高燕，喬永平，張兵，郭銀銀，李靜

（蘭州文理學(xué)院 旅游學(xué)院，甘肅 蘭州730000）

一、引言

“幸?！笔侨松械臍g愉狀態(tài)（Immanuel Kant），是使人力量增大的感覺（Nietzsche），抑或是在進步中享受的快樂（Socrates），也正因幸福這一迷思的見仁見智，進一步推動了人類對于幸福的思索與探尋。在旅游場域中，導(dǎo)游作為“旅游業(yè)的靈魂”，其幸福感知關(guān)系到導(dǎo)游隊伍的穩(wěn)定性［1］，旅游服務(wù)的質(zhì)量和品質(zhì)［2］，乃至旅游目的地形象［3］。幸福是個體依據(jù)自定標(biāo)準(zhǔn)對其生活質(zhì)量的整體評價［4］，折射出人們的需求和價值［5］；幸福也是客觀環(huán)境與主觀感受的結(jié)合體［6］，受到內(nèi)外部因素的共同作用。導(dǎo)游職業(yè)的社會性進一步?jīng)Q定了導(dǎo)游的主觀幸福感取決于內(nèi)外部因素的共同調(diào)適。從外部因素看，云南導(dǎo)游強制消費、東北雪鄉(xiāng)宰客等負(fù)面輿論發(fā)酵使得導(dǎo)游被“污名化”且“標(biāo)簽化”［7］；導(dǎo)游薪酬制度的不合理［8］，工作競爭壓力的增加［9］,使得導(dǎo)游面臨社會支持危機。從內(nèi)部因素看，導(dǎo)游在帶團過程中身心負(fù)荷較高，不僅要承受高強度的體力勞動，還要面臨游客對導(dǎo)游各種防范戒備所引發(fā)的心理壓力，導(dǎo)游的情緒勞動強度加大，社會聲譽也越來越差［10］。因此，導(dǎo)游的薪資待遇、社會地位、職業(yè)認(rèn)知及其主觀幸福感是政府、旅游企業(yè)及學(xué)者應(yīng)該共同關(guān)心的話題，也是亟待解決的民生問題［1］?；趯?dǎo)游主觀幸福感是民生問題，是旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展基石的認(rèn)知前提，本文從導(dǎo)游主觀幸福感影響內(nèi)外部綜合因素入手，引入導(dǎo)游自我認(rèn)知和領(lǐng)悟社會支持兩個變量，對導(dǎo)游主觀幸福感的作用機理與強度展開研究，目標(biāo)是提升導(dǎo)游行業(yè)管控、增強導(dǎo)游職業(yè)幸福感知力。

二、研究綜述與研究假設(shè)

（一）研究綜述

1.主觀幸福感

在20世紀(jì)50年代，主觀幸福感研究逐漸興起。主觀幸福感知由正向情緒與負(fù)向情緒共同均衡決定，影響個體的認(rèn)知、行為和個體社會價值取向［11］，是個體根據(jù)自定標(biāo)準(zhǔn)對生活質(zhì)量的整體評價［12］。由于主觀幸福感是一種個人行為的感知，其影響因素由外部因素和內(nèi)部因素組成，因此需要通過多維度的分析變量進行測量［13］。內(nèi)部因素主要包括人格特質(zhì)［14］、情緒智力［11］、認(rèn)知智力［15］、性別［16］、自尊、認(rèn)知模式、自我意識［14］等，外部因素主要包括壓力［17］、薪酬與福利［18］、家庭地位［19］、社會支持［20］等。內(nèi)部因素研究發(fā)現(xiàn)主觀幸福感同積極情緒呈現(xiàn)正相關(guān)，與消極情緒呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)［11］。外部因素分析表明薪酬等物質(zhì)因素與主觀幸福感呈正相關(guān)［21］，家庭社會經(jīng)濟地位、領(lǐng)悟社會支持與主觀幸福感呈顯著正相關(guān)［19］。

