鄉(xiāng)村旅游企業(yè)社區(qū)參與、環(huán)境關心與環(huán)境行為

劉德光 董 琳

1 引 言

隨著新農村建設和鄉(xiāng)村整形戰(zhàn)略的提出，鄉(xiāng)村旅游得到進一步發(fā)展。農家樂是鄉(xiāng)村旅游的重要構成，是我國鄉(xiāng)村旅游業(yè)發(fā)展的產品之一，是當?shù)鼐用裣虺鞘杏慰吞峁┑囊环N回歸自然、放松身心和愉悅精神的休閑旅游。農家樂一般由農、林、牧、副、漁中的一種或者多種業(yè)態(tài)形式與旅游相結合形成的新型旅游模式。農家樂大體上可以劃分為景區(qū)依托型和休閑娛樂型兩類。由于農家樂是鄉(xiāng)村旅游的一種，因此也體現(xiàn)出鄉(xiāng)村旅游所具有的低成本和鄉(xiāng)村整形等特征。在疫情當前和較快速的生活節(jié)奏下，農家樂無疑是一種較受歡迎的休閑旅游形式，促使農家樂得到進一步發(fā)展。

鄉(xiāng)村旅游客觀上帶動了農村基礎設施建設，提供就業(yè)和創(chuàng)業(yè)機會(徐虹和王彩彩 2018［16］），提高農民收入（楊學儒和楊萍 2017［17］），鄉(xiāng)村旅游以自然風光和地方人文特色為基礎吸引游客，但是同時也帶來了重大的生態(tài)環(huán)境挑戰(zhàn)，特別是農家樂的污染排放物成為生態(tài)環(huán)境污染的重要來源，如不能及時治理環(huán)境問題，必然會影響鄉(xiāng)村旅游的可持續(xù)發(fā)展（鄧謀優(yōu) 2017［18］）。在生態(tài)文明發(fā)展和鄉(xiāng)村旅游可持續(xù)發(fā)展的思想指導下，農家樂的生態(tài)環(huán)境問題受到廣大學者的關注。例如，袁海峰提出農家樂發(fā)展應該從生態(tài)環(huán)境等方面進行研究和改進（袁海峰 2014［1］），王茸仙認為應加強對農家樂的生態(tài)環(huán)境保護宣傳（王茸仙 2009［2］），李堆淑等研究發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)村旅游開發(fā)不當帶來較為嚴重的鄉(xiāng)村生態(tài)破壞和環(huán)境污染問題（李堆淑和盧豪 2019［3］）。如果不能及時有效地解決農家樂的污染排放問題勢必影響鄉(xiāng)村旅游業(yè)的整體發(fā)展。

農家樂的生態(tài)污染問題不僅與游客有關，更與農家樂的環(huán)境行為有密切的關系。如新聞報道，2013年安徽省黃山市湯口鎮(zhèn)出現(xiàn)農家樂隨處倒臟水的事件、2018年廣東省潮汕市為治理農家樂環(huán)境提出的農家樂環(huán)境污染被清拆政策等，因此，文章認為鄉(xiāng)村旅游的生態(tài)環(huán)境不僅與游客相關（賈衍菊和林德榮 2015［20］），更受到當?shù)芈糜纹髽I(yè)的影響。然而現(xiàn)有研究大多關注游客的環(huán)境行為，較少研究農家樂企業(yè)的環(huán)境行為。事實上農家樂不注重環(huán)境設施建設，存在垃圾、剩飯、廢水、廢油等不及時處理等較為嚴重的環(huán)境問題（田啟利2017［19］），鑒于此，關注和研究影響鄉(xiāng)村旅游企業(yè)環(huán)境的因素對當今日益凸顯的生態(tài)問題具有現(xiàn)實的指導意義。王凱等通過對張家界農家樂的案例研究發(fā)現(xiàn)，農家樂企業(yè)的環(huán)境行為對當?shù)丨h(huán)境質量起著決定性作用（王凱等 2012［4］），但是農家樂環(huán)境行為的前因后效研究甚是缺乏。鑒于此，本文探討鄉(xiāng)村旅游企業(yè)社區(qū)參與對農家樂的環(huán)境行為的影響，并探討環(huán)境關心的中介 作用和當?shù)鼐用袷杖胨降恼{節(jié)作用，揭示鄉(xiāng)村旅游企業(yè)環(huán)境行為的前因，從一定程度上推動鄉(xiāng)村旅游的持續(xù)綠色發(fā)展。

