戰(zhàn)場旅游地、戰(zhàn)爭遺址、監(jiān)獄遺址、陵墓遺

址、自然災害旅游地等。選取網(wǎng)絡游記的標準為:

(1)游記的作者為涵蓋了不同性別、年齡的群體,且

游記必須保持客觀性;(2)游記選取要在眾所周知

的、點擊率較高的、文章記錄完整詳盡的網(wǎng)絡平臺,

本研究在馬蜂窩旅游、途牛旅游和攜程旅行三大網(wǎng)

絡平臺選取文本;(3)選取在2015年1月至2022年

1月這7年間的網(wǎng)絡游記。通過查閱與篩選,最終

確定了28篇游記文本。根據(jù)游記選取的網(wǎng)絡平臺

不同,按照馬蜂窩、途牛、攜程三大網(wǎng)站的拼音首字

母將選取的游記分別命名為 M1、M2、T1、T2、X1、

X2等,隨機選出6篇游記進行理論飽和度檢驗,命

名為S1、S2、S3。

訪談材料由到訪過紀念性旅游場所并產生敬畏

情緒的游客提供。訪談的時間為 2021 年 12 月至

2022年2月,每人30分鐘左右;訪談人數(shù)直到訪談

的內容不再出現(xiàn)新概念為止,因此訪談人數(shù)為 10

人。根據(jù)已有的關于敬畏情緒誘發(fā)源文獻,圍繞以

下問題設計訪談提綱:(1)您在紀念性旅游場景中是

否產生了敬畏情緒? (2)紀念性旅游場景中有哪些

旅游資源使您產生了敬畏情緒? (3)您在紀念性旅

游場景中產生敬畏情緒時都想到些什么? 訪談文本

分別命名為 P1、P2、P3。

2.2 開放性編碼

開放性編碼是對數(shù)據(jù)進行逐行編碼和將其逐層

概念化、抽象化,并通過不斷比較把抽象出的概念打

破,進行重新綜合的過程。本研究嚴格按照貼近原

始文本資料的原則,經(jīng)過多次的編碼與反復的修正,

最終提取了98個基本概念,然后將這些概念通過歸

類、提取和抽象化,發(fā)現(xiàn)它們之間的關系,最終形成

了19個初始范疇。這19個初始范疇分別為:人物

遭遇、烈士愛國精神、故事記載、數(shù)據(jù)記載、口述歷史

紀錄、場景再現(xiàn)、建筑顏色、留念性建筑、紀念館、歷

史性建筑、戰(zhàn)爭發(fā)生地遺址、抗戰(zhàn)武器、陵墓遺址、監(jiān)

獄遺址、遺物、地震遺址遺跡、火山遺址遺跡、火災遺

址遺跡和颶風遺址遺跡。開放性編碼舉例如 表 1

所示。

表1 開放性編碼示例

范疇化 概念化 語句(節(jié)選)

人物遭遇誘發(fā)敬畏 幸存者令人尊敬

M11:看了幸存者講述她們遭遇的視頻,我相信還有很多幸存者怕別

人揭穿她的往事。我們應該尊重她們,尊重她們的意愿,她們受的苦

夠多了,但是作為一個后輩,該輪到我們?yōu)樗齻儬幦∫粋€交代了

故事記載誘發(fā)敬畏

文字描述讓人肅然

起敬

M16:進園區(qū)后看到的第一個雕塑是最高的一個,看到雕塑下面的

文字,瞬間汗毛就立起來了,肅然起敬

場景再現(xiàn)誘發(fā)敬畏 影像、場景令人震撼

X5:在紀念館中看過這些影像之后產生巨大的震驚,憤怒、悲痛讓人

很難呼吸,無法用語言描述。痛定思痛,我們要銘記歷史

留念性建筑誘發(fā)敬畏 殘歷碑令人敬畏

P3:紀念碑上面布滿彈痕與骷髏,很高、很寬、很厚,像立體臺歷,兩

邊對稱,上面刻著“1931年9月18日”,右邊記錄著事變發(fā)生的過

程,讓人有種肅然起敬的感覺

抗戰(zhàn)武器誘發(fā)敬畏 武器裝備令人震撼

P7:看到館內一些烈士的抗日武器和侵華日軍遺留下來的匕首、軍

斧、煙幕彈等武器裝備感到非常震驚,敬佩烈士們奮起抵抗的精神

監(jiān)獄遺址誘發(fā)敬畏 監(jiān)獄令人震撼

M1:進入監(jiān)獄,監(jiān)獄的每塊磚都砌得工整無縫,把里面的沉重氣息

和外面的陽光完全隔斷,非常震驚,簡直連蚊子都飛不進去

地震遺址遺跡誘發(fā)

敬畏

汶川地震廢墟使人

產生渺小感

M9:這堆鋼筋水泥的小山包,原來是高中部男女生宿舍樓。我不清

楚原來是幾層的宿舍樓,但地震完就變成了這樣。我看得很揪心,

心想如果當時這里面有學生、老師、教職員工,能有一個人活嗎? 人

在自然面前還是很渺小啊

72

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第3期

2.3 主軸編碼

主軸編碼是對開放性編碼中相互獨立的初始范

疇進行進一步的歸類。將開放性編碼中的98個基

本概念和19個初始范疇帶回資料現(xiàn)場并進行持續(xù)

性的分析和深度的比較,最終根據(jù)邏輯關系整合出

更高抽象層次的范疇。通過分析將19個初始范疇

總結出五大主范疇,分別為:人物經(jīng)歷、歷史事跡記

載、象征性建筑、人文遺址遺存和自然災難遺址遺

跡。主軸編碼結果如表2所示。

表2 主軸編碼形成的主范疇

主軸編碼 開放性編碼 包含概念示例

人物經(jīng)歷

人物遭遇 幸存者、遇難者、示威者、烈士

烈士愛國精神

抗日愛國精神、不怕犧牲、奉獻生命、不畏強暴、英雄氣概、寧死不屈、愛國

情懷、永不屈服精神

故事記載 文字描述、感人的故事、文字解釋、展板記錄

歷史事跡記載

數(shù)據(jù)記載 遇難者人數(shù)、數(shù)據(jù)顯示、數(shù)字、數(shù)據(jù)記錄

口述歷史紀錄 口述證詞、口述、影像口述記錄、人物訴說

場景再現(xiàn) 影像、場景、道具、設身處地、觸景生情、情節(jié)、場面

象征性建筑 建筑顏色 背景顏色、顏色深沉、顏色的視覺沖擊、光線

留念性建筑 殘歷碑、塑像、雕像、紀念碑

紀念館 侵華日軍南京大屠殺遇難同胞紀念館、侵華日軍第731部隊罪證陳列館、博物館

歷史性建筑 西墻、集中營大鐵門

人文遺址遺存

戰(zhàn)爭發(fā)生地遺址 長平古戰(zhàn)場、抗日戰(zhàn)場

抗戰(zhàn)武器 武器裝備、兵器、壓制性武器

陵墓遺址 秦始皇陵、陵園、墓地、墳地

監(jiān)獄遺址 旅順日俄監(jiān)獄舊址博物館、重慶渣滓洞、青島德國監(jiān)獄舊址博物館

遺物 消防頭盔、手稿、證書、照片、簡歷、軍用毛毯、手表、撫恤令

地震遺址遺跡 汶川地震遺址、北川地震遺址、唐山地震遺址

自然災難遺址遺跡

火山遺址遺跡 龐貝古城火山遺址、火山遺址

火災遺址遺跡 阿爾山火災遺址、火災遺址

颶風遺址遺跡 卡特里娜颶風遺址、颶風旅游地

2.4 選擇性編碼

選擇性編碼是對主軸編碼提取出的主范疇通過

一定的邏輯關系進行串聯(lián)并進一步提煉、整合,找出

核心范疇。本研究首先確定“紀念性旅游場景中敬

畏情緒誘發(fā)源”為核心范疇,然后確定與核心范疇有

聯(lián)結關系的其他范疇,通過分析得出在紀念性旅游

場景中影響敬畏情緒產生因素為人物經(jīng)歷、歷史事

跡記載、象征性建筑、人文遺址遺存和自然遺址遺跡

5個因素。旅游者在紀念性旅游場景中對人 物 經(jīng)

歷、歷史事跡記載進行深層認知后產生了敬畏情緒,

旅游者通過視覺、聽覺等其他感官對象征性建筑、人

文遺址遺存、自然遺址遺跡得到的直觀感知產生了

敬畏情緒,這與敬畏原型理論中敬畏的誘發(fā)因素不

謀而合。紀念性旅游場景中敬畏情緒誘發(fā)因素關系

結構模型如圖1所示。

2.5 理論飽和度檢驗

扎根理論下的理論飽和度檢驗是對新收集的數(shù)

據(jù)進行編碼時不再出現(xiàn)新的概念和范疇,用來證明

范疇的完整性。本研究通過對隨機抽取的6篇文本

資料進行理論飽和度檢驗,按照上述同一流程進行

73

趙 亮等:紀念性旅游場景中敬畏情緒體驗對游客國家認同的影響研究 理論探索

圖1 紀念性旅游場景中敬畏情緒誘發(fā)源模型

編碼分析,沒有發(fā)現(xiàn)新的概念與范疇,證明本研究范

疇發(fā)展足夠豐富,在理論上已經(jīng)達到飽和。

2.6 紀念性旅游場景中敬畏情緒誘發(fā)量表開發(fā)與

檢測

由扎根理論分析得出,紀念性旅游場景中敬畏

情緒誘發(fā)因素有5個,分別是人物經(jīng)歷、歷史事跡記

載、象征性建筑、人文遺址遺存和自然遺址遺跡。關

于敬畏情緒的測量,目前最常用的是特質性積極情

緒量表中的敬畏情緒分量表,國內關于敬畏情緒的

實證研究較少,可借鑒的中國化敬畏情緒量表屈指

可數(shù)。周凌霄等學者對敬畏體驗量表進行中文修訂

后的量表包含了宏偉、聯(lián)結感、身體感覺、順應需要、

小我和時間知覺變化6個維度[37]。祁瀟瀟構建了

在旅游情境下我國宗教山岳型景區(qū)游客敬畏情緒量

表[9]115。李卓運用扎根理論分析了敬畏情緒,開發(fā)

了中國游客敬畏情緒量表[38]。本研究根據(jù)前文扎

根理論得出的紀念性旅游場景中敬畏情緒誘發(fā)因

素,結合李卓的游客敬畏情緒量表,編制了紀念性旅

游場景中游客敬畏情緒的誘發(fā)量表。具體來說,將

扎根理論得出的主范疇對應的初始范疇內容以及網(wǎng)

絡文本和訪談的資料,結合李卓的敬畏情緒的4個

維度編制測量題項,通過與旅游專業(yè)教師、相關專家

的探討共形成包含16個測量題項的量表并以此為

基礎編制調查問卷。問卷采用李克特 5 點量表形

式,由被調查者的性別、年齡、職業(yè)、月收入、學歷和

紀念性旅游場景中敬畏情緒的誘發(fā)量表組成。

本研究通過線上發(fā)放問卷的形式進行問卷調

研,一共收集到200份問卷,通過仔細核查,剔除全

部選擇相同選項的問卷,剔除后共得到182份有效

問卷,有效率為91%。運用 CITC 值和 Cronbach's

α系數(shù)對初始量表題項進行純化,刪除 CITC 系數(shù)