2.自我認(rèn)知

1980年，威廉·詹姆斯（William James）首次提出自我概念，為自我認(rèn)知的相關(guān)研究奠定了良好的基礎(chǔ)［22］。基于弗洛伊德（Sigmund Freud）自我、本我、超我的人格理論，而后自我認(rèn)知一直是心理學(xué)中的熱門研究話題［23］。學(xué)界普遍認(rèn)為自我認(rèn)知是個體從各個方面對自己進行的認(rèn)識，而用不同的標(biāo)準(zhǔn)對自己進行評估，對應(yīng)的結(jié)果也會產(chǎn)生差異，實證能力較低的人群，會因?qū)ψ陨礤e誤的判斷而影響自我認(rèn)知［24］。廖鳳林等指出個體由于在知覺、記憶、思維模式上的差異而產(chǎn)生不同的自我認(rèn)知［25］。張宜彬認(rèn)為自我認(rèn)知是指個體對身體自我、情緒自我、學(xué)業(yè)自我等方面的主觀知覺［16］。通過梳理已有文獻，發(fā)現(xiàn)在不同水平下，自我認(rèn)知對于行為均具有重要影響，但缺乏對具體職業(yè)的認(rèn)知和職位區(qū)分的認(rèn)知研究。

3.領(lǐng)悟社會支持

領(lǐng)悟社會支持最先是包含于支持系統(tǒng)，由Caplan提出，是支持系統(tǒng)能對個人心理層面帶來的好處［27］，而領(lǐng)悟社會支持是根據(jù)人們所擁有的社會關(guān)系（如家人、朋友、組織、團體等），從中獲取的精神上以及物質(zhì)上的支持與認(rèn)可，形成一個可以足夠信任的社交網(wǎng)絡(luò)，并基于該網(wǎng)絡(luò)獲取關(guān)心與支持，達(dá)到自身情感需求的體驗和滿意程度［28］。國內(nèi)學(xué)者也對領(lǐng)悟社會支持有著相似的界定。葉俊杰指出，領(lǐng)悟社會支持是個體長期處于壓力情境中所形成的一種特質(zhì)或認(rèn)知結(jié)構(gòu)，當(dāng)個體面對困境時會表現(xiàn)為一種彈性特質(zhì)，對個體所產(chǎn)生的消極情緒甚至更嚴(yán)重的行為后果產(chǎn)生治愈作用，并在一段時間內(nèi)處于穩(wěn)定狀態(tài)［29］。姬新娟認(rèn)為，領(lǐng)悟社會支持是主觀感受到的社會、家庭和朋友等給予的各類支持［30］。同時，個體的領(lǐng)悟社會支持由于個人的感受度不同而產(chǎn)生不同的反應(yīng)，感受敏感的人可能會表現(xiàn)出積極的行為［31］。

綜上所述，導(dǎo)游主觀幸福感受到內(nèi)外部因素共同作用。從內(nèi)部來看，自我認(rèn)知（即對自我能力與導(dǎo)游職業(yè)是否匹配、導(dǎo)游職業(yè)的性質(zhì)與特點及個人對導(dǎo)游職業(yè)的情感等多個方面的認(rèn)知）是影響導(dǎo)游幸福感的主要因素；從外部來看，領(lǐng)悟社會支持水平與外界的社會支持程度緊密相關(guān)，這是導(dǎo)游盡職盡責(zé)完成其工作的動力之一，也是其職業(yè)發(fā)展的基石，即主觀幸福感與自我認(rèn)知、領(lǐng)悟社會支持之間存在緊密關(guān)系，積極的自我認(rèn)知對主觀幸福感有正向影響，消極的自我認(rèn)知對主觀幸福感有負(fù)向影響［20］，領(lǐng)悟社會支持的個體會有較高的主觀幸福感［32］。其次，關(guān)于導(dǎo)游主觀幸福感的研究主要集中于幸福感影響因素［3,7,10］，對導(dǎo)游主觀幸福感與其他變量的關(guān)系研究，僅見對女性導(dǎo)游工作壓力感知與主觀幸福感［12］、導(dǎo)游的主觀幸福感與自我概念、社會支持之間的關(guān)系研究［32］。由于導(dǎo)游在旅游活動中發(fā)揮著游客與旅行社、旅行社與旅游供應(yīng)商之間的紐帶作用，導(dǎo)游如何認(rèn)知本我及其感受到的社會支持程度都將影響到導(dǎo)游主觀幸福判斷，并反作用于自我認(rèn)知和領(lǐng)悟社會支持?；诖耍疚尼槍?dǎo)游主觀幸福感調(diào)控命題展開研究，引入“自我認(rèn)知”和“領(lǐng)悟社會支持”兩個內(nèi)外部因素變量探討主觀幸福感的調(diào)控策略，目標(biāo)是探析觀測變量對導(dǎo)游主觀幸福感的作用路徑與強度，進而提出導(dǎo)游職業(yè)幸福感提升策略。

