旅游本真性、情感體驗與地方依戀的關系研究

(1.西南財經大學 工商管理學院,四川 成都611130;2.西藏職業技術學院 旅游與文化學院,西藏 拉薩850000;3.西藏大學 珠峰研究院,西藏 拉薩850000;.西南民族大學 管理學院,四川 成都61001)

工業化進程的推進,一方面給人們帶來了巨大的物質財富；另一方面工業化對傳統性的解構,使人們希望通過對逃離工業化的本真性追求,平衡或對抗工業化對身心造成的沖擊。尤其是現代科技過度強調事物的效率和結果,忽視了人文意義和社會價值,發達的工業社會雖然是“富裕社會”,但也是一個“病態社會”[1]。工業化理性對人的壓抑和束縛并沒有徹底消除人們對“看得見山,望得見水,記得住鄉愁”的那份延續千年的中國傳統農耕文明的美好生活理想,反而由于防御心理和補償心理作用更加激發出人們在離開慣常環境的旅游活動中放下異化的面具,展現真實的自我,尋求人與自然、人與環境、人與社會、人與人之間的本真。尤其是隨著民族文化旅游熱的興起,越來越多的游客涌入中西部少數民族地區,尋求對民族文化生活的本真體驗[2]。

旅游領域對本真性的研究主要從客觀主義、建構主義、后現代主義和存在主義四個視角展開,前三者是與客體相關的本真性理論,而存在主義本真性則跳出旅游客體,強調旅游主體的體驗。王寧從人與物、人與人的關系出發,提出了單向本真和互動本真的新維度：單向本真是旅游者凝視中對旅游客體符號化解讀建構的本真,不僅包含客體的本真,還有建構本真的成分;互動本真是人際間的本真,包括旅游者與旅游者互動產生的本真、旅游者與目的地居民互動產生的本真[3],拓展了本真性研究的新領域。

地方依戀作為個體與特定地方或環境在情感上的聯結,已有研究發現地方依戀對旅游者的目的地忠誠度[4]、重游意愿[5]等具有積極作用,旅游者涉入程度[6]、專業化[7]、地方意義[8]等會對依戀水平產生影響。在現有成果中,關于本真性與地方依戀的研究尚不多見。本文依據本真性理論,從人與物、人與人關系的視角出發,探索單向本真、互動本真與地方依戀的關系,以豐富地方依戀與旅游者行為的相關研究。

1 理論基礎與研究假設

1.1 理論回顧

本真性研究:在旅游本真性研究中,客觀主義認為本真性是客觀標準所決定的真理。Boorstin DJ提出旅游者體驗的客體是被設計的不真實的事件[9];Maccannell認為,旅游主要的動機就是尋找本真,旅游者很難體驗到客觀本真,所體驗到的只是舞臺化本真[10];Cohen E將本真分為四個類型:本真、舞臺本真、本真的否認和人工性[11]。后現代主義則認為,旅游者尋找的并非客觀的真實,而是一種“超真實”。客觀主義、建構主義和后現代主義探討的本真性,幾乎都是基于旅游主體對旅游體驗的客體即旅游吸引物本真性的追尋。王寧在此基礎上從旅游者的視角提出了存在本真,將關注的焦點從旅游客體轉向旅游主體。存在本真是旅游者通過旅游體驗活動達到一種“成為”的存在狀態,包括個體內部的本真性、個體與個體間的本真性,這種存在狀態是由旅游活動中的閾限所激活的[12]。

存在主義本真的提出,將客體論的本真性研究拓展到主體論的本真性研究,豐富了本真性的內涵。然而,存在本真性仍有其局限性,如旅游活動中的人際互動不僅僅在于旅游者之間,還包含旅游者與目的地居民之間的互動。此外,存在主義強調旅游主體的本真,一定程度上又忽視了旅游客體。從早期的客觀主義、建構主義、后現代主義再到存在主義,其研究屬于單元論視角的本真性。近十年來,學者們突破了單元論,將本真性拓展到多元論視角。Wang Yu認為旅游者在追求體驗的同時,也在尋求家的感覺和真實的自我,將“家”引入“本真性”概念中,提出了本真性的三個層次:客體、自我和家,這種與家的體驗相關的本真性即“定制化本真”[13];王寧則把本真性進一步分為單向本真性和互動本真性。單向本真與互動本真的提出,將旅游客體的本真性與旅游主體的本真性納入本真性概念,將主觀和客觀有機結合起來,成為本文研究的基礎。

