疫情防控中身體距離作用下旅游者幸福感影響路徑

孫佼佼 郭英之

[摘? ? 要]旅游是實現(xiàn)幸福感的重要途徑，疫情特殊時期的人際交往特征產(chǎn)生了新的變量影響旅游者幸福感。文章從價值幸福感和享樂幸福感兩個層面出發(fā)，在已有影響因素的基礎上引入身體距離變量，運用分析多變量交互作用的模糊集定性比較分析（fsQCA）闡述多重復雜并發(fā)因果。結果表明：（1）在身體距離、交往意愿、休閑參與、休閑效益、心流體驗、服務質量、目的地魅力7個單因素中，交往意愿一致性最高，但所有單要素均不能構成幸福感的充要條件，必須通過條件組合發(fā)揮作用。（2）在針對兩類幸福感各形成的128種組合中，分別有20個和12個充分性條件組合形成良好的解釋力。（3）不同條件組合構成了參與互動邏輯、體驗效益邏輯和目的地產(chǎn)品邏輯3大邏輯，3種邏輯綜合作用能夠產(chǎn)生一致性最高的條件組合。（4）交往意愿是路徑組合中的最高頻變量，顯示出旅游者強烈的人際需求。（5）對于價值幸福感來說，休閑參與成為僅次于交往意愿的組合高頻要素;對于享樂幸福感來說，所有的路徑都離不開休閑效益、心流體驗或服務質量的其中之一。（6）在最高一致性的路徑組合中，兩類幸福感都“一定不包含”親近的身體距離，顯示出雖然交往意愿強烈，但保持身體距離也是當前旅游幸福感的重要路徑要素。研究結論有助于在疫情防控中提升旅游者幸福感。

[關鍵詞]疫情防控;旅游者幸福感;身體距離;定性比較分析;模糊集

[中圖分類號]F59

[文獻標識碼]A

[文章編號]1002-5006（2021）08-0041-11

Doi： 10.19765/j.cnki.1002-5006.2021.08.009

引言

2016年國務院辦公廳印發(fā)的《關于進一步擴大旅游文化體育健康養(yǎng)老教育培訓等領域消費的意見》提出，要著力推進幸福產(chǎn)業(yè)，旅游產(chǎn)業(yè)被列為“五大幸福產(chǎn)業(yè)”之首。有研究指出，人們在旅游過程中有獨特的幸福體驗，可稱為旅游者幸福感[1]。旅游對幸福感的影響及其作用機制已引起國內外旅游學界的高度關注[2-3]，中國綜合社會調查數(shù)據(jù)顯示，旅游具有顯著的幸福增進效應[4]。新冠疫情的影響遍及全球，我國旅游業(yè)的恢復不僅對國民經(jīng)濟具有重要意義，也是游客之間和主客之間進行人際互動、創(chuàng)造信任與體驗，以及重建幸福感的有效路徑。

新冠肺炎疫情的發(fā)生對旅游體驗產(chǎn)生了重大影響，在旅游過程中人與人被要求保持身體距離。通常來講，旅游中的互動是幸福感的重要來源[5]，空間的親近性可以提升社會的親近性[6]。但在疫情影響下，保持距離的共識成為不同于以往旅游體驗過程的新要素，距離的具身實踐中也隱含了對安全和健康的需求，例如Bae和Chang的研究指出，“未接觸”旅游是一種源于個體對新冠風險認知的健康保護行為[7]，也有學者強調，在疫情期間雖然應該保持物理距離，但不能削弱人際關系[8]。因此產(chǎn)生了如下問題，即保持身體距離的要求是否以及如何影響旅游者幸福感？基于此，在梳理以往旅游者幸福感影響因素的基礎上，本研究引入身體距離變量，旨在回答：該變量如何單獨或與其他要素組合發(fā)生作用？不同要素如何通過不同路徑影響旅游者幸福感？這不僅是對單個新變量的探索，也是對旅游者幸福感影響要素的系統(tǒng)性分析。為實現(xiàn)以上理論和實踐目的，本研究選取模糊集定性比較分析（fuzzy-set qualitative comparative analysis，fsQCA）方法進行實證探索。