（二）研究假設(shè)

1.自我認(rèn)知與主觀幸福感

自我認(rèn)知是個體對自身的評價，而主觀幸福感正是個體基于自身認(rèn)識產(chǎn)生的主觀判斷。已有研究表明，自我認(rèn)知是影響主觀幸福感的重要因素［33］，Shaelyn研究發(fā)現(xiàn)自我認(rèn)知與生活滿意度之間存在顯著相關(guān)［34］，且積極情緒可以提高人們的幸福感［35］，而生活滿意度和積極情緒正是主觀幸福感的主要影響因素之一?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)：

H1：導(dǎo)游的自我認(rèn)知對其主觀幸福感存在顯著的正向預(yù)測作用。

2.自我認(rèn)知與領(lǐng)悟社會支持

社會認(rèn)知加工心理學(xué)認(rèn)為，自我認(rèn)知是個體認(rèn)知圖式的重要組成部分［36］。自我認(rèn)知是指個體對自己的了解，包括“身體自我”“情緒自我”“學(xué)業(yè)自我”和“社會自我”四個方面［26］。本文基于導(dǎo)游自我認(rèn)知是社會鏡像中的“本我”感知，將“學(xué)業(yè)自我”與“社會自我”整合為“職業(yè)自我”。自我認(rèn)知是對“本我”的感知，而領(lǐng)悟社會支持是對“他我”的感知與領(lǐng)悟。領(lǐng)悟社會支持中投射了“本我”對社會支持的理解和期待，自我認(rèn)知的偏差會影響到對社會支持的感知與利用程度。基于此，本文提出假設(shè)：

H2：導(dǎo)游的自我認(rèn)知對其領(lǐng)悟社會支持存在顯著的正向預(yù)測作用。

3.領(lǐng)悟社會支持與主觀幸福感

領(lǐng)悟社會支持對主觀幸福感可以產(chǎn)生一定影響，朋友和家人的支持能夠影響主觀幸福感［36］，當(dāng)個體感知到自己有較多的社會支持時，會傾向于采用積極的自我評價和自我認(rèn)知進行情緒調(diào)節(jié)，因此可以體驗到較高的生活滿意度［36］（主觀幸福感的下級維度）。同時，社會支持作為應(yīng)激作用下個體的外在保護性因素，也可以對自我認(rèn)知產(chǎn)生影響［37］?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)：

H3：領(lǐng)悟社會支持對導(dǎo)游主觀幸福感存在顯著正向預(yù)測作用；

H4：領(lǐng)悟社會支持在導(dǎo)游自我認(rèn)知與主觀幸福感之間存在中介作用。

依據(jù)以上論述，本文構(gòu)建了基于領(lǐng)悟社會支持中介的導(dǎo)游自我認(rèn)知與主觀幸福感關(guān)系概念模型（如圖1所示）。

圖1 基于領(lǐng)悟社會支持中介的導(dǎo)游自我認(rèn)知與主觀幸福感關(guān)系概念模型

三、研究設(shè)計

（一）研究方法

首先，以導(dǎo)游、自我認(rèn)知、主觀幸福感、領(lǐng)悟社會支持等關(guān)鍵詞在CNKI及ScienceDirect數(shù)據(jù)庫進行檢索，獲取國內(nèi)外相關(guān)文獻，在對相關(guān)文獻系統(tǒng)梳理基礎(chǔ)上，從旅游學(xué)科視角分析導(dǎo)游主觀幸福感、領(lǐng)悟社會支持與自我認(rèn)知之間的邏輯關(guān)系，并設(shè)定各維度的測量量表；其次，借助微信、問卷星等平臺發(fā)放問卷，最終獲得140份有效問卷；最后，通過SPSS及AMOS軟件對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，包括對樣本人口特征分析、信度檢驗、相關(guān)分析、回歸分析及中介檢驗等。