小于0.4的測量題項,Cronbach'sα系數(shù)最好在0.7

以上信度才基本符合要求?；谝陨弦?本研究

運用SPSS26.0軟件檢驗問卷數(shù)據(jù)的內部一致性。

通過檢驗發(fā)現(xiàn)量表的Cronbach'sα系數(shù)均大于0.9,

說明信度非常好,CITC 系數(shù)均大于0.4,不需要刪

除題項,因此量表不做修改,量表項總計統(tǒng)計如表3

所示。

為了確定數(shù)據(jù)是否適合作因子分析,采用 KMO

和 Bartlett系數(shù)進行結構效度檢驗。當 KMO>0.9

時表示非常適合作因子分析;KMO>0.8時表示適

合作因子分析;KMO>0.7時表示一般適合作因子

分析。本研究中 KMO 值為0.882,表明適合作因

子分析。Bartlett球形檢驗的顯著性值為0.000,小

于顯著性水平0.05,存在明顯差異。綜上所述,本

研究得到的紀念性旅游場景中敬畏情緒的誘發(fā)量表

適合作因子分析。

74

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第3期

表3 量表項總計統(tǒng)計

題項

刪除項后的

標度平均值

刪除項后的

標度方差

修正后的項與

總計相關性

刪除項后的

克隆巴赫 Alpha

在紀念性旅游場所了解到幸存者或遇難者的遭遇,使

我更加尊敬、尊重他們

63.16 54.897 0.470 0.928

在紀念性旅游場所體會到烈士的愛國精神,使我產生

了尊重、崇敬的感覺

63.14 55.405 0.425 0.929

紀念性旅游場所對人、事、物的感人的故事記載,使我

對他們的經(jīng)歷充滿了敬意,更加尊敬、尊重他們

63.42 53.030 0.615 0.925

到陵墓遺址旅游(如秦始皇陵、墓地、墳地等),使我對

生命產生了尊敬之情

63.53 51.820 0.649 0.924

到紀念性旅游場所看到遇難者遺物,使我感覺每一個

生命都值得尊重

63.43 52.821 0.605 0.925

紀念性旅游場所對事件的場景再現(xiàn),使我感到在巨大

災難面前生命是脆弱的,認識到自己的渺小

63.33 52.819 0.646 0.924

紀念性旅游場所對當事人(或見證人)對災難發(fā)生情

況的口述記錄,使我感到災難面前生命的脆弱、自身

的渺小

63.38 52.691 0.626 0.925

到自然災難遺址遺跡(如地震、火山、火災、颶風遺址遺

跡)旅游,使我感到在自然災難面前人是渺小的

63.35 52.428 0.593 0.926

紀念性旅游場所對災難(戰(zhàn)爭)造成傷亡人數(shù)的數(shù)據(jù)

記載,使我感到生命的脆弱、自身的渺小

63.37 51.749 0.696 0.923

紀念性旅游場所的象征性建筑使我感到震撼 63.45 51.375 0.733 0.922

到戰(zhàn)爭發(fā)生地遺址(如抗日戰(zhàn)場)旅游使我感到震撼 63.42 51.803 0.704 0.923

到紀念性旅游場所看到抗戰(zhàn)武器(如兵器、武器裝備

等),使我感到震撼

63.46 51.775 0.700 0.923

紀念性旅游場所的建筑顏色(如青灰色的墻體、館內

漆黑的背景等),使我感到震撼

63.49 50.229 0.713 0.922

到監(jiān)獄遺址旅游(如旅順日俄監(jiān)獄、重慶渣滓洞等),

使我感到震撼

63.47 52.405 0.635 0.925

到紀念館(如侵華日軍南京大屠殺遇難同胞紀念館、

侵華日軍第731部隊罪證陳列館、“九·一八”歷史博

物館等)參觀,使我感到震撼

63.45 50.580 0.722 0.922

紀念性旅游場所的留念性建筑(如紀念碑、雕像、塑像

等),使我感到震撼

63.46 50.758 0.741 0.922

75

趙 亮等:紀念性旅游場景中敬畏情緒體驗對游客國家認同的影響研究 理論探索

3 研究假設與模型

3.1 紀念性旅游場景中敬畏情緒誘發(fā)因素對小我

的影響

國外一些學者認為,敬畏情緒會導致自我關注

降低,削弱自我意識、降低自我覺察的能力和減少自

我相關目標的重視程度[29]960。敬畏使個體感到自

己是更廣闊、浩瀚事物中的一部分,認知到自身的渺

小[2]14。敬畏的心理作用可以削弱自我意識,使自

身產生渺小感[19]2002,游客在自然景觀和宗教景觀產

生敬畏情緒后也會感知到自身的渺小[17]114,因此敬

畏情緒對小我具有影響,基于此提出假設:紀念性旅

游場所下敬畏情緒誘發(fā)因素能夠影響小我。在心理

學研究中,學者們經(jīng)常按照 Piff對小我的劃分把其

分為“環(huán)境浩大感”和“自我降低感”2個維度,“環(huán)境

浩大感”即在浩大的環(huán)境中感知到自身的渺小,“自

我降低感”是個體對自我的消減,2個維度是小我概

念的一種詮釋[13]893。

本研究也采用這種方式,以“環(huán)境浩大感”和“自

我降低感”來全面概括小我,實現(xiàn)概念的可操作化。

根據(jù)敬畏原型理論,通過扎根理論分析得出紀念性

旅游場所中敬畏情緒的誘發(fā)因素為象征性建筑、人

物經(jīng)歷、人文遺址遺存、歷史事跡記載、自然災難遺

址遺跡5個方面。由于本研究的數(shù)據(jù)收集地為沈陽

“九·一八”歷史博物館,根據(jù)其具體特征,“九·一

八”歷史博物館不屬于自然災難遺址遺跡,并且館內

缺少幸存者悲慘經(jīng)歷的自述資料,多是以第三者的

視角描述悲慘事件,為確保研究的嚴謹性與科學性,

故本研究只選取象征性建筑、人文遺址遺存、歷史事

跡記載3個方面分別探索與環(huán)境浩大感、自我降低

感之間的關系?；诖颂岢鋈缦录僭O:

H1a:象征性建筑誘發(fā)的敬畏情緒對游客的環(huán)

境浩大感具有顯著正向影響;

H1b:象征性建筑誘發(fā)的敬畏情緒對游客的自

我降低感具有顯著正向影響;

H2a:人文遺址遺存誘發(fā)的敬畏情緒對游客的

環(huán)境浩大感具有顯著正向影響;

H2b:人文遺址遺存誘發(fā)的敬畏情緒對游客的

自我降低感具有顯著正向影響;

H3a:歷史事跡記載誘發(fā)的敬畏情緒對游客的

環(huán)境浩大感具有顯著正向影響;

H3b:歷史事跡記載誘發(fā)的敬畏情緒對游客的

自我降低感具有顯著正向影響。

3.2 小我對國家認同的影響

敬畏可 以 導 致 個 體 自 我 關 注 的 減 少。Piff認

為,敬畏對親社會行為的影響在一定程度上可以用

小我來解釋,敬畏體驗會導致更小的自我感和產生

更多的親社會行為,因此小我能夠顯著影響個體的

親社會行為[13]896。親社會行為與當前我國社會主

義核心價值觀個人層面的價值準則“愛國、敬業(yè)、誠

信、友善”的內涵十分吻合,對促進個人和社會的和

諧發(fā)展具有重要作用。金鵬將個體對國家認同的表

現(xiàn)視為親社會行為,即個體能夠減少對自身的關注,

從而增加對國家的政治功能和文化功能的關注[2]20。

基于此,本研究也將國家認同視為一種親社會行為,

探討敬畏情緒下的小我能否激發(fā)游客對國家的熱愛

之情,是否將國家認同付諸行動,是否增加對國家的

關注,以此來探索小我與游客國家認同之間的關系。

對國家認同的維度劃分,本研究將以李波的國

家認同量表為基礎,結合“九·一八”歷史博物館的

實際情況將國家認同劃分為國家情感、認同行為和

承諾3個維度?；诖颂岢鋈缦录僭O:

H4a:游客的環(huán)境浩大感對國家情感具有顯著

正向影響;

H4b:游客的環(huán)境浩大感對認同行為具有顯著

正向影響;

H4c:游客的環(huán)境浩大感對承諾具有顯著正向

影響;

H5a:游客的自我降低感對國家情感具有顯著

正向影響;

H5b:游客的自我降低感對認同行為具有顯著

正向影響;

H5c:游客的自我降低感對承諾具有顯著正向

影響。

3.3 游客敬畏情緒誘發(fā)因素對國家認同的影響

心理學的理論和方法的應用在旅游學研究中比

較常見,主要體現(xiàn)在游客的行為、旅游體驗和旅游情

感等方面。例如,將情感分為積極情感和消極情感

兩大類,積極情緒對個體、社會具有正面效應,對個

體的行為具有促進作用[39]?；谇榫w評價理論,在

旅游中積極情感可對游客自身、行為意圖產生影響,

是游客行為意愿的誘發(fā)動機[2]6。敬畏情緒作為積

極情緒中的一種,能夠影響個體的行為,游客在旅游

目的地產生的敬畏情緒可以誘發(fā)游客產生正面行

為,對游客實施環(huán)境責任行為具有正向影響[9]116,對

游客負責任旅游行為具有正向影響[24]153,對促進游

76

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第3期

客文明旅游具有現(xiàn)實意義。

金鵬在紅色旅游情境下探討了敬畏情緒與國家

認同的關系,并且將國家認同視為一種親社會行為,

游客在游覽過程中能夠受到紅色旅游因素的刺激產

生敬畏情緒,會擴大關注范圍并付諸行動,產生親社

會行為,增強對國家認同的感知[2]33。根據(jù)情緒評

價理論和已有的研究,本研究認為敬畏情緒的誘發(fā)

因素對游客國家認同具有正向影響。游客在紀念性

旅游場所的游覽過程中通過紀念性旅游場所的象征

性建筑、人文遺址遺存、歷史事跡記載的刺激產生了

敬畏情緒,敬畏情緒會使游客擴大對事物的關注范

圍,增強對國家的熱愛與關注,將愛國行為付諸行

動?；诖颂岢鋈缦录僭O:

H6a:象征性建筑誘發(fā)的敬畏情緒對國家情感

具有顯著正向影響;

H6b:象征性建筑誘發(fā)的敬畏情緒對認同行為

具有顯著正向影響;

H6c:象征性建筑誘發(fā)的敬畏情緒對承諾具有

顯著正向影響;

H7a:人文遺址遺存誘發(fā)的敬畏情緒對國家情

感具有顯著正向影響;

H7b:人文遺址遺存誘發(fā)的敬畏情緒對認同行

為具有顯著正向影響;

H7c:人文遺址遺存誘發(fā)的敬畏情緒對承諾具

有顯著正向影響;

H8a:歷史事跡記載誘發(fā)的敬畏情緒對國家情

感具有顯著正向影響;

H8b:歷史事跡記載誘發(fā)的敬畏情緒對認同行

為具有顯著正向影響;

