動(dòng)機(jī)視角下鄉(xiāng)村旅游者主觀幸福感的驅(qū)動(dòng)機(jī)制研究
——以皖南傳統(tǒng)古村落為例

余潤哲 黃震方，* 何昭麗 鮑佳琪 郭敘淇 莫雨亭

（1.南京師范大學(xué)地理科學(xué)學(xué)院，江蘇南京 210023；2.南京財(cái)經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院，江蘇南京 210023）

0 引言

鄉(xiāng)村旅游是新時(shí)期鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的重要支點(diǎn)，是踐行“兩山”理論，推動(dòng)生態(tài)文明建設(shè)，落實(shí)“美麗中國”戰(zhàn)略的有效路徑（黃震方 等，2015）。鄉(xiāng)村旅游也已經(jīng)成為人們逃離快節(jié)奏生活，提高生活品質(zhì)和追求健康幸福的重要選擇（李東曄 等，2020）。因此，鄉(xiāng)村旅游目的地應(yīng)該更好地發(fā)揮其旅游資源價(jià)值，滿足人民群眾日益增長的美好生活需要，提升旅游者的主觀幸福感（黃震方 等，2020）。這對提升鄉(xiāng)村旅游地的核心競爭力，打造鄉(xiāng)村旅游幸福產(chǎn)業(yè)，推動(dòng)鄉(xiāng)村振興和鄉(xiāng)村旅游高質(zhì)量發(fā)展，具有重要意義。然而，鄉(xiāng)村旅游地的旅游資源價(jià)值開發(fā)需要在一定程度上契合人們的旅游動(dòng)機(jī)，進(jìn)而提升旅游者主觀幸福感。由于鄉(xiāng)村旅游動(dòng)機(jī)復(fù)雜多樣，不同地區(qū)、不同時(shí)代的人們對鄉(xiāng)村旅游有著不同的幸福體驗(yàn)與情感依戀，因而鄉(xiāng)村旅游者的旅游動(dòng)機(jī)與主觀幸福感之間的關(guān)系引起了學(xué)者們的普遍關(guān)注。

現(xiàn)有研究已證實(shí)，旅游動(dòng)機(jī)是影響旅游者主觀幸福感的關(guān)鍵力量，主要包括新奇、休息放松、社會(huì)/家庭關(guān)系、鄉(xiāng)愁等（Cini et al.，2013）。這些動(dòng)機(jī)在需求層次中是必不可少的，也是構(gòu)成主觀幸福感的基本要素。在當(dāng)前研究中，有部分研究探索了旅游動(dòng)機(jī)和旅游者主觀幸福感之間的關(guān)系（王華 等，2020；粟路軍 等，2019）。但這些研究多基于扎根理論、線性回歸、結(jié)構(gòu)方程等研究方法，難以闡述多個(gè)變量之間在復(fù)雜交互影響下的作用。傳統(tǒng)研究中，“自變量對因變量”二元關(guān)系的研究只能得到單一前因變量對結(jié)果的凈效應(yīng)，很難清晰闡述3 個(gè)以上變量之間的交互影響。不同影響因素的組合可能導(dǎo)致同一結(jié)果的產(chǎn)生，所以需要從組合的角度對影響因素進(jìn)行分析（里豪克斯 等，2017）。為了充分理解動(dòng)機(jī)和幸福感之間的關(guān)系，更好地為鄉(xiāng)村旅游市場定制相關(guān)的產(chǎn)品和服務(wù)，本文在既往研究的基礎(chǔ)上，梳理了鄉(xiāng)村旅游動(dòng)機(jī)的不同維度，構(gòu)建了鄉(xiāng)村旅游動(dòng)機(jī)影響旅游者主觀幸福感的理論框架，并采用模糊集定性比較分析方法（fsQCA）研究鄉(xiāng)村旅游動(dòng)機(jī)對旅游者主觀幸福感的多重驅(qū)動(dòng)路徑和復(fù)雜因果關(guān)系，為鄉(xiāng)村旅游發(fā)展提供科學(xué)的決策依據(jù)。

1 文獻(xiàn)綜述與分析框架

1.1 旅游動(dòng)機(jī)

