摘 要：鄉(xiāng)村旅游在實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興和提升村民幸福感方面發(fā)揮著關鍵作用。影響鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感的前因條件復雜。基于宜居性理論和復雜性理論構建了鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感的影響因素模型，分析了影響鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感的宜居因素組態(tài)路徑。研究發(fā)現(xiàn)，單個宜居因素不足以成為影響鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感的必要條件；宜居因素對鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感的影響存在兩種組態(tài)路徑：生產—生態(tài)改善和生活—生產—生態(tài)改善；鄉(xiāng)村旅游地居民的高、低主觀幸福感存在因果非對稱性，其中宜居公共安全在導致鄉(xiāng)村旅游地居民低主觀幸福感方面發(fā)揮著關鍵作用。在發(fā)展鄉(xiāng)村旅游以提升村民主觀幸福感的過程中，需要立足當?shù)貙嶋H情況，突出多要素的協(xié)同效應，特別需要注意，提升村民的生活安全感、保護鄉(xiāng)村生態(tài)環(huán)境、發(fā)展鄉(xiāng)村多元業(yè)態(tài)產業(yè)、提高村民的參與度等。

關鍵詞：鄉(xiāng)村旅游地居民；宜居性理論；模糊集定性比較分析；主觀幸福感

中圖分類號：F323 文獻標志碼：A 文章編號：1674-7909（2024）11-31-6

DOI：10.19345/j.cnki.1674-7909.2024.11.007

0 引言

鄉(xiāng)村旅游是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的重要途徑，其能夠統(tǒng)籌建設城鄉(xiāng)生態(tài)環(huán)境、調整鄉(xiāng)村產業(yè)結構、配置社會人力資源、完善社會保障制度等，對提高鄉(xiāng)村旅游地居民的幸福感有至關重要的作用。鄉(xiāng)村旅游依托鄉(xiāng)村元素開展，其發(fā)展離不開鄉(xiāng)村的宜居環(huán)境。相較于未發(fā)展旅游的鄉(xiāng)村，鄉(xiāng)村旅游目的地更重視環(huán)境的宜居性［1］。管艷芳等［2］運用耦合協(xié)調模型發(fā)現(xiàn)伊犁哈薩克自治州生態(tài)宜居與鄉(xiāng)村旅游的耦合度水平在10年間從中度失調水平達到了優(yōu)質協(xié)調水平。發(fā)展的內在動力促使鄉(xiāng)村持續(xù)優(yōu)化自身形象與創(chuàng)新旅游產品，以提升吸引力；同時，發(fā)展鄉(xiāng)村旅游使得大量人流、物流、貨幣流及信息流在鄉(xiāng)村匯聚，可開發(fā)鄉(xiāng)村購物、娛樂、文化等多元化功能，從而影響鄉(xiāng)村宜居性［3］。

鄉(xiāng)村因地制宜、因時制宜地發(fā)展旅游，其根本目的是增強鄉(xiāng)村居民的獲得感、安全感和幸福感。有學者指出，居住環(huán)境是影響個體幸福感的一個前因條件［4］。宜居性理論認為需求的滿足取決于個人能力和生活條件，需求會影響幸福感［5］。現(xiàn)有研究主要以社會交換理論和利益相關者理論為基礎，僅為影響鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感因素的指標設定提供了部分理論支撐。而宜居性理論從人的絕對感受出發(fā)，提供了一個新的視角。鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感是一種復雜的結果變量，現(xiàn)有研究主要通過傳統(tǒng)的對稱定量研究方法分析影響因素與主觀幸福感之間的線性關系［6-9］，無法解釋二者之間多因并發(fā)的組態(tài)效應和因果非對稱性，影響因素與鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感之間的黑箱有待研究。因此，基于宜居性理論構建鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感的宜居影響因素模型，運用模糊集定性比較分析方法（fsQCA）探索影響因素與鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感之間的復雜關系，以豐富鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感領域的研究內容與理論成果。