（二）變量設(shè)定

由文獻整理得出統(tǒng)計變量設(shè)定及設(shè)定依據(jù)（如表1所示），量表觀測點也列于該表中。

表1 統(tǒng)計變量設(shè)定及設(shè)定依據(jù)列表

（三）問卷設(shè)計

本文問卷主要包括三部分：第一部分是對導(dǎo)游人員的篩選，題項為：“您是否有帶團經(jīng)歷？”若選“是”則可繼續(xù)作答，若選“不是”則結(jié)束問卷；第二部分是樣本人口學(xué)基本特征調(diào)查，含性別、年齡、學(xué)歷、從業(yè)時間、職業(yè)性質(zhì)等6個題項；第三部分是對領(lǐng)悟社會支持、自我認(rèn)知和主觀幸福感的觀測變量測度。第三部分中的變量均采用Likert 5級量表進行測量，從1至5表示愿意或贊同的程度依次加強。

四、實證過程

（一）問卷發(fā)放與收集情況

本文采用問卷調(diào)查方法獲取研究所需數(shù)據(jù)及信息。調(diào)研時間為2020年4月28日至5月15日，歷時17天。調(diào)研針對導(dǎo)游群體開展，主要通過微信、QQ等平臺發(fā)放問卷，共計發(fā)放問卷180份，在剔除作答不完整或不認(rèn)真以及非導(dǎo)游人士填寫的問卷后，最終得到有效問卷140份，問卷有效率為77.78%。

（二）信度分析

信度（Reliability）也稱為可靠性，最常用的是Cronbach’s α系數(shù)，系數(shù)越大，表明測量的可信程度越高。一般認(rèn)為，系數(shù)為0.60～0.70是最小接受值；0.70～0.80認(rèn)為是比較好；0.80～0.90認(rèn)為相當(dāng)好；0.90以上則認(rèn)為問卷信度非常好［43］。本研究除自我認(rèn)知信度系數(shù)低于0.90以外，其他變量的信度系數(shù)均在0.90以上，整體信度為0.952（如表2所示），說明問卷數(shù)據(jù)信度較高，具有統(tǒng)計學(xué)研究意義，可進一步開展分析。

表2 信度分析

（三）樣本人口統(tǒng)計特征

使用SPSS 25.0軟件交叉分析模塊對調(diào)研樣本人口學(xué)特征進行分析，結(jié)果顯示：樣本女性占61.40%，明顯高于男性（38.6%）；年齡大多集中在18～23歲之間（52.90%）；大學(xué)專科所占的比例最高，達(dá)54.30%，研究生學(xué)歷最少（2.90%）；兼職導(dǎo)游占比61.40%，專職導(dǎo)游占比相對較少（38.60%）；月收入在4 000～6 000元之間導(dǎo)游占比最多（30.00%），其次為2 000元以下（27.10%），8 000元以上占比最少（7.10%）；從業(yè)1年以內(nèi)的導(dǎo)游占比36.42%，其次為1～2年的導(dǎo)游（40.00%），從業(yè)4年以上的導(dǎo)游僅占比4.29%（如表3所示）。數(shù)據(jù)表明，現(xiàn)階段導(dǎo)游人員以女青年為主，年齡主要集中在20～30歲間；學(xué)歷以?？扑骄佣啵杖胨狡?，且存在收入兩極分化的現(xiàn)象，體現(xiàn)了導(dǎo)游的社會階層偏低現(xiàn)狀。導(dǎo)游群體中兼職從業(yè)者占主體，從業(yè)時間多為1～2年，反映出導(dǎo)游職業(yè)的不穩(wěn)定性。

表3 樣本數(shù)據(jù)的基本特征

（四）模型擬合度分析

為判斷研究概念模型是否具備良好的擬合效果，使用Amos 26.0軟件進行模型擬合度分析。各擬合指標(biāo)的系數(shù)如表4所示，其中X2/df小于3，RMR小于0.05，RMSEA小于0.1，GFI、NFI、IFI、CFI均在0.8水平以上，表明數(shù)據(jù)基本達(dá)到擬合標(biāo)準(zhǔn)，研究概念模型的擬合情況較好。

