旅游的幸福增進效應
——來自CGSS2015的經(jīng)驗證據(jù)

于 偉 張 鵬 李雪麗

(1.山東財經(jīng)大學工商管理學院,山東濟南 250014; 2.濟南大學商學院,山東濟南 250002; 3.大連民族大學經(jīng)濟管理學院,遼寧大連 116600)

0 引言

提升人們幸福感是經(jīng)濟社會發(fā)展的根本目標,但令人困惑的是我國民眾的幸福感并未隨著經(jīng)濟高速增長和收入水平提升而顯著改善,甚至出現(xiàn)了“幸福停滯”困局[注]世界價值觀調查數(shù)據(jù)顯示:1995年、2001年、2007年和2012年我國國民幸福感均值分別為6.83、6.53、6.76和6.86(資料來源:世界價值觀調查網(wǎng)http://www.worldvaluesurvey.org/wvs.jsp或中國國家調查數(shù)據(jù)庫http://cnsda.ruc.edu.cn/)。,如何才能提升人們幸福感成為需要密切關注的問題。現(xiàn)階段,在收入水平提升、交通基礎設施改善和旅游供給側優(yōu)化的共同作用下,旅游業(yè)快速發(fā)展構成我國經(jīng)濟社會進步的重要特征化事實,旅游逐漸成為更多人的休閑選擇。這種幸福停滯和旅游業(yè)經(jīng)濟位勢不斷凸顯的共同背景促使我們對旅游發(fā)展的社會心理功效進行深入分析。從微觀視角看,作為發(fā)展導向的幸福感建立在對生活環(huán)境和經(jīng)歷的綜合評價基礎上,旅游者固然會因“行走”而快樂(happiness),但在此之外是否會有更高的“綜合”幸福感知(well-being)?如果將這一問題向更為宏觀視角投射,即旅游業(yè)發(fā)展是否有助于破解“幸福停滯”的困局?對此解答對于制定旅游產業(yè)發(fā)展政策和提升國民幸福指數(shù)顯然都具有重要意義。本文在既有旅游幸福效應相關研究基礎上,將“旅游幸福感”從旅游愉悅體驗向外拓展,利用大樣本數(shù)據(jù)庫(中國綜合社會調查CGSS2015)和多種統(tǒng)計方法穩(wěn)健驗證旅游對國民幸福存在的增進效應,測度這種效應存在的區(qū)域和城鄉(xiāng)差別,同時借助CGSS提供的測量項目分析并驗證了旅游活動對人們幸福感的部分作用路徑,為解答“旅游如何影響幸?！碧峁┙?jīng)驗證據(jù)。

1 文獻綜述和理論分析

作為“隱藏的國民財富”和國民福利判定的重要標準,幸福感及其影響因素長期為經(jīng)濟學、管理學和社會學領域所關注(Frey et al.,2002;王豐龍 等,2015)。在“何為幸?！钡难芯恐?伊壁鳩魯和亞里士多德的早期探索形成了快樂論和實現(xiàn)論兩種幸福感的哲學基礎,并產生主觀幸福感(SWB)和心理幸福感(PWB)兩種幸福內涵研究范式(張陸 等,2007)。主觀幸福感視角下的幸福研究側重“享樂”,認為幸福是整體生活滿意度的提升、積極情緒的積累和消極情緒的消弭。心理幸福感則側重“成長”,認為幸福不僅是獲得快樂,還應包括健康向上的生活和個體潛能的發(fā)揮等。隨著積極心理學研究的興起,兩種幸福感研究范式呈交融趨勢,幸福感遂被視作人們根據(jù)自身內在標準對生活質量和自我發(fā)展的總體評估形成的積極情感占優(yōu)的心理狀態(tài)(Diener et al.,1999;伍如昕,2017),包括心理愉悅感、對生活總體滿意和個體價值實現(xiàn)等層面(Bruno,2008)。實證研究表明,人們幸福感的影響因素多元,既包括年齡、性別、收入、受教育程度等人口學特征變量(Anderson et al.,2012;陽義南 等,2016),也包括健康狀況、居住條件、社會階層等個體認知因素(Ljunge,2016;盧海陽 等,2017),此外,城鄉(xiāng)發(fā)展差距、通貨膨脹、環(huán)境污染、公共服務質量等經(jīng)濟社會因素也會通過自我認知和比較等方式作用于人們的幸福感(陳剛 等,2012;周紹杰 等,2015;儲德銀 等,2017)。