H8c:歷史事跡記載誘發(fā)的敬畏情緒對承諾具

有顯著正向影響。

本研究基于SOR 理論模型來探索敬畏情緒誘

發(fā)因素在紀念性旅游場景與游客國家認同之間的內

在聯(lián)系。依據(jù)上述的分析與假設,紀念性旅游場景

中敬畏情緒的誘發(fā)因素對小我二維度具有顯著相關

關系,小我二維度對游客國家認同各維度具有顯著

相關關系,紀念性旅游場景中敬畏情緒的誘發(fā)因素

對游客國家認同各維度具有顯著相關關系,因此將

敬畏情緒的誘發(fā)視為前因變量,小我視為中間變量,

國家認同視為結果變量。概念模型如圖2所示。

圖2 概念模型

4 研究設計與調查

“九·一八”歷史博物館是全面反映“九一八”事

變史的博物館,主要是為警示后人勿忘歷史而建,館

內以豐富的史料介紹了日本發(fā)動的“九 一八”事變

以及中國人民不屈不撓與日本侵略者作斗爭的事

跡。這些承載民族記憶的歷史遺跡屬于紀念性旅游

場所,因此本研究選擇“九·一八”歷史博物館為案

例地符合“紀念性旅游場所下敬畏情緒誘發(fā)”的需

要?！熬拧ひ话恕睔v史博物館所處位置交通便利,入選

教育部第一批研學實踐教育基地,自從建館以來累計

接待游客量達數(shù)千萬人次,年接待游客量達180萬人

次,法定假日期間游客量最多,有利于收集問卷。

筆者將收集到的數(shù)據(jù)運用結構方程模型法進行

77

趙 亮等:紀念性旅游場景中敬畏情緒體驗對游客國家認同的影響研究 理論探索

檢驗假設與中介效應分析。為了提高調查問卷的信

度和效度,本研究采用 Piff的小我量表、李波的國

家認同量表和已經(jīng)開發(fā)的紀念性旅游情境下敬畏情

緒誘發(fā)量表并結合研究情境和“九·一八”歷史博物

館的實際情況調整語句,經(jīng)過預調研形成正式量表。

問卷調查工作于2022年7月29日至8月1日進

行,一共發(fā)放了400份問卷,回收368份有效問卷,

有效率為92%。被調查者中男性占48.1%,女性占

51.9%;各年齡段的人群均有分布;54.9%的游客學

歷為大專及本科;月收入在2001~5000元的游客最

多,占45.9%;游客的職業(yè)分布較為分散,29.1%的游

客為企業(yè)管理者,職員占比相對較大;沈陽本市的游

客最多,其中有57.6%的游客是第一次到“九·一八”

歷史博物館參觀。

5 數(shù)據(jù)分析

5.1 結構模型檢驗

根據(jù)結構方程建模的基本要求,需要對模型適

配情況的優(yōu)劣進行擬合優(yōu)度檢驗,使用 AMOS24.0

進行 驗 證 性 因 子 分 析,測 量 模 型 x

2/df=2.027,

RMR=0.019,RMSEA=0.053,CFI=0.943,TLI

=0.933,PNFI=0.769,PGFI=0.709,滿足簡約適

配度指標。大部分擬合指標均達理想標準,但 GFI

值為0.883,接近于 0.9 的理想水平,也有研究將

GFI>0.8作為理想標準[40],因此可認為本研究的

CFA 測量模型的數(shù)據(jù)擬合情況較好。各變量組合

信度 CR 均大于 0.7,平均方差變異 AVE 均大于

0.5,量表的內容一致性理想,具有良好的穩(wěn)定性。

建構效度是由區(qū)分效度和收斂效度體現(xiàn)的。紀念性

建筑、歷史事跡記載、人文遺址遺存、環(huán)境浩大感、自

我降低感、國家情感、認同行為、承諾對應各題項的

因子負荷均大于0.5,并且達到0.01顯著水平,說

明同一變量的各個題項間具有良好的收斂效度,如

表4所示。區(qū)分效度結果如表5所示,通過比較每

個變量 AVE平方根與任意2個變量間的相關系數(shù)

發(fā)現(xiàn),AVE平方根的數(shù)值均大于任意2個變量間的

相關系數(shù),表明各變量題項間區(qū)分效度較好。

表4 CFA 結果

變量 題項

參數(shù)顯著性估計

unstd S.E. 臨界比值 P std

CR AVE

象征性建筑

CA4 1.000 0.708

CA3 1.078 0.089 12.136 *** 0.733

CA2 0.979 0.084 11.660 *** 0.730

CA1 0.991 0.087 11.445 *** 0.701

0.810 0.516

歷史事跡記載

HR4 1.000 0.865

HR3 0.953 0.047 20.155 *** 0.843

HR2 0.855 0.051 16.830 *** 0.759

HR1 0.943 0.046 20.445 *** 0.845

0.898 0.687

人文遺址遺存

CR3 1.000 0.708

CR2 1.248 0.093 13.480 *** 0.851

CR1 1.064 0.082 12.957 *** 0.776

0.823 0.609

環(huán)境浩大感

V1 1.000 0.880

V2 0.98 0.046 21.179 *** 0.851

V3 0.984 0.044 22.216 *** 0.854

V4 0.905 0.047 19.178 *** 0.807

0.911 0.720

78

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第3期

表4(續(xù))

變量 題項

參數(shù)顯著性估計

unstd S.E. 臨界比值 P std

CR AVE

自我降低感

S1 1.000 0.702

S2 1.139 0.098 11.611 *** 0.767

S3 0.958 0.088 10.900 *** 0.681

0.761 0.515

國家情感

NE1 1.000 0.813

NE2 0.985 0.058 16.931 *** 0.810

NE3 0.979 0.057 17.052 *** 0.827

NE4 0.684 0.062 10.958 *** 0.578

0.846 0.584

認同行為

IB1 1.000 0.890

IB2 0.904 0.043 21.185 *** 0.837

IB3 0.984 0.045 22.076 *** 0.856

IB4 0.926 0.040 23.211 *** 0.865

0.921 0.744

承諾

C1 1.000 0.798

C2 0.914 0.058 15.756 *** 0.819

C3 0.913 0.058 15.865 *** 0.822

0.854 0.661

注:“*”為顯著程度,***P<0.001。

表5 區(qū)分效度檢驗

變量 承諾 認同行為 國家情感 自我降低感 環(huán)境浩大感 人文遺址遺存 歷史事跡記載 象征性建筑

承諾 0.813

認同行為 0.505 0.863

國家情感 0.551 0.615 0.764

自我降低感 0.592 0.468 0.552 0.718

環(huán)境浩大感 0.606 0.555 0.491 0.523 0.849

人文遺址遺存 0.411 0.384 0.457 0.497 0.538 0.780

歷史事跡記載 0.531 0.519 0.540 0.528 0.610 0.557 0.829

象征性建筑 0.342 0.354 0.458 0.469 0.493 0.535 0.502 0.718

5.2 假設檢驗

通過驗證性因子分析得出,各項擬合指標顯示

的測量模型與數(shù)據(jù)擬合結果較好(x

2/df=2.152,

RMR=0.024,RMSEA=0.056,CFI=0.938、TLI

=0.928,GFI=0.874,PNFI=0.774、PGFI=

0.709)。根據(jù)得到的標準化路徑系數(shù)、標準誤差、P

值(P<0.05時為顯著)結果可以看出,結構模型一

共有15條路徑為顯著。

在游客敬畏情緒誘發(fā)因素對小我的影響中,象

征性建筑誘發(fā)的敬畏情緒對環(huán)境浩大感具有顯著正

向影響;象征性建筑誘發(fā)的敬畏情緒對游客自我降

低感具有顯著正向影響;人文遺址遺存誘發(fā)的敬畏

情緒對環(huán)境浩大感具有顯著正向影響;人文遺址遺

存誘發(fā)的敬畏情緒對游客自我降低感具有顯著正向

影響;歷史事跡記載誘發(fā)的敬畏情緒對游客環(huán)境浩

大感具有顯著正向影響;歷史事跡記載誘發(fā)的敬畏

情緒對游客自我降低感具有顯著正向影響。

在小我對國家認同的影響中,環(huán)境浩大感對國

家情感具有顯著正向影響;環(huán)境浩大感對認同行為

具有顯著正向影響;環(huán)境浩大感對承諾具有顯著正

79

趙 亮等:紀念性旅游場景中敬畏情緒體驗對游客國家認同的影響研究 理論探索

向影響,自我降低感對國家情感具有顯著正向影響,

自我降低感對認同行為具有顯著正向影響,自我降

低感對承諾具有顯著正向影響。

在游客敬畏情緒誘發(fā)因素對國家認同的影響

中,象征性建筑誘發(fā)的敬畏情緒對國家情感不具有

顯著正向影響,象征性建筑誘發(fā)的敬畏情緒對認同

行為不具有顯著正向影響,象征性建筑誘發(fā)的敬畏

情緒對承諾不具有顯著正向影響;歷史事跡記載誘

發(fā)的敬畏情緒對國家情感具有顯著正向影響,歷史

事跡記載誘發(fā)的敬畏情緒對認同行為具有顯著正向

影響,歷史事跡記載誘發(fā)的敬畏情緒對承諾具有顯

著正向影響。人文遺址遺存誘發(fā)的敬畏情緒對國家

情感不具有顯著正向影響,人文遺址遺存誘發(fā)的敬

畏情緒對認同行為不具有顯著正向影響,人文遺址

遺存誘發(fā)的敬畏情緒對承諾不具有顯著正向影響。

因此本 研 究 假 設 H1a、H1b、H2a、H2b、H3a、

H3b、H4a、H4b、H4c、H5a、H5b、H5c、H7a、H7b、

H7c成立,H6a、H6b、H6c、H8a、H8b、H8c不成立。

路徑檢驗結果如表6所示。

表6 路徑系數(shù)

假設 路徑關系 標準化路徑系數(shù)β S.E. T 值 P 顯著性

H1a 象征性建筑→環(huán)境浩大感 0.179 0.076 2.806 0.005 顯著

H1b 象征性建筑→自我降低感 0.206 0.072 2.662 0.008 顯著

H2a 歷史事跡記載→環(huán)境浩大感 0.399 0.057 6.408 *** 顯著

H2b 歷史事跡記載→自我降低感 0.310 0.053 4.134 *** 顯著

H3a 人文遺址遺存→環(huán)境浩大感 0.226 0.079 3.393 *** 顯著

H3b 人文遺址遺存→自我降低感 0.228 0.074 2.836 0.005 顯著

H4a 環(huán)境浩大感→國家情感 0.143 0.061 2.092 0.036 顯著

H4b 環(huán)境浩大感→認同行為 0.334 0.067 4.940 *** 顯著

H4c 環(huán)境浩大感→承諾 0.392 0.058 5.615 *** 顯著

H5a 自我降低感→國家情感 0.358 0.087 4.725 *** 顯著

H5b 自我降低感→認同行為 0.216 0.091 3.644 *** 顯著

H5c 自我降低感→承諾 0.411 0.083 5.307 *** 顯著

H6a 象征性建筑→國家情感 0.091 0.075 1.296 0.195 不顯著

H6b 象征性建筑→認同行為 -0.019 0.081 -0.283 0.777 不顯著

H6c 象征性建筑→承諾 -0.100 0.069 -1.432 0.152 不顯著

H7a 歷史事跡記載→國家情感 0.210 0.061 2.831 0.005 顯著

H7b 歷史事跡記載→認同行為 0.216 0.066 2.986 0.003 顯著

H7c 歷史事跡記載→承諾 0.151 0.056 2.051 0.040 顯著

H8a 人文遺址遺存→國家情感 0.031 0.078 0.421 0.674 不顯著

H8b 人文遺址遺存→認同行為 -0.035 0.084 -0.485 0.628 不顯著

H8c 人文遺址遺存→承諾 -0.035 0.072 -0.483 0.629 不顯著

注:“* ”為顯著程度,***P<0.001,**P<0.01,*P<0.05。

5.3 中介檢驗

本研究使用 Amos24.0軟件,運用偏差校正百

分位 Bootstrap檢驗中介效應,只需觀察 Bootstrapping通過點估計的置信區(qū)間,若置信區(qū)間包含0則

80

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第3期

中介效應不顯著,不包含0則中介效應顯著。本研

究將 BootstrapSample設為5000,在95%置信區(qū)