1 理論基礎與模型構建

1.1 宜居性理論

宜居性包括生理需求、文化認知和歸屬感等人類各種需求。WEI［10］進一步將鄉(xiāng)村宜居性定義為居民獲得高質量生活的積極引導能力，并具有足夠的幸福感、可及感和歸屬感。宜居性理論由VEENHOVEN［11］提出，認為人類有與生俱來的需求，需求的滿足取決于外部生活條件和個人的內在能力，其滿足程度體現(xiàn)在享樂體驗中，享樂體驗則決定了幸福水平。宜居性理論關注絕對生活質量，而不是相對差異，認為生活條件的改善會使生活更加幸福。VEENHOVEN等［12］從比較理論、民俗學理論和宜居性理論3個角度對世界各國的幸福模式進行了預測，只有宜居性理論的預測與數(shù)據(jù)相吻合，由此證明宜居性理論是最現(xiàn)實的理論。現(xiàn)有對于鄉(xiāng)村旅游地居民幸福感的研究大部分將人視作側重于利益交換的理性經濟人，忽視了人的主觀能動性。在現(xiàn)實情況下，鄉(xiāng)村旅游地居民的主觀幸福感更多強調其主觀感受，借助宜居性理論能更全面深入地探究鄉(xiāng)村旅游如何影響當?shù)卮迕竦闹饔^幸福感。

1.2 模型構建

在發(fā)展鄉(xiāng)村旅游的過程中，鄉(xiāng)村“生產、生活、生態(tài)”空間會因外部影響重構，鄉(xiāng)村旅游地居民的個人能力也會影響其“生產、生活、生態(tài)”空間［13］，村民的主觀幸福感會受到此變化影響?；谝司有岳碚撆c“生產、生活、生態(tài)”空間宜居功能構建了鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感的宜居影響因素模型，如圖1所示。

1.2.1 生態(tài)宜居影響鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感

環(huán)境怡人度是評價是否宜居的首要因素，優(yōu)美健康的環(huán)境會提升鄉(xiāng)村旅游目的地的宜居水平，增強人們前來旅游與居住的吸引力［14］。鄉(xiāng)村旅游地居民生存離不開鄉(xiāng)村環(huán)境，且隨著生活水平的提高，人們對旅游發(fā)展過程中保護生態(tài)資源的重視程度不斷提升［15］，宜居的生態(tài)環(huán)境是鄉(xiāng)村旅游地居民幸福的重要源泉。

1.2.2 生活宜居影響鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感

理想的宜居鄉(xiāng)村需要為村民提供必需的生活服務設施和高質量的生活條件。發(fā)展旅游可改善鄉(xiāng)村的基礎設施，加速村民享受新技術帶來的便利、智能的服務，提高村民的生活質量，使其幸福感增加。發(fā)展旅游也會造成房價及生活成本飆升等負面影響。馬斯洛需求層次理論提到，只有基本的生理需要得到滿足，居民才可能感受到幸福。因此，完善的社會保障體系有助于滿足村民的基本生活需要，提升村民幸福感。高園［16］認為，在自身的基本需求滿足后，人可以在傳統(tǒng)文化中探索到更高層次的幸福感。鄉(xiāng)村悠久的歷史文化不僅能增加外部群體的興趣，更能熏陶村民的文化意識，且旅游活動可以溝通不同文化，開闊村民視野，影響村民對幸福的認識［14］。鄉(xiāng)村社會安全是指鄉(xiāng)村具備良好的控制和應對內外部干擾的能力，可保持鄉(xiāng)村社會正常、穩(wěn)定運行［1］。鄉(xiāng)村發(fā)展旅游會使得村內流動人口增加，增加治安工作難度。安全需要是人的基本需要，社會治安狀況會直接影響鄉(xiāng)村旅游地居民的安全感，從而對其幸福感產生影響［16］。因此，鄉(xiāng)村生活宜居功能包含生活便利、文化認知和宜居公共安全。