動(dòng)機(jī)在旅游的各個(gè)領(lǐng)域都得到了廣泛的研究，其中也包括鄉(xiāng)村旅游（張宏梅等，2005）。旅游動(dòng)機(jī)是推動(dòng)人進(jìn)行旅游活動(dòng)的內(nèi)部動(dòng)力，具有激活、指向、維持和調(diào)整的功能，能夠促使人們朝著目標(biāo)前進(jìn)（張宏梅 等，2005）。這一定義代表動(dòng)機(jī)是滿足內(nèi)心愿望的需要?，F(xiàn)有對旅游動(dòng)機(jī)的研究呈現(xiàn)出多樣化、復(fù)雜化特征，采用的理論有推拉模型、旅游職業(yè)階梯、功能理論等（見表1）。本文對鄉(xiāng)村旅游動(dòng)機(jī)維度的劃分基于以下兩點(diǎn)的相互交叉驗(yàn)證：第一，通過對既往文獻(xiàn)的整理，以認(rèn)可度高且與我國鄉(xiāng)村旅游實(shí)際情況相貼切、符合時(shí)代特征與潮流為標(biāo)準(zhǔn)對鄉(xiāng)村旅游動(dòng)機(jī)進(jìn)行維度劃分（Allan et al.，2019；Fu et al.，2017；Lewis et al.，2019；Park et al.，2009；Pearce et al.，2005；Pesonen et al.，2010；Wu et al.，2020；陳曉艷 等，2020；毛小崗 等，2011）。第二，通過對12位去過西遞、宏村的旅游者進(jìn)行深度訪談，訪談問題包括：“你為什么選擇西遞、宏村作為旅游目的地？”和“你來西遞、宏村之前的期望是什么？”這些訪談被記錄下來，然后由研究者整理并篩選出關(guān)于旅游動(dòng)機(jī)的陳述。最后，由2名旅游領(lǐng)域的教授對篩選出的旅游動(dòng)機(jī)陳述語句進(jìn)行內(nèi)容效度評估，在確保內(nèi)容信效度前提下，將鄉(xiāng)村旅游動(dòng)機(jī)劃分為興奮、休閑與放松、文化探索和學(xué)習(xí)、健康、新奇、社交、家庭團(tuán)聚、鄉(xiāng)愁8個(gè)維度（見表2）。

表1 鄉(xiāng)村旅游動(dòng)機(jī)

表2 部分開放性編碼示例

1.2 主觀幸福感

主觀幸福感已經(jīng)成為許多學(xué)科研究的重要課題，包括心理學(xué)、社會(huì)學(xué)和人口學(xué)（高楊 等，2020），但學(xué)界對主觀幸福感的定義略有不同。例如：Shin 等（1978）將主觀幸福感定義為根據(jù)個(gè)人選擇的標(biāo)準(zhǔn)對個(gè)人生活質(zhì)量的一種全面評估。Sirgy 等（2006）指出，主觀幸福感捕捉的是游客體驗(yàn)后具有持久和穩(wěn)定影響的結(jié)果，而不是游客短暫的滿意度。吳艾凌等（2020）將旅游者主觀幸福感界定為旅游者對其自身生活滿意程度的評價(jià)。雖然研究者們對主觀幸福感的定義表述有所不同，但內(nèi)涵卻較為相似。本文采用研究者們對主觀幸福感普遍認(rèn)同的定義，即旅游者在游覽結(jié)束后對自身生活滿意程度的綜合性感知和評價(jià)（王華 等，2020）。

1.3 旅游動(dòng)機(jī)對主觀幸福感的影響

在旅游領(lǐng)域，旅游動(dòng)機(jī)被認(rèn)為是旅游者獲得幸福感的先決條件（Kim et al.，2015）?，F(xiàn)有研究已表明，主觀幸福感更多地強(qiáng)調(diào)個(gè)體的體驗(yàn)性，而動(dòng)機(jī)作為內(nèi)驅(qū)動(dòng)力往往影響旅游者的感知和評價(jià)，因此當(dāng)旅游者的需求得到滿足后就會(huì)帶來幸福感的提升（粟路軍 等，2020；王華 等，2020）。也有研究者認(rèn)為，包括以社交、逃避為目的的旅游動(dòng)機(jī)，都是影響主觀幸福感的基本因素（Iso-Ahola，1989）。王華等（2020）以赴藏騎行旅游者為調(diào)研對象，發(fā)現(xiàn)旅游動(dòng)機(jī)中的社會(huì)交往和自我實(shí)現(xiàn)對旅游者的主觀幸福感產(chǎn)生顯著的正向影響。在鄉(xiāng)村旅游領(lǐng)域，研究者們進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，最常見的鄉(xiāng)村旅游動(dòng)機(jī)，包括新奇感、休息和放松、社會(huì)/家庭關(guān)系等，都會(huì)對旅游者的主觀幸福感產(chǎn)生影響（Damijani?，2019；Lehto et al.，2019；Lin et al.，2020；Pestana et al.，2020）。Kim等（2015）指出，在旅游過程中，旅游者的旅游動(dòng)機(jī)需求得到滿足，且通過旅游緩解了現(xiàn)實(shí)工作的壓力，擺脫了城市的快節(jié)奏生活，心靈得到了進(jìn)一步凈化，必然會(huì)促使主觀幸福感的產(chǎn)生。

