唐 靜,許雅晗,涂精華

(中南財經政法大學工商管理學院,湖北 武漢 430073)

隨著旅游市場需求的持續(xù)擴大、旅游產品體系的日益完善和旅游市場秩序的不斷優(yōu)化，旅游業(yè)的發(fā)展迸發(fā)出強大的活力。但旅游業(yè)的快速發(fā)展也會引發(fā)一些負面問題給旅游目的地居民的正常生活造成影響，使得主客關系沖突時有發(fā)生。旅游業(yè)的發(fā)展需要旅游目的地居民的積極支持和配合，旅游目的地居民熱情、友好的態(tài)度有助于旅游目的地樹立積極、正面的形象，尤其是旅游目的地居民與游客的良性互動有助于提高游客的旅游滿意度和重游意愿[1]。鑒于此，本研究以社會交換理論和積極情緒擴建理論為依據，探究旅游目的地居民的旅游影響感知對價值共創(chuàng)行為的影響機制，以為旅游目的地發(fā)展提供一定的借鑒。

一、文獻綜述與問題的提出

旅游情境下的價值共創(chuàng)行為備受關注，學界主要基于服務主導邏輯理論、沉浸理論和社會交換理論等，對旅游情境下價值共創(chuàng)行為的影響因素及產生結果展開研究。具體來說：(1)影響因素方面。價值共創(chuàng)行為受到其他個體的行為、自身個性等因素影響。如Buonincontri等基于服務主導邏輯理論展開研究，發(fā)現(xiàn)與其他游客和服務商的接觸，游客的積極參與，以及與他人分享旅游體驗等，是游客價值共創(chuàng)行為的前因變量[1]；Ahn等基于沉浸理論視角，以度假村游客為研究對象，發(fā)現(xiàn)游客的體驗價值是影響其價值共創(chuàng)行為的重要因素[2]；李麗娟以北京香山公園為例，發(fā)現(xiàn)游客的性格特質和信息交流意愿等會影響游客與景區(qū)的旅游體驗價值共創(chuàng)行為[3]。(2)產生結果方面。價值共創(chuàng)行為會產生一系列積極影響，如顧客滿意度、認同感、旅游體驗的難忘程度等。如Assiouras等基于服務主導邏輯理論和社會交換理論的雙重視角，研究發(fā)現(xiàn)顧客的價值共創(chuàng)行為會提升顧客行為意愿與顧客滿意度[4]；剌利青等采用大數(shù)據分析法和內容分析法，研究發(fā)現(xiàn)游客與紅色景區(qū)的價值共創(chuàng)行為會激發(fā)他們對國家的認同感和自豪感[5]；Campos等研究并證實了游客的價值共創(chuàng)行為會增加他們對旅游體驗的難忘程度[6]。

綜上，學界既有研究主要關注游客之間以及游客和旅游從業(yè)人員之間的價值共創(chuàng)行為，對旅游目的地居民的價值共創(chuàng)行為關注較少；同時，較關注個體的理性人特征，忽視了個體情感因素的影響，使得既有研究對價值共創(chuàng)行為的解釋力有待進一步提升。鑒于此，本研究基于社會交換理論和積極情緒擴建理論的雙重視角，以主觀幸福感為中介變量，探究旅游目的地居民的旅游影響感知對價值共創(chuàng)行為的影響，以厘清主客矛盾和平衡主客需求，強化旅游目的地居民對當?shù)芈糜螛I(yè)發(fā)展的支持，進而推進旅游業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。

二、研究假設與概念模型

(一)旅游影響感知與價值共創(chuàng)行為

旅游發(fā)展給居民生活帶來經濟、文化、環(huán)境等方面的諸多變化，對居民生活的影響深遠。旅游影響感知包括旅游經濟影響感知、旅游文化影響感知和旅游環(huán)境影響感知。社會交換理論認為，價值共創(chuàng)行為從本質上可視為資源交換的過程，雙方通過接觸實現(xiàn)交換，價值在此過程中產生[7]。在旅游情境下，價值共創(chuàng)行為涉及游客、旅游目的地居民和旅游一線服務人員等相關利益主體，各利益主體所獲得的價值不同。其中，游客和旅游目的地居民以旅游目的地為平臺展開活動，二者之間的互動將會影響雙方的價值[8]。根據社會交換理論，個體進入社會活動的目的是滿足自身需要，并在作出決策時權衡利弊，力圖以最小的付出獲得最大的回報[9]。對于旅游目的地居民而言，參與旅游開發(fā)及旅游相關經營活動是為了滿足自身的物質需要或心理需要[10]。當旅游目的地居民與游客接觸會帶來物質或心理上的利益時，他們將會對游客的到來持積極態(tài)度；反之，當旅游目的地居民與游客接觸會威脅到其自身利益時，他們將會對游客的到來產生抵觸情緒?？梢?，旅游發(fā)展產生的積極影響或消極影響均會影響旅游目的地居民的情感認知和態(tài)度認知，進而影響其對待游客的態(tài)度和行為。鑒于此，本研究提出假設H1——旅游影響感知對旅游目的地居民的價值共創(chuàng)行為具有顯著影響；假設H1a——旅游經濟影響感知對旅游目的地居民的價值共創(chuàng)行為具有顯著影響；假設H1b——旅游文化影響感知對旅游目的地居民的價值共創(chuàng)行為具有顯著影響；假設H1c——旅游環(huán)境影響感知對旅游目的地居民的價值共創(chuàng)行為具有顯著影響。