1.2.3 生產宜居影響鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感

發(fā)展鄉(xiāng)村旅游可優(yōu)化鄉(xiāng)村產業(yè)格局，使鄉(xiāng)村從單純依賴土地發(fā)展第一產業(yè)，轉向發(fā)展具有持續(xù)增長性、綜合帶動性的其他產業(yè)，促進鄉(xiāng)村產業(yè)興旺。同時，旅游收益分配的合理性會影響建設鄉(xiāng)村的物質保障及村民對鄉(xiāng)村發(fā)展旅游業(yè)的支持程度。產業(yè)發(fā)展帶來的鄉(xiāng)村旅游目的地居民收入增加、就業(yè)機會增多、旅游收益分配合理，均會使其幸福感增加［15，17，18］。宜居鄉(xiāng)村是環(huán)境優(yōu)美，設施、保障完善，鄰里關系融洽的和諧地區(qū)。旅游發(fā)展帶來的利益沖突可能削弱村民之間的凝聚力，親密團結的鄰里關系可能變得功利，負面影響村民幸福感。而鄉(xiāng)村旅游地主客間的良性互動能帶動村民參與旅游，使村民獲得心理認可和滿足，有利于其情緒健康發(fā)展，提升村民幸福感［19］。村民參與社區(qū)決策的程度也是宜居性的重要表現(xiàn)之一，鄉(xiāng)村旅游目的地居民會產生參與當?shù)芈糜蜗嚓P事務的意愿。通過參與旅游發(fā)展決策，村民的自尊意識和歸屬感會增強［20］。俞可平［21］認為，居民幸福感的產生離不開其政治權益的實現(xiàn)和保障，保障村民的選舉權、知情權、參與權和監(jiān)督權會使其產生幸福感。因此，鄉(xiāng)村生產宜居功能包含產業(yè)發(fā)展、人際紐帶和社會參與。

2 研究設計

2.1 測量工具

此研究所用問卷共包含3個部分：第一部分是村民的鄉(xiāng)村旅游發(fā)展宜居性感知，所運用的二級指標借鑒了來東檳［14］、張濤［22］等的研究，并結合案例地情況進行部分修改。第二部分是對鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感的測量，所用量表為Diener構建的生活滿意度量表。以上兩部分均使用李克特五分量表。第三部分為人口學統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

2.2 數(shù)據(jù)獲取

此研究所選取案例地為青島市嶗山區(qū)王哥莊街道雕龍嘴村和曉望村、城陽區(qū)惜福鎮(zhèn)街道青峰村及淄博市池上鎮(zhèn)聶家峪村和中郝峪村。其中，曉望村、聶家峪村和中郝峪村是全國鄉(xiāng)村旅游重點村；青峰村是中國美麗休閑鄉(xiāng)村、山東省景區(qū)化村莊；雕龍嘴村是中國最佳宜居鄉(xiāng)村，位于王哥莊街道旅游民宿集聚區(qū)的核心片區(qū)。對案例地村民進行隨機抽樣調查，共發(fā)放問卷140份，回收有效問卷135份。根據(jù)fsQCA所依托的布爾代數(shù)運算，n個前因條件將形成2n個可能組態(tài)，135份問卷符合該方法要求。

被調查者中男性占34.8%，女性占65.2%；老年人居多，41歲到50歲最多（25.9%），其次為61歲及以上（21.5%），51歲到60歲占19.3%；文化程度多為初中、中專、技?；虼髮?，共占總體的53.4%；職業(yè)占比最多的為農民（40.7%），其次為個體或自由職業(yè)者（23.7%）；大部分村民月收入在6 000元及以下（85.2%）。

3 數(shù)據(jù)分析與結果

3.1 信度與效度分析

采用社會科學統(tǒng)計軟件SPSS 26.0分析問卷的信度，其克隆巴赫值為0.851～0.981，說明信度良好。KMO值為0.948，巴特利特球形檢驗概率P值為0，說明問卷適合做因子分析。使用結構方程建模軟件AMOS 28.0對問卷進行驗證性因子分析，測量模型的結構效度較好（X2/df=1.842，CFI=0.929，IFI=0.930，TLI=0.917，RMSEA=0.078）。各潛變量對應各題目的因子載荷為［0.68，0.98］，AVE為［0.61，0.79］，CR為［0.82，0.96］，說明該模型各潛變量具有理想的聚斂效度。從表1可知，各潛變量的AVE均大于0.5，且各潛變量間的相關系數(shù)均小于其AVE平方根，區(qū)分效度較好。