雖然主觀幸福感是旅游動(dòng)機(jī)所產(chǎn)生的一個(gè)重要結(jié)果，但是現(xiàn)有鄉(xiāng)村旅游領(lǐng)域中探究旅游動(dòng)機(jī)對主觀幸福感影響的研究有限，也較少有研究從整體角度探討多種動(dòng)機(jī)因素對旅游者主觀幸福感的協(xié)同作用。因此，本文利用組態(tài)視角的fsQCA方法，選取興奮、休閑與放松、文化探索和學(xué)習(xí)、健康、新奇、社交、家庭團(tuán)聚、鄉(xiāng)愁作為單因素，探索影響鄉(xiāng)村旅游者主觀幸福感的復(fù)雜機(jī)制，理論模型如圖1所示。

圖1 概念模型構(gòu)建

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 研究方法

2.1.1 研究設(shè)計(jì)本文首先利用SPSS 24.0 軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析，完成對數(shù)據(jù)的篩選。其次，采用PLS-SEM 3.0 軟件建模。PLS 對樣本量要求較低，且在小樣本的情況下依然能夠達(dá)到較好的預(yù)計(jì)效果（張圓剛 等，2020），因此用其進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，確定模型的偏態(tài)值、峰度值、標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷、收斂效度、區(qū)別效度和組合信度，并利用GOF值檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷倪m合度。最后，采用fsQCA 3.0軟件進(jìn)行組態(tài)分析，探索鄉(xiāng)村旅游動(dòng)機(jī)因素對旅游者主觀幸福感的復(fù)雜影響。

2.1.2 模糊集定性比較分析方法

定性比較分析方法最初是由Ragin（2008）在20世紀(jì)80年代提出的一種關(guān)注條件組態(tài)與結(jié)果間復(fù)雜因果關(guān)系的方法?，F(xiàn)代科學(xué)研究表明，同一結(jié)果的發(fā)生可能是由于不同因素組合的路徑產(chǎn)生的，研究者將其稱為“多重并發(fā)因果關(guān)系”（里豪克斯 等，2017）。換句話說，不同的因果路徑（每條路徑相關(guān)但又相互區(qū)別）都可能引起相同的結(jié)果。多因素分析強(qiáng)調(diào)從中、小型樣本數(shù)據(jù)中挖掘出研究問題中可能存在的因果聯(lián)系，并根據(jù)布爾代數(shù)的原則對條件組合進(jìn)行簡化。定性比較分析方法相比于多元回歸分析和結(jié)構(gòu)方程模型等定量研究方法具有一些優(yōu)勢，被認(rèn)為是一種更先進(jìn)的方法。多元回歸分析和結(jié)構(gòu)方程模型有一些局限性，比如關(guān)注單個(gè)變量的凈效應(yīng)時(shí)，可能會(huì)面臨多重共線性問題，以及對稱性和線性關(guān)系假設(shè)的不滿足。定性比較分析方法可以彌補(bǔ)這些不足，并通過處理不對稱性、等價(jià)性和因果復(fù)雜性來補(bǔ)充傳統(tǒng)的相關(guān)分析。所以，定性比較分析方法的優(yōu)越性得到了眾多研究者的認(rèn)可，也被許多研究者譽(yù)為超越定性與定量的研究方法。