(二)旅游影響感知與主觀幸福感

主觀幸福感是個體對自身生活滿意程度的主觀評價。根據自上而下溢出理論，旅游發(fā)展會影響旅游目的地居民的經濟影響感知、文化影響感知和環(huán)境影響感知，進而影響居民對相應領域的滿意度評價，最終會影響其主觀幸福感[11]。鑒于此，本研究提出假設H2——旅游影響感知對旅游目的地居民的主觀幸福感具有顯著影響；假設H2a——旅游經濟影響感知對旅游目的地居民的主觀幸福感具有顯著影響；假設H2b——旅游文化影響感知對旅游目的地居民的主觀幸福感具有顯著影響；假設H2c——旅游環(huán)境影響感知對旅游目的地居民的主觀幸福感具有顯著影響。

(三)主觀幸福感與價值共創(chuàng)行為

根據積極情緒擴建理論，積極情緒有助于拓寬個體的思維和豐富個體的資源，從而促使個體變得更加富有行動力和創(chuàng)造力。即積極情緒能讓個體變得更加靈活、主動，在各種場合表現(xiàn)得更優(yōu)秀，進而有機會獲得更多學識、技能和人脈等方面的資源[12]。在日常生活中，個體的幸福感越強，其性格往往越外向、開朗，參與社會交往活動的意愿也越強烈。可見，主觀幸福感不僅是個體受到外部影響的結果變量，也是其積極行為的重要預測變量[13]。旅游發(fā)展產生的正面影響感知既提高了居民的主觀幸福感，也促使居民積極參與價值共創(chuàng)。鑒于此，本研究提出假設H3——主觀幸福感對旅游目的地居民的價值共創(chuàng)行為具有顯著的正向影響。

綜上，本研究認為主觀幸福感在旅游影響感知對價值共創(chuàng)行為的影響中發(fā)揮中介作用。同時，本研究進一步基于社會交換理論和積極情緒擴建理論的雙重視角，構建“感知—情緒—行為”的分析路徑，即旅游影響感知影響旅游目的地居民的主觀幸福感，而主觀幸福感直接驅動旅游目的地居民產生價值共創(chuàng)行為。鑒于此，本研究提出假設H4——旅游影響感知通過主觀幸福感來影響旅游目的地居民的價值共創(chuàng)行為；假設H4a——旅游經濟影響感知通過主觀幸福感來影響旅游目的地居民的價值共創(chuàng)行為；假設H4b——旅游文化影響感知通過主觀幸福感來影響旅游目的地居民的價值共創(chuàng)行為；假設H4c——旅游環(huán)境影響感知通過主觀幸福感來影響旅游目的地居民的價值共創(chuàng)行為。

三、研究設計

(一)測量工具

本研究的相關變量均借鑒既有研究中被檢驗證實過的成熟量表，量表均以李克特五分量表進行計分，具體如表1所示。具體來說：(1)旅游影響感知方面。旅游影響感知借鑒Stylidis等的量表[14]，將旅游影響感知分為旅游經濟影響感知、旅游文化影響感知和旅游環(huán)境影響感知等3個維度，通過半開放式問卷進行測量。該量表對旅游影響感知的正負面不作限制，采用就業(yè)崗位數(shù)量、生活水平、財政收入、基礎設施完善程度、房屋價格和娛樂設施數(shù)量等中性詞語組成題項，將明顯負面影響、有些負面影響、沒有影響、有些正面影響、明顯正面影響依次賦值為1、2、3、4、5。(2)主觀幸福感方面。本研究采用Diener等的主觀幸福感量表[15]，通過自評方式測度受訪者的幸福感，將完全不同意、不同意、不確定、同意、完全同意依次賦值為1、2、3、4、5。(3)價值共創(chuàng)行為方面。本研究采用Lin等的目的地居民價值共創(chuàng)行為量表[16]，將完全不同意、不同意、不確定、同意、完全同意依次賦值為1、2、3、4、5。