3.2 fsQCA分析

fsQCA是一種定性比較分析方法，采用“模糊集得分”的方式對變量賦值，分析條件變量如何組合以產生特定的結果變量［23］。此研究選擇fsQCA基于如下考慮：①鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感的影響因素較為復雜，fsQCA能夠從整體性和系統(tǒng)性角度進行多因素組態(tài)路徑探討；②研究所選用變量不需進行二元賦值的完全界定，采取模糊集得分對變量賦值可以使解釋途徑更具合理性；③此研究屬于小樣本因果關系探索性研究，fsQCA所需樣本量符合該研究需要。

此研究以樣本數(shù)據(jù)分布的95%、50%、5%值為模糊集的完全隸屬點、交叉點和完全不隸屬點［24］，應用fsQCA 4.0的校準命令將數(shù)據(jù)校準為0～1的隸屬值。模糊集定性比較分析結果如表2所示。

3.2.1 必要條件分析

進行單變量必要性分析可判斷單個條件變量是否為結果變量的必要條件。在此研究中，單一條件變量的一致性均小于0.9，因此不存在必要條件。

3.2.2 條件組態(tài)分析

條件組態(tài)分析可探究條件集合是否為結果的子集。此研究將頻數(shù)閾值設置為1，為降低矛盾組態(tài)發(fā)生的概率，將PRI一致性設置為≥0.75［25］。結果共產生2種鄉(xiāng)村旅游地居民高主觀幸福感組態(tài)，鄉(xiāng)村旅游地居民高主觀幸福感組態(tài)的總體一致性為0.954 1，表明鄉(xiāng)村旅游地居民高主觀幸福感的2個組態(tài)很好地解釋了所選取的案例；總體覆蓋度為0.587 7，說明2個組態(tài)解釋了58.77%的鄉(xiāng)村旅游地居民高主觀幸福感的原因。

生產—生態(tài)改善路徑M1：～SHBL*STHJ*CYFZ*RJND*SHCY*GGAQ，即生活便利+生態(tài)環(huán)境+產業(yè)發(fā)展+人際紐帶+社會參與+公共安全。該組態(tài)的一致性為0.984 6，原始覆蓋率為22.94%，唯一覆蓋率為2.69%，覆蓋案例地為青島市曉望村、雕龍嘴村和青峰村。在該組態(tài)中，生態(tài)環(huán)境（STHJ）、產業(yè)發(fā)展（CYFZ）、社會參與（SHCY）和公共安全（GGAQ）為核心條件，生活便利（SHBL）和人際紐帶（RJND）為邊緣條件，即提高鄉(xiāng)村的生產和生態(tài)功能有利于增強鄉(xiāng)村旅游地居民的主觀幸福感。曉望村、雕龍嘴村和青峰村以美麗鄉(xiāng)村建設為抓手，改變鄉(xiāng)村“臟亂差”的面貌，營造鄉(xiāng)村景觀。其中，曉望村完成進村道路硬化、美化約6 km，鋪設石板路超1.5萬m2，形成了與村周圍二龍山景區(qū)相協(xié)調的建筑風貌，并引導村民發(fā)展鄉(xiāng)村旅游民宿產業(yè)，打造了老井潤、曉陽春、小隱民宿等鄉(xiāng)村精品民宿，豐富了村內業(yè)態(tài)，帶動村民就業(yè)，使村民增加了收入。雕龍嘴村以山海景觀為依托發(fā)展鄉(xiāng)村旅游，是青島市最早一批鄉(xiāng)村旅游“網紅村”，村民借助鄉(xiāng)村旅游開辦漁家宴、運營精品民宿，豐富了收入來源。青峰村則始終堅持村莊景區(qū)化建設與毛公山旅游發(fā)展緊密結合，以“紅色文化+旅游休閑+果品采摘”的模式，大力發(fā)展綠色農業(yè)和休閑采摘項目，配套建設民宿、農產品銷售點等，拓寬了村集體及村民增收渠道。鄉(xiāng)村通過發(fā)展旅游改善村民生活環(huán)境、帶動鄉(xiāng)村多產業(yè)發(fā)展、提高村民參與度等，增強了鄉(xiāng)村旅游地居民的主觀幸福感。