定性比較分析方法主要分為清晰集（crispset Qualitative Comparative Analysis，csQCA）、多值集（multivalue Qualitative Comparative Analysis，mvQCA）和模糊集（fuzzyset Qualitative Comparative Analysis，fsQCA），研究者依據(jù)自己的研究內(nèi)容選擇具體的方法。本文采取模糊集定性比較分析方法，主要依據(jù)為：第一，模糊集具有定性和定量的特性，可以結(jié)合集合隸屬的類別，具有精確區(qū)分的能力，也可以允許集合理論的運(yùn)算。第二，模糊集不再簡單根據(jù)條件組合將案例進(jìn)行分類，允許集合分?jǐn)?shù)的刻度化。第三，模糊集的一致性評價(jià)會(huì)更加嚴(yán)格，評價(jià)范圍也更加廣泛，每個(gè)條件組合的評價(jià)是基于案例呈現(xiàn)的所有方式，而非案例的某一小子集（杜運(yùn)周 等，2020；張圓剛 等，2020）。

2.1.2 模糊集定性比較分析方法的指標(biāo)

（1）一致性

一致性是指某一集合被包含于另一集合的程度（所有的Xi應(yīng)當(dāng)小于或等于對應(yīng)的Yi），該指標(biāo)可以用于衡量條件組合的因果關(guān)系程度。子集的關(guān)系可以表示必要條件或者充分條件，這將取決于子集是原因（充分性）還是結(jié)果（必要性）。一致性需要滿足的最低要求為0.75，越接近1 代表解釋力越強(qiáng)（里豪克斯 等，2017），其表達(dá)式為：

式（1）中，Xi為條件組合中的隸屬分?jǐn)?shù)；Yi為結(jié)果中的隸屬分?jǐn)?shù)；Consistency 的取值范圍為（0，1）。

（2）覆蓋率

覆蓋率是判斷不同條件組合對于資料的分析能力，表示條件事件因果路徑的解釋能力。相關(guān)研究普遍認(rèn)為覆蓋率數(shù)值越髙，因果解釋力越好（里豪克斯 等，2017），其表達(dá)式為：

式（2）中，Coverage取值范圍為（0，1）。

2.1.3 問卷編制及變量測量

本文的研究數(shù)據(jù)均來源于調(diào)查問卷，并采用李克特7點(diǎn)量表，對應(yīng)的量值為1～7（完全不認(rèn)同到完全認(rèn)同），由受訪者在相應(yīng)的題項(xiàng)上打分。本文的問卷共分為十個(gè)部分，第一部分到第九部分為潛變量測量題項(xiàng)，第十部分為人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量測量題項(xiàng)。其中，鄉(xiāng)愁的量表，主要參考Pearce等（2005）的研究；社交、文化探索和學(xué)習(xí)的量表，主要參考Wu 等（2020）和Park 等（2009）的研究；興奮、休閑與放松、新奇的量表，主要參考Wu 等（2020）的研究；家庭團(tuán)聚的量表，主要參考Fu 等（2017）的研究；健康的量表，主要參考Lewis 等（2019）和Pesonen 等（2010）的研究；主觀幸福感的量表，主要參考Kim等（2015）的研究。

2.1.4 數(shù)據(jù)收集

本文選擇了位于皖南傳統(tǒng)古村落，曾入選中國優(yōu)秀鄉(xiāng)村旅游目的地的西遞、宏村作為問卷的發(fā)放地點(diǎn)，發(fā)放時(shí)間為2020 年12 月3 日—12 月7 日，調(diào)研對象為游覽結(jié)束的旅游者。問卷發(fā)放采用了方便抽樣方法，在西遞、宏村旅游景區(qū)的出口、停車場、游憩休閑區(qū)域進(jìn)行發(fā)放。本次調(diào)研共計(jì)發(fā)放400份問卷，回收341份，剔除無效問卷后，剩余283份有效問卷，有效率為70.75%。

在樣本結(jié)構(gòu)上，男性受訪者占總樣本的55.1%；受訪者的年齡主要集中在18～30 歲，占總樣本的45.9%；在受教育程度方面，主要集中在大學(xué)學(xué)歷，占總樣本的67.8%；在職業(yè)方面，主要集中在企事業(yè)人員，占樣本總量的26.9%；在收入方面，受訪者人均月收入主要集中在4001元～8000元，占總樣本的48.8%。

2.2 變量賦值

本文按照QCA 方法的賦值要求，將條件變量和結(jié)果變量校準(zhǔn)為（0，1）之間的數(shù)值，其中，1為完全隸屬、0.5為交叉點(diǎn)、0為完全不隸屬。參照Ragin（2006）提出的標(biāo)準(zhǔn)，本文將量表得分中的7、4、1 分別設(shè)為完全隸屬、交叉點(diǎn)、完全不隸屬并進(jìn)行數(shù)據(jù)校準(zhǔn)。數(shù)據(jù)分析和校準(zhǔn)過程均采用fsQCA 3.0軟件完成。

