馮 萍,阮文奇,李 月

(華僑大學旅游學院,福建 泉州 362021)

隨著公眾美好生活需要的日益增長，非物質(zhì)化消費日趨剛性[1]，文化遺產(chǎn)旅游逐漸得到大眾青睞。但文化遺產(chǎn)具有稀缺性、不可替代性和不可再生性等特點，使得文化遺產(chǎn)保護成為文化遺產(chǎn)旅游可持續(xù)發(fā)展的重要環(huán)節(jié)[2]。規(guī)范激活理論是親環(huán)境行為研究中的經(jīng)典理論，該理論將游客視為純粹的“理性人”，認為通過對游客進行認知管理(如文明教育、警告罰款等)能夠促使其實施親環(huán)境行為[3]。而認知管理下的親環(huán)境行為具有被動性、不穩(wěn)定性和易退轉性等特點，使得學界日益關注情感管理研究，以期通過情感和理性的共同作用來提高游客實施親環(huán)境行為的自覺性。且地方依戀理論作為人地關系管理中的重要理論，強調(diào)人對地方的積極情感依附，并認為這種積極情感依附一旦形成則具有高穩(wěn)定性和持久性的特點，能夠極大地提升個體對地方的接近傾向[4]。鑒于此，本研究將地方依戀引入規(guī)范激活模型，以世界文化遺產(chǎn)——福建南靖土樓為例，構建“情理合一”的研究路徑，探討地方依戀對游客文化遺產(chǎn)保護行為的影響，并檢驗結果意識、責任歸屬和個體規(guī)范的中介作用，以期通過構建人地之間的情感聯(lián)結來引導游客實施文化遺產(chǎn)保護行為，這對推進文化遺產(chǎn)旅游的可持續(xù)發(fā)展具有一定的理論意義和實踐價值。

一、文獻綜述與研究假設

(一)文獻綜述

1.地方依戀理論。地方依戀理論由Williams等于1989年提出，該理論認為人與地方之間存在某種情感聯(lián)結[5]。關于地方依戀的維度劃分包括二維論(即地方依賴、地方認同)，三維論(即地方依賴、地方認同、社會聯(lián)結)，以及五維論(即熟悉感、歸屬感、依賴感、認同感、根深蒂固感)等[6]。其中，二維論得到學界的普遍認可。在旅游領域，學界通常根據(jù)研究目的選擇是否將地方依戀進行分維度研究。根據(jù)相關文獻梳理，學界對地方依戀分維度進行的討論主要包括2種情況：(1)側重于比較不同維度對結果變量的影響；(2)旨在探討某一維度對另一維度的影響。如Patwardhan等研究地方依戀的不同維度對游客目的地忠誠度的影響，指出地方認同的影響大于地方依賴[7]；奚望等研究游客地方依戀對其心理恢復的影響，通過比較地方依賴、地方認同對環(huán)境恢復性感知的影響，進一步指出地方認同在地方依賴與心理恢復之間具有中介作用[8]；李文明等研究游客地方依戀對親環(huán)境行為的影響，分析指出地方依賴對地方認同具有正向作用[3]。而本研究旨在論證游客在文化遺產(chǎn)保護中的作用，結合既有研究將地方依戀作為一項單獨的測量指標。

2.規(guī)范激活理論。規(guī)范激活理論是預測和解釋親社會行為的經(jīng)典理論，由Schwartz于1977年提出，包括結果意識、責任歸屬、個體規(guī)范等3個主要變量[9]，后經(jīng)發(fā)展被廣泛應用于親環(huán)境行為研究。該理論認為個體規(guī)范能否被激活，取決于個體對該事件的結果意識和責任歸屬，進而直接正向影響個體行為(圖1)[9]。但規(guī)范激活理論由“理性人”假設發(fā)展而來，只能解釋意志行為，對非意志行為或具有特定偏好的情感行為進行預測的效率較低[10]。因此，部分學者逐步將預期情感、人地情感、地方依戀等情感變量引入規(guī)范激活理論的研究框架中。如李從治等研究人地情感對森林公園環(huán)境負責行為的影響，分析指出森林公園管理者應提供能夠使游客產(chǎn)生情感共鳴的產(chǎn)品，使其對公園產(chǎn)生情感依賴，進而促使其生成環(huán)境保護行為[10]；馬振環(huán)等研究地方依戀在公眾水鳥保護行為中的作用，分析指出公眾在水鳥棲息地的經(jīng)常性游憩能夠使其對該地產(chǎn)生特殊的情感依戀，從而增強公眾參與水鳥保護的責任感和自覺性[11]?？梢?，擴展的規(guī)范激活模型能夠通過“情理合一”的研究路徑提升其在親環(huán)境行為研究中的預測性和解釋力。