1 文獻綜述與變量選擇

1.1 旅游者幸福感

Filep認為，追求更多的幸福感是旅游者的核心動機[9]。Sirgy等基于“溢出理論”（spillover theory）提出，旅游體驗會產(chǎn)生主觀幸福感[10]。妥艷媜認為，旅游者幸福感是人們在旅游過程中所感受到的，從簡單的感官享樂到深刻精神層面上自我實現(xiàn)的綜合體驗[1]。張?zhí)靻柡蛥敲鬟h通過扎根理論從旅游前、中、后的動態(tài)角度分析了旅游幸福感的構成[11]。以往研究主要使用主觀幸福感這一概念來分析旅游者的幸福感[5，12-13]，圍繞單一維度[3，13-14]或從積極和消極兩個方面[15-23]來對這一概念進行衡量。隨著心理學發(fā)展，學者開始從實現(xiàn)主義視角對旅游者幸福感進行探索[24]。近年來的研究更逐漸超越單一的幸福感概念，從深層心理角度將幸福感劃分為價值幸福感（eudaemonic well-being）和享樂幸福感（hedonic well-being）1。價值幸福感是指有價值和意義的體驗，追求自我感知和發(fā)展[25]，主要體現(xiàn)在社交旅游、志愿者旅游或貧民窟旅游等與生命價值相關的旅游形式中[26-28]。享樂幸福感主要來自開心與快樂的體驗[29]，在旅游中體現(xiàn)為追求愉悅感，例如日光海洋型度假[27]。

1.2 旅游者幸福感的影響因素

旅游者幸福感的影響因素是當前研究的重要方向[13]。不過，以往研究多從自然、社會環(huán)境和城市化進程等方面探討大尺度空間環(huán)境因素[30]或從真實性角度進行探索[31]。近年來也逐漸產(chǎn)生微觀進路的研究。其中，張圓剛等證明了心流體驗、休閑參與和休閑效益對旅游者幸福感的影響[30];Su等[14]、He等[32]驗證了服務質量對旅游者幸福感的影響;陳星等分析了交往意愿與積極的旅游體驗之間的關? ? 系[33]，多個研究也提出主客良性互動能夠釋放旅游的幸福影響[3-4，34]。2020年，Wang等驗證了一個新的概念，即目的地魅力（destination fascination）對旅游者幸福感的影響[35]。該概念是指“目的地能讓旅游者自由關注自己的興趣，自由探索，以及自由和個性地定義目的地的意義”[36]。雖然以上研究從不同視角分析了旅游者幸福感的影響因素，但研究者也呼吁要系統(tǒng)地分析旅游者幸福感的形成機理[13]。陳鋼華和李萌指出，當前中文文獻缺乏對旅游者情感影響因素的系統(tǒng)探索，也要綜合運用定性與定量的混合分析以使結果更加詳實[37]。

1.3 身體距離與旅游者幸福感

身體距離對心理體驗的影響已經(jīng)在心理學和行為學中得到了證明。2020年，Vieira等分析了社會性和非社會性個人空間侵犯的神經(jīng)關聯(lián)，通過行為實驗指出了人際空間距離對個人體驗的影響[38]。國內研究者也指出，看得見的身體距離與心理距離是有聯(lián)系的[39]。人類學家Hall概括出常見的4種人際身體距離，包括親密距離（物理距離<45 cm）、私人距離（45 cm～120 cm）、社交距離（120 cm～360 cm）以及公眾距離（360 cm～720 cm）[40-41]。人際互動是旅游體驗的重要構成[5]，也正如研究者指出，新冠肺炎疫情及其防控要求的保持“身體距離”2正在改變人們互動的方式[42]，身體上的距離遠近直接影響旅游同行者和主客間感受，而社會互動的方式和程度會影響主觀幸福感[43]。因此，旅游過程中人與人之間的距離是否會影響旅游者的幸福感成為疫情影響下旅游體驗的一個重要新問題。在這一實踐與理論背景下，本研究在梳理現(xiàn)有影響因素的基礎上，引入身體距離要素對旅游者幸福感的影響，探索不同因素的組合關系，系統(tǒng)性地對旅游者幸福感影響路徑進行分析。