近年來,研究者們圍繞旅游者在旅游過程及其前后的“暢爽”(flow)心理體驗對旅游幸福感的發(fā)生過程和影響因素進行了大量探究(吳茂英 等,2014;Smith et al.,2017)。研究發(fā)現(xiàn),出行前的美好期待和對異地景物的向往有助于喚起人們的積極情緒,充實個體心理資本;伴隨旅游過程中的身體位移和游覽的審美、逃逸和移情等心理活動,旅游者的愉悅和個體成長需求在一定程度上得以滿足;旅游活動完成后旅游者實現(xiàn)從世俗到“神圣”再歸于平凡的身份狀態(tài)轉換,而在回憶和聯(lián)想的作用下,旅游者在旅游過程中的“暢爽”體驗和高層次需求滿足感能夠得以留置(亢雄 等,2010;張?zhí)靻?等,2014)。這種愉悅及滿足的喚起和沉淀共同構成了旅游幸福感的生成機制。旅游幸福感影響因素研究則兼有過程和活動視角,過程視角的研究表明旅游幸福感生成與全過程體驗有關,既包括資源產品和旅游服務質量,也包括游客間互動等因素(Su et al.,2015;Reitsamer et al.,2017);活動視角下研究者們關注不同類型體驗項目對旅游者幸福感的影響,例如:觀光旅游被證實有助于提升參與者的享樂型幸福感(Gilbert et al.,2002);登山、潛水、探險和禪修旅游活動有助于人們產生積極自我認可(Stebbins,2008;Norman et al.,2017);紅色旅游者幸福感的提升則通過內化價值觀和學習的逆向正遷移強化機制實現(xiàn)(鄭華偉,2016)。這些圍繞特定旅游活動項目和旅游體驗展開的旅游幸福感研究有利于我們洞悉旅游者的心理體驗,但發(fā)生在特定旅游時刻的旅游體驗具有具身、流動和情境性特點(樊友猛 等,2017),旅游的幸福研究有必要深入關注旅游活動在“愉悅體驗”之外對人們的福祉和生活質量的影響(Filep,2012;Uysal et al.,2016;Knobloch et al.,2017),厘清旅游活動對人們綜合幸福感的作用。

人們參加旅游活動的直接目的在于通過獲取異于居住地世俗生活的體驗經(jīng)歷,進而激發(fā)大腦中情緒、認知和行為的愉悅回路。盡管旅游者從游覽過程中獲取的積極情緒體驗和滿足感有利于喚起其愉悅感知并向家庭、社會和文化生活外溢,但幸福的真諦在于人的全面發(fā)展。旅游幸福增進效應并非只是身心愉悅,還包括通過旅游活動獲得的自主性增強和“成長”潛能提升等,這種成長發(fā)展認知與人們對生活的態(tài)度、前景認知和控制感有關(Ryff et al.,1995;Tse,2014),能夠反映在人際關系拓展和個體成長等方面(“旅游業(yè)對國家經(jīng)濟社會發(fā)展的戰(zhàn)略性作用”課題組,2015)。離開常住地的空間位移使得旅游者與原有的地理社會環(huán)境發(fā)生暫時隔離并與目的地社會產生關聯(lián),這有助于拓展個體社會資本。社會資本積累被視為擁有者改善環(huán)境掌控力、拓展成長空間和提升自我接納意愿的有效途徑,對感知發(fā)展前景和幸福有著顯著影響。從個體視角看,一方面,個體在旅游活動中與他人的交往有助于彼此產生身份上的認同和價值觀的相互包容,強化彼此之間的去符號化和主體間關系的“社會學想象”(王培剛 等,2015),進而產生認同和長期交往動機,這有助于充實個體認知性社會資本;另一方面,與在常住地與他人長期互動產生的強聯(lián)系不同,旅游活動是參與者拓展原有社會空間之外社交網(wǎng)絡的有效方式,旅游者在與目的地居民、旅游服務提供者和同行者互動中能夠增加產生弱聯(lián)系的機會,而弱聯(lián)系關系有助于提供非重疊性信息,優(yōu)化個體結構性社會資本,提升資源動員能力和自我接受水平。從宏觀層面看,旅游者的社會流動也是不同區(qū)域人群溝通交流的渠道,有助于增強不同人群之間的相互了解和全社會內部聯(lián)系網(wǎng)絡,進而培育全社會范圍內的信任機制(Glover et al.,2005)。