圖1 規(guī)范激活理論模型Fig.1 Norm activation model

3.文化遺產(chǎn)保護行為。文化遺產(chǎn)保護的既有研究主要基于宏觀視角，從經(jīng)濟學領域研究產(chǎn)業(yè)融合在文化遺產(chǎn)開發(fā)性保護中的作用[12]，以及從民族學、遺產(chǎn)學等領域研究政府在文化遺產(chǎn)保護中的調(diào)控作用[2]。而基于微觀視角研究游客文化遺產(chǎn)保護行為的相對較少。游客作為旅游活動的主體，是影響文化遺產(chǎn)資源可持續(xù)發(fā)展的重要因素。因此，部分學者開始關注游客的文化遺產(chǎn)保護行為，主要基于“態(tài)度—行為”理論，探討游客的文化遺產(chǎn)態(tài)度對其文化遺產(chǎn)保護行為的影響。如張國超研究我國公眾文化遺產(chǎn)保護行為，分析指出文化遺產(chǎn)保護的認知、情感和傾向等通過文化遺產(chǎn)保護態(tài)度對文化遺產(chǎn)保護行為產(chǎn)生顯著的正向影響[13]；柳紅波等研究游客文化遺產(chǎn)態(tài)度的不同維度對文化遺產(chǎn)保護行為的影響，分析指出文化遺產(chǎn)的保留認同和認同危機對游客文化遺產(chǎn)保護行為具有重要影響[14]。這些研究的路徑較為單一且直接，未能厘清游客內(nèi)在特征對文化遺產(chǎn)保護行為影響的作用機制。因此，本研究基于游客視角，通過將地方依戀引入擴展的規(guī)范激活模型構建“情理合一”的研究路徑，對游客實施文化遺產(chǎn)保護行為的影響機制展開研究。

綜上，學界在文化遺產(chǎn)保護方面的相關研究雖取得一定成果，但主要將游客視為純粹的“理性人”，并基于“態(tài)度—行為”的相關理論展開研究，忽略了認知與情感的共同作用，且較少基于微觀視角探討游客在文化遺產(chǎn)保護中的作用。鑒于此，本研究基于擴展的規(guī)范激活模型，以世界文化遺產(chǎn)——福建南靖土樓為例，構建“情理合一”的研究路徑，運用SPSS 22.0和Amos 21.0分析地方依戀對游客文化遺產(chǎn)保護行為的影響機制，并進一步檢驗結果意識、責任歸屬和個體規(guī)范的中介作用，旨在為文化遺產(chǎn)旅游的可持續(xù)發(fā)展提供借鑒。

(二)研究假設

1.地方依戀與結果意識、責任歸屬。地方依戀是基于個體與地方的交互而產(chǎn)生的情感聯(lián)結，地方依戀越強的個體，越關注地方發(fā)展，也越愿意為地方發(fā)展花費時間和精力[4]。在文化遺產(chǎn)旅游情境下，結果意識指游客對文化遺產(chǎn)遭受破壞等負面結果的關注程度；責任歸屬指游客對文化遺產(chǎn)遭受破壞的責任感知。如王芳等對抗疫音樂視頻進行研究，發(fā)現(xiàn)地方依戀對游客的行為意愿具有直接預測的作用[15]；奚望等研究發(fā)現(xiàn)，地方依戀能夠通過環(huán)境恢復性感知影響游客的心理恢復[8]。可見，地方依戀能夠顯著影響游客的態(tài)度和行為。鑒于此，本研究提出假設H1——地方依戀顯著正向影響結果意識；假設H2——地方依戀顯著正向影響責任歸屬。

2.結果意識、責任歸屬與個體規(guī)范。規(guī)范激活理論認為結果意識和責任歸屬能夠激活個體規(guī)范，將內(nèi)在道德感和社會規(guī)范等內(nèi)化為個體規(guī)范，從而驅(qū)動個體實施行為[9]。如李從治等研究發(fā)現(xiàn)，游客對森林公園整體環(huán)境的結果意識和責任歸屬對其個體規(guī)范具有顯著的正向影響[10]；Shin等研究消費者在餐廳選擇有機菜單的影響因素，發(fā)現(xiàn)結果意識和責任歸屬對其個體規(guī)范具有顯著的正向影響[16]?？梢?，結果意識和責任歸屬均可激活個體規(guī)范。鑒于此，本研究提出假設H3——結果意識顯著正向影響個體規(guī)范；假設H4——責任歸屬顯著正向影響個體規(guī)范。