生活—生產—生態(tài)改善路徑M2：SHBL*STHJ*CYFZ*WHRZ*SHCY*GGAQ，即生活便利+生態(tài)環(huán)境+產業(yè)發(fā)展+文化認知+社會參與+公共安全。該組態(tài)的一致性為0.957 8，原始覆蓋率為56.07%，唯一覆蓋率為35.83%，覆蓋案例地為淄博市中郝峪村和聶家峪村。在該組態(tài)中，生態(tài)環(huán)境（STHJ）、產業(yè)發(fā)展（CYFZ）、社會參與（SHCY）和公共安全（GGAQ）為核心條件，生活便利（SHBL）和文化認知（WHRZ）為邊緣條件，即鄉(xiāng)村生活、生產和生態(tài)功能的改善，有助于增強鄉(xiāng)村旅游地居民的主觀幸福感。2012年，中郝峪村成立了幽幽谷旅游開發(fā)有限公司，以鄉(xiāng)村旅游為抓手形成了發(fā)展集體經濟的“郝峪模式”，通過旅游帶動鄉(xiāng)村多產業(yè)發(fā)展和修復生態(tài)環(huán)境，并由村民提供美食體驗和民宿接待服務。該村通過整理博山區(qū)的民俗文化提升鄉(xiāng)村旅游項目的人文品質，在提升村民參與中促進村莊團結與有效治理。在該模式中，村民通過土地、資金、勞動力等形式參股，解決了村民之間利益分配失衡的問題，在促進收益共享中提高了村民的收入水平，增強了村民對集體的認同感和歸屬感。聶家峪村則是“郝峪模式”的輻射帶動區(qū)域，2016年底成立了山東農緣旅游發(fā)展有限公司并全村入股。在生態(tài)方面，聶家峪村開啟山林綠化并封山育林，為發(fā)展鄉(xiāng)村旅游打基礎。在生產方面，聶家峪村召回本村旅游專業(yè)人才，形成“合作社+村集體+公司”的合作收益模式。在生活方面，聶家峪村結合鄉(xiāng)村旅游產業(yè)挖掘當?shù)匚幕?，舉辦音樂篝火晚會吸引大批市民來到鄉(xiāng)村游玩并與村民互動，豐富村民的精神世界。村“兩委”制定并引導村民執(zhí)行村規(guī)民約等，不僅為鄉(xiāng)村旅游產業(yè)服務，也提升了村民的生活品質與幸福感。

3.2.3 鄉(xiāng)村旅游地居民低主觀幸福感組態(tài)

鄉(xiāng)村旅游地居民低主觀幸福感共有4個組態(tài)，總體覆蓋率為0.706 3，共解釋了70.63%的鄉(xiāng)村旅游地居民低主觀幸福感的原因。導致鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感高、低的條件組態(tài)具有不對稱性，說明結果具有較高的可信度［26］。組態(tài)M6表示即使鄉(xiāng)村旅游地生活便利程度高、生態(tài)環(huán)境狀況好、產業(yè)發(fā)展水平高，鄉(xiāng)村旅游地居民的主觀幸福感仍較低，說明鄉(xiāng)村旅游地生態(tài)功能和部分生產、生活功能的改善無法提高村民的主觀幸福感。

3.2.4 穩(wěn)健性檢驗

為確保研究結果的可靠性，參考張賽茵等［23］研究，采用調整一致性門檻值的方法檢驗穩(wěn)健性。在保持其他條件不變的前提下，提高一致性閾值為0.85，進行組態(tài)分析；與原結果對比發(fā)現(xiàn)，得到的2個組態(tài)與原結果一致，且路徑的覆蓋率與一致性未發(fā)生變化，證明結果具有較強的穩(wěn)健性。