大量研究證實,幸福感的形成與人的社會經(jīng)濟地位(Socio-economic Status)密切相關(Blanchflower et al.,2008;黃婷婷 等,2016),社會經(jīng)濟地位是社會成員進行社會參與和交往的基礎(楊博 等,2015),由個體的知識、收入和職業(yè)地位等因素決定,是衡量個體成長的重要外部指標。旅游活動可通過多重方式提升個體對自身社會經(jīng)濟地位認知。首先,個體社會經(jīng)濟地位感知與其知識基礎密切相關,旅游者在“行走”過程中會開闊視野和增長見識,這有助于增加個人知識儲備,進而提升個體自我效能感和發(fā)展空間;其次,作為人們在物質消費基礎之上的享受型活動,旅游活動是高質量生活的外在呈現(xiàn)方式,這使得旅游消費具有特定“符號”功能,而消費社會中的符號本身往往附帶地位和聲望等意義,消費某一符號意味著處于特定社會區(qū)隔(鮑德里亞,2014),旅游消費的“符號”效應有助于提升參與者對社會區(qū)隔的自我認定;最后,人們對社會經(jīng)濟地位的感知與比照效應密切相關,作為高層次和創(chuàng)造性消費的旅游活動能夠使其參與者通過比照產生社會身份的自我強化(Bernini et al.,2017),提升對社會經(jīng)濟地位的認知。

綜上所述,本研究提出以下待驗證的假說:旅游活動能夠顯著提升人們的綜合幸福感,即旅游具有幸福增進效應,這種效應能夠通過充實社會資本和提升社會經(jīng)濟地位方式實現(xiàn)。

2 模型設定與數(shù)據(jù)說明

為驗證旅游的幸福增進效應,本研究設定的基準回歸方程如下:

wellbeingij=β0+β1tourismij+γWij+ηZj+εij

(1)

式(1)中,wellbeing和tourism分別指代被解釋變量幸福感和核心解釋變量旅游活動,由于本研究刻畫的基于整體生活經(jīng)歷的幸福感知受個體認知和宏觀環(huán)境等多種因素影響,為剝離出其他因素的影響進而準確識別旅游活動對幸福感的作用,本研究設置Wij和Zj兩組控制變量,分別指代調查對象個體特征變量集合和所在省域(省、自治區(qū)、直轄市)特征變量集合,β0和εij分別為常數(shù)項和誤差項。

本研究關于旅游活動、幸福感和個體特征變量數(shù)據(jù)來自于2015年中國綜合社會調查(CGSS)數(shù)據(jù)庫,該數(shù)據(jù)庫由中國人民大學等單位聯(lián)合組織的覆蓋中國大陸28省域大型抽樣調查形成。其中幸福感測度方式為直接征詢調查對象對自身生活的總體評價(測項為“總的說來,您覺得您的生活是否幸福”),調查對象的回答反映了其對自身發(fā)展和環(huán)境的綜合評判。旅游活動通過調查對象自我報告的因度假和探親訪友等原因而外出滯留的過夜天數(shù)進行測度。盡管過夜天數(shù)并未全面涵蓋“近郊一日游”等活動,但仍可視為反映調查對象旅游活動的重要指標。個體層面的控制變量既包括性別、年齡和絕對收入等人口統(tǒng)計指標,也包括社會公平、住房條件和健康狀況等個體認知指標,區(qū)域層面的控制變量涵蓋公共服務、城市化水平和通貨膨脹等,公共服務水平由調查對象自我報告的滿意程度衡量,城市化水平和通貨膨脹等通過《中國統(tǒng)計年鑒》客觀數(shù)據(jù)反映(省域尺度)。CGSS2015共提供了10968個樣本,刪除在本研究選取指標上存在缺失和不確定回答的樣本后共有8165個樣本納入分析。各變量測量方式及描述性統(tǒng)計結果如表1所示。其中幸福感均值為3.88,介于“說不上幸福不幸福”和“比較幸?！敝g,以度假或者探親訪友滯留天數(shù)刻畫的旅游活動均值為1.91,按照本研究賦值方式為(過去一年)5個晚上以下,這在一定程度上也說明我國休閑度假旅游仍需要進一步發(fā)展。