2 研究設計與方法：模糊集定性比較分析（fsQCA）

2.1 問卷設計與數(shù)據(jù)收集

研究采用問卷調查法搜集數(shù)據(jù)，采用Likert 7點量表，1～7的分數(shù)分別代表“非常不同意”到“非常同意”，受訪者根據(jù)自己的體驗選擇相應的分值。問卷共包含10個部分，量表主要來自得到證明的成熟量表：第一部分為個人相關資料，包括性別和年齡等信息;第二部分為旅游者幸福感量表，分為價值幸福感和享樂幸福感兩個二級變量，主要參考Wang等在2020年的研究成果[28];第三部分為身體距離測量，以Hall[40]的人際距離為尺度;第四部分為心流體驗量表，主要參考Novak等[44]、Wo?ran和Arnberger[45]以及張圓剛等[30]的研究成果;第五部分為休閑參與量表，主要參考Fritsch[46]和張圓剛等[30]的研究成果;第六部分為休閑效益量表，主要參考張圓剛等[30]的研究成果;第七部分為目的地服務質量量表，主要參考He等[32]、Hutchinson等[47]的研究成果;第八部分為交往意愿量表，主要參考陳星等[33]的研究成果;第九部分為目的地魅力量表，主要參考Wang等的研究成果，分為適應感、友好度、獨特性、吸引力、神秘感、豐富性6個二級變量[35];第十部分是目的地名稱。調研小組于2020年5月28日至6月6日通過問卷星網(wǎng)絡平臺問卷，以便利性抽樣方式在微信群、QQ群和微信朋友圈進行發(fā)放，對于部分群分享采取了群發(fā)紅包的激勵手段，通過網(wǎng)絡平臺在線回? 收問卷，共采集234份，有效問卷231份，有效率98.72%。性別方面，女性受訪者的比例略高于男性;年齡方面，18～30歲之間的受訪者比例最高;受教育程度以大學本科及以上為主（表1）。

2.2 數(shù)據(jù)分析方法

定性比較分析（qualitative comparative analysis，QCA）是一種基于集合理論的，綜合定性與定量分析的方法。該方法認為某種狀態(tài)（即因變量Y的值）是相關影響因素（多個自變量X1，X2，...，Xn）綜合作用的結果[48]。QCA的優(yōu)勢在于通過系統(tǒng)視角分析影響因素與結果之間的關系，突破傳統(tǒng)定量研究局限，認為可以有多種路徑實現(xiàn)某種結果[49-50]。本研究在以往旅游者幸福感影響因素的基礎上，引入身體距離變量，不僅要分析單變量如何發(fā)揮作用，更要進一步探索新舊要素如何通過多元組合構型發(fā)揮影響，并進行組態(tài)比較。針對這一需求，研究選取模糊集定性比較分析方法，因其可實現(xiàn)對影響因素的多重復雜并發(fā)因果分析，并能通過對隸屬分數(shù)取值實現(xiàn)集合分數(shù)的刻度化，滿足本研究的數(shù)據(jù)分析需求和研究目標。

模糊集定性比較分析按照不同隸屬程度建立參數(shù)，通過布爾代數(shù)的計算方法，以組合的方式呈現(xiàn)因果的充分條件和必要條件。Vis認為fsQCA能夠在樣本數(shù)量以及變量的數(shù)目不大的情況下探索導致結果發(fā)生的條件[51]。fsQCA分析結果分為簡約解、中間解和復雜解，判斷參數(shù)為一致性（consistency）和覆蓋率（coverage），公式分別如下：

一致性被用來判斷條件組合的因果關系程度，即某一集合被包含于另一集合的程度（所有Xi小于或等于對應的Yi）[52]。一致性（Xi≤Yi）的取值范圍為0到1，當一致性為1時，X完全隸屬于Y。通常來講，一致性數(shù)值不小于0.75可被接受[53-54]。覆蓋率被用來表述事件因果路徑的解釋能力，Xi表示個體i在組合X中的隸屬度;Yi表示個體i在結果Y中的隸屬度。