表1 旅游影響感知、主觀幸福感和價值共創(chuàng)行為量表Table 1 Measurement scale of residents′ tourism impact perception, subjective well-being and co-value behavior

(二)數(shù)據來源

本研究以福建省廈門市為案例地，調查對象為長期居住在本地的市民。廈門是我國東南沿海著名的港口城市，占地1 699 hm2，常住人口為516萬人，全年接待國內外游客6 994.13萬人次[17]。廈門作為國內知名的旅游目的地城市，龐大的游客數(shù)量和市場需求在促進其旅游經濟繁榮發(fā)展的同時，也給當?shù)鼐用駧硪恍├_。如廈門作為旅游城市和宜居城市的疊加效應導致其物價和房價偏高，會影響本地居民的生活質量；又如，鼓浪嶼和曾厝垵等熱門景點的過度商業(yè)化發(fā)展，既影響了游客的旅游體驗，也影響了本地居民的日常生活。廈門的旅游發(fā)展現(xiàn)狀在全國同類旅游城市中具有較強的代表性，因此，以廈門為案例地開展研究具有典型意義，對其他面臨同樣困境的旅游城市(如麗江、大理、海口、三亞等)有一定的參考價值。

本研究通過問卷星平臺于2020年8-9月進行線上定向問卷發(fā)放，共發(fā)放362份問卷，最后得到有效問卷350份，問卷有效率為96.7%。根據樣本的描述性統(tǒng)計分析可知，性別方面，女性占比為54.0%，男性占比為46.0%；年齡方面，0～<20歲占比為4.3%，20～<30歲占比為52.9%，30～<40歲占比為17.4%，40～<50歲占比為14.3%，≥50歲占比為11.1%；受教育程度方面，小學及以下占比為0.3%，初中占比為6.0%，中專和高中占比為14.3%，大專和本科占比為61.4%，碩士研究生及以上占比為18.0%；家庭平均年收入方面，0～<10萬元占比為19.4%，10～<20萬元占比為43.4%，20～<30萬元占比為22.9%，30～<40萬元占比為8.9%，≥40萬元占比為5.4%；本地居住時間方面，0～<5年占比為10.9%，5～<10年占比為7.7%，10～<20年占比為14.6%，20～<30年占比為41.4%，≥30年占比為25.4%?？梢?，本研究的調查對象以年齡集中于20～<30歲、受教育程度集中于大專和本科、家庭平均年收入集中于10～<20萬元，以及在廈門居住時間集中于20～<30年的女性為主。

四、模型驗證和研究結果

(一)驗證性因子分析

本研究采用Mplus 8.0軟件對旅游經濟影響感知、旅游文化影響感知、旅游環(huán)境影響感知、主觀幸福感和價值共創(chuàng)行為等5個變量進行驗證性因子分析，刪除因子載荷值較低的5個題項(即測量旅游經濟影響感知的3個題項和測量旅游文化影響感知的2個題項)后，整體模型的擬合度較好(χ2=213.375,df=125,χ2/df=1.707, CFI=0.974, TLI=0.968, SRMR=0.043, RMSEA=0.045)，各項擬合指標均達到標準，表明本研究的主要變量間具有良好的區(qū)分效度。由表2可知，18個題項的因子載荷值位于0.627和0.939之間；除了旅游環(huán)境影響感知的平均變異抽取量略低于0.5，其他4個變量的平均變異抽取量均大于0.5；組合信度位于0.755和0.913之間。這表明本研究的5個變量均具有良好的組合信度和收斂效度。

表2 驗證性因子分析結果Table 2 Results of confirmatory factor analysis

(二)共同方法偏差檢驗

由于本研究通過問卷星平臺在線發(fā)放問卷，各變量均由同一調查者進行自評打分，為了避免共同方法偏差對研究結論造成的影響，進一步進行Harman單因素檢驗。Harman單因素檢驗是將所有變量的題項納入探索性因子分析中，提取出特征值大于1的成分。結果顯示，最大因子解釋了總變異量的33.21%，低于臨界標準40%，表明同源方差對本研究的影響較小。