4 研究結論與討論

筆者運用fsQCA研究山東省5個鄉(xiāng)村旅游典型村居民主觀幸福感宜居影響因素，得出以下結論：在必要性分析中，單個因素均無法成為影響鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感的必要性條件，其必須以組態(tài)的方式發(fā)揮作用；宜居因素影響鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感存在生產—生態(tài)改善路徑和生活—生產—生態(tài)改善路徑2種組態(tài)路徑，其中生態(tài)環(huán)境（STHJ）、產業(yè)發(fā)展（CYFZ）、社會參與（SHCY）和公共安全（GGAQ），是影響村民主觀幸福感的核心條件；鄉(xiāng)村旅游地居民高、低主觀幸福感存在因果非對稱性，通過比較導致鄉(xiāng)村旅游地居民低主觀幸福感的路徑，發(fā)現(xiàn)宜居公共安全在導致鄉(xiāng)村旅游地居民低主觀幸福感方面發(fā)揮關鍵作用。

此研究主要貢獻在于構建了基于宜居性理論的鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感宜居影響因素模型，補充了村民由于鄉(xiāng)村發(fā)展旅游影響日常生活環(huán)境的宜居性和舒適度而感受到幸福的視角；同時發(fā)現(xiàn)各因素均無法單獨發(fā)揮作用以影響鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感，且影響因素的組態(tài)路徑不唯一，進一步證實需考慮多因素共同作用影響鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感。此研究所得出的組態(tài)路徑為提升鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感提供了實踐方面的思路：首先，鄉(xiāng)村旅游地居民高主觀幸福感并非由單一因素影響，在發(fā)展鄉(xiāng)村旅游時需多因素共同發(fā)展，注重保護鄉(xiāng)村生態(tài)環(huán)境、發(fā)展鄉(xiāng)村多業(yè)態(tài)產業(yè)、提高村民參與度，并保證村民生活安全。其次，在此研究中，青島市3個案例地的宜居生活便利因素對當?shù)卮迕裰饔^幸福感影響較弱，可能是因為其處于交通便利地區(qū)，且配套設施已相對完善，旅游發(fā)展所帶來的生活便利情況改變較小，未對當?shù)卮迕癞a生感知上的明顯影響。因此，當?shù)卣毟鶕?jù)鄉(xiāng)村旅游地不同現(xiàn)實情況側重不同角度，提高村民主觀幸福感。最后，鄉(xiāng)村旅游地居民的人身安全對其主觀幸福感的影響至關重要，且只改善鄉(xiāng)村旅游地的生態(tài)功能和部分生產、生活功能無法提高村民主觀幸福感。

此研究所構建的鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感宜居影響因素模型仍不全面，未來可加入與居民心理感知相關的前因條件來豐富模型。此外，此研究所運用數(shù)據(jù)為單一類型的截面數(shù)據(jù)，缺乏對不同旅游地生命周期、不同發(fā)展類型旅游案例地的研究，未來可從時間和類型維度進一步研究鄉(xiāng)村旅游地居民主觀幸福感。

參考文獻：

［1］楊海紅.鄉(xiāng)村旅游宜居性的開發(fā)研究［J］.資源開發(fā)與市場，2013，29（8）：882-885.

［2］管艷芳，李翠林.生態(tài)宜居與鄉(xiāng)村旅游的耦合協(xié)調度研究：以伊犁州地區(qū)為例［J］.四川旅游學院學報，2020（6）：41-45.

［3］劉晶晶，黃璇璇，林德榮.城市宜居性與旅游發(fā)展關系研究：基于面板數(shù)據(jù)的分析［J］.人文地理，2016，31（4）：143-152.

［4］黨云曉，周亞明.基于居民幸福感視角理解宜居城市［J］.國際城市規(guī)劃，2016，31（5）：14-19.