表1 變量測量方法及描述性統(tǒng)計結果

注:表中相關數(shù)據(jù)來源于CGSS2015和《中國統(tǒng)計年鑒(2016)》

3 實證結果

3.1 基本回歸結果

由于本研究被解釋變量“幸福感”為有序離散型數(shù)據(jù),因此使用有序Probit模型估計較為合適。但亦有研究指出,使用有序Probit和OLS模型并不會對變量系數(shù)和顯著性產生明顯差異,OLS模型回歸結果更有助于呈現(xiàn)邊際效應(Knight et al.,2010;盧海陽 等,2017)。因此,本研究在表2中同時報告了有序Probit和OLS估計結果。在不考慮任何控制變量時,表2中列ⅠOLS模型估計結果顯示旅游活動對人們幸福感的影響顯著為正(β1=0.038,P<0.01),列ⅡOLS模型增加了人口統(tǒng)計特征、個體認知和區(qū)域社會經(jīng)濟控制變量后,模型解釋力較列Ⅰ有了明顯提升,旅游活動對人們幸福感影響仍顯著為正(β1=0.013,P<0.05),這一結論在列Ⅲ基于有序Probit模型估計結果中得以支持(β1=0.024,P<0.05),反映出旅游活動有助于提升人們的幸福感知,即旅游活動具有幸福增進效應。

如表2所示,可以看出:性別系數(shù)顯著為負,表明男性幸福感要低于女性,這與傳統(tǒng)文化賦予男性的角色壓力有關;年齡、婚姻、宗教信仰和絕對收入等變量對幸福感影響均在至少5%水平下顯著為正,表明人們幸福感隨著年齡增長有所提升,家庭提供的心理歸屬和角色擔當有助于提升人們的幸福感,絕對收入增長帶來的生活質量改善和風險降低也有助于充實人們的獲得感。住房條件、健康狀況和社會資本對人們幸福感影響亦顯著為正,健康的身體狀況和良好的居住條件是提升人們積極心理的必要條件,社會資本帶來的對社交和受尊重需求的滿足也有助于提升人們的幸福感。社會公平感知增強和相對社會經(jīng)濟地位的改善有助于提升人們對社會發(fā)展的認同感,充實人們的積極心理。就業(yè)狀況的幸福影響顯著為負,這意味著非農就業(yè)對人們的幸福感存在消極影響部分源自非農就業(yè)所具有的競爭環(huán)境和績效提升壓力。區(qū)域發(fā)展變量中,公共服務和城市化水平對人們幸福感影響在1%水平下顯著為正,公共服務質量優(yōu)化有助于提升人們生活便利性,城市化進程則能夠為個體提供更多發(fā)展機會。通貨膨脹增加了人們生活成本,減少了相對收入,對幸福感知具有顯著消極影響。

表2 總樣本OLS、有序Probit和2SLS模型估計結果

注:***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著,回歸系數(shù)括號內的數(shù)字為T統(tǒng)計量,下表同

為進一步夯實“旅游具有幸福增進效應”結論的穩(wěn)健性,本研究基于OLS方法在控制了其他變量基礎上測度了旅游活動對人們幸福感影響的邊際效應值(見表3)?？傮w樣本范圍內,外出旅游每增加一個單位(即表1旅游活動賦值層級),調查對象非常不幸福和較不幸福概率分別下降0.6%和0.2%,比較幸福和非常幸福概率則分別上升0.1%和0.6%。邊際效應分析結果再次證實旅游活動具有幸福增進效應。