情感體驗研究:旅游者的情感體驗不僅是其旅游體驗與經歷的重要組成部分[14],同時還對滿意度[15]、忠誠度、行為意愿[16]等產生重要影響。現有研究主要探討了旅游者情感包含的模式、影響因素、影響效應、動態變化過程等，如旅游者情感包括高興、負面、平和、復雜和激情5種模式[17]。情感可以用“愉悅度”來表達,并形成“快樂—痛苦”兩極情感模型[18]。Hosany S運用認知評價理論對旅游者情感的研究發現,愉快、目標一致、內部自我相容是旅游者情感產生的決定因素[19]。此外,社會情境也會塑造涉入其中的參與者的積極情感[20]。Nawijn J提出“U”形假日快樂曲線,對旅游者的情感的動態變化做了形象的詮釋[21];Lin Y等采用質性研究方法探討了旅游者具體情感的變化過程[22];黃瀟婷以時間地理學的時空路徑為研究工具,建立“旅游情感路徑”(TEP),分析了旅游者在景區內部游覽過程中的情感變化過程,旅游者情感變化與游覽順序、游覽地點之間的關系[23]。

地方依戀研究:Withams于1989年提出“地方依戀”概念,并建立了地方依賴與地方認同二維度結構[24],前者是“人、地”之間的功能性依戀,后者則是一種情感依戀。對地方依戀的解釋通常從人、地、心理過程三個維出發[25]。Kyle G、Graefe A、Manning R驗證了地方認同、地方依賴和社交聯結的三因素模型[26];Hammitt、Stewart提出地方依戀的五層次金字塔結構,從低層到高層依次為:地方熟悉感、地方歸屬感、地方認同感、地方依賴感、地方根深蒂固感[27]。在旅游領域的研究中,學者們一直試圖揭示地方依戀的形成機理。周慧玲、許春曉認為旅游者對目的地的依戀經歷了如下過程:旅游者游前在獲得目的地相關信息刺激后會首先形成“概念場所”,概念場所并進一步引導旅游者前往目的地的旅游消費行為。當旅游者到目的地后,會產生一個場所映像(即基模場所),若基模場所超過概念場所預期,又符合個人的價值觀體系,再經過一個“內省”的過程,由此產生地方依戀[28]。此外,有學者從心理學依戀理論出發,構建了旅游情境下“內隱—外顯”地方依戀模型[29]。現有研究對地方依戀的產生有著不同的維度劃分,但應用最為廣泛的是地方依戀的二維結構,本文也以此作為地方依戀的理論依托。

1.2 研究假設

本真性與地方依戀、情感體驗:本真性感知對地方依戀的形成具有積極作用。Ramkissoon H通過對前往非洲探尋自然與文化遺產的旅游者研究發現,本真性感知影響滿意度,進而影響地方依戀水平與文化行為意向[30]。這類本真性感知是旅游者對旅游吸引物的認知和評價,是與目的地客觀事物互動的結果,屬于人與物的關系互動,是典型的單向本真體驗。在非慣常環境下,人與人之間情感的真實體驗,能夠強化旅游者對一個地方的認同與情感上的聯結。由此推測,單向本真與互動本真的感知程度越高,其地方依戀感越強。本文提出假設:H1a——單向本真對地方依戀有顯著正向影響;H1b——互動本真對地方依戀有顯著正向影響。

對遺產旅游觀光的研究發現,旅游者本真性感知會激發懷舊情感體驗[31]。Pearce PL認為,旅游者情感體驗不但能由旅游體驗要素激發,而且還能由他人情感激發,旅游者與本地居民的人際間互動會直接影響旅游體驗[32]。游客在旅游活動過程中對目的地吸引物的單向本真感知,以及與目的地居民互動中對居民真實情感的體驗都能激發積極的情緒,共同構成旅游者的情感體驗。由此推測,旅游者本真性感知的程度,對情感體驗具有積極影響。本文提出假設:H2a——單向本真對旅游情感體驗有顯著正向影響;H2b——互動本真對旅游情感體驗有顯著正向影響。

旅游者情感體驗的中介作用:在認知差距、情感與場所依戀的關系研究中,證實了情感體驗對地方依戀具有正向影響[33],游客情感體驗質量越高,其地方依戀水平也就越高。對游客的本真性感知、懷舊情感體驗、地方依戀與環境負責任行為的關系研究中,本真性感知對懷舊情感體驗與地方依戀產生直接顯著影響,懷舊情感體驗對地方依戀具有顯著影響[34]。由此推測,旅游者積極正面的情感體驗質量越高,對旅游目的地產生地方依戀的可能性就越大。提出假設:H3——旅游者情感體驗對地方依戀有顯著正向影響;H4a——旅游者情感體驗在單向本真與地方依戀之間具有部分中介作用;H4b——旅游者情感體驗在互動本真與地方依戀之間具有部分中介作用。理論假設模型見圖1。

圖1 理論假設模型

2 量表設計及數據收集

量表主要包括四個部分:本真性量表、地方依戀量表、旅游者情感體驗量表和被調查者人口統計信息。地方依戀測量采用Williams DR、Vaske JJ地方依戀量表[35],分為地方依賴與地方認同兩個維度,共9個題項。旅游者情感體驗測量,采用Vitterso語義差異量表[36]。