表4 模型擬合度分析

（五）數(shù)據(jù)分析

1.相關(guān)分析

首先對研究概念模型各變量維度進行相關(guān)分析。結(jié)果表明，研究模型中各變量間具有較高的相關(guān)性。其中，自我認(rèn)知與主觀幸福感之間呈正相關(guān)關(guān)系（r＝0.434，p＜0.05）；自我認(rèn)知與領(lǐng)悟社會支持之間存在正相關(guān)關(guān)系（r＝0.643，p＜0.05）；領(lǐng)悟社會支持與主觀幸福感之間存在正相關(guān)關(guān)系（r＝0.702，p＜0.05）。因此，各變量之間已具備一定的相關(guān)性，可以進行下一步的回歸分析，這也為假設(shè)H1、H2、H3成立提供了初步支持，如表5所示。

表5 各變量間的相關(guān)性

2.回歸分析

本文主要通過建立結(jié)構(gòu)方程模型對研究假設(shè)予以驗證。結(jié)構(gòu)方程模型的主要作用是揭示潛在變量與可測變量之間，以及可測變量之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系，這些關(guān)系在模型中通過路徑系數(shù)來體現(xiàn)，如表6所示。從表6可知，自我認(rèn)知、領(lǐng)悟社會支持與主觀幸福感之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.250（p<0.05）和0.750（p<0.05），表明自我認(rèn)知、領(lǐng)悟社會支持與主觀幸福感之間存在顯著的正向預(yù)測作用（即假設(shè)H1和H3成立）。自我認(rèn)知與領(lǐng)悟社會支持之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.730（p<0.05），表明自我認(rèn)知與領(lǐng)悟社會支持之間存在正向的預(yù)測作用（即假設(shè)H2成立），數(shù)據(jù)如圖2所示。

圖2 模型路徑及參數(shù)示意圖

表6 路徑分析

在自我認(rèn)知方面，職業(yè)認(rèn)知最為重要（標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.85），說明導(dǎo)游的職業(yè)屬性很大程度上決定了導(dǎo)游的自我認(rèn)知，即導(dǎo)游依照職業(yè)特征對“本我”進行設(shè)定；身體認(rèn)知對導(dǎo)游自我認(rèn)知比較重要（標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.84），可見體能保障是勝任導(dǎo)游職業(yè)的主要前提，也反映出導(dǎo)游工作的腦體高度結(jié)合特征。在領(lǐng)悟社會支持方面，家人是導(dǎo)游人際支持的最主要來源（標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.97），導(dǎo)游希望家庭能夠為其工作提供幫助與支持，面對困境能與家人分擔(dān)并做出合理應(yīng)對；朋友支持對于導(dǎo)游領(lǐng)悟社會支持也較為重要（標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.80），導(dǎo)游肯定朋友幫助對其工作的價值，并在遇到困難時更愿意與朋友交流；其他支持（標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.78），導(dǎo)游識別到旅游相關(guān)行業(yè)人員及社會公眾對其支持的價值。在主觀幸福感方面，積極情緒對主觀幸福感的影響最大（標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.89），可見帶團過程中融洽主客關(guān)系的構(gòu)建對于導(dǎo)游主觀幸福體驗的形成具有重要意義，導(dǎo)游也會因游客贊揚而感到自豪、喜悅，并進一步提升導(dǎo)游職業(yè)幸福效能。其次，生活滿意度對于導(dǎo)游主觀幸福感具有較大影響力（標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.71），導(dǎo)游生活條件優(yōu)越、理想和滿足感是促發(fā)主觀幸福感形成的主要動力因素（以上依據(jù)問卷指標(biāo)體系得出）。值得注意的是，消極情緒對導(dǎo)游主觀幸福感的影響力較低（標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.18），但未呈現(xiàn)負(fù)向影響，與前期研究所得主觀幸福感同積極情緒呈現(xiàn)正相關(guān)、與消極情緒呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)的結(jié)論不一致［11］。結(jié)合導(dǎo)游的高情感認(rèn)知表征（標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.72）和消極情緒觀測指標(biāo)體系可以推測，導(dǎo)游職業(yè)的高度社會化使得從業(yè)者具有較強的心理調(diào)控能力，即表現(xiàn)為消極情緒會降低導(dǎo)游主觀幸福感，但并非主觀幸福感的主要自變量。