間條件下分析。如表7所示,在間接效應中各條路

徑的置信區(qū)間均不包含0,總效應中象征性建筑→

承諾、象征性建筑→認同行為、人文遺址遺存→承

諾、人文遺址遺存→認同行為、人文遺址遺存→國家

情感這5條路徑的置信區(qū)間包含0,這種現(xiàn)象的出

現(xiàn)是由于間接效應與直接效應的符號相反,總效應

出現(xiàn)了被遮掩的情況,雖使得總效應不顯著,但是中

介效應依然存在[41]。

表7 Bootstrap中介效應檢驗

效應類型 路徑 P SE

Bootstrapping

Bia-Corrected95%CI

Lower Upper

Percentile95%CI

Lower Upper

間接效應

象征性建筑→承諾 0.154 0.062 0.059 0.305 0.055 0.296

象征性建筑→認同行為 0.134 0.069 0.048 0.303 0.045 0.292

象征性建筑→國家情感 0.107 0.069 0.03 0.275 0.026 0.255

歷史事跡記載→承諾 0.216 0.056 0.122 0.341 0.116 0.329

歷史事跡記載→認同行為 0.194 0.062 0.106 0.336 0.101 0.323

歷史事跡記載→國家情感 0.138 0.060 0.057 0.269 0.054 0.256

人文遺址遺存→承諾 0.180 0.066 0.081 0.336 0.079 0.329

人文遺址遺存→認同行為 0.159 0.078 0.063 0.338 0.063 0.338

人文遺址遺存→國家情感 0.122 0.075 0.037 0.301 0.037 0.301

直接效應

象征性建筑→承諾 -0.099 0.094 -0.291 0.077 -0.289 0.079

象征性建筑→認同行為 -0.023 0.101 -0.227 0.165 -0.233 0.160

象征性建筑→國家情感 0.097 0.107 -0.107 0.294 -0.118 0.285

歷史事跡記載→承諾 0.115 0.069 -0.016 0.251 -0.025 0.244

歷史事跡記載→認同行為 0.196 0.077 0.054 0.342 0.041 0.333

歷史事跡記載→國家情感 0.173 0.075 0.043 0.311 0.031 0.302

人文遺址遺存→承諾 -0.035 0.09 -0.221 0.128 -0.218 0.132

人文遺址遺存→認同行為 -0.041 0.124 -0.304 0.176 -0.308 0.172

人文遺址遺存→國家情感 0.033 0.115 -0.213 0.223 -0.213 0.223

總效應

象征性建筑→承諾 0.055 0.084 -0.113 0.215 -0.108 0.219

象征性建筑→認同行為 0.111 0.088 -0.058 0.289 -0.057 0.291

象征性建筑→國家情感 0.204 0.086 0.044 0.380 0.042 0.377

歷史事跡記載→承諾 0.330 0.077 0.179 0.484 0.169 0.476

歷史事跡記載→認同行為 0.390 0.068 0.261 0.529 0.253 0.521

歷史事跡記載→國家情感 0.311 0.064 0.197 0.442 0.189 0.437

人文遺址遺存→承諾 0.145 0.086 -0.019 0.318 -0.014 0.325

人文遺址遺存→認同行為 0.118 0.104 -0.09 0.318 -0.082 0.325

人文遺址遺存→國家情感 0.155 0.094 -0.037 0.334 -0.027 0.341

81

趙 亮等:紀念性旅游場景中敬畏情緒體驗對游客國家認同的影響研究 理論探索

6 結論、啟示與研究展望

6.1 研究結論

紀念性旅游場景能夠誘發(fā)游客敬畏、同情、愛國

等情緒共鳴,使游客更好地理解生命、思考人性,降

低對自我的關注,增強國家認同。對此本研究基于

敬畏原型理論、情緒評價理論與 SOR 理論模型,探

討紀念性旅游場景中敬畏情緒對國家認同的影響。

首先運用扎根理論分析得出紀念性旅游場景中敬畏

情緒誘發(fā)源的維度構成,并開發(fā)出紀念性旅游場景

中敬畏情緒誘發(fā)源量表?；诖?以“九·一八”歷

史博物館為案例地,通過收集數(shù)據(jù)實證檢驗分析紀

念性旅游場景產生的敬畏情緒是否對小我、游客國

家認同行為產生正向影響,小我是否具有中介作用。

(1)本研究根據(jù)敬畏原型理論,分析發(fā)現(xiàn)敬畏情

緒更容易在象征性建筑、人文遺址遺存、自然災難遺

址遺跡等物理誘發(fā)源中被激發(fā),有形的環(huán)境刺激容

易使個體對環(huán)境作出外部評價,這種認知評價過程

是 一 種 信 息 處 理 過 程,能 夠 決 定 敬 畏 情 緒 的 產

生[23]81。個體對歷史事跡記載的深層認識是個體面

對文化和思想上的沖擊時進行的心理調整,這種心

理調整會使人產生渺小、謙卑和順從感,從而產生敬

畏情緒[2]14。該研究結論符合敬畏原型理論中對敬

畏情緒誘發(fā)的歸納與劃分[16]297,并且與李卓關于敬

畏情緒誘發(fā)情境及維度分析中的歷史文化誘發(fā)源、

生命誘發(fā)相契合[17]113。以上結論在一定程度上豐

富了敬畏情緒的誘發(fā)情境,使敬畏情緒研究在旅游

學中更為系統(tǒng)。

(2)在紀念性旅游場景中,敬畏情緒能夠導致小

我意識的產生。在心理學研究中,學者們將小我分

為環(huán)境浩大感和自我降低感2個維度,全面揭示象

征性建筑、歷史事跡記載、人文遺址遺存下產生的敬

畏情緒與環(huán)境浩大感、自我降低感之間的具體關系

與實現(xiàn)路徑。通過檢驗發(fā)現(xiàn),象征性建筑、歷史事跡

記載、人文遺址遺存下產生的敬畏情緒分別對環(huán)境

浩大感、自我降低感(即小我)具有顯著正向影響。

該結論與學者提出的敬畏情緒會使個體在比自我更

大的事物面前感到自我降低相契合[13]893,[14]14,也再

次證明了建筑、藝術作品和人類行為等會誘發(fā)敬畏

情緒,這種敬畏情緒體驗具有自我遞減效應,使個體

產生自我渺小感[16]307,從而降低自我關注度,強調

關注比自我更重要的事物,將注意力用于其他導向

問題上[29]960。并 且 符 合 敬 畏 原 型 理 論 “感 知 到 浩

大”和“順應的需要”的特征,在一定程度上為理論提

供了實證依據(jù)。

(3)小我對游客國家認同具有正向影響。環(huán)境

浩大感、自我降低感(即小我)分別對游客的國家情

感、認同行為、承諾(即游客的國家認同行為)具有顯

著正向影響,因此敬畏對國家認同影響在一定程度

上可以用小我來解釋,該結論印證了金鵬關于游客

敬畏情緒能夠促進國家認同行為的研究結果[2]33。

在以往的研究中,學者更側重探討小我與親社會行

為之間的關系,認為敬畏情緒可導致自我變小,這種

小我不是注意力的喪失,而是將注意力轉移到以他

人為導向的行為,使人產生親社會行為[13]897。本研

究將國家認同視為一種親社會行為,因此本研究的

結論在一定程度上豐富了小我與親社會行為之間的

關系研究,試圖填補小我與國家認同關系的研究空

白。本研究中象征性建筑和人文遺址遺存誘發(fā)的敬

畏情緒對國家認同的直接正向影響不顯著的原因可

能是象征性建筑與人文遺址遺存通過游客的視覺等

直觀感知產生了敬畏情緒,這種敬畏情緒具有短暫

性,沒有在游客的腦海中進行深層次的認知加工,會

輕易地消失,因此不太容易引發(fā)游客的深入思考,對

國家認同不具有顯著的直接影響。

(4)小我具有中介作用。游客在紀念性旅游場

景的刺激下產生敬畏情緒,敬畏情緒又會把自我納

入更大的環(huán)境中,把自己看作是更大的事物中的一

部 分,使 個 體 感 到 渺 小 和 謙 卑,從 而 誘 發(fā) 了 小

我[28]2002,小我的這種削弱自我意識、降低對自我相

關目標的重視程度使個體更加積極地投身于團體與

合作并產生了親社會行為[16]311。國家認同行為是

一種親社會行為[2]20,因此小我對國家認同具有影

響,從而體現(xiàn)了小我具有中介的作用。通過實證檢

驗分析發(fā)現(xiàn)小我的2個維度的中介效應具有差異,

環(huán)境浩大感與自我降低感相比,象征性建筑、歷史事

跡記載、人文遺址遺存主要通過自我降低感影響國

家情感,象征性建筑、歷史事跡記載、人文遺址遺存

主要通過環(huán)境浩大感影響認同行為,其他路徑的環(huán)

境浩大感與自我降低感中介效應差異不顯著。在旅

游學領域探索敬畏情緒下小我的中介作用,不僅論

證了游客能夠產生親社會行為這一結論,還探索性

82

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第3期

地為國家認同影響研究提供了新的視角。

6.2 理論貢獻

(1)本研究基于敬畏原型理論,運用扎根理論分

析得到紀念性旅游場景中敬畏情緒誘發(fā)的屬性維

度,完善了敬畏情緒的誘發(fā)情境。以往的研究缺乏

對紀念性旅游場景中敬畏情緒誘發(fā)維度的探討,相

關的理論不足,因此本研究的探索為進一步完善紀

念性旅游場景中游客情感體驗提供了一定的理論支

持,對紀念性旅游場景中敬畏情緒的深入研究具有

借鑒意義。

(2)基于已有關于敬畏情緒下小我的研究,敬畏

情緒與親社會行為的關系研究,本研究將國家認同

視為一種親社會行為,首次嘗試探索小我與國家認

同之間的關系,填補了小我與國家認同關系的研究

空白,在變量層次上豐富了游客國家認同影響因素

的研究。實證研究發(fā)現(xiàn)小我具有中介作用,說明了

在紀念性旅游場景中產生的敬畏情緒對游客的國家

認同可通過小我來解釋,這也為小我可作為中介變

量提供了實證依據(jù)。

(3)因為紀念性旅游場所承載著人類苦難的記

憶,游客在紀念性旅游場景中體會生命,能夠產生對

生命的敬畏,賦予生命更大的價值,積極尋求生命的

意義,更有利于游客產生親社會行為,也為紀念性旅

游場景、游客行為和價值傳達等理論研究奠定了一

定的基礎。

6.3 啟示

(1)紀念性旅游場景類型多樣并且具有一定的

教育意義,在紀念性旅游場所的活動可以使游客產

生國家認同行為,這對社會的發(fā)展與進步具有積極

的影響,因此景區(qū)管理部門、政府有關部門等應該加

大對紀念性旅游場所資源的保護和開發(fā)力度,通過

維護、還原等多種途徑展現(xiàn)紀念性旅游場所資源、設

施等的價值。

(2)敬畏情緒理論與方法對旅游景區(qū)的可持續(xù)

發(fā)展具有理論指導作用,因此紀念性旅游場所管理

部門應更多地關注游客在敬畏情緒上的體驗?？梢?/p>

加大建設象征性建筑的力度,設計與修復留念性建

筑、紀念館、歷史性建筑等,運用燈光、色彩和多樣的

陳列方式展現(xiàn)紀念館的雄偉。要加強對人文遺址遺

存、自然災難遺址遺跡的保護力度,以此來強化紀念

性旅游場景中游客敬畏情緒誘發(fā)的效果。

(3)還可在紀念性旅游場所多開展一些愛國教

育活動,激發(fā)游客的敬畏情緒以減少對自身的關注,

使游客更愿意投入社會主義事業(yè)的建設中,激發(fā)游

客的愛國情懷。

6.4 研究展望

首先,本研究只選擇了“九·一八”歷史博物館

作為紀念性旅游場所案例地來探討紀念性旅游場景

中敬畏情緒誘發(fā)源、小我、國家認同各維度之間的關

系,考慮到在不同類型的紀念性旅游場所中敬畏情

緒的誘發(fā)、小我、國家認同行為會有所不同,其間的

關系也會有所差別,因此有必要獲取更多紀念性旅

游場所的樣本群體展開深入研究。其次,敬畏情緒、

小我都屬于心理學范疇,針對敬畏情緒誘發(fā)、小我、

國家認同的概念測量適用性問題,未來需要嘗試開

發(fā)旅游化的測量方案。最后,本研究在實地問卷調

查時可能會使游客產生更加積極的感受,影響研究

結論的真實性,未來可考慮采用質性方法。

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CommemorativeTourismScenes

ZhaoLiang

1,2,ZhangZhiqian

2

(1.Schoolof History,CultureandTourism,LiaoningNormalUniversity,

Dalian116081,China;2.SchoolofBusinessAdministration,LiaoningScienceand

TechnologyUniversity,Anshan114051,China)