由于單向本真與互動本真維度的本真性量表無成熟量表可借鑒,故依托相關研究開發本真性量表。根據Hinkin的量表開發程序,首先在文獻回顧和對10名游客深入訪談的基礎上,形成包括15個測量題目的項目池,分析整理后結合實際情境對用詞加以修訂,將項目池測量題項精簡到11個。邀請本學科領域專家對題項是否符合單向本真與互動本真的定義給予評判,初步檢驗題項的表面效度及構念效度。根據專家意見,刪除3個題項,形成“我認為民族村寨環境優美、我喜歡民族村寨居民的民族服飾、我認為民族村寨居民對待客人是真誠的”等8個題項的本真性初始量表。

為檢驗量表的有效性和可靠性,在正式調查前,進行預調查,發放110份預測試問卷,收回106份,有效問卷101份。對本真性初始量表的探索性因子分析顯示,Bartlett球形檢驗χ2=422.594、df=28、p<0.05、KMO值檢驗為0.849,各題項與本真性的總相關性系數在0.539—0.796之間,p<0.01,表明適合進行因子分析。進一步根據以下標準篩選題項:去掉具有雙重載荷、負載系數過低的題項,各因子題項數量的平衡,盡量保留相關文獻和訪談中的重要內容。采用斜交旋轉法,成功提煉出兩個因子,此過程刪除題項IA1-1(在兩個成分上的因素負荷值均大于0.5,具有雙重載荷,故予以刪除),兩次轉軸后的成分矩陣結果見表1。通過探索性因子分析,將本真性量表精簡為7個題項。修正后的本真性量表Cronbachs′α系數值為0.878,表明具有良好的內部一致性。

表1 轉軸后的成分矩陣a

注:萃取方法為主成分分析;旋轉方法含Kaiser正態化的Varimax法;a表示轉軸收斂于3個迭代。

正式調查通過網絡與實地兩種形式,2015年11月至2016年8月共發放問卷350份,回收298份,其中有效問卷280份,問卷有效率93.9%。有效樣本中,男女比接近1∶1,受教育程度主要為大專及以上,占86.4%,月收入集中在3000元及以上,占69.2%。樣本的人口統計特征見表2。

表2 樣本的人口統計特征

3 數據分析

本文采用偏最小二乘法,使用SmartPLS 2.0對研究模型進行檢驗,bootstraps樣本容量設為5000。

3.1 測度模型評價

各潛變量的Cronbachs′α系數均在0.8以上,說明量表具有較好的內部一致性。各潛變量與觀測變量的負載系數都在0.7以上,且達到顯著性水平(P<0.05),說明模型具有較好的收斂效度,見表3。

表3 信度與收斂效度

各潛變量AVE值為0.649—0.756,均大于0.5,將所有潛變量AVE值的平方根值納入相關系數矩陣進行比較,均大于其所在行與列的潛變量相關系數絕對值,表明模型具有較好的區別效度,見表4。

表4 潛變量AVE平方根及潛變量間相關系數矩陣

注:對角線上的數字表示對應的AVE值的平方根。

3.2 結構模型分析

擬合優度:直接效應模型中兩個內生潛變量——旅游者情感體驗與地方依戀的R2分別為0.575和0.794,表明兩者的方差可以被解釋57.5%與79.4%。模型總體擬合優度GoFTEE=0.555、GoFPA=0.507,高于0.36標準(GoFsmall=0.1、GoFmedium=0.25、GoFlarge=0.36),因此模型總體擬合效果較好。外生潛變量對內生潛變量的影響力水平f2在0.180—0.379之間,大于最低標準0.02(0.02≤f2<0.15時,影響力較小;當0.15≤f2<0.35時,影響力中等;當f2的值達到0.35≤f2時,影響力水平高)。其中,旅游者情感體驗對地方依戀的影響力達到了高度水平,其余各外生潛變量對內生潛變量的影響力均達到了中等水平。各外生潛變量對內生潛變量的影響水平f2見表5。

表5 地方依戀、旅游者情感體驗f2

通過盲解法計算Stone-Geisser的Q2值(交互驗證重疊度評估)也是評價結構模型指標之一。根據Herman Wold的建議把移除距離OD(Ommisson Distance)設為7,計算地方依戀與旅游者情感體驗的Q2值分別為0.548、0.427,均大于0,意味模型具有較好的預測相關性。各外生潛變量對內生潛變量的q2效應量在0.279—0.768之間,根據參照值0.02、0.15、0.35代表外生潛變量對特定內生因變量分別具有小、中、大的預測相關性標準,單向本真與互動本真對旅游者情感體驗、地方依戀的預測相關性均達到中度以上相關。