3.個體規(guī)范與文化遺產(chǎn)保護行為。個體規(guī)范指公眾對實施文化遺產(chǎn)保護行為的自我期望，而文化遺產(chǎn)保護行為指游客在文化遺產(chǎn)旅游地作出的負面影響最小且能夠積極促進文化遺產(chǎn)地可持續(xù)發(fā)展的行為[14]。根據(jù)規(guī)范激活理論，當個體在文化遺產(chǎn)地旅游時，被激活的內(nèi)在個體規(guī)范會驅(qū)動其實施文化遺產(chǎn)保護行為。如張環(huán)宙等研究發(fā)現(xiàn)，道德義務對游客的生態(tài)保護行為具有顯著的正向影響[17]；盛光華等研究發(fā)現(xiàn)，個體規(guī)范對居民綠色消費行為具有顯著的正向影響[18]。可見，個體規(guī)范對親環(huán)境行為具有顯著的影響。鑒于此，本研究提出假設H5——個體規(guī)范顯著正向影響文化遺產(chǎn)保護行為。

4.結果意識和責任歸屬的中介作用。基于前文的邏輯推導可知，個體對某一地方的情感依戀能夠影響其對文化遺產(chǎn)遭受破壞的關注程度和自我責任判定，從而激活個體實施文化遺產(chǎn)保護行為的自我期望。即地方依戀能夠通過結果意識和責任歸屬作用于個體規(guī)范。鑒于此，本研究提出假設H6——結果意識在地方依戀對個體規(guī)范的影響中發(fā)揮中介作用；假設H7——責任歸屬在地方依戀對個體規(guī)范的影響中發(fā)揮中介作用。

5.個體規(guī)范的中介作用。基于前文的邏輯推導可知，個體對文化遺產(chǎn)遭受破壞的關注程度和自我責任判定，能夠激活個體的內(nèi)在規(guī)范，從而驅(qū)動其實施文化遺產(chǎn)保護行為。即結果意識和責任歸屬能夠通過個體規(guī)范作用于文化遺產(chǎn)保護行為。鑒于此，本研究提出假設H8——個體規(guī)范在結果意識對文化遺產(chǎn)保護行為的影響中發(fā)揮中介作用；提出假設H9——個體規(guī)范在責任歸屬對文化遺產(chǎn)保護行為的影響中發(fā)揮中介作用。

根據(jù)以上分析，本研究進一步構建了游客地方依戀對文化遺產(chǎn)保護行為的影響機制模型(圖2)。

圖2 游客地方依戀對文化遺產(chǎn)保護行為的影響機制模型Fig.2 Influencing mechanism of tourists′ place attachment on cultural heritage protective behavior

二、數(shù)據(jù)收集與變量設置

(一)數(shù)據(jù)收集

本研究選取福建南靖土樓作為調(diào)研案例地。福建南靖土樓于2008年被聯(lián)合國教科文組織選入《世界遺產(chǎn)名錄》，于2011年被評定為中國國家5A級旅游景區(qū)[19]。且現(xiàn)存的土樓大部分建于明清時期，已有二三百年的歷史，具有脆弱性和不可再生性，亟需保護。因此，選取福建南靖土樓作為調(diào)研案例地具有一定的代表性。本研究的調(diào)查問卷分為兩個部分。其中，第一部分為地方依戀、結果意識、責任歸屬、個體規(guī)范和文化遺產(chǎn)保護行為的測量題項；第二部分為人口統(tǒng)計特征的測量題項。相關變量的測量題項均來自既有的成熟量表。其中，地方依戀參考Williams等的研究[5]；結果意識、責任歸屬和個體規(guī)范參考Liu等的研究[20]；文化遺產(chǎn)保護行為參考蘇勤等的研究[21]。所有變量均采用李克特七級量表，將選項設置為完全不同意、不同意、比較不同意、一般、比較同意、同意、完全同意等7個等級，依次賦值為1～7分。本研究采用線上線下相結合的方式進行問卷發(fā)放。線上通過問卷星平臺發(fā)放問卷，為了盡可能地保證問卷質(zhì)量，對被調(diào)查者的答題次數(shù)進行限制，并設置甄別題項(“您是否去過南靖土樓旅游？”)來盡可能地保證問卷的有效性；線下通過在南靖土樓景區(qū)隨機發(fā)放紙質(zhì)問卷。調(diào)研時間為2019年12月10日到2019年12月21日，共回收問卷332份，剔除無效問卷62份，回收有效問卷270份，問卷有效率為81.33%。