2.3 變量賦值

Ragin引入了模糊集分析將質性和量化相結合，依據(jù)其準則，研究將條件變量和結果變量依據(jù)隸屬度校準為0～1之間的數(shù)據(jù)[54]。本研究針對Likert 7點量表測量的旅游幸福感影響因素問題，將原始數(shù)據(jù)轉換成隸屬度分值，并采用三值錨點法對原始數(shù)據(jù)進行校準。依據(jù)模糊集分析方法，設定分值4為臨界點，當分值在[4，7]時，對應編碼為[0，1]的隸屬度分數(shù)。其中分值為7時，完全隸屬于測量潛在變量的集合，賦值為1;當打分值小于4時，不隸屬于測量潛在變量的集合，賦值為0[55-56]。涉及的變量有心流體驗、休閑參與、休閑效益、交往意愿、服務質量和目的地魅力。第二類賦值方法針對旅游過程中的身體距離，采用0/1賦值，以Hall的四等級距離測量[40]為基礎，屬于私人距離與親密距離賦值為1，屬于社交距離與公眾距離范圍的賦值為0。這意味著，在模糊集定性數(shù)據(jù)結果分析中，身體距離變量發(fā)揮作用意味著存在親密物理距離的影響。

3 結果與分析

3.1 信度與效度分析

在驗證性因素分析前先檢驗數(shù)據(jù)是否符合常態(tài)分配。結果顯示，變量偏度范圍介于-1.256～0.427之間，峰度范圍介于-0.843～4.607之間，符合Kline提出的偏態(tài)絕對值小于3，峰度絕對值小于10的標準[57]。心流體驗、休閑參與、休閑效益、服務質量、交往意愿、目的地魅力、價值幸福感和享樂幸福感的Cronbachs α值分別為0.868、0.806、0.901、0.953、0.927、0.967、0.916和0.832，各題項的因素負荷量介于0.647～0.967之間，符合Kline提出的因素負荷量值不低于0.6的標準;組合信度（CR）值分別為0.900、0.885、0.922、0.964、0.939、0.973、0.935和0.922，滿足大于0.7的要求;平均萃取變異量（AVE）值分別為0.603、0.720、0.630、0.841、0.659、0.859、0.705和0.856（表2），符合大于0.5的標準[57]。區(qū)別效度的檢驗根據(jù)Fornell和Larcker[58]建議的變量的AVE值大于對應變量與其他變量相關系數(shù)的平方，則稱變量之間具有區(qū)別效度，通過表2可以看出，變量之間存在區(qū)別效度。由于身體距離以分類變量測量，因此不需要進行變量間的區(qū)別效度分析。

3.2 單變量的充分性和必要性分析

模糊集分析首先需要對單個變量是否為結果變量的必要條件進行檢測。變量是否為必要條件取決于變量相對于結果的一致性分值，當單變量一致性得分在0.9以上，則可視該變量為結果的必要條件[59]。單變量一致性結果如表3所示?？梢钥闯?，對于價值幸福感和享樂幸福感來說，交往意愿都顯示出較高的一致性，分別為0.954886和0.975255，在兩個結果中都可視為結果發(fā)生的必要條件。進一步通過覆蓋率可知，有73.95%的價值幸福感結果和63.85%的享樂幸福感有交往意愿的介入。與之相反，身體距離顯示出較低的一致性，也就是說，當前旅游行為中，與陌生人之間保持親近的物理距離并不是感受幸福感的必要條件。其他變量雖然對結果的發(fā)生具有一定的解釋力，尤其對于享樂幸福感來說，心流體驗、休閑參與、休閑效益、交往意愿和目的地魅力的一致性均達到0.9以上，但綜合來看，所有單變量均不能作為結果發(fā)生的充分必要條件，旅游者幸福感的結果是多重復雜并發(fā)因果，需要通過不同要素的條件組合來分析其形成機制。

3.3 模糊集定性比較分析

在校準每個要素到集合成員后，模糊集定性比較分析采用真值表算法得到原因條件的不同構型[60]。運用模糊集定性比較分析對231份個案數(shù)據(jù)進行分析，輸出的形式包括復雜解、中間解和簡化解，通常使用中間解分析充分條件的組合。針對價值幸福感和享樂幸福感均存在7個影響變量，分別能夠產(chǎn)生128個潛在構型數(shù)量。根據(jù)分析結果，價值幸福感輸出的路徑組合總體一致性為0.823668，享樂幸福感輸出的路徑組合總體一致性為0.78785，均超過了0.75的閾值要求[54]，說明運算的條件組合對實際現(xiàn)象具有解釋能力[56]，得出的兩類幸福感滿足條件的影響因素組合路徑分別為20條和12條。在fsQCA輸出的結果中，變量之間的*作為鏈接符號，表示“且”的交集關系;～表示“非”，即“一定不存在”。組合路徑結果如表4和表5所示。