3 結(jié)果分析

3.1 測量模型檢驗(yàn)

本文先使用SPSS 24.0進(jìn)行探索性因子分析，結(jié)果顯示：Cronbach’s α系數(shù)高于0.700、KMO=0.914、P＜0.001。隨后進(jìn)行主成分分析和最大方差旋轉(zhuǎn)法分析，最后提出9個(gè)因子，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)到71.14%，說明可以進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。本文使用Smart PLS 3.0軟件對各個(gè)變量指標(biāo)進(jìn)行檢驗(yàn)，判斷模型能否建立。首先，對因子載荷低于0.600 的題項(xiàng)予以刪除。隨后，對題項(xiàng)的偏態(tài)值和峰度值進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)滿足偏態(tài)絕對值小于3、峰度絕對值小于10的標(biāo)準(zhǔn)。

如表3所示，各個(gè)潛在變量標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷位于0.632～0.943，符合因子載荷不低于0.600 的標(biāo)準(zhǔn)；Cronbach’s α 系數(shù)值位于0.778～0.913，滿足高于0.700 的標(biāo)準(zhǔn)；CR 值位于0.852～0.945，符合高于0.700 的標(biāo)準(zhǔn)；AVE 值位于0.556～0.852，滿足高于0.500 的最低門檻值（Henseler，2010）。GOF 值為0.65，高于0.36 的要求，表明模型擬合效度良好。在檢驗(yàn)區(qū)別效度時(shí)，各潛在變量的AVE 值均大于對應(yīng)變量與其他變量相關(guān)系數(shù)的平方，滿足研究要求（見表4）。

表3 模型檢驗(yàn)

表4 區(qū)別效度分析

3.2 反向案例分析

在社會(huì)科學(xué)研究中，存在與統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上顯著的主要影響相反的案例現(xiàn)象。現(xiàn)有研究表明，在不考慮一個(gè)因素對另一個(gè)因素的主要影響的情況下，同一數(shù)據(jù)集中的兩個(gè)因素之間可能存在正向、負(fù)向或沒有關(guān)系，需要用反向案例分析來證實(shí)因素之間的關(guān)系（許娟 等，2020）。本文經(jīng)過SPSS 的Cramer’sv檢驗(yàn)，也發(fā)現(xiàn)了部分變量之間存在反事實(shí)案例，即低水平鄉(xiāng)愁、社交、文化探索和學(xué)習(xí)會(huì)導(dǎo)致高水平主觀幸福感，高水平鄉(xiāng)愁、社交、文化探索和學(xué)習(xí)也會(huì)導(dǎo)致低水平主觀幸福感，因此需要在旅游者主觀幸福感預(yù)測中納入反向案例，并進(jìn)行fsQCA分析。

3.3 單變量的充分性和必要性分析

在模糊集定性比較分析研究方法中，單變量分析是其中的一個(gè)步驟，是指通過分析單一條件變量判斷是否為鄉(xiāng)村旅游者主觀幸福感的充分或必要條件。一致性和覆蓋率分別用來表示條件變量X 集合對結(jié)果變量Y 集合解釋的必要條件和充分條件。在旅游研究中，主觀幸福感的影響因素復(fù)雜多樣。因此，在單因素分析中，只有一致性指標(biāo)大于0.9，才可以被視為結(jié)果變量的必要條件（Ragin，2000；Ragin，2008；Rihoux et al.，2018；Zhang et al.，2021；Schneider et al.，2012；張圓剛 等，2020）。

本文對單項(xiàng)因素是否構(gòu)成主觀幸福感必要條件進(jìn)行檢驗(yàn)，如表5所示，旅游動(dòng)機(jī)的8 個(gè)因素中沒有任何一個(gè)單項(xiàng)因素是構(gòu)成主觀幸福感的必要條件，即當(dāng)影響因素單獨(dú)出現(xiàn)時(shí)，對結(jié)果變量的影響并不一定能達(dá)到預(yù)期結(jié)果，因此要進(jìn)行多因素組合分析。