(二)變量設置

本研究將變量分為自變量、因變量、控制變量和中介變量。各變量的賦值和描述性統(tǒng)計具體詳見表1。

表1 各變量的賦值和描述性統(tǒng)計Table 1 Assignment and descriptive statistics of variables

1.自變量。自變量為地方依戀，包括地方依賴和地方認同等2個代理指標。其中，地方依賴在問卷中通過“相較于其他旅游地，在土樓旅游更令我滿意”“相較于其他旅游地，我更喜歡在土樓旅游”“相較于其他旅游地，在土樓旅游對我來說更重要”“相較于其他旅游地，我最喜歡土樓”“與其他旅游地相比，土樓具有不可替代性”等5個題項進行測量；地方認同在問卷中通過“我對土樓具有很強烈的認同感”“我認為土樓是我生命的一部分”“我對土樓戀戀不舍”“土樓對我來說很特別”“土樓對我來說很有意義”“如果可以的話，我愿意在土樓多停留一些時間”等6個題項進行測量。具體來說，地方依賴的均值為3.770，表明游客對文化遺產(chǎn)旅游地的地方依賴程度一般；地方認同的均值為3.727，表明游客對文化遺產(chǎn)旅游地的地方認同程度一般。

2.因變量。因變量為文化遺產(chǎn)保護行為。在問卷中通過“我積極參與各種文化遺產(chǎn)保護活動”“我采取法律途徑來制止破壞土樓文化遺產(chǎn)的行為”“我遵守保護土樓文化遺產(chǎn)的各項管理規(guī)定”“當我看到有損土樓文化遺產(chǎn)保護的行為時，我竭力制止”“參觀游覽時，我愛護這里的建筑和設施”等5個題項進行測量，得分越高表明游客實施文化遺產(chǎn)保護行為的積極性越高。文化遺產(chǎn)保護行為的均值為3.438，表明游客實施文化遺產(chǎn)保護行為的積極性偏低。

3.控制變量?？刂谱兞堪ㄐ詣e、年齡、受教育程度、月收入和游覽次數(shù)。其中，性別的均值為1.619，表明文化遺產(chǎn)旅游地更受女性游客歡迎；年齡的均值為1.663，表明文化遺產(chǎn)旅游地的游客群體較為年輕，以25～<35歲的年輕游客為主；受教育程度的均值為3.570，表明文化遺產(chǎn)旅游地游客的整體受教育程度較高，以本科為主；月收入的均值為2.389，表明文化遺產(chǎn)旅游地游客的收入水平較低，月收入以2 001～<4 001元為主；游覽次數(shù)的均值為1.407，表明文化遺產(chǎn)旅游地游客的游覽次數(shù)以1次為主。

4.中介變量。中介變量為結果意識、責任歸屬和個體規(guī)范。其中，結果意識在問卷中通過“旅游活動會對土樓文化遺產(chǎn)造成破壞”“旅游活動會導致土樓文化遺產(chǎn)資源過度消耗”“旅游活動會破壞土樓文化遺產(chǎn)的保護”“旅游活動會對土樓周邊地區(qū)和更大范圍的環(huán)境造成破壞”等4個題項進行測量，得分越高表明文化遺產(chǎn)旅游地游客的結果意識程度越高。責任歸屬在問卷中通過“我認為每個游客或多或少都要對土樓文化遺產(chǎn)所遭受的破壞負有責任”“我認為所有游客都要對土樓文化遺產(chǎn)所遭受的破壞負有責任”“作為游客，我對土樓文化遺產(chǎn)的破壞負有責任”等3個題項進行測量，得分越高表明文化遺產(chǎn)旅游地游客的責任歸屬程度越高。個體規(guī)范在問卷中通過“我覺得我應該保護土樓文化遺產(chǎn)不受破壞”“我覺得我有義務保護土樓文化遺產(chǎn)不受破壞”“我覺得大家都有義務去保護土樓文化遺產(chǎn)不受破壞”“基于我的價值觀，我覺得我有義務和責任去保護土樓文化遺產(chǎn)不受破壞”等4個題項進行測量，得分越高表明文化遺產(chǎn)旅游地游客的個體規(guī)范程度越高。具體來說，結果意識的均值為3.831，表明文化遺產(chǎn)旅游地游客的結果意識程度一般；責任歸屬的均值為3.935，表明文化遺產(chǎn)旅游地游客的責任歸屬程度一般；個體規(guī)范的均值為3.376，表明游客在文化遺產(chǎn)旅游地的個體規(guī)范程度偏低。