表3 旅游對幸福感影響的邊際效應回歸結果

3.2 內生性處理

盡管OLS和有序Probit模型估計結果均顯示旅游活動有助于提升人們的幸福感,但將其解釋為因果關系還需要進一步克服內生性問題。內生性問題主要源自反向因果和遺漏變量,前者表現(xiàn)為幸福感更高的人群外出旅游概率可能更大,后者源自某些不可測變量(如性格)會同時影響出游意愿和幸福感知。為盡可能克服內生性問題的影響,本研究采用工具變量和兩階段最小二乘法(2SLS)做進一步檢驗。既有工具變量多采用內生變量的滯后變量和外部變量加以尋找,本研究采用的是截面數(shù)據(jù),因此從外部變量加以考量。道路基礎設施和旅游接待設施是影響人們外出旅游意愿的重要因素,其對人們幸福感的影響也是通過出行便利性等間接方式實現(xiàn),因此本部分選擇兩變量作為工具變量,分別通過省域路網(wǎng)密度和旅游企業(yè)資產進行測度,計算方式為省域鐵路公路通車里程(之和)除以省域面積和旅游企業(yè)(旅游景區(qū)、星級飯店、旅行社)固定資產總值,數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒(2016)》和《中國旅游統(tǒng)計年鑒(2016)》。

表2列Ⅳ報告了基于兩階段最小二乘法(2SLS)估計的結果,弱工具變量F統(tǒng)計量為12.78(>10),因此拒絕弱工具變量原假設,Sargan檢驗P值大于0.05,無法拒絕工具變量符合外生變量的原假設(具體過程略,備索)。核心解釋變量旅游活動的系數(shù)仍在10%水平下顯著為正,這意味著在克服了內生性導致的偏誤后,旅游活動能夠顯著提升人們的幸福感的假說依然成立(β1=0.214,P<0.05)。以10%水平為界,其余控制變量除個別因素之外的影響方向和顯著性與OLS和有序Probit買模型估計結果并無明顯差異。

3.3 區(qū)域和城鄉(xiāng)異質性分析結果

我國幅員遼闊,區(qū)域間和城鄉(xiāng)間仍存在較大的發(fā)展不均衡現(xiàn)象。二元社會結構的存在使得不同居民幸福感受部分因素影響的狀況和程度存在差異性(閏丙金,2012),這種差異是否體現(xiàn)在旅游的影響中需要進一步驗證。本部分根據(jù)回答者自我報告的省域(省、自治區(qū)、直轄市)所在區(qū)域和戶籍情況(農業(yè)/非農戶口)將全部樣本分為中東部/西部(國家統(tǒng)計局口徑)以及城市(鎮(zhèn))/農村,分別考察不同組別下旅游活動對人們幸福感的影響。初步比較分析顯示,中東部(6147樣本)和西部地區(qū)(2018樣本)被調查者的旅游活動仍存在顯著差別(P=0.008,中東部和西部均值分別為1.93和1.83),城市(2313樣本)和農村(5852樣本)被調查者也存在顯著差別(P=0.000,城鄉(xiāng)均值分別為2.06和1.84)。回歸估計結果如表4所示。中東部組別有序Probit模型估計結果顯示旅游活動對人們幸福感影響在5%水平下顯著為正,即旅游活動能夠顯著提升人們幸福感知,2SLS模型估計結果表明在在克服內生性影響后結論依然成立。西部地區(qū)有序Probit模型估計結果顯示旅游活動對人們幸福感的影響并不顯著,2SLS模型估計結果中旅游的幸福增進效應也僅在10%邊緣顯著水平下成立。類似的,旅游的幸福增進效應在城市/城鎮(zhèn)樣本中成立,但農村樣本中并未得到顯著支持。盡管旅游者在體驗過程中普遍能夠感受到快樂,但旅游對幸福感的作用仍存在區(qū)域和城鄉(xiāng)差別。西部和農村地區(qū)旅游的幸福效應并未彰顯,其原因與西部和農村居民在經(jīng)濟發(fā)展水平、居民收入和發(fā)展機會等方面長期相對劣勢有關。一方面,如有序Probit模型估計結果顯示,絕對收入對幸福感的影響在西部和農村地區(qū)顯著,而這種影響在中東部和城市并不明顯,這意味著西部和農村地區(qū)對收入水平改善訴求更為迫切,收入增長等物質層面因素對幸福感的影響較旅游活動等享受型消費更為突出,較大的增收壓力既抑制了人們的外出旅游需求,也削弱了旅游的幸福增進效應;另一方面,如前文所述,旅游活動有助于提升人們的社會經(jīng)濟地位和自我評價,而社會經(jīng)濟地位認知對幸福感影響的估計結果在所有區(qū)域和城鄉(xiāng)子樣本中均顯著,西部和農村地區(qū)居民相對較少的旅游活動在一定程度上也抑制了提升社會經(jīng)濟地位的渠道,間接削弱幸福感;此外,社會比較研究方向的研究表明,當人們與條件更好的群體進行上行比較時會降低幸福感(Stapel et al.,2004)。作為滿足高層次需求的生活方式,區(qū)域間和城鄉(xiāng)間的“旅游落差”在一定程度上也會通過“心理剝奪”對發(fā)展相對滯后區(qū)域人們幸福感帶來不利影響。