表5 單因素必要性分析

3.4 模糊集定性比較分析

輸出的數(shù)據(jù)分析結(jié)果會(huì)產(chǎn)生復(fù)雜解、中間解和簡化解三種形式，這三者的主要區(qū)別是各自包含了多少邏輯余項(xiàng)，也被解釋為反事實(shí)假設(shè)的條件組合。復(fù)雜解不進(jìn)行構(gòu)型簡化，不利于后續(xù)的路徑分析。而簡化解由于將反事實(shí)分析簡化，可能忽略一些必要條件，造成結(jié)果的科學(xué)性受到質(zhì)疑。因此，本文使用中間解分析充分條件的組合（杜運(yùn)周 等，2020），對結(jié)果變量即主觀幸福感歸納出9 條路徑（見表6）。在定性比較分析方法（QCA）的組合表達(dá)方式中，符號(hào)*表達(dá)“且”的交集關(guān)系，符號(hào)～表達(dá)“非”，意味著該變量在組合中“一定不存在”（余潤哲 等，2021）。

表6 多因素的組合結(jié)果（主觀幸福感）

如表6所示，所有組合中的閾值都滿足一致性的標(biāo)準(zhǔn)，說明旅游者主觀幸福感的充分條件可以由這些組合構(gòu)成。原始覆蓋率是指某一種組合能夠解釋的案例占案例總量的百分比，主觀幸福感的原始覆蓋率介于0.323～0.507，可以得出，并不存在旅游動(dòng)機(jī)中單一組合能夠完全解釋所有個(gè)案的情況。凈覆蓋率代表只能被該組合解釋、無法被其他組合解釋的案例占案例總量的百分比，主觀幸福感凈覆蓋率介于0.002～0.025，說明主觀幸福感被多種條件組合影響，總是存在其他的路徑可以解釋，而非單一路徑。應(yīng)用模糊集定性比較分析方法計(jì)算精簡后，旅游動(dòng)機(jī)視角下的條件變量對主觀幸福感共有9 組充分條件組合，總體覆蓋率約為0.803，表示所有鄉(xiāng)村旅游者主觀幸福感的影響因素中，有80.301%都包含在該9種條件組合路徑中，總體一致性約為1.000，達(dá)到了研究要求的閾值標(biāo)準(zhǔn)。因此，這9 個(gè)條件組合能夠有效解釋鄉(xiāng)村旅游者主觀幸福感的影響因素組合，路徑組合如圖2所示。

圖2 主觀幸福感的影響路徑模型

在所有的條件組合中，路徑一興奮*新奇*社交*家庭團(tuán)聚*鄉(xiāng)愁組合的原始覆蓋率最高，達(dá)到0.507，表示這條路徑能夠解釋50.675%的案例。路徑二興奮*休閑*健康*新奇*家庭團(tuán)聚*鄉(xiāng)愁組合能夠解釋46.436%的案例。路徑一與路徑二組合在大多數(shù)變量上重合，區(qū)別在于路徑一包含社交，路徑二包含休閑和健康。從覆蓋率可以看出，相比于休閑和健康，社交對主觀幸福感產(chǎn)生了更重要的影響（圖3 plot圖則顯示路徑一、二的因果算法）。路徑三組合是～休閑*～文化探索和學(xué)習(xí)*～健康*新奇*家庭團(tuán)聚*～鄉(xiāng)愁，原始覆蓋率為32.322%。路徑四組合是～休閑*～健康*新奇*～社交*～家庭團(tuán)聚*鄉(xiāng)愁，原始覆蓋率為33.552%。路徑五組合是興奮*～休閑*～文化探索和學(xué)習(xí)*～健康*新奇*鄉(xiāng)愁，原始覆蓋率為36.752%。路徑六組合是興奮*文化探索和學(xué)習(xí)*健康*～新奇*～社交*鄉(xiāng)愁，原始覆蓋率為34.519%。路徑七圍繞興奮*休閑*文化探索和學(xué)習(xí)*新奇*～家庭團(tuán)聚*鄉(xiāng)愁，路徑八圍繞休閑*文化探索和學(xué)習(xí)*健康*新奇*～家庭團(tuán)聚*鄉(xiāng)愁發(fā)揮作用，分別能夠解釋33.182%和33.433%的案例，這兩組路徑組合在大多數(shù)變量上重合，區(qū)別在于路徑七一定包含興奮，路徑八一定包含健康，健康對主觀幸福感產(chǎn)生的作用稍稍高于興奮。路徑九組合是興奮*休閑*文化探索和學(xué)習(xí)*社交*家庭團(tuán)聚*鄉(xiāng)愁，能夠解釋45.206%的案例。