(三)各變量間的相關分析

由表3可知：旅游經濟影響感知與價值共創(chuàng)行為顯著正相關(r=0.447,P<0.01)；旅游文化影響感知與價值共創(chuàng)行為顯著正相關(r=0.434,P<0.01)；旅游環(huán)境影響感知與價值共創(chuàng)行為顯著正相關(r=0.263,P<0.01)；旅游經濟影響感知與主觀幸福感顯著正相關(r=0.368,P<0.01)；旅游文化影響感知與主觀幸福感顯著正相關(r=0.451,P<0.01)；旅游環(huán)境影響感知與主觀幸福感顯著正相關(r=0.381,P<0.01)；主觀幸福感與價值共創(chuàng)行為顯著正相關(r=0.316,P<0.01)。上述變量相關關系的符號和顯著性均符合理論模型預設，為本研究進一步分析各變量間的邏輯關系奠定了基礎。

表3 各變量的均值、標準差和相關系數(shù)Table 3 Means, standard deviations and correlations

(四)假設檢驗

1.主效應分析。本研究將性別、年齡、受教育程度、家庭平均年收入和本地居住時間作為控制變量，通過Mplus 8.0建立結構方程模型，檢驗結果如表4所示。由表4可知，旅游經濟影響感知對價值共創(chuàng)行為具有顯著的正向影響(β=0.302,P<0.01)，假設H1a成立；旅游文化影響感知對價值共創(chuàng)行為的影響不顯著，假設H1b不成立，這可能是緣于存在潛在效應量相同但作用方向相反的2個中介變量，使得主效應不易被觀察到[18]；旅游環(huán)境影響感知對價值共創(chuàng)行為具有顯著的正向影響(β=0.346,P<0.01)，假設H1c成立；旅游經濟影響感知對主觀幸福感具有顯著的正向影響(β=0.139,P<0.05)，假設H2a成立；旅游文化影響感知對主觀幸福感具有顯著的正向影響(β=0.184,P<0.01)，假設H2b成立；旅游環(huán)境影響感知對主觀幸福感具有顯著的正向影響(β=0.389,P<0.01)，假設H2c成立；主觀幸福感對價值共創(chuàng)行為具有顯著的正向影響(β=0.358,P<0.01)，假設H3成立。

表4 假設檢驗結果Table 4 Hypotheses test results

2.中介效應分析。本研究采用Bootstrap法進行中介效應檢驗，樣本量為5 000，檢驗結果如表5所示。由表5可知，旅游經濟影響感知對價值共創(chuàng)行為的總效應為0.490，95%的置信區(qū)間為[0.382 1,0.598 5]；直接效應為0.410，95%的置信區(qū)間為[0.294 9,0.525 1]；間接效應為0.080，置信區(qū)間為[0.031 5,0.140 6]。其置信區(qū)間均不包括0，表明主觀幸福感的中介效應顯著，假設H4a成立。旅游環(huán)境影響感知對價值共創(chuàng)行為的總效應為0.307，置信區(qū)間[0.198 9,0.414 7]；直接效應為0.206，置信區(qū)間為[0.092 5,0.319 1];間接效應為0.101，置信區(qū)間為[0.046 1,0.168 2]。其置信區(qū)間均不包括0，表明主觀幸福感的中介效應顯著，假設H4c成立。旅游文化影響感知對價值共創(chuàng)行為的總效應為0.553，置信區(qū)間為[0.430 1,0.676 8]；直接效應為0.458，置信區(qū)間為[0.321 5,0.595 3]；間接效應為0.095，置信區(qū)間為[0.029 6,0.167 4]。其置信區(qū)間均不包括0，表明主觀幸福感的中介效應顯著，假設H4b成立。但在前文的假設檢驗中，旅游文化影響感知對價值共創(chuàng)行為的影響不顯著。根據國外學界關于統(tǒng)計檢驗方法的相關研究，這種主效應不顯著，而中介效應顯著的情況可能是緣于存在其它與本研究中介路徑效應量相同但作用方向相反的中介變量，二者相互抵消，使得主效應不易被觀察到[18]。結合理論研究，旅游文化影響感知對價值共創(chuàng)行為的影響不顯著可能是緣于，經濟與環(huán)境的變化給居民生活帶來的影響較為明顯，居民更容易感知到，而文化的變化是潛移默化的，居民不容易感知到[19]，使得旅游文化影響感知對價值共創(chuàng)行為的影響較難被觀察到；同時，居民文化認同感越強，旅游文化影響感知往往也越強[20]，但隨著旅游業(yè)的發(fā)展，商業(yè)化傾向越來越嚴重，導致居民的文化認同感越來越弱，對文化變遷的感知也逐漸減弱，進而導致旅游文化影響感知對居民價值共創(chuàng)行為的影響較弱。