三、實證分析與結果

(一)信效度分析

信度分析主要通過克朗巴哈系數(shù)進行檢驗。在對各變量進行可靠性分析時發(fā)現(xiàn)，刪除地方依戀的第6個和第7個題項后，該量表的內(nèi)部可靠性得到明顯提升；且在隨后的效度分析中發(fā)現(xiàn)，這2個題項的標準化因子載荷分別為0.391、0.402，低于0.5的常用標準，因此，剔除這2個題項。由表2可知，將這2個題項剔除后，各變量的克朗巴哈系數(shù)位于0.891到0.973之間，表明各變量所用量表具有較好的內(nèi)部一致性。

表2 信效度分析結果Table 2 Results of reliability and validity analysis

表3 各變量間的相關關系分析結果Table 3 Results of correlation analysis between variables

(二)共同方法偏差檢驗

由于同一問卷的所有題項均由同一被調(diào)查對象填寫，有可能產(chǎn)生共同方法偏差，因此進一步進行共同方法偏差檢驗。該檢驗主要包括2個步驟：(1)采用單因子檢測方法檢驗數(shù)據(jù)共同方法偏差的嚴重程度。具體是將5個變量的測量題項納入因子分析，在未旋轉的情況下得到5個特征根大于1的因子，其中第一個因子解釋了32.13%的總方差，低于50%的臨界標準，表明本研究共同方法偏差在可接受范圍之內(nèi)。(2)采用驗證性因子分析法進行共同方法偏差檢驗。由表4可知,在五因子模型中,χ2/df=2.608(<3), IFI=0.948(>0.9), TLI=0.937(>0.9), CFI=0.948(>0.9), RMSEA=0.077(<0.08)。這表明五因子模型明顯優(yōu)于其他備選模型，且與樣本數(shù)據(jù)擬合較好。可見，本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題，可進行后續(xù)研究和假設檢驗。

(三)各變量間的相關關系分析

本研究進一步對各變量間的相關關系進行分析。由表3可知：地方依戀與結果意識顯著正相關(r=0.244,P<0.01)；地方依戀與責任歸屬顯著正相關(r=0.369,P<0.01)；地方依戀與個體規(guī)范顯著正相關(r=0.508,P<0.01)；地方依戀與文化遺產(chǎn)保護行為顯著正相關(r=0.557,P<0.01)。結果意識與責任歸屬顯著正相關(r=0.538,P<0.01)；結果意識與個體規(guī)范顯著正相關(r=0.383,P<0.01)；結果意識與文化遺產(chǎn)保護行為顯著正相關(r=0.398,P<0.01)。責任歸屬與個體規(guī)范顯著正相關(r=0.377,P<0.01)；責任歸屬與文化遺產(chǎn)保護行為顯著正相關(r=0.357,P<0.01)。個體規(guī)范與文化遺產(chǎn)保護行為顯著正相關(r=0.919,P<0.01)?？梢?，各變量之間均在1%的水平上顯著正相關，適合進行回歸分析，這為后續(xù)進一步探究各變量之間的邏輯關系奠定了良好的基礎。

(四)假設檢驗

本研究參考Edwards等的分析程序[22]，進一步進行假設檢驗。分別將結果意識、責任歸屬、個體規(guī)范和文化遺產(chǎn)保護行為作為結果變量，共構建16個回歸模型，依次進行回歸檢驗。