3.4 影響機制檢驗

假說中提出旅游活動能夠通過充實社會資本和提升社會經(jīng)濟地位等方式影響參與者對幸福的感知,本部分對此加以檢驗。表5列Ⅰ顯示,在控制了其他變量后,旅游活動對幸福感影響系數(shù)為0.018且通過1%顯著水平檢驗,旅游活動對人們社會資本也具有正向影響(P=0.000),將旅游活動和社會資本同時放入以幸福感為因變量的方程,得出旅游活動影響系數(shù)為0.016,仍通過1%顯著水平檢驗。對比表5列Ⅲ和列Ⅰ結果能夠看出,社會資本在旅游活動和幸福感之間發(fā)揮部分中介效應,Sobel計算結果也顯示中介效應顯著(z=0.001,P=0.008),旅游活動有助于直接提升人們的幸福感,也能夠通過充實社會資本的方式間接提升人們的幸福感知。同理,列Ⅳ顯示旅游活動能夠提升參與者感知的社會經(jīng)濟地位,表5中列Ⅴ和列Ⅰ的比較以及Sobel計算結果顯示社會經(jīng)濟地位在旅游活動和幸福感之間發(fā)揮了部分中介效應,旅游活動對人們幸福感的影響通過充實社會資本和提升社會經(jīng)濟地位實現(xiàn)的假說得以證實。對比表5中列Ⅴ和列Ⅲ結果能夠進一步看出,經(jīng)濟社會地位提升在旅游活動和幸福感之間的中介效應較社會資本更為明顯。

表4 區(qū)域和城鄉(xiāng)分組回歸結果

表5 中介效應驗證結果

4 結論與討論

4.1 結論

推動國民幸福增長是發(fā)展旅游業(yè)的基本價值取向,旅游活動不僅需要給旅游者帶來行走時刻的快樂,還需有助于提高其綜合幸福評價。本研究利用CGSS2015數(shù)據(jù)分析旅游活動對人們幸福感的影響,結果表明:(1) 旅游活動具有顯著的幸福增進效應,隨著人們外出度假或者探親訪友滯留天數(shù)的增加,幸福感將得以提升;(2) 旅游的幸福增進效應存在區(qū)域和城鄉(xiāng)異質性,受經(jīng)濟發(fā)展水平等因素的影響,西部和農村地區(qū)旅游業(yè)的幸福增進效應并未充分體現(xiàn);(3) 社會資本和社會經(jīng)濟地位感知在人們旅游活動和幸福感之間發(fā)揮部分中介效應,即旅游活動不僅有助于直接提升人們幸福感,還能夠通過充實社會資本和提升社會經(jīng)濟地位等方式間接助推幸福感。