直接效應檢驗:從表6可見,路徑系數均為正,且達到顯著性水平,95%置信區間均不包括0,單向本真與互動本真對地方依戀與旅游者情感體驗均具有顯著正向影響,旅游者情感體驗對地方依戀具有顯著正向影響,假設H1a、H1b、H2a、H2b、H3得到了驗證。

表6 直接影響效應

中介效應檢驗:根據Baron、Kenny提出的中介效應判斷標準及PLS-SE中的中介效應檢驗程序,分三步對旅游者情感體驗的中介效應進行檢驗。首先,評估模型未納入中介變量時,自變量對因變量的直接影響效應的顯著性。其次,檢驗中介變量對因變量,以及自變量對因變量影響效應的顯著性。最后,在模型中納入中介變量,檢驗中介效應的顯著性。顯著性檢驗采用bootstrap法計算95%的置信區間。第一步、二步檢驗結果見表7,單向本真與互動本真對地方依戀的直接影響效應達到顯著性水平(模型一),旅游者情感體驗對地方依戀的影響,以及單向本真與互動本真對地方依戀的影響均達到顯著性水平(模型二、模型三)。

表7 中介效應檢驗(1)

第三步檢驗見表8,旅游者情感體驗在單向本真、互動本真與地方依戀之間的中介效應達到顯著性水平。進一步計算解釋變異量比例值(VAF)對中介效果強度進行衡量,發現旅游者情感體驗對單向本真、互動本真與地方依戀之間的中介效果強度分別為VAFUA=0.301、VAFIA=0.301,表明單向本真與互動本真對地方依戀的影響均有31%是通過旅游者情感體驗產生,部分中介作用成立,假設H4a、H4b得到了驗證。

表8 中介效應檢驗(2)

4 結論與啟示

通過結構方程建模,探討了旅游本真性、情感體驗與地方依戀的關系,研究得出以下結論:首先,旅游本真性對情感體驗和地方依戀具有顯著作用。旅游本真性分為單向本真和互動本真,兩者均會對情感體驗和地方依戀產生積極影響,表明本真性體驗可作為情感體驗及地方依戀的前因變量。根據Arnold的認知評價理論,當個體感受到特定的刺激事件,就會生成“此時此地它對我是好的、壞的或不好不壞”的評價,促使個體產生與評價屬性有關的情緒感受[37]。好的評價誘發積極情緒,趨近事物;壞的評價誘發消極情緒,逃避事物;不好不壞的評價誘發中性情緒,忽略事物。本真性體驗滿足了旅游者對原生態、真實、質樸、傳統性的事物和人際關系的需求,產生肯定的評價,從而激發積極的情感體驗,并對目的地產生認同和依賴。其次,情感體驗對地方依戀具有顯著作用,并且情感體驗在旅游本真性與地方依戀之間具有部分中介作用。認知心理學研究表明,認知是決定情緒情感的關鍵因素,而情緒情感會直接影響個體的行為反應。旅游者在旅游活動中對目的地產生積極情感體驗,并將這種良好體驗轉化為對目的地的認同與肯定,進而強化了心理承諾和行為傾向。此外,旅游本真性感知產生的正向評價或負向評價,會通過影響情感體驗,繼而對地方依戀發揮作用。

研究具有以下啟示:①避免過度商業化,營造出具有傳統性、真實性的舞臺環境。研究表明,旅游本真性對地方依戀具有積極影響。因此,目的地需要提供具有吸引力的旅游刺激物,將本真性作為亮點和利益點打造,滿足現代化背景下旅游者對真實性的需求,促使其產生地方依戀。②旅游本真性是多維度的,除了人與物的本真性環境體驗,在旅游活動中還要注重人與人的本真性交往體驗。旅游從業者不能僅僅滿足于提供標準化服務,而要學會從追求利益的服務供給者,轉變為生活化的角色扮演者,在服務中以心換心,滿足旅游者對真實自我和真實他我的追求。③在旅游產品和服務供給中,確保供給質量和效率是基礎,更為重要的是要結合目的地市場定位和資源特點,提供多樣化、個性化、互動性的特色體驗業態和產品,讓旅游者能夠對旅游吸引物或者刺激物產生肯定的評價,誘發和調動積極情緒,獲得肯定性情感體驗,這對旅游者能否產生場地依戀至關重要。

研究主要關注了旅游本真性、情感體驗和地方依戀的關系,但沒有進一步探討對旅游者行為意向的影響,并且在人與人視角下的互動本真中包含了旅游者與目的地他者、旅游者與旅游者之間兩類關系,尤其是在團隊旅游行中同伴之間的人際關系感知對旅游體驗的影響是不可忽視的,這些都有待深入研究。此外,本研究雖然開發了單向本真與互動本真的量表,但量表的信效度和實際價值還有待今后研究的進一步檢驗。

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