1.主效應檢驗。主效應檢驗是對模型中地方依戀、結果意識、責任歸屬、個體規(guī)范和文化遺產(chǎn)保護行為之間的直接路徑進行檢驗，在該階段一共構建了9個回歸模型對假設H1～H5進行驗證(表5)。具體包括以下4個部分：(1)地方依戀與結果意識的關系分析。將結果意識設為因變量，加入控制變量構建模型1，并在此基礎上加入地方依戀構建模型2。由模型2可知，地方依戀對結果意識具有顯著的正向影響(β=0.241,P<0.01)，假設H1成立。(2)地方依戀與責任歸屬的關系分析。將責任歸屬設為因變量，加入控制變量構建模型3，并在此基礎上加入地方依戀構建模型4。由模型4可知，地方依戀對責任歸屬具有顯著的正向影響(β=0.359,P<0.01)，假設H2成立。(3)結果意識、責任歸屬與個體規(guī)范的關系分析。將個體規(guī)范設為因變量，加入控制變量構建模型5，并在此基礎上依次加入結果意識和責任歸屬構建模型6和模型7。由模型6可知，結果意識對個體規(guī)范具有顯著的正向影響(β=0.333,P<0.01)，假設H3成立；由模型7可知，責任歸屬對個體規(guī)范具有顯著的正向影響(β=0.319,P<0.01)，假設H4成立。(4)個體規(guī)范與文化遺產(chǎn)保護行為的關系分析。將文化遺產(chǎn)保護行為設為因變量，加入控制變量構建模型8，并在此基礎上加入個體規(guī)范構建模型9。由模型9可知，個體規(guī)范對文化遺產(chǎn)保護行為具有顯著的正向影響(β=0.912,P<0.01)，假設H5成立。

表5 回歸分析結果Table 5 Results of regression analysis

2.中介效應檢驗。中介效應檢驗是對地方依戀作用于文化遺產(chǎn)保護行為的間接效應進行檢驗，在該階段一共構建了7個模型對假設H6～H9進行驗證(表6)。具體包括以下2個部分：(1)結果意識和責任歸屬的中介效應檢驗。將個體規(guī)范設為因變量，加入地方依戀構建模型10，并在此基礎上依次加入結果意識和責任歸屬構建模型11和模型12。由模型10可知，地方依戀對個體規(guī)范具有顯著的正向影響(β=0.465,P<0.01)；且由模型11可知，在加入結果意識后地方依戀對個體規(guī)范的正向影響依舊顯著(β=0.408,P<0.01)，但效應值從0.465減少至0.408。這表明結果意識在地方依戀對個體規(guī)范的影響中發(fā)揮部分中介作用，假設H6成立。同時，由模型12可知，在加入責任歸屬后地方依戀對個體規(guī)范的正向影響依舊顯著(β=0.400,P<0.01)，但效應值從0.465下降至0.400。這表明責任歸屬在地方依戀對個體規(guī)范的影響中發(fā)揮部分中介作用，假設H7成立。(2)個體規(guī)范的中介效應檢驗。將文化遺產(chǎn)保護行為設為因變量，分別加入結果意識和責任歸屬構建模型13和模型15，并在此基礎上分別加入個體規(guī)范構建模型14和模型16。由模型13可知，結果意識對文化遺產(chǎn)保護行為具有顯著的正向影響(β=0.356,P<0.01)；且由模型14可知，在加入個體規(guī)范后結果意識對文化遺產(chǎn)保護行為的正向影響依舊顯著(β=0.059,P<0.05)，但效應值從0.356下降至0.059。這表明個體規(guī)范在結果意識對文化遺產(chǎn)保護行為的影響中發(fā)揮部分中介作用，假設H8成立。同時，由模型15可知，責任歸屬對文化遺產(chǎn)保護行為具有顯著的正向影響(β=0.305,P<0.01)；且由模型16可知，在加入個體規(guī)范后責任歸屬對文化遺產(chǎn)保護行為的正向影響由顯著變?yōu)椴伙@著(β=0.016,P>0.05)。這表明個體規(guī)范在責任歸屬對文化遺產(chǎn)保護行為的影響中發(fā)揮完全中介作用，假設H9成立。

表6 中介效應檢驗結果Table 6 Results of mediating effect test

四、結論與對策

(一)結論

基于游客視角，以世界文化遺產(chǎn)——福建南靖土樓為例，將地方依戀引入擴展的規(guī)范激活模型，構建“情理合一”的研究路徑，分析地方依戀對游客文化遺產(chǎn)保護行為的影響機制，得出以下結論：

1.地方依戀顯著正向影響結果意識和責任歸屬。其中，地方依戀對責任歸屬的正向影響(β=0.359,P<0.01)大于其對結果意識的正向影響(β=0.241,P<0.01)。

2.結果意識和責任歸屬均顯著正向影響個體規(guī)范。其中，結果意識對個體規(guī)范的正向影響(β=0.333,P<0.01)大于責任歸屬對個體規(guī)范的正向影響(β=0.319,P<0.01)。