3.中介效應(yīng)檢驗

對于中介變量的檢驗，本文采用Hayes（2012）編制的SPSS宏中的Model 4（Model 4為簡單的中介模型），在控制性別、年齡等變量的情況下，對中介變量進行檢驗（見表7）。結(jié)果顯示，領(lǐng)悟社會支持對主觀幸福感的間接效應(yīng)為0.418，95%置信區(qū)間為［0.221，0.630］，不包含0，說明領(lǐng)悟社會支持中介存在（即假設(shè)H4成立），而自我認(rèn)知的直接效應(yīng)為-0.028；95%置信區(qū)間為［-0.256，0.244］，包含0，因此領(lǐng)悟社會支持的中介作用為完全中介。說明自我認(rèn)知可以直接預(yù)測主觀幸福感，直接效應(yīng)為0.25，也可以通過領(lǐng)悟社會支持的完全中介效應(yīng)對主觀幸福感產(chǎn)生間接影響，間接效應(yīng)為0.55。

表7 中介效應(yīng)檢驗的總效應(yīng)、間接效應(yīng)及直接效應(yīng)

五、結(jié)論

（一）基本結(jié)論

本文基于導(dǎo)游主觀幸福感調(diào)控命題展開，引入“導(dǎo)游自我認(rèn)知”和“領(lǐng)悟社會支持”兩個內(nèi)外部變量探討主觀幸福感的調(diào)控策略，實證過程通過SPSS和AMOS軟件對調(diào)研數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，探析自我認(rèn)知、領(lǐng)悟社會支持與主觀幸福感之間的影響機制，得到以下結(jié)論：

第一，導(dǎo)游自我認(rèn)知、領(lǐng)悟社會支持可以分別顯著地正向預(yù)測導(dǎo)游主觀幸福感（假設(shè)H1、H3成立），同時，自我認(rèn)知對領(lǐng)悟社會支持具有顯著的正向預(yù)測作用（假設(shè)H2成立）。因此，導(dǎo)游自我認(rèn)知水平會顯著影響其主觀幸福感，導(dǎo)游的自我認(rèn)知水平影響對家人、朋友及其他來源的社會支持領(lǐng)悟，而對社會支持的領(lǐng)悟會對主觀幸福感產(chǎn)生顯著影響。導(dǎo)游主觀幸福感的影響路徑呈現(xiàn)高自我認(rèn)知→高主觀幸福感，高自我認(rèn)知→高領(lǐng)悟社會支持，高領(lǐng)悟社會支持→高主觀幸福感的作用路徑。

第二，領(lǐng)悟社會支持在導(dǎo)游的自我認(rèn)知影響其主觀幸福感的過程中扮演著完全中介的作用（假設(shè)H4成立）。即當(dāng)導(dǎo)游自我認(rèn)知和領(lǐng)悟社會支持均存在的情況下，導(dǎo)游自我認(rèn)知先影響領(lǐng)悟社會支持，領(lǐng)悟社會支持再影響其主觀幸福感，作用路徑為高自我認(rèn)知→高領(lǐng)悟社會支持→高主觀幸福感。

第三，自我認(rèn)知、領(lǐng)悟社會支持和主觀幸福感均可進一步劃分為三個維度，且不同維度對變量的影響力呈現(xiàn)差異。在自我認(rèn)知中，職業(yè)認(rèn)知和身體認(rèn)知的影響相對較強，影響的程度相當(dāng)，而情感認(rèn)知的影響則相對較弱；在領(lǐng)悟社會支持中，家人支持的影響最強，其他支持最弱，朋友支持居中；在主觀幸福感中，生活滿意度和積極情緒對主觀幸福感的影響較大。因此，職業(yè)及身體認(rèn)知和家庭支持對導(dǎo)游的積極情緒和生活滿意度具有較大影響力。