通過表4和表5可以看出，價值幸福感的原始覆蓋率在0.0810～0.7676之間浮動，代表不同條件組合能夠解釋的個案占總量介于8.10%～76.76%;享樂幸福感的原始覆蓋率在0.0857～0.8148之間浮動，代表不同條件組合能夠解釋的個案占總量介于8.57%～81.48%。可以看出，在所有條件組合中并不存在某一種條件組合能解釋所有個案，旅游者幸福感是在特定的組合情境下形成的。價值幸福感凈覆蓋率介于0～0.0137之間;享樂幸福感凈覆蓋率介于0～0.0699之間?？梢缘贸?，任何一個條件組合都不能夠構成結果變量的充分必要條件，總是存在其他的路徑可以解釋，旅游者幸福感影響因素是多種條件組合影響的結果。

4 旅游者幸福感影響路徑組合分析

價值幸福感的影響因素共有20組充分條件組合，總體覆蓋率約為0.9094，表示所有旅游者幸福感個案結果中，有90.94%都包含在以上20種條件組合路徑之中。享樂幸福感共有12組充分條件組合，總體覆蓋率約為0.9166，表示有91.66%的幸福感案例都包含在以上12種條件組合路徑中。在模糊集定性比較分析中，通過對要素組合進行歸納，可進一步提煉出上層路徑邏輯，這一過程在旅游研究中也得到了運用[56]。通過對要素在各個路徑組合中起到的作用以“一定包含”“一定不包含”和“無影響”來進行質性分析，歸納各路徑中核心要素的性質，可發(fā)現(xiàn)影響兩類幸福感的條件組合體現(xiàn)為三大類。

第一類包含的影響要素以交往意愿和休閑參與為核心，典型組合包括價值幸福感的影響要素組合3、組合6、組合11、組合14、組合16和享樂幸福感中的影響要素組合4、組合10、組合12;第二類圍繞心流體驗和休閑效益發(fā)揮作用，典型的包括價值幸福感的影響路徑組合2和享樂幸福感的影響要素路徑組合3與組合7;第三類以影響要素服務質量和目的地魅力為核心，典型的路徑包括價值幸福感的路徑組合1、組合4、組合7和享樂幸福感中的路徑組合1和組合9。同時，“非”親近的身體距離與3種邏輯共同作用引發(fā)的幸福感結果要多于親近身體距離發(fā)揮的作用，該結果也初步說明保持身體距離對旅游幸福感的正向作用。根據(jù)三大類組合的上述內涵，可以發(fā)現(xiàn)其分別體現(xiàn)出以交往意愿和休閑參與為核心的參與互動邏輯、以心流體驗和休閑效益為核心的體驗與效益路徑，和以服務質量和目的地魅力為核心的目的地產(chǎn)品邏輯。同時可以看出，當某種邏輯單獨發(fā)揮作用時，并不產(chǎn)生最高的一致性，對結果的解釋性較低。相反，對于兩種幸福感來說，一致性排序靠前的要素組合均是綜合兩至三種邏輯的要素組合，并且兩類幸福感中具有最高一致性的條件組合均是3種邏輯要素的組合結果?；诖?，研究提出旅游者幸福感影響路徑模型（圖1）。

從條件組合的具體內容來看，對于價值幸福感來說，交往意愿在20個路徑組合中出現(xiàn)15次，是路徑組合中出現(xiàn)頻率最高的變量;目的地魅力、服務質量、休閑效益、休閑參與出現(xiàn)在6～8個路徑組合之中，心流體驗只出現(xiàn)在5個路徑組合之中。對于享樂幸福感來說，交往意愿出現(xiàn)在10個路徑之中，也是路徑組合中出現(xiàn)頻率最高的變量。最值得指出的是，無論對于價值幸福感還是享樂幸福感來說，在具有最高一致性的路徑組合中，都“一定不包含”親近的身體距離，也就是說，雖然人們具有較高的交往意愿，但是保持距離仍舊是當前旅游行為中帶給人們幸福感受的條件之一。