Abstract:Nationalidentityisofgreatsignificancetonationalunityandsocialstability.Undertheimpactof

globalization,thesenseofidentityisexperiencingchallenges.Thecommemorativetouristattractionisan

educationalareaofpatriotismandnationalidentity,whichnotonlyhasaneducationalfunctionbutalsoarousesasenseofaweintourists.Inviewofthis,basedontheappraisaltheoryofemotionsand\"StimulusOrganism-Response\"(Stimulus-Organism-Response,SOR)theory,thisstudytakesthetouristsofShenyang\"918\"HistoryMuseumasthesubjectstoexploretheimpactoftourists'aweemotionsonnationalidentityincommemorativetourismscenes.Firstly,groundedtheorywasusedtoobtainthefactorsthatinduce

aweincommemorativetourismscenesanddevelopmeasurementscales.Then,usingthestructuralequationmodelingmethod,thestudyposits“smallself”asanintermediaryvariabletoanalyzetourists'patrioticemotionandbehavior.Symbolicbuildings,historicalrecords,andculturalrelicsareawe-inducingfactors.The“smallself”isformedbythesenseofvastnessoftheenvironmentandthesenseofself-diminishment.Nationalidentityconsistsofnationalemotions,identitybehaviors,andcommitments.Theresults

ofempiricalanalysisshowthatthetwodimensionsofthe“smallself”haveamediatingeffectbetweenthe

induceddimensionofaweincommemorativetourismscenesandthedimensionoftourists'nationalidentity.Thisstudynotonlysupplementsthemechanismofaweemotion,butalsoenrichestheresearchonthe

influencingfactorsofnationalidentityatthevariablelevel.

Keywords:commemorativetourismscene;awe;thesmallself;nationalidentity

[責任編輯:連云凱]

85

趙 亮等:紀念性旅游場景中敬畏情緒體驗對游客國家認同的影響研究 理論探索

2023年5月

第16卷 第3期

doi:10.15962/j.cnki.tourismforum.202303032

http://gllylt.cbpt.cnki.net

【理論探索】

“我”的旅游故事:悅人、悅己與自我發(fā)展

張文敏1,高克昌1,嚴雨樓2

(1.華南理工大學 旅游管理系,廣東 廣州 510006;2.寧波諾丁漢大學 人力資源辦公室,浙江 寧波 315100)

[摘 要]社交媒體的旅游故事已成為旅游者自我呈現(xiàn)的舞臺。理解社交媒體旅游故事中游客自我

呈現(xiàn)的心理與行為特征,有助于更全面地理解旅游對個體發(fā)展的意義。文章采用深度訪談和第二

手資料搜集相結合的調研方法,以37位馬蜂窩蜂首為研究對象,研究發(fā)現(xiàn):社交媒體旅游故事中的

自我呈現(xiàn)包括積極自我呈現(xiàn)和真實自我呈現(xiàn)。平臺和讀者的認同誘發(fā)悅人動機,驅動積極自我呈

現(xiàn),促使游記作者自我提升。旅游故事的紀念意義和象征意義誘發(fā)悅己動機,驅動真實自我呈現(xiàn),

促使游記作者喚醒真我。旅游者在社交媒體旅游故事中的自我呈現(xiàn)是一種促進自我發(fā)展的重要方

式,這拓展了旅游意義的研究。學界以往對旅游意義的研究,主要關注旅游行為對游客自我發(fā)展的

影響作用。社交媒體旅游故事中自我呈現(xiàn)對自我發(fā)展的促進作用包括喚醒真我和自我提升,這從

游后分享體驗的角度延展了旅游對個體發(fā)展的意義的認識。

[關鍵詞]旅游故事;自我呈現(xiàn);社交媒體;自我敘事;自我發(fā)展

[中圖分類號]F59 [文獻標識碼]A [文章編號]1674-3784(2023)03-0086-09

0 引言

旅游不僅能促進人們消除疲勞、煥發(fā)精神[1]644,

也是一種促進自我發(fā)展的重要方式[2]。然而,目前

關于旅游意義的研究主要圍繞旅游的在場體驗活動

展開[3]。行前和游后階段對個體自我發(fā)展的影響意

義的研究較為缺乏[4]。

隨著數(shù)字化和新媒體的發(fā)展,社交媒體的游后

分享體驗改變甚至創(chuàng)造了新的旅游體驗[5]。朱竑等

學者指出,在朋友圈曬旅游的游后分享體驗,通過獲

得“點贊”尋求他人認同,能夠提升自尊水平,生成愉

悅感[6]。越來越多的旅游者在社交媒體里記錄與分

享自己的旅游故事[7],在社交媒體上分享自己的旅

游故事已經(jīng)成為一種時尚[8]。有研究表明,旅游者

情感訴求釋放的窗口或者自我表演的舞臺已不限于

旅游目的地,社交媒體的旅游故事已成為旅游者自

我呈現(xiàn)的舞臺[9]22。因此,為了能更全面地理解旅

游對個體發(fā)展的意義,游后分享中的自我呈現(xiàn)行為

亟待關注。本文擬從以下3個方面展開研究:(1)游

后分享中自我呈現(xiàn)的主導動機是什么;(2)影響因素

有哪些;(3)如何對旅游者的自我發(fā)展產生影響。

1 文獻回顧

戈夫 曼 在 擬 劇 理 論 中 提 出,自 我 呈 現(xiàn) (selfpresentation)是 指 給 予 他 人 或 使 他 人 接 受 某 種 印

86

[基金項目]本研究受廣東省哲學社會科學規(guī)劃項目“基于大數(shù)據(jù)的粵港澳大灣區(qū)游客時空行為研究”(GD20CSH11)資助。

[收稿日期]2021-11-23;[修回日期]2023-01-15

[作者簡介]張文敏(1976-),女,重慶巴南人,博士,華南理工大學旅游管理系講師,主要研究方向為旅游消費行為、故事營

銷,E-mail:zhangwm@scut.edu.cn;高克昌(1977-),男,山東青島人,博士,華南理工大學旅游管理系講師,主要研究方向

為空間數(shù)據(jù)分析、旅游管理,E-mail:84796091@qq.com,通訊作者;嚴雨樓(1997-),女,浙江寧波人,寧波諾丁漢大學人力

資源辦公室運營團隊主管,主要研究方向為旅游管理、人力資源管理,E-mail:yanyulou0421@gmail.com。

象,而在他人面前展示自我的表達[10]。他將社會互

動比作舞臺表演,將處于不同情境中的個體稱為表

演者,認為表演者通過強調和隱藏某些與自身有關

的事物,而有策略地給“觀眾”呈現(xiàn)某一特定印象。

這些表演的印象構成了個人事實上的社會存在,而

非其本來面目[11]。戈夫曼將自我呈現(xiàn)動機歸為“向

上流動”,即個體通過表演性質的自我呈現(xiàn),獲得物

質及精神獎賞,獲得來自上層階級的青睞,以實現(xiàn)向

社會上層流動的目的,在社交場域中呈現(xiàn)的是一個

理想而未必真實的自我[12]160。

隨著社交媒體的興起,社交媒體中的自我呈現(xiàn)

日益受到關注。Papacharissi將戈夫曼的擬劇理論

用于博客研究中發(fā)現(xiàn),博客和社交網(wǎng)絡已成為自我

呈現(xiàn)的舞臺[13]。由于虛擬世界缺乏在場約束、網(wǎng)絡

允許異步性互動等特點,網(wǎng)絡社區(qū)與日常交往中的

自我呈現(xiàn)有所不同,呈現(xiàn)出一些新的特征[14]。如李

淼和謝彥君認為,博客中的“我”是博主塑造出來的

“我”,除了表演成分,還有真實呈現(xiàn)[15]21。虛擬自我

與真實自我的關系是社交媒體自我呈現(xiàn)的核心問

題。相對于現(xiàn)實自我,社交媒體呈現(xiàn)的自我,究竟是

真實的還是掩蓋真實表演出的自我,目前的研究結

論觀點并不一致。一種觀點認為,由于虛擬世界缺

乏在場約束,呈現(xiàn)者傾向采用真實自我呈現(xiàn)的策略,

在社交媒體中呈現(xiàn)的自我對個人信息不會故作修

飾,比日常呈現(xiàn)的自我更真實[16-17],虛擬自我是現(xiàn)

實自我的一致性延伸,對現(xiàn)實自我具有補充作用。

真實自我呈現(xiàn)能促進自我發(fā)展[18]1。另一種觀點則

認為,虛擬世界缺乏在場約束,導致呈現(xiàn)者傾向采用

積極自我呈現(xiàn)的表演策略,虛擬自我存在炫耀(或者

選擇、或者夸大、或者理想化)的表演性特征[19],虛

擬自我與現(xiàn)實自我互補,對現(xiàn)實自我具有補償作用。

其中積極自我呈現(xiàn)一方面能促進自我發(fā)展,同時也

可能導致自我失調而對現(xiàn)實自我產生消極影響[20]。

社交媒體自我呈現(xiàn)的虛擬自我對現(xiàn)實自我的影響尚

待進一步研究。

社交媒體自我呈現(xiàn)的動機多種多樣,包括利益

回饋、物質報酬和謀生手段等外部動機,以興趣和消

閑需求、情感和歸屬需求為代表的內部動機和以自

我發(fā)展與實現(xiàn)為代表的內化動機[21]。李耕耘、朱煥

雅將朋友圈自我呈現(xiàn)的主導動機歸為他人中心導向

和自我中心導向兩類:他人中心導向的自我呈現(xiàn)動

機主要是為滿足開放性社交需求,擴展和維護社會

關系,會考慮到他人對自己評價的行為和心理活動;

自我中心導向動機則主要滿足用戶實現(xiàn)自我認識和

自我價值增強的需求[22]。吳風和譚馨語指出,大學

生中他人中心導向動機與自我中心導向動機大致趨

向平衡,他人中心導向動機包括公共自我意識、社會

開放度和自我形象管理;自我中心導向動機包括自

我參考與監(jiān)督、娛樂消遣和價值強化?？梢?自我中

心導向動機以愉悅自我為核心,直接觀眾是自己;他

人中心導向動機主要以吸引他人關注為核心,直接

觀眾是他人[12]157。因此,本文將自我中心導向動機

簡稱為悅己動機,他人中心導向動機簡稱為悅人動

機。學者們已證實悅己動機與悅人動機同時存在,

但這兩類動機如何共同驅動自我呈現(xiàn)行為,進而對

現(xiàn)實自我產生影響尚不明確。

社交媒體旅游故事是研究旅游體驗和作者自我

的重要而未被充分利用的資源,尤其是它對于作者

的自我表達功能———旅游者的自我反思、情感抒發(fā)

和心路歷程長期被忽視[23]1。游記分享網(wǎng)站“馬蜂

窩”與“豆瓣”、照片分享平臺“綠洲”、短視頻平臺“抖

音”以及綜合性社交分享平臺“小紅書”等都已成為

旅游者自我呈現(xiàn)的空間[24]。近年來,部分學者對社

交媒體中旅游故事分享者的自我呈現(xiàn)與自我發(fā)展進

行了探索性研究[9]14。Noy通過定性研究發(fā)現(xiàn),人

們講述的作為背包客的故事會通過積極自我呈現(xiàn),

塑造獨 特 的 理 想 自 我 形 象,促 進 自 我 發(fā) 展[25]111。

Azariah指出,旅游博主通過在社交媒體記錄與發(fā)