3.個體規(guī)范顯著正向影響文化遺產(chǎn)保護行為。個體規(guī)范對文化遺產(chǎn)保護行為具有顯著的正向影響(β=0.912,P<0.01)。

4.地方依戀通過結果意識和責任歸屬來影響個體規(guī)范，進而驅(qū)動游客實施文化遺產(chǎn)保護行為。其中，結果意識、責任歸屬均在地方依戀對個體規(guī)范的影響中發(fā)揮部分中介作用；個體規(guī)范在結果意識對文化遺產(chǎn)保護行為的影響中發(fā)揮部分中介作用，而在責任歸屬對文化遺產(chǎn)保護行為的影響中則發(fā)揮完全中介作用。

(二)對策

游客文化遺產(chǎn)保護行為受地方依戀、結果意識、責任歸屬、個體規(guī)范等因素影響，應進一步強化游客對文化遺產(chǎn)地的地方依戀，強化游客對文化遺產(chǎn)保護的結果意識和責任歸屬，強化游客對文化遺產(chǎn)保護的個體規(guī)范等，從而進一步推進文化遺產(chǎn)地旅游資源的保護與可持續(xù)發(fā)展。

1.強化游客對文化遺產(chǎn)地的地方依戀。文化遺產(chǎn)地管理部門應充分認識到游客地方依戀的重要性，通過構建游客與文化遺產(chǎn)地的情感聯(lián)結，促使游客自覺、積極地實施文化遺產(chǎn)保護行為。具體可從以下2個方面著手：(1)強化游客的地方認同。地方認同是游客對文化遺產(chǎn)地的情感性依附，其形成于與文化遺產(chǎn)地的長時間和多次接觸中[5]。因此，提高地方認同必須提高游客與文化遺產(chǎn)地的接觸頻率。其中，針對學生游客群體，文化遺產(chǎn)地管理部門應聯(lián)合學校開展研學旅游，如土樓繪畫、土樓文化研學班等，通過近距離、長時間的文化交流提高學生游客群體對土樓文化的認同，以促進其自覺產(chǎn)生文化遺產(chǎn)保護行為；針對大眾游客群體，文化遺產(chǎn)地管理部門應統(tǒng)籌規(guī)劃促進文化遺產(chǎn)的弘揚與傳承，對外通過新媒體平臺進行內(nèi)容宣傳，讓文化遺產(chǎn)“走出去”，對內(nèi)通過景區(qū)設計強化文化遺產(chǎn)的吸引力，并結合文創(chuàng)產(chǎn)品研發(fā)讓游客把文化遺產(chǎn)“帶回家”，以增加游客的現(xiàn)場接觸和信息接觸，提高游客對文化遺產(chǎn)地的地方認同。(2)強化游客的地方依賴。地方依賴是游客對文化遺產(chǎn)地的功能性依附，其產(chǎn)生于文化遺產(chǎn)地提供的令人滿意的設施與服務。因此，提高地方依賴必須提高文化遺產(chǎn)地的設施與服務水平。其中，針對設施方面，文化遺產(chǎn)地管理部門應進一步健全景區(qū)的基礎配套設施，如加快完善旅游交通設施、優(yōu)化景區(qū)住宿設施等，全面提升“吃住行游購娛”六要素品質(zhì)，以提高游客的滿意度，進而強化游客的地方依賴；同時，通過提供配套的旅游設施，如數(shù)字化互動項目、AR還原項目和網(wǎng)紅拍照點等，多元化滿足游客的體驗需求，以提高游客的滿意度，進而強化游客的地方依賴。針對服務方面，文化遺產(chǎn)地管理部門應著力于為游客提供高質(zhì)量的配套服務，結合游客的差異化需求提供多樣化的服務，如針對年輕游客群體求新的需求提供潮流化的旅拍服務等，以提高游客的滿意度，進而強化游客的地方依賴。