5 結論與討論

文章旨在探索旅游者幸福感的影響因素與系統(tǒng)路徑，研究通過梳理以往被單獨分析的旅游幸福感影響因素，引入疫情背景下個體必須保持身體距離的特殊交往要素，運用模糊集定性比較分析方法，探尋旅游者價值幸福感和享樂幸福感影響因素的條件組合。研究結果發(fā)現(xiàn)，存在20個條件組合能夠解釋旅游者價值幸福感，12個條件組合能夠解釋旅游者享樂幸福感。與傳統(tǒng)聚類分析方法相比，模糊集定性方法能夠闡述多重復雜并發(fā)因果，并描述每個因素在不同類別條件組合中的角色。研究發(fā)現(xiàn)如下結論。

第一，在交往意愿、休閑參與、心流體驗、休閑效益、服務質量、目的地魅力以及身體距離7個影響因素中，交往意愿作為單變量因素在價值幸福感和享樂幸福感都顯示出最高的一致性，具有較高解釋力。對于兩種幸福感來說，交往意愿也都是路徑組合中出現(xiàn)頻率最高的變量，這一結果與以往研究中交往意愿對旅游體驗和滿意度有正向影響具有一致性，也進一步驗證了其對旅游幸福感的積極作用，反映出旅游者的人際交往意愿。

第二，無論對于價值幸福感和享樂幸福感來說，在具有最高一致性的路徑組合中，都“一定不包含”親近的人際身體距離，也就是說，雖然人們具有較高的交往意愿，但疫情的特殊情況下保持距離仍舊是旅游行為中帶給人們幸福感受的條件之一，這雖然在直觀上不同于通常研究所證明的，良好的主客互動有助于提升居民的心理幸福感[34]，但疫情的特殊影響下，“良好”的內涵可能轉變?yōu)橐员３忠欢ǖ纳眢w距離為前提，這或許是疫情背景下保持距離帶來的安全感所起到的作用，可在未來進行進一步驗證。

第三，所有單變量因素均不能構成旅游幸福感影響因素的充分必要條件，旅游幸福感影響因素必須以條件組合的形式出現(xiàn)。針對價值幸福感存在20種條件組合，針對享樂幸福感存在12種條件組合，均可劃分為3類旅游者幸福感影響路徑邏輯，分別為互動參與邏輯、體驗效益邏輯，以及目的地產(chǎn)品邏輯。以往研究指出了互動[3-5，33]、休閑效益[30]以及服務產(chǎn)品[14，32]等單個要素對旅游者幸福感的影響，本研究基于以往成果，針對當下旅游者情感影響因素的系統(tǒng)化理論需求[37]，進行了理論補充。

第四，對于價值幸福感來說，休閑參與成為路徑組合高頻要素，認知與人際的提升成為價值幸福感的主要來源。對于享樂幸福感來說，所有的路徑都離不開休閑效益、心流體驗或服務質量的其中之一，其獲得仍舊以高質量服務型旅游產(chǎn)品及其體驗和效益為基礎。這一結論從側面印證了Su等提出的在旅行過程中價值幸福感比享樂幸福感的強度更加穩(wěn)定[61]。進一步地，對于兩種幸福感來說，都需要3種邏輯的綜合作用才能夠產(chǎn)生一致性最高的條件組合，對旅游者幸福感產(chǎn)生最高影響力。

最后，在疫情特殊時期，旅游者的幸福感強烈地受到交往意愿的影響，但同時保持身體距離也有助于幸福感的獲得。為解決交往需求和交往限制之間的矛盾，應該在保證旅游者安全身體距離的情況下，另辟蹊徑地滿足旅游者人際互動與交往的意愿，才能夠實現(xiàn)更高的幸福感。同時，目的地應明確產(chǎn)品的價值幸福感和享樂幸福感定位，采取有針對性的措施。無論是旨在創(chuàng)造價值幸福感還是享樂幸福感，最有效的組合都是對互動參與邏輯、體驗和效益邏輯以及目的地產(chǎn)品邏輯的綜合運用。

本研究分析了疫情防控下的身體距離要素，不僅對目的地管理具有意義，也在行為和心理層面為旅游者幸福感研究增添了新的變量，可為未來主客交往和同行者交往研究提供新的變量參考。不過，隨著疫情狀況的變化，旅游者的心態(tài)與目的地的管理制度都會處于不斷的變化之中，也會產(chǎn)生新的要素影響旅游者的幸福感，這也是本研究將持續(xù)關注的方向。

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