布旅游故事,在旅游博客和虛擬社區(qū)中進行自我呈

現(xiàn),建構“旅行家”的自我身份,有助于他們實現(xiàn)“專

業(yè)”作家的夢想[26]。黃清燕和白凱以網(wǎng)絡游記為資

料來源,采用個案研究,探討了 X 君旅游前、中、后,

從日常生活世界到旅游場域,最終回歸日常的縱向

行為過程中自我的呈現(xiàn)與演進過程[1]652。Bosangit

通過19位博主所撰寫的旅游博客進行內容分析發(fā)

現(xiàn),旅游者在撰寫游記時的自我反思和情感宣泄能

增強自我認同,促進自我發(fā)展[23]11。Madelene研究

發(fā)現(xiàn),游記寫作與分享和作者的自我息息相關,許多

旅行作家通過寫作發(fā)現(xiàn)了真實自我;有的則在網(wǎng)絡

上建構理想自我,通過寫作的宣泄過程以及在虛擬

世界中與讀者的互動過程對作家的真實自我和建構

自我均產生影響,進而發(fā)生自我轉變[9]16。李淼和

謝彥君從后旅游體驗的角度,探討了旅游者借助博

客空間進行角色塑造和印象管理的策略[15]29。張驍

鳴和常璐以豆瓣網(wǎng)“窮游”網(wǎng)絡社區(qū)為例,對比分析

了網(wǎng)絡社區(qū)與日常交往中自我呈現(xiàn)的差異,為更好

87

張文敏等:“我”的旅游故事:悅人、悅己與自我發(fā)展 理論探索

地理解社交網(wǎng)絡自我呈現(xiàn)奠定了基礎[14]98?？梢?

社交媒體的旅游故事分享是自我呈現(xiàn)的重要舞臺,

游記作 者 在 其 中 發(fā) 現(xiàn) 真 實 自 我[18]8,尋 求 自 我 認

同[27],建構理想自我[15]21,其自我呈現(xiàn)策略既包括

真實自我呈現(xiàn),也包括積極自我呈現(xiàn)。但是游記作

者在何種情況下采用真實自我呈現(xiàn),在何種情況下

采用積極自我呈現(xiàn),其影響因素、呈現(xiàn)方式和對現(xiàn)實

自我的影響結果有何不同等尚缺乏深入研究。為

此,本研究擬整合悅人動機和悅己動機,對比分析社

交媒體旅游故事分享體驗中自我呈現(xiàn)的這兩種動機

如何對旅游者的自我呈現(xiàn)產生影響,進而對旅游者

實現(xiàn)自我產生影響,以期從游后階段進一步認識旅

游對個體自我發(fā)展的意義。

2 研究設計與實施

2.1 樣本選擇

馬蜂窩作為在線旅游社交平臺,從2006年發(fā)展

至今,其注冊用戶已超1.3億。該平臺重視用戶生

成內容,具有完善的游記評選機制(星級游記、寶藏

游記和蜂首游記等),游記中旅游故事具有較高質

量。由于馬蜂窩被曝在餐飲點評和酒店點評中存在

大量抄襲賬號的“網(wǎng)絡水軍”事件,而“網(wǎng)絡水軍”主

要集中在評論區(qū)域,普遍具有言論數(shù)量巨大、句子簡

短,質量參差不齊,文本相似度高等特征[28],為了排

除“網(wǎng)絡水軍”賬號,本文選取蜂首作為調研對象。

他們的蜂首游記篇幅較長,講述的旅游故事題材較

豐富,質量較高。

2.2 資料收集

進一步,搜集整理馬蜂窩網(wǎng)站發(fā)布的26期針對

25位蜂首(有一位蜂首接受了2次馬蜂窩網(wǎng)站的訪

談)的訪談文本(表1R01-R26)。訪談文本中有些

問題是與蜂首寫作經(jīng)歷直接相關的,比如 R1中的

一個問題“‘我沒有死在印度’,這是你曾經(jīng)上蜂首那

篇游記的標題,能說說為什么要用這樣一句話來形

容那次印度之行嗎?”還有一些問題與寫作經(jīng)歷不直

接相關,而是與旅游經(jīng)歷有關,但作者在敘述時會有

許多自我感受,可以從中提取作者對自我的認知。

第二步,搜集整理馬蜂窩9篇針對蜂首的訪談

問答(表1A01-A09)。這9篇問答的主題:“上蜂首

是怎樣的體驗?”以及“和馬蜂窩一起成長是怎樣的

一種體驗?”由于蜂首是按發(fā)表的旅游故事的質量來

評選的,因此在這些問題的答案中蘊藏著豐富的關

于作者旅游故事寫作與分享的相關信息。

最后,在馬蜂窩社區(qū)內搜集前述33位蜂首的游

記文本(蜂首“葉小夢是大吃貨”,是 A 和 R 中的重

復樣本)共183 篇,通讀完這些游記后,排除了他們

的寫作目的是商業(yè)宣傳的可能,確保了樣本的有效

性,并從中獲取到旅游者關于自我認知的豐富信息,

編為 T01-T183(表1)。

表1 研究樣本分布

數(shù)據(jù)類型 文本來源 樣本數(shù) 文本量 編碼

蜂首微

訪談文本

蜂首俱樂部 26 59467字 R01-R26

馬蜂窩

問答文本

馬蜂窩 9 9776字 A01-A09

馬蜂窩用戶

訪談資料

原始訪談 6 11040字 I01-I06

馬蜂窩

游記文本

馬蜂窩 183 2439016字 T01-T183

2.3 資料分析

首先,3位研究者單獨閱讀26期蜂首訪談文本

和9篇蜂首問答文本,獨立從旅游者的視角全面還

原和描述旅游者在社交媒體旅游故事中自我呈現(xiàn)的

策略、目的和意義,對其自我呈現(xiàn)策略、目的動機及

對個體發(fā)展的價值進行編碼。從以上資料中作者敘

述的自我感受部分提取作者對自我的認知。

其次,3位研究者通讀了這33位蜂首的183 篇

游記文本(T01-T183),并對其中旅游者關于自我認

知的信息進行編碼。

再次,根據(jù)前期編碼情況,補充原始訪談內容,

以期對個別細節(jié)問題展開更深入的了解。通過郵件

聯(lián)系了上述33位蜂首,試圖進行訪談,有2位接受

了訪談邀請。隨后在馬蜂窩網(wǎng)上又隨機抽取另20

位蜂首試圖做訪談,有4位接受訪談。訪談圍繞前

期編碼中一些細節(jié)問題進行深入了解。例如,在對

蜂首“二喵喵喵喵”的游記進行編碼中,發(fā)現(xiàn)作者的

游記風格發(fā)生了變化,相比于前期的游記,后期的游

記的精致程度有所下降,文風向樸實轉變。有2位

研究者均對這種轉變進行了編碼,認為這反映了作

者自我 呈 現(xiàn) 動 機 的 變 化。于 是 在 2019 年 1 月 到

2022年2月,5次通過微信和郵件等方式,對該蜂首

88

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第3期

自我呈現(xiàn)的動機和風格變化原因進行了追訪。

最后,在結論與驗證階段,如果發(fā)現(xiàn)存在數(shù)據(jù)不

充分或邏輯不完整的地方,則會回到數(shù)據(jù)收集階段

補充關鍵數(shù)據(jù),或對存疑數(shù)據(jù)進行追訪修正。例如,

為了驗證旅游者自我呈現(xiàn)行為變化背后的心理動機

及其對個體發(fā)展的影響,2019年1月到2022年2

月,筆者通過微信、語音通話和郵件等方式與接受訪

談的6位蜂首進行了24次深度訪談(表1I01-I06),

訪談內容圍繞自我呈現(xiàn)的動機及其變化展開。文章

研究發(fā)現(xiàn)部分的內容也多次發(fā)給這6位蜂首進行了

追訪,根據(jù)他們的意見進行修正。

3 研究發(fā)現(xiàn)

社交媒體旅游故事中呈現(xiàn)的“我”,既有真實的

部分,也有表演的成分。從自我呈現(xiàn)的動機來看,悅

人與悅己這兩種動機同時存在,并存在沖突。

3.1 悅人動機與積極自我呈現(xiàn)

自我呈現(xiàn)的悅人動機由互動、結識朋友和成為

意見領袖共同構成,源自旅游者的社交需求,表現(xiàn)為

取悅平臺與觀眾,以獲得群體認同。與網(wǎng)絡讀者互

動是自我呈現(xiàn)重要的悅人動機,“能讓更多人看到我

的游記,并能對我有一些肯定和支持,這是我最滿足

的一點”(I01)。悅人為了擴大圈子,結識更多朋友。

“結交了不少志同道合的蜂蜂,尤其是廣州蜂首群里

的那群有趣和可愛的人?！?R17)成為意見領袖“蜂

首”也是主要的悅人動機?！巴跬跬醮罂诙　狈Q自己

是“歷經(jīng)千辛萬苦才被多看一眼的蜂首”,從2015年

開始摸索如何成為蜂首,“開始看各位大神如何寫游

記……可能是我的游記不夠生動? 行程不夠有趣?

于是一個慢慢摸索如何被大家看到游記的過程開始

了”(A01)。

悅人動機的誘發(fā)因素主要是平臺認同的雙重意

義和讀者認同的狂歡效應。首先,平臺認同具有功

能意義和符號意義。馬蜂窩平臺通過“蜂首”“寶藏”

“星級”等稱號對作者和游記進行評級。這些稱號具

有標桿作用,能增加曝光度,可以帶來更高的用戶關

注,“可 能 獲 得 被 其 他 網(wǎng) 站 或 機 構 轉 載 的 機 會”

(R22),“可以結交更多志同道合的朋友”(R19),“圈

子的擴張讓我接觸到更多的機會,不管是生活還是

工作中,這種影響都是翻天覆地的”(R26)。除了這

種功能意義外,更重要的是這些榮譽稱號的符號意

義。比如,“蜂首”被視為平臺對游記作者的肯定,

“是每個游記作者的夢想”(A02)。受訪者用“崇拜”

“膜拜”“了不起”等詞語來形容它,“提到蜂首,每一

位游記作者都是無比羨慕和崇拜的。被總編翻牌子

的游記都是被大家頂禮膜拜的”(A02)。其次,讀者

認同具有狂歡效應。大規(guī)模的閱讀量、點贊與互動,

使游記作者獲得了高峰體驗?！敖痿~”稱“起床開網(wǎng)

看到自己的游記上了蜂首,收到好多信息和留言的

時候,簡直是爆炸式地開心,看著自己拍的那些照片

越看越喜歡”,認為“能讓更多人看到我的游記,并能

對我有 一 些 肯 定 和 支 持,這 是 我 最 滿 足 的 一 點”

(I01)?！肮〗恪眲t稱這種高峰體驗“好像不用多久

我就會升職加薪,當上總經(jīng)理,出任 CEO,迎娶白富

美,走向人生巔峰”(R15)。缺乏讀者認同易使作者

懷疑自我,“2016年去了摩洛哥,拍下了我自認為這

輩子最了不起的一些作品,也因為對摩洛哥感情太

深,寫了很多故事。有雜志社找我合作,被各大旅行

社盜圖當產品推銷。但在馬蜂窩,一天天看著閱讀

量毫無變化,慢慢地變得對馬蜂窩產生恐懼感,也開

始懷疑自己的能力實在太菜。”(A01)即便被雜志社

和旅行社認同,但網(wǎng)友閱讀量毫無變化就會讓作者

對自我能力產生懷疑。

悅人動機驅動的自我呈現(xiàn)行為會主要考慮觀眾

的需求。為了吸引觀眾的關注,游記作者在社交媒

體旅游故事中進行積極自我呈現(xiàn),會根據(jù)平臺和觀

眾的眼光,理想化地表演,以呈現(xiàn)出符合平臺與讀者

認同的理想形象。游記作者會學習平臺認同的標桿

作者?！拔议_始看各位大神如何寫游記,盡管我的照

片在當時不算差,可能是我的游記不夠生動? 行程

不夠有趣? ……于是一個慢慢摸索如何被大家看到

游記的過程開始了?！豹毦咛厣奈陌?、攝影技術和

后 期 制 作 技 術 等 成 為 認 同 的 符 號 裝 備。 蜂 首

“Quinc啟越”也表示為了寫好旅游故事,會在出發(fā)