圖3 顯示因果算法的plot圖

4 結(jié)論與討論

4.1 結(jié)論

本文使用模糊集定性比較分析方法，基于動(dòng)機(jī)視角探究鄉(xiāng)村旅游者主觀幸福感驅(qū)動(dòng)機(jī)制的影響因素與作用機(jī)制，主要研究結(jié)論如下：

（1）基于單因素角度觀察后得出，在旅游動(dòng)機(jī)視角的8 個(gè)影響因素中，雖然興奮、新奇、社交對主觀幸福感的一致性較高，但均不能對結(jié)果變量構(gòu)成必要條件，也就是任何一個(gè)單因素均不能滿足結(jié)果變量。因此，需要進(jìn)行路徑的組合分析，路徑分析的結(jié)果顯示要達(dá)到5種或5種以上因素的組合才能讓鄉(xiāng)村旅游者獲得幸福感，這也為旅游研究和實(shí)踐提供了與以往不同的新思路和理論依據(jù)。

（2）以布爾最小化邏輯精簡后，得到的模糊集定性比較方法組合分析共有9 條，這9 條旅游者主觀幸福感影響因素路徑條件組合的總體覆蓋率約為0.803，即在本文中所有旅游者主觀幸福感的影響因素中，有約80.3%都落入以上9種條件組合中，總體一致性為1，能夠解釋游客獲得幸福感的建構(gòu)路徑。結(jié)果顯示，9種動(dòng)機(jī)組合可以幫助旅游管理者和經(jīng)營者設(shè)計(jì)出滿足鄉(xiāng)村旅游者特定需求的個(gè)性化套餐。

（3）鄉(xiāng)村旅游體驗(yàn)的形成過程中，鄉(xiāng)愁是形成主觀幸福感的關(guān)鍵因素，這也驗(yàn)證了旅游開發(fā)中“要讓居民望得見山，看得見水，記得住鄉(xiāng)愁”指導(dǎo)意見的科學(xué)性與合理性。在原始覆蓋率大于40%的3條路徑即高解釋力路徑組合中，都包含興奮、家庭團(tuán)聚、鄉(xiāng)愁這3個(gè)旅游動(dòng)機(jī)要素，其中興奮*新奇*社交*家庭團(tuán)聚*鄉(xiāng)愁組合最有可能讓鄉(xiāng)村旅游者產(chǎn)生主觀幸福感。

4.2 討論

作為“五大幸福產(chǎn)業(yè)”之首的旅游業(yè)，是提升民眾幸福感的重要途徑，也是研究者們重點(diǎn)關(guān)注的領(lǐng)域。利用旅游動(dòng)機(jī)的視角，探尋影響鄉(xiāng)村旅游者主觀幸福感的組合路徑，這對鄉(xiāng)村旅游可持續(xù)發(fā)展具有重要的指導(dǎo)意義。

首先，本文利用模糊集定性比較分析研究方法，突破既往研究方法的限制，論證了任何旅游動(dòng)機(jī)的單一要素?zé)o法孤立地發(fā)揮作用，需要與其他要素組合，才能充分發(fā)揮自身的最大潛力，使旅游者產(chǎn)生主觀幸福感，同時(shí)也豐富了鄉(xiāng)村旅游動(dòng)機(jī)驅(qū)動(dòng)主觀幸福感的研究（王華 等，2020）。各組合路徑的凈覆蓋率較低，代表著不同要素的優(yōu)化組合均可以對鄉(xiāng)村旅游者的主觀幸福感產(chǎn)生較大的影響，鄉(xiāng)村旅游者也很少僅被某個(gè)單一組合所影響。不同地區(qū)的鄉(xiāng)村旅游資源條件各不相同，政府、旅游營銷商及旅游目的地管理者應(yīng)當(dāng)充分挖掘自身優(yōu)勢，明確自身發(fā)展的核心要素，與其他要素系統(tǒng)地優(yōu)化組合，采用多元化的手段與路徑，提升旅游者的主觀幸福感。同時(shí)，鄉(xiāng)村旅游目的地即便在個(gè)別要素方面出現(xiàn)了短板和缺失，通過系統(tǒng)整合也能讓鄉(xiāng)村旅游者獲得幸福感。