2.強化游客對文化遺產(chǎn)保護的結果意識和責任歸屬。文化遺產(chǎn)地管理部門應充分利用結果意識和責任歸屬的作用，通過負面案例呈現(xiàn)和正面教育宣傳，促使游客自覺、積極地實施文化遺產(chǎn)保護行為。具體可從以下2個方面著手：(1)負面案例呈現(xiàn)。文化遺產(chǎn)地管理部門應統(tǒng)籌線上線下的負面案例呈現(xiàn)工作。其中，線上通過在微信公眾號、微博等自媒體平臺設立負面案例專欄，向游客呈現(xiàn)文化遺產(chǎn)旅游中的不文明行為及其危害；線下通過在景區(qū)設立專門的文化遺產(chǎn)破壞展區(qū)，并結合AR、VR等技術手段分區(qū)分塊讓游客身臨其境地感受不文明旅游行為對當?shù)丶爸袊幕z產(chǎn)所造成的嚴重破壞，借助視覺沖擊來激發(fā)和強化游客對文化遺產(chǎn)保護的結果意識。(2)正面教育宣傳。文化遺產(chǎn)地管理部門應重視線上線下的文化遺產(chǎn)保護宣傳教育工作。其中，線上通過微信、微博推文，以及公開課等形式對游客進行積極的正面教育；線下通過景區(qū)廣播、LED宣傳屏等分區(qū)分點進行文化遺產(chǎn)保護宣傳教育，并通過虛擬仿真等技術手段聯(lián)合景區(qū)講解員呈現(xiàn)先輩們在文化遺產(chǎn)保護工作中所作出的犧牲與貢獻，以及通過數(shù)字化手段展示文化遺產(chǎn)資源可持續(xù)發(fā)展對子孫后代在生活和精神上的重要意義，以強化游客對文化遺產(chǎn)保護的責任歸屬感。

3.強化游客對文化遺產(chǎn)保護的個體規(guī)范。文化遺產(chǎn)地管理部門應充分發(fā)揮個體規(guī)范對不文明旅游行為的約束作用和對文化遺產(chǎn)保護行為的驅(qū)動作用，但個體規(guī)范的形成與培養(yǎng)不能一蹴而就，需要文化遺產(chǎn)地制定常態(tài)化的工作方案加以推進。具體可從以下2個方面著手：(1)建立常態(tài)化旅游監(jiān)管機制。文化遺產(chǎn)地管理部門應通過設置多元化文明監(jiān)管手段來建立常態(tài)化旅游監(jiān)管機制，如針對有不文明旅游行為的游客設置景區(qū)“黑名單”，并通過全國景區(qū)聯(lián)網(wǎng)就其問題嚴重程度對其實施分級(市級、省級、國家級景區(qū))禁入原則；同時，針對大眾游客設置游客舉報平臺，通過云端攝像頭實時監(jiān)控游客在景區(qū)公共區(qū)域的行為，并聯(lián)合各類新媒體平臺對違反景區(qū)規(guī)定的游客予以通報批評，以增強游客的自我約束意識。(2)建立常態(tài)化文明旅游活動。文化遺產(chǎn)地管理部門應建立常態(tài)化文明旅游活動，通過舉辦多元化的文明旅游活動，如志愿活動、科普活動和旅游演藝活動等向游客宣傳和普及有益于文化遺產(chǎn)保護的行為，并邀請游客分享其與文化遺產(chǎn)保護相關的經(jīng)歷和所思所獲；同時，設立文明旅游專項獎金對表現(xiàn)優(yōu)秀的游客予以獎勵，充分發(fā)揮文明旅游的引領和示范作用，以強化游客對文化遺產(chǎn)保護行為的自我期望。

(三)研究局限與展望

本研究通過將地方依戀引入擴展的規(guī)范激活模型對游客文化遺產(chǎn)保護行為展開研究，雖然具有一定的理論價值和現(xiàn)實意義，但仍存在以下3點局限，這些局限也是今后研究需要進一步突破的地方。具體來說：(1)樣本抽樣范圍有限，樣本數(shù)據(jù)集中在大學生群體。盡管隨著消費者年齡結構的下移，以大學生群體為樣本具有一定的代表性，但調(diào)研范圍始終有限，無法準確地識別收入、年齡等因素對文化遺產(chǎn)保護的影響。因此，今后研究應進一步擴大樣本抽樣范圍。(2)僅考慮到地方依戀，未涉及其他情感變量。影響游客文化遺產(chǎn)保護行為的情感因素很多，本研究僅考慮了地方依戀。因此，今后研究應將更多的情感因素(如自然共情、懷舊情緒等)納入研究模型進行實證研究，以豐富文化遺產(chǎn)保護的相關研究。(3)僅考慮到游客內(nèi)在特征，未涉及外在影響因素。結果意識、責任歸屬和個體規(guī)范均屬于個體的內(nèi)在道德特征，而實際上游客的文化遺產(chǎn)保護行為也可能是受到社會規(guī)范或面子傾向的驅(qū)使。因此，今后研究應將這些因素考慮在內(nèi)，以完善游客文化遺產(chǎn)保護行為的影響機制研究。