表5 中介效應檢驗結果Table 5 Mediating effect test results

五、結論與對策

(一)結論

基于社會交換理論和積極情緒擴建理論的雙重視角，構建旅游目的地居民價值共創(chuàng)行為的研究模型，分析主觀幸福感在旅游影響感知與價值共創(chuàng)行為之間的中介效應，得出以下結論：(1)旅游經濟影響感知和旅游環(huán)境影響感知顯著正向影響旅游目的地居民的價值共創(chuàng)行為；(2)主觀幸福感在旅游經濟影響感知、旅游環(huán)境影響感知對旅游目的地居民價值共創(chuàng)行為的影響中發(fā)揮中介作用；(3)在旅游文化影響感知對旅游目的地居民價值共創(chuàng)行為的作用路徑中，主效應不顯著，但中介效應顯著。

(二)對策

旅游目的地居民的價值共創(chuàng)行為受旅游經濟影響感知、旅游文化影響感知、旅游環(huán)境影響感知等影響，應進一步優(yōu)化旅游收益分配、重視文化內涵賦能和提高景區(qū)管理水平等，以推進旅游目的地旅游業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。

1.優(yōu)化旅游收益分配，提升旅游經濟影響的正面感知。旅游經濟影響感知會影響旅游目的地居民的價值共創(chuàng)行為，尤其是積極的旅游經濟影響感知有助于提升居民對旅游業(yè)發(fā)展的態(tài)度，促使其熱情、友好地對待游客。因此，應進一步優(yōu)化旅游收益分配以提升旅游經濟影響的正面感知。相關職能部門應合理分配旅游收益，將旅游收益用于基礎設施建設，如進一步健全居民醫(yī)療體系和完善居民文化娛樂設施等，使居民能夠和其他利益相關者共享旅游發(fā)展收益；同時，以旅游帶動其他產業(yè)的建設和發(fā)展，逐步提升城市整體經濟實力，讓居民切實感受到旅游發(fā)展帶來的利好，以提升居民對旅游發(fā)展的支持度。

2.重視文化內涵賦能，提升旅游文化影響的正面感知。旅游文化影響感知對居民的主觀幸福感具有顯著的正向影響，而居民的文化認同感能夠強化其對文化變遷的正面感知。因此，應進一步重視文化內涵賦能以提升旅游文化影響的正面感知。相關職能部門應深入挖掘本土文化，如廈門的鼓浪嶼可結合鋼琴音樂文化，以展覽、講解、宣傳片、手繪地圖等形式向游客展示鼓浪嶼的歷史故事，詮釋其極富地域特色的文化內涵，營造琴島氛圍，從而更好地展現(xiàn)當?shù)氐奶厣幕?；同時，應保護傳承傳統(tǒng)文化，通過在重大傳統(tǒng)節(jié)日舉辦惠民演出來宣傳和推廣傳統(tǒng)民俗，如在春節(jié)、元宵節(jié)等傳統(tǒng)節(jié)日舉辦閩南地區(qū)傳統(tǒng)曲藝(如歌仔戲、南音、木偶戲等)表演，重塑居民的文化自豪感和認同感，以強化居民的文化認同。

3.提高景區(qū)管理水平，提升旅游環(huán)境影響的正面感知。旅游環(huán)境影響感知會影響旅游目的地居民的價值共創(chuàng)行為，尤其是旅游業(yè)快速發(fā)展產生的噪音污染、環(huán)境破壞等負面問題，會導致居民對旅游業(yè)發(fā)展的態(tài)度較為消極，甚至排斥外來游客。因此，應進一步提高景區(qū)管理水平以提升旅游環(huán)境影響的正面感知。相關職能部門應關注居民訴求，在進行旅游開發(fā)前通過召開聽證會聽取居民訴求，以便在不干擾當?shù)鼐用裾Ｉ畹那疤嵯麻_發(fā)旅游景區(qū)，并定期安排專人到已開發(fā)的旅游景區(qū)調研，及時了解居民需要和解決居民反映的問題；同時，提倡文明旅游，通過加強對游客的教育和引導，在公交站牌、熱門景點等增加文明旅游標語的投入，營造文明旅游氛圍，并在景區(qū)和關鍵路段等安排志愿者加強引導，提醒游客不隨地扔垃圾等，幫助游客養(yǎng)成良好的環(huán)境保護行為。

(三)不足與展望

旅游目的地居民價值共創(chuàng)行為的影響因素較多，但本研究只考慮了旅游影響感知和主觀幸福感的影響，未來研究應增加調節(jié)變量，進一步拓展價值共創(chuàng)行為的研究邊界。同時，本研究僅以廈門市居民為研究樣本，在一定程度上限制了結論的外部效度，未來研究應以其他旅游目的地為案例地，或擴充樣本范圍、增加樣本收集的持續(xù)時間等，以降低樣本偏差，提高研究的普適性。