（二）應(yīng)用價值

本研究結(jié)論表明導(dǎo)游自我認(rèn)知對主觀幸福感具有正向預(yù)測作用，是對Ryff等［44］幸福感模型構(gòu)建的積極回應(yīng)?；谧晕医邮埽⊿elf-acceptence）、生活目標(biāo)（Purpose inlife）、良好關(guān)系（Positive relations with others）、環(huán)境控制（Environmental mastery）等維度設(shè)定，導(dǎo)游在執(zhí)業(yè)過程中對崗位需求的匹配度、環(huán)境適配性和心理健康程度都直接影響導(dǎo)游的主觀幸福感知。因此，在導(dǎo)游崗前培訓(xùn)環(huán)節(jié)需考慮增設(shè)導(dǎo)游認(rèn)知類知識板塊，使導(dǎo)游對崗位中所面臨的執(zhí)業(yè)風(fēng)險有更全面的預(yù)期，以提高職業(yè)穩(wěn)定性和職業(yè)幸福感知力。同時，在旅游旺季對導(dǎo)游的體能關(guān)懷和心理壓力調(diào)適，以及在旅游淡季（特別是新冠疫情期間）的心理疏導(dǎo)都將有助于導(dǎo)游幸福感知的維持或攀升。

基于導(dǎo)游自我認(rèn)知以領(lǐng)悟社會支持為中介對導(dǎo)游主觀幸福感的正向預(yù)測作用，建立從“本我”認(rèn)知→“他我”認(rèn)知→主觀幸福感受作用機制具有重要意義［30］。導(dǎo)游在執(zhí)業(yè)過程中逐步構(gòu)建相對完善的自我評價機制，建立導(dǎo)游自我意識，而這一自我意識也在職業(yè)環(huán)境中不斷與其領(lǐng)悟到的家庭支持、朋友支持及其他支持相調(diào)適，最終構(gòu)筑起導(dǎo)游在凝視者眼中的“自我形象”，形成從自我認(rèn)同→社會支持→主觀幸福感受的主客互動機制。且領(lǐng)悟到的家庭支持、朋友支持及其他支持的高路徑系數(shù)，進一步展現(xiàn)了導(dǎo)游職業(yè)的社會屬性，意味著強人際支持對于導(dǎo)游幸福感知形成的顯著作用力。由此，通過媒體對導(dǎo)游形象的正向傳播，導(dǎo)游榜樣樹立，形成導(dǎo)游良性人際支持；在旅行服務(wù)機構(gòu)內(nèi)構(gòu)建非正式型導(dǎo)游交流平臺，構(gòu)筑良好企業(yè)文化［45］獲取導(dǎo)游業(yè)內(nèi)援助等，都將有助于導(dǎo)游領(lǐng)悟社會支持水平及主觀幸福感的提升。

基于主觀幸福感的三個構(gòu)面中積極情緒與生活滿意度的高路徑系數(shù)表明：守業(yè)、樂業(yè)，并在和諧的主客關(guān)系中獲取職業(yè)認(rèn)同有助于導(dǎo)游正面情緒的形成，而對生活的滿意度則更多取決于對薪酬的滿足和職業(yè)現(xiàn)狀與職業(yè)藍(lán)圖的匹配，這一現(xiàn)狀也進一步說明，增添職業(yè)溫度、優(yōu)化薪資結(jié)構(gòu)、提高導(dǎo)游的社會歸屬幸福感依賴于行業(yè)環(huán)境的改善和治理體系的完善［1］。

導(dǎo)游的主觀幸福感取決于內(nèi)外部因素的共同調(diào)適。本研究初步構(gòu)建了導(dǎo)游主觀幸福感的自我認(rèn)知（內(nèi)部因素）和領(lǐng)悟社會支持（外部因素）的多維度作用模型，但引入導(dǎo)游收入、社會福利水平及群體比較效應(yīng)等調(diào)節(jié)變量將進一步完善模型結(jié)構(gòu)并厘清作用機理。同時，不同性別、年齡、學(xué)歷、從業(yè)時間、職業(yè)性質(zhì)的導(dǎo)游主觀幸福感作用力差異討論，將有助于導(dǎo)游精細(xì)化管理策略的提出。這也是后續(xù)研究的進展方向。