4.2 討論

本研究從參與者自我報告的視角證實了“旅游業(yè)是幸福產業(yè)”并探究了其形成機制。旅游活動不僅能夠在“旅游時刻”賦予參與者積極情緒和認知,還有助于通過充實個體社會資本和提升社會經(jīng)濟地位的方式推動人們的綜合幸福感知。

本研究的政策啟示如下:首先,在當前“幸福停滯”背景下,大力發(fā)展旅游業(yè)對提升人們的幸福感有著重要價值。與經(jīng)濟增長相比,社會發(fā)展的目標更應突出人們的獲得感和幸福感,旅游則是人們提升自我評價和幸福感知的途徑。與發(fā)達國家相比,我國大眾旅游起步較晚,旅游的幸福增進效應有待進一步彰顯。發(fā)揮旅游的幸福增進效應需要從休閑制度設計、交通基礎設施建設和旅游供給體系優(yōu)化等方面綜合實施,通過帶薪度假等休閑制度設計滿足人們的旅游權利,實現(xiàn)工作-休閑平衡,通過交通基礎設施建設減少人們外出旅行的風險感知,強化人們的出游動機,優(yōu)化旅游供給體系以增加旅游者滿足自身休閑需求和發(fā)展目標的選擇空間,推動旅游者在旅游活動中產生并沉淀積極情緒。其次,西部和農村地區(qū)的旅游幸福增進效應并未充分彰顯,“旅游落差”也是我國區(qū)域和城鄉(xiāng)間發(fā)展不均衡的表現(xiàn),保障西部和農村等發(fā)展相對滯后區(qū)域的旅游權利應為縮小區(qū)域和城鄉(xiāng)發(fā)展差距的應有之意。旅游幸福效應的釋放需要一定的經(jīng)濟和社會基礎,現(xiàn)階段需要釋放中東部和城市發(fā)展的溢出效應,通過收入增長和教育發(fā)展等夯實西部和農村地區(qū)發(fā)展基礎,減少西部和農村地區(qū)人們外出旅游的約束條件,縮小區(qū)域間和城鄉(xiāng)間旅游落差,在全域范圍內體現(xiàn)出旅游的幸福增進效應。最后,建立旅游目的地主客良性互動機制,拓寬提升人們幸福感的渠道。本研究證實旅游推動的社會資本積累是提升人們幸福感知的重要方式,旅游者和目的地居民等群體間的良好互動機制既是旅游目的地吸引力的重要組成部分,也是充實個體和全社會范圍內社會資本的重要方式,因此旅游目的地需要提升服務品質,優(yōu)化開放氛圍,持續(xù)提升游客體驗質量。此外,控制變量計算結果也提供了提升人們幸福感的系統(tǒng)動力視角。健康狀況、社會公平認知和公共服務質量等對人們的幸福感均具有顯著影響,轉型期這部分因素較旅游活動對人們幸福感影響更為明顯,一旦缺失則會消弭旅游業(yè)高速發(fā)展帶來的幸福增進效應。因此,作為政策聚焦點和發(fā)展導向的幸福感提升是社會系統(tǒng)工程,需要結合環(huán)境改善和健康保障計劃優(yōu)化人們的健康條件,縮小收入和發(fā)展機會等的不公平程度以及提升公共服務質量等諸多方面綜合推進。

4.3 研究不足和未來研究方向

囿于數(shù)據(jù)指標限制等,本研究仍存在若干不足,如無法刻畫不同類型旅游活動對人們幸福感的差異影響、中介指標無法全面剖析旅游人們感知幸福的傳導路徑以及缺少針對旅游活動影響目的地居民幸福感的分析等。這也為未來研究提出了方向:一是選擇特定樣本進行分析,探討不同旅游體驗內容對人們幸福感知的影響,二是從旅游者心理認知變化視角系統(tǒng)刻畫旅游活動對幸福感提升的傳導路徑,三是將旅游社區(qū)和旅游目的地居民等利益相關主體共同納入“旅游的幸福增進效應”考察范疇,為全面發(fā)揮旅游業(yè)的社會心理功效提出有針對性的建議。