其次，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)愁是影響鄉(xiāng)村旅游者主觀幸福感的重要因素，當(dāng)鄉(xiāng)村旅游目的地滿足旅游者鄉(xiāng)愁情感時(shí)，更容易使其產(chǎn)生幸福感（陳曉艷 等，2020）。鄉(xiāng)村旅游者更多的是追尋與鄉(xiāng)村自然和人文環(huán)境親切的接觸，參與到鄉(xiāng)村本土的各種活動(dòng)、節(jié)慶和生活方式中，追求鄉(xiāng)村文化中的“原真性”，從城市的“快節(jié)奏”生活過渡到鄉(xiāng)村的“慢節(jié)奏”生活。鄉(xiāng)村旅游目的地如果過分迎合現(xiàn)代化的時(shí)尚和生活，喪失鄉(xiāng)村原先的文化氛圍和內(nèi)涵，必然會(huì)影響鄉(xiāng)村旅游者的主觀幸福感。這也解釋了在新冠疫情下，鄉(xiāng)村旅游中以“田園綜合體”或“特色小鎮(zhèn)”等各種噱頭包裝出的景區(qū)（點(diǎn)）受到的沖擊較大，而緊密依托鄉(xiāng)村性發(fā)展起來的鄉(xiāng)村旅游景點(diǎn)，最先走出困境，吸引了大批鄉(xiāng)村旅游者的現(xiàn)象。鄉(xiāng)村旅游在發(fā)展的同時(shí)，也應(yīng)該合理利用當(dāng)?shù)噩F(xiàn)有資源，把文旅融合的優(yōu)勢發(fā)揮好，達(dá)到振興鄉(xiāng)村文化、留住鄉(xiāng)愁記憶、重塑文化自信的目標(biāo)。切忌為了追求旅游者的興奮心理，破壞鄉(xiāng)村的原真性，制造旅游目的地居民和旅游者之間的矛盾，將鄉(xiāng)村建成“似城非城、似村非村”的“新村”，讓旅游者追尋的“鄉(xiāng)愁”變?yōu)閼n愁（呂龍 等，2020；徐冬 等，2019）。旅游目的地管理者也應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)監(jiān)督，防止旅游經(jīng)營者過度逐利，危害鄉(xiāng)村旅游的可持續(xù)發(fā)展。

目前，鄉(xiāng)村旅游已成為有效釋放內(nèi)需潛力，促進(jìn)國內(nèi)市場和經(jīng)濟(jì)大循環(huán)的重要載體之一，也是鄉(xiāng)村振興的新引擎。因此，鄉(xiāng)村旅游地應(yīng)在加強(qiáng)疫情及相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)防控的同時(shí)，積極把握新時(shí)代的發(fā)展機(jī)遇，全面提升旅游要素環(huán)節(jié)的服務(wù)質(zhì)量，滿足旅游者高質(zhì)量、多元化的旅游服務(wù)需求，并加強(qiáng)旅游目的地形象塑造和推廣，重構(gòu)旅游者的預(yù)期和認(rèn)知程度，達(dá)到鄉(xiāng)村旅游者旅游動(dòng)機(jī)的期望，更好地滿足游客對景區(qū)的情感契合，留下旅游者的“旅游凝視”，增強(qiáng)旅游者的幸福感和獲得感，促使旅游業(yè)回暖（Bae et al.，2021；戴斌，2020）。

在鄉(xiāng)村旅游研究中，旅游動(dòng)機(jī)與主觀幸福感之間關(guān)系的復(fù)雜性使人們難以全面理解其形成的機(jī)理。本文克服了既往研究中不能很好地處理多重共線性和非線性關(guān)系的困難，也注重了各個(gè)變量之間的依賴和關(guān)聯(lián)的因果聯(lián)系（許娟 等，2020；孫佼佼 等，2020），實(shí)現(xiàn)了旅游動(dòng)機(jī)視角下的單因素變量對鄉(xiāng)村旅游者主觀幸福感的組合路徑分析，為鄉(xiāng)村旅游發(fā)展提供了可靠的營銷方針與策略，同時(shí)也為鄉(xiāng)村旅游地建設(shè)提供了理論依據(jù)。在未來的研究中，研究者可以對不同類型的鄉(xiāng)村旅游目的地進(jìn)行對比，得出更加有效的預(yù)測數(shù)據(jù)。另外，受客觀因素的限制，本文只能選取部分條件變量，以后可以利用其他條件變量進(jìn)行深入的探討，完善鄉(xiāng)村旅游動(dòng)機(jī)對主觀幸福感的影響機(jī)理。