［5］LINDBERG K，MUNANURA I E，KOOISTRA C，et al.Understanding Effects of Tourism on Residents：A Contingent Subjective Well-Being Approach［J］.Journal of Travel Research，2022，61（2）：346-361.

［6］CHI G Q，CAI R，LI Y.Factors influencing residents’ subjective well-being at World Heritage Sites［J］.Tourism Management，2017，63：209-222.

［7］何學歡，胡東濱，馬北玲，等.旅游地社會責任對居民生活質量的影響機制［J］.經濟地理，2017，37（8）：207-215.

［8］IVLEVS A.Happy Hosts？ International Tourist Arrivals and Residents’ Subjective Well-being in Europe［J］.Journal of Travel Research，2017，56（5）：599-612.

［9］梁增賢.旅游地社區(qū)居民生活質量評估：檢驗多重差異理論的適用性［J］.旅游學刊，2018，33（2）：38-47.

［10］WEI K，WANG W，F(xiàn)AHAD S.Spatial and temporal characteristics of rural livability and its influencing factors：implications for the development of rural revitalization strategy［J］.Environmental Science and Pollution Research，2023，30（17）：49162-49179.

［11］VEENHOVEN R.Encyclopedia of quality of life and well-being research［M］.Dordrecht：Springer Netherlands，2014：3645-3647.

［12］VEENHOVEN R，EHRHARDT J.The cross-national pattern of happiness：Test of predictions implied in three theories of happiness［J］.Social Indicators Research，1995，34（1）：33-68.

［13］陸林，任以勝，朱道才，等.鄉(xiāng)村旅游引導鄉(xiāng)村振興的研究框架與展望［J］.地理研究，2019，38（1）：102-118.

［14］來東檳.城市宜居性評價研究［D］.西安：西北大學，2018.

［15］景秀艷，TYRRELL T J.旅游發(fā)展與社區(qū)居民幸福之關聯(lián)：基于泰寧縣三個旅游社區(qū)的實證研究［J］.吉林師范大學學報（人文社會科學版），2012，40（1）：79-83.

［16］高園.旅游目的地居民主觀幸福感的外在影響因素研究：基于海南國際旅游島的實證調查［J］.生態(tài)經濟，2012（11）：86-90.

［17］KIM K，UYSAL M，SIRGY M J.How does tourism in a community impact the quality of life of community residents？［J］. Tourism Management，2013，36：527-540.

［18］RIVERA M，CROES R，LEE S H.Tourism development and happiness：A residents’ perspective［J］. Journal of Destination Marketing amp; Management，2016，5（1）：5-15.

［19］陳璐，李勇泉.海島旅游社區(qū)居民的主客互動對幸福感的影響研究［J］.資源開發(fā)與市場，2019，35（4）：585-592.

［20］郭文.鄉(xiāng)村居民參與旅游開發(fā)的輪流制模式及社區(qū)增權效能研究：云南香格里拉雨崩社區(qū)個案［J］.旅游學刊，2010，25（3）：76-83.

［21］俞可平.善治與幸福［J］.馬克思主義與現(xiàn)實，2011（2）：1-3.

［22］張濤.青海農牧區(qū)鄉(xiāng)村旅游助推鄉(xiāng)村振興動力機制研究［D］.西寧：青海師范大學，2022.

［23］張賽茵，雷婷，孫潔，等.資源衰退型城市旅游轉型發(fā)展的影響因素及組態(tài)路徑：基于模糊集定性比較分析［J］.自然資源學報，2023，38（3）：601-617.

［24］朱怡帆，何丹，范振杰.鄉(xiāng)村旅游地居民幸福感影響因素及其作用路徑［J］.地理科學，2023，43（9）：1598-1607.

［25］杜運周，賈良定.組態(tài)視角與定性比較分析（QCA）：管理學研究的一條新道路［J］.管理世界，2017（6）：155-167.

［26］張馳，鄭曉杰，王鳳彬.定性比較分析法在管理學構型研究中的應用：述評與展望［J］.外國經濟與管理，2017，39（4）：68-83.