前提升自己的知識積累:“我一般都會從目的地國家

的國別史開始看起,了解歷史的脈絡主線、人文、宗

教以及文化背景,然后在圖書館中找到相關的書籍,

一般一個目的地5~8本是少不了的”(R19)?！叭~

小夢是大吃貨”為了在游記中呈現(xiàn)更美的形象,督促

自己多看書,提升文字功力、畫畫技能和攝影技術,

還學習穿搭并減肥。可見,為了勝任游記中呈現(xiàn)的

“會寫故事的人”的角色,游記作者們會不斷挖掘自

己的潛能,自我提升。

3.2 悅己動機與真實自我呈現(xiàn)

自我呈現(xiàn)的悅己動機表現(xiàn)為游記作者通過記錄

89

張文敏等:“我”的旅游故事:悅人、悅己與自我發(fā)展 理論探索

和分享旅游故事滿足紀念、自我表達與自尊的需求。

95%的受訪者表示記錄自己的旅游故事,起初主要

是為自己而寫,以傳者自身為受者,獨白式地記錄自

己難忘的旅游經(jīng)歷、心情狀態(tài)及感受等,為自己保留

回憶的備份,留作紀念?！霸诮衲?月下旬的時候,

寫了去年4月去西藏的游記,當時寫完主要是為了

給自己30歲的回憶一個很好的總結,寫完也是給自

己留個印記的”(A04)。除了紀念外,悅己動機還包

括自我表達。英語老師“金魚”內心有著文藝小資偏

好,希望能開個小店,“開一個店,很文藝、很小資,但

現(xiàn)實卻是每年準備著一模一樣的教材教案”,于是她

在游記中充分表達文藝范的真實自我。她的游記命

名為“與世界談戀愛”系列,并配有小清新的副標題,

如“第比利斯:愿你生活中的每一次流淚僅僅是切

蔥”“卡茲別克:風吹過草原,云懸在山巔”(T44)。

誘發(fā)因素主要是旅游故事的紀念意義和象征意

義。旅游故事的紀念意義主要體現(xiàn)為游記作者在社

交媒體上發(fā)布的這些故事,是為了給自己保留回憶

的備份?！坝涗浿覀兊南才?記錄著我們的青

蔥歲月,記錄著我們難忘的、幸福的、波瀾壯闊的回

憶?！覀儾辉偈菦]有故事的同學”(A07)。旅

游故事的象征意義主要體現(xiàn)為分享這些旅游故事使

作者成為“有故事的人”,具有不平凡的象征意義。

“平凡”這個詞在“葉小夢是大吃貨”的游記中反復出

現(xiàn),旅行成為她實現(xiàn)不平凡的一種方式?！奥眯?總

會遇到不一樣的故事……艷羨那些有詩、有酒、有故

事的伙伴,感嘆自己的平凡;我們是一對平凡的90

后小夫妻,和多數(shù)同齡人一樣在奮斗中忙忙碌碌、案

牘勞形,旅行是我們最好的放松方式。在馬蜂窩上,

我們寫過25篇游記,馬蜂窩的世界,不但真實,而且

有愛。因為馬蜂窩,我們不再是白日夢想家,我們不

再是沒有 故 事 的 同 學 …… 人 稱 ‘最 好 吃 的 我 們’”

(A07)。將這些不平凡的旅游故事寫下來在馬蜂窩

分享,讓“我們”不再是“沒有故事的同學”。造就不

平凡感的不再只是旅游本身,在馬蜂窩分享這些旅

游故事后,群體認同使作者成為“有故事的人”這一

夢想獲得了肯定和接納,提升了個體的價值感和自

豪感,自尊需求得到滿足。

悅己動機驅使游記作者寫作過程中不斷與自己

對話,在回顧與反思中不斷地內省。“游記寫作可以

幫我反思整個行程以及旅行這件事?？梢宰约号c自

己對話。總之,感受到的,都是你自己”(T141)。在

旅游中,離開慣常的生活環(huán)境,初到異地的興奮與好

奇,使得旅游者更多地沉浸其中,被外部世界所吸

引,進行直覺體驗。比如“Sukey”在談到自己寫《我

沒有死在印度》這篇印度旅游故事時,提道:“我當時

在燒尸的旁邊看尸體看了一個下午,看著尸體被折

頁包裹著怎樣一點點被燒化,最后扔進恒河里,被尸

體的煙烤得滿頭大汗,同行的女孩還幫著一起撒助

燃粉末”(R01)。從印度旅游回來后寫作這個故事

的過程中,從開始的“想了很久都不知道怎么取題

目”,到“當我寫到在瓦拉納西燒尸體的時候,覺得我

要是死了,應該也跟恒河邊這些尸體一樣默默地被

燒了,一部分回歸空氣,一部分回歸泥土”。作者感

慨:“畢竟你只活那么幾十年。其中年輕的時光更是

過一天沒一天,一猶豫就老了。所以一定要趁年輕

過自己想過的生活,說走就走,哪怕下一秒就死了,

也能一點遺憾也沒有”(R01)。正是在脫離陌生的

異地、回歸慣常環(huán)境寫作的過程中,作者將自我代入

故事中,進行更理性的內省,以一個“新身份”審視自

己的旅游體驗,生成與重構旅游體驗的意義,而不只

是簡單描述自己的旅游行為。經(jīng)過冷靜反思,喚醒

了“一定要趁年輕過自己想過的生活,說走就走”的

真我?！敖痿~”用“還原—賦予”來描繪游記書寫中的

回顧、反思和意義的過程,認為“游記像我的一個孩

子一樣,一點點地把我腦海里這個孩子的模樣全部

還原出來,賦予它完整性,這是一個感覺很神圣、很

有使命感的過程”(I01)。通過旅游故事的寫作內省

過程為旅游注入新的意義,喚醒被日常生活掩蓋的

真我,補充和延伸了現(xiàn)實自我。

3.3 悅人 VS悅己

大多數(shù)受訪作者表示,寫游記最初是為了“悅

己”?！?年多時間,最初只是為了游記有處安放,記

錄游記并不在乎有多少人看到,也不在乎有多少點

贊收藏,好像只是為了給自己一個回憶記錄,想年過

幾旬后能靠著這些記錄的文字想起一些過去點滴,

回憶起旅途中遇見的人,看過的風景,經(jīng)歷過的事

情”(A09)。

平臺認同的雙重意義與讀者認同的狂歡效應,

對游記作者產生了巨大的吸引力,激發(fā)了游記作者

的悅人動機?！疤詺庑∑簌Z”稱在出行之前就給自己

種下一個心愿:“一定要努力拿下一次蜂首”。于是

她出發(fā)前“參考了歷屆蜂首的大作,列好了自己要寫

的目錄”(A02)。

90

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第3期

悅人動機與悅己動機有時會發(fā)生沖突?！靶〔?/p>

與生活”在訪談中用“自己想寫的內容”和“別人想看

的內容”來說明悅人動機和悅己動機的沖突。沖突

的原因,主要是平臺認同和讀者認同的雙重效應。

一方面它給作者產生積極的影響,另一方面也給作

者帶來虛榮感與壓力?！爱斏戏迨缀?你會收到無數(shù)

人的評論 和 點 贊,那 個 流 量 帶 來 的 沖 擊 是 巨 大 的

……你突然被推上一個很高的位置要處理或反饋不

同的人給你的共鳴壓力,一開始會虛榮心爆棚,后來

是壓力,再后來你可能就是不斷地在重復回答一些

問題……我覺得當峰首是好事,你會收到各種各樣

的稱贊,但同時對于第一次得這個頭銜的人來說也

挺危險的,要考慮怎么處理好虛榮感和真實感之間

的平衡”(A06)。

這種壓力和虛榮感會產生自我失調,促使部分

受訪作者的自我呈現(xiàn)從悅人為主向悅己為主回歸。

“二喵喵喵喵”認為“之前剛上蜂首那陣”特別在意別

人的評價和能不能上蜂首,她甚至為了取悅讀者,放

棄自己的旅游偏好,調整旅行計劃,“比如說要討好、

取悅我的讀者們,他們可能想讀到一些刺激的經(jīng)歷,

在游記里講蹦極、跳傘這類新鮮玩意兒,(那陣兒)會

特別在意別人的評價,有點較真,發(fā)完一篇游記就隔

段時間去看讀者的評論”(I04)?，F(xiàn)在覺得“自己喜

歡最重要,悅人沒啥必要,也不是什么公眾人物,自

己開心就好。記錄(現(xiàn)在)對我來說很有意義,平淡,

也很充實,也不必去博取他人關注”。可見,虛榮感

和壓力驅動一些作者反思旅游故事寫作的初衷,回

到悅己為主的軌道。從悅人到悅己的變化,通過疏

離—回歸的過程,從鏡像認同到自我認同的轉變過

程,強化了作者的自我意識,在一個新層面上喚醒了

作者對“真我”的認識。

4 研究結論與討論

本研究發(fā)現(xiàn),旅游后在社交媒體分享自己旅游

故事的行為,對旅游者的自我發(fā)展具有積極的影響

作用。社交媒體旅游故事已成為旅游者自我呈現(xiàn)的

舞臺,游記作者通過旅游故事表達自我,喚醒真我,

提升自我。大規(guī)模的閱讀量、點贊與互動,使游記作

者在自我呈現(xiàn)中獲得了“爆炸式開心”的高峰體驗。

第一,悅己動機驅動真實自我呈現(xiàn)。悅己動機

以自我中心為導向,滿足游記作者紀念、自我表達與

自尊的需求。游記作者在游后書寫旅游故事自我呈

現(xiàn)的過程中不斷與自己對話,在回顧與反思中不斷

地進行內省。通過旅游故事的寫作內省過程為旅游

注入新的意義,喚醒被日常生活掩蓋的真我(圖1),

補充和延伸了現(xiàn)實自我。

第二,悅人動機驅動積極自我呈現(xiàn)。悅人動機

以他人中心為導向,源自旅游者的社交需求,由互

動、結識朋友和成為意見領袖共同構成。為了吸引

觀眾的關注,呈現(xiàn)出符合平臺與讀者認同的理想形

象,游記作者會根據(jù)平臺和觀眾的眼光,通過改善自

己的形象,提升拍攝技術、文化趣味和寫作能力等方

式,在旅游前不斷開發(fā)自己的潛能,提升自我(圖1)。

第三,悅人動機和悅己動機的誘發(fā)因素不同。

悅人動機的誘發(fā)因素是社交媒體平臺認同的功能意

圖1 社交媒體旅游故事中自我呈現(xiàn)的動機、影響因素及其對自我發(fā)展的影響機制

91

張文敏等:“我”的旅游故事:悅人、悅己與自我發(fā)展 理論探索

義和符號意義,以及讀者認同的狂歡效應。悅己動

機的誘發(fā)因素是旅游故事的紀念意義和象征意義。

第四,悅人動機與悅己動機有時會發(fā)生沖突。

沖突的原因,主要是平臺認同和讀者認同的雙重效

應:一方面它給作者產生積極的影響,另一方面也帶

來虛榮感與壓力。這種壓力和虛榮感會產生自我失

調,促使部分受訪作者的自我呈現(xiàn)從悅人為主向悅

己為主回歸。通過疏離—回歸的過程,從鏡像認同

到自我認同的轉變過程,強化了作者的自我意識,在

一個新層面上喚醒了作者對“真我”的認識。

以往對旅游意義的研究,主要關注旅游行為對

游客自我發(fā)展的影響作用[1]644。社交媒體旅游故事

中自我呈現(xiàn)對自我發(fā)展的促進作用包括喚醒真我和

自我提升,這從游后分享體驗的角度延展了旅游對

個體發(fā)展的意義的認識。同時,本研究從后旅游視

角拓展了旅游高峰體驗理論,指出游記的書寫與分

享過程并不僅限于重溫旅游過程中的高峰體驗,而

在游后創(chuàng)造出新的高峰體驗。本研究發(fā)現(xiàn),除了修

復現(xiàn)場體驗外,虛擬世界中大規(guī)模的分享還產生了

新的高峰體驗。使用 RostCM6文本數(shù)據(jù)挖掘軟件

對訪談與問答文本進行詞頻和語義網(wǎng)絡分析發(fā)現(xiàn),

“游記”和“旅行”是兩個重要的中心節(jié)點(圖2)。高

頻詞“喜歡”“快樂”“開心”“生活”等詞不僅與“旅游”

緊密相關,也與高頻詞“游記”緊密相連,這也證實除

了旅游外,旅游故事分享引發(fā)了旅游者的另一個高

峰體驗。

圖2 語義網(wǎng)絡

戈夫曼日常生活中的自我呈現(xiàn)以悅人為主要表

現(xiàn)形式,而社交媒體旅游故事的觀眾既包括平臺和

網(wǎng)友等他者,也包括自己。悅人與悅己兩種自我呈

現(xiàn)的競爭性動機,驅動著不同的自我呈現(xiàn)表現(xiàn)形式。

與以往研究一致,悅人式的積極自我呈現(xiàn)中,當表演

者在多重自我中切換時,可能會感受到壓力,產生自

我認知沖突[5]9。尤其互聯(lián)網(wǎng)允許異步性互動而形

成表演場合隔離,網(wǎng)絡社區(qū)中的自我呈現(xiàn)擁有更高

的自由度[23]7,社交媒體旅游故事中的虛擬自我與

現(xiàn)實自我不一致導致的自我認知沖突可能更嚴重。

然而本研究發(fā)現(xiàn),由于悅己動機的存在,在一定程度

上保證了表演的真誠性。因此,當表演自我與現(xiàn)實

自我差距增大時,作者要么選擇積極挖掘潛能提升

自我,要么選擇回歸悅己喚醒真我?？梢?悅人與悅

己動機形成的張力消解了網(wǎng)絡社區(qū)互動所賦予的任

意性和自由度,自我呈現(xiàn)促進了他們的自我發(fā)展。

國務院印發(fā)的《“十四五”旅游業(yè)發(fā)展規(guī)劃》明確

指出,旅游已經(jīng)成為人民群眾的剛性需求,旅游業(yè)成

為名副其實的事關人民群眾美好幸福生活的“幸福

產業(yè)”。積極鼓勵旅游者通過社交媒體發(fā)布融合了

92

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第3期

個人故事和生活經(jīng)歷的目的地故事,可以在游后階

段形成新的高峰體驗,更大限度地發(fā)揮旅游的幸福

功能。為了更好地刺激和引導旅游者進行積極的自

我呈現(xiàn),旅游社交媒體平臺應重視發(fā)揮平臺的功能

作用和象征作用。如通過“蜂首”“寶藏”“星級”等稱

號對作者和游記進行評級等方式,馬蜂窩被打造成

旅游者全面、深度“自我呈現(xiàn)”的舞臺,這有助于旅游

者和平臺建立更持久、更緊密、黏度更強的雙向關

系。同時悅己與悅人動機的共存也提醒平臺在進行

功能設置時要綜合考慮如何更好地滿足旅游者的自

我表達需求、自尊需求和社交需求。

作為一項游記作者自我呈現(xiàn)行為的探索性研

究,本研究只對馬蜂窩蜂首的自我呈現(xiàn)行為進行了

分析,研究結論是否適用于普通的游記作者,尚待進

一步檢驗。此外,游記作者與讀者的互動內容豐富,

本研究著重于網(wǎng)友評論對游記作者自我呈現(xiàn)的影響

作用,游記作者與觀眾的互動中可能蘊含著豐富的

自我呈現(xiàn)內容,它們在呈現(xiàn)策略與個體影響方面是

否與游記中的自我呈現(xiàn)具有不同的特征,同時悅人

與悅己的沖突對游記作者的影響可能受到其他競爭

性動機的綜合影響,尚待進一步檢驗。未來建議除

了文本挖掘之外,結合游記中的配圖加以照片內容

分析、視覺分析以及圖文整合分析,同時注重其旅游

目的地的地域、事件和文化的影響,將有利于從游后

階段進一步認識旅游對個體自我發(fā)展的意義。

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Self-presentationinTravelStoriesinSocialMedia:

forMe,forOthersandSelf-development

ZhangWenmin

1,GaoKechang

1,YanYulou

2

(1.DepartmentofTourism Management,SouthChinaUniversityofTechnology,Guangzhou510006,China;

2.HumanResourceOffices,UniversityofNottingham,Ningbo315000,China)

Abstract:Traditionally,tourism hasbeenregardedasaconsumptionactivity,whileitsproductionfunctionshavebeenneglected.Tourismcanhaveatransformativeeffectthatcanchangetouristsfromrolesof

pureconsumptiontovalueproductionthroughself-discovery,identification & transformation.Relevant

researchhasmainlybeenconfinedtotherealexperiencestageoftourism,whiledigitizationandnew media

hasexpandedthescopeoftourismexperiencebyprovidingastageforself-performance,personalexpression &role-playbytourists.Therefore,clarifyingthepsychological&behavioralcharacteristicsoftourist

self-presentationintheirsocialmediaactivitieswillenhanceunderstandingoftheproductionfunctionof

tourismatthepost-tourismstage.Thispaperaimstoexplorethepsychologicalandbehavioralcharacteristicsofasampleofstoriescollectedthroughsemi-structuredinterviews&secondaryonlinesourcesrelating

tothe37bloggersofatravelplatformcalled Mafengwo.Throughqualitativeresearch,itisfound:(1)

Selfpresentationintravelstoriesisdrivenbyaninternal‘forme’motivationandanexternal'forothers'

motivation.(2)the‘forothers’motivationisdrivenbytheidentityoftheplatformanditsreaders,while

incentiveinthefor-mecaseisdrivenbycommemorative&symbolicsignificanceinthetravelstory.(3)

Travelwritersappeartofollowthetrendoffor-metofor-othersbeforereturningtofor-meincentives.

Thisstudyconcludesthattheactofsharingtravelstoriesalsoprovidesapositiveimpactontheself-developmentoftourists.Furthermore,travelstories,throughtheirintegrationofpersonal&lifeexperiences

throughsocialmediacanbeanessentialmarketingtoolfordestinations.Thecoexistenceoftwodistinct

motives,thatis,pleasingthemselvesvsotherscanprovideinsightintohowtocomprehensivelymeetthe

self-expression,developmentandsocialneedsoftouristsinsocialmedia.

Keywords:travelstory;self-presentation;socialmedia;self-narrative;self-development

[實習編輯:吳宇玲;責任編輯:呂觀盛]

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旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第3期

2023年5月

第16卷 第3期

doi:10.15962/j.cnki.tourismforum.202303033

http://gllylt.cbpt.cnki.net

【理論探索】

同儕視域下Z世代女性大學生畢業(yè)旅游

從眾行為特征及機理研究

張佑印,徐 珩

(北京體育大學 體育休閑與旅游學院,北京 100084)

[摘 要]自媒體時代下,Z世代女性大學生旅游市場圍繞“她經(jīng)濟”產生的“同儕效應”“種草效應”

等新特征,受同儕群體的現(xiàn)實口碑(WOM)和網(wǎng)絡口碑(EWOM)影響愈發(fā)明顯,成為產學研新熱

點。文章以Z世代女性大學生為研究對象,借助網(wǎng)絡問卷調查、因子分析和模糊綜合評價分析,在

總結Z世代女性大學生畢業(yè)旅行行為特征的基礎上,從驅動力、阻力、中介力三方面對“分享行為”

“從眾行為”“互動性消費”等行為表征背后的動力機制展開研究,研究結果表明:(1)女性大學生畢

業(yè)旅行特征呈現(xiàn)出“三優(yōu)二高一長”特點,優(yōu)先選擇山水風光類畢業(yè)旅游目的地、優(yōu)先選擇高鐵和飛

機等交通工具、優(yōu)先選擇同儕群體作為出游群體,相較于男性群體,女性畢業(yè)旅行意愿高、畢業(yè)旅行

預算高,理想的畢業(yè)旅行持續(xù)時間長;(2)女性大學生畢業(yè)旅行動力機制表現(xiàn)為內外驅動作用明顯,

紀念大學回憶等為主的內在驅動力和展示旅游經(jīng)歷等外在驅動共同激發(fā) Z世代女性大學生畢業(yè)

旅行;(3)畢業(yè)旅行阻力機制方面,女性大學生風險感知強,人身安全會成為重要考慮的因素,來自

家人、同伴和自身對于人身安全的關注成為重要阻礙;(4)女性大學生畢業(yè)旅行中介力方面,同儕效

應表現(xiàn)顯著,從眾行為、互動性消費、跟風跟流現(xiàn)象常見;(5)Z世代女大學生畢業(yè)旅游動力機制框

架結構,驅動力和中介力的正向影響均大于阻力的負向影響,即:Z世代女性大學生即使在面臨一

定出游風險的情況下大概率依然會選擇參與畢業(yè)旅行?；谝陨辖Y果,文章探索性地提出 Z世代

女大學生畢業(yè)旅游“被動式”動力機制模型,并給予未來女性大學生畢業(yè)旅行市場開發(fā)的相關建議。

[關鍵詞]Z世代;女性大學生;畢業(yè)旅行;同儕效應;動力機制

[中圖分類號]F590 [文獻標識碼]A [文章編號]1674-3784(2023)03-0095-10

0 引言

大學畢業(yè)作為由學生身份到社會身份的轉變的

標志性事件,象征著一段學生生涯的結束,同時也意

味著新生活的開始,通過有儀式感的行程給自己的

大學生涯畫上句號,這樣的畢業(yè)旅行意義非凡,對學

生人生后期的規(guī)劃與決策也將產生重要影響[1]64,

所以很多畢業(yè)生都會選擇以旅行的方式紀念自己的

大學生活。隨著高等教育進入普及化階段,中國高

校畢業(yè) 生 近 年 來 呈 現(xiàn) 爆 發(fā) 式 增 長,從 2017 年 的

735.8萬人增長到 2020 年的 909 萬人,預計 2023

年將有超過1000萬畢業(yè)生,如此龐大的旅游消費

群體,不僅影響著我國的旅游市場結構,同時也影響

著我國旅游產業(yè)的發(fā)展方向,對其旅游行為的研究

有利于挖掘我國旅游消費潛力,提升旅游市場的規(guī)

模。而當前的大學畢業(yè)生多是出生于2000年前后,

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[收稿日期]2022-08-31;[修回日期]2022-12-10

[作者簡介]張佑印(1981-),男,陜西周至人,博士,北京體育大學體育休閑與旅游學院副教授、碩士生導師,主要研究方向

為旅游市場開發(fā)與規(guī)劃,E-mail:yyzhang@ bsu.edu.cn;徐珩(2001-),女,山東日照人,北京體育大學體育休閑與旅游學

院2019級本科生,主要研究方向為旅游者行為學,E-mail:Xuheng010716@163.com。