2 相關概念界定與理論假設

2.1 企業(yè)環(huán)境行為

企業(yè)環(huán)境行為是指企業(yè)運營情境下，迫于政府、社會等在環(huán)境資源方面的壓力，基于企業(yè)自身發(fā)展戰(zhàn)略，企業(yè)經營管理者主動減少環(huán)境危害的環(huán)境關系處理的戰(zhàn)略性行為，具體表現(xiàn)為廢棄物處理、降低能耗、較少廢物排放等主動性行為（Bowen 等 2010［5］；Brammer和 Millington 2003［6］；Idemudia 2009［7］）。環(huán)境行為一般分為遵守型環(huán)境行為和主動型環(huán)境行為，在綠色旅游的大形勢下，企業(yè)主體主動遵守環(huán)境規(guī)則、著力支持綠色環(huán)境的行為是旅游可持續(xù)發(fā)展的必要條件。農家樂經營者作為鄉(xiāng)村旅游的主體，與旅游地的環(huán)境發(fā)展有著千絲萬縷的聯(lián)系。相反，已有不少研究表明農家樂在經營中對旅游地的環(huán)境造成較大傷害，比如，任超超指出農家樂在經營過程中的濫伐植被、污水排放等問題嚴重影響當?shù)氐沫h(huán)境（任超超和尹日 2016［8］），因此，農家樂諸多不當行為嚴重威脅旅游地的環(huán)境問題，阻礙旅游的可持續(xù)發(fā)展。基于此，本文旨在尋求影響鄉(xiāng)村旅游企業(yè)環(huán)境行為的影響因素，探討促進鄉(xiāng)村旅游可持續(xù)發(fā)展的最優(yōu)策略，因此認為研究鄉(xiāng)村旅游企業(yè)環(huán)境行為不僅具有理論價值，對實踐也具有重要意義。

2.2 社區(qū)參與

社區(qū)參與最早記載于上世紀80年代，是指作為鄉(xiāng)村旅游的企業(yè)主體，社區(qū)越來越多參與到當?shù)芈糜伟l(fā)展、旅游規(guī)劃等的決策中，從鄉(xiāng)村環(huán)境、旅游地經濟等方面，充分考慮社區(qū)的全面發(fā)展，同時促進旅游可持續(xù)發(fā)展（楊學儒和李浩銘 2019［9］）。具體到農家樂是指，農家樂作為社區(qū)最豐富的參與企業(yè)，與社區(qū)群體及旅游者有密切聯(lián)系，其共同參與解決社區(qū)環(huán)境、經濟等社會問題的行為。再者，旅游地的發(fā)展與社區(qū)的參與存在千絲萬縷的關系，而作為主體的農家樂，其經營行為更深刻地影響著旅游地的可持續(xù)發(fā)展和社區(qū)的全面進步。例如，蘇明明等在對北京慕田峪長城景區(qū)與社區(qū)居民的研究中提出居民的社區(qū)參與對旅游地的發(fā)展具有正向促進作用（蘇明明和Geoffrey 2012［10］）。還有一些研究認為，企業(yè)社區(qū)參與能夠間接促進旅游地的可持續(xù)發(fā)展。比如，孫九霞（孫九霞和保繼剛 2006［11］）等指出，農家樂作為社區(qū)參與的主體企業(yè)與其他利益主體的合作是促進旅游地可持續(xù)發(fā)展的重要因素。因此，農家樂的社區(qū)參與是旅游地全面發(fā)展的重要保障；旅游地的可持續(xù)發(fā)展與農家樂的主體參與有著密切聯(lián)系。

2.3 社區(qū)參與對企業(yè)環(huán)境行為的影響

社區(qū)參與可以提高企業(yè)社會認同和促進社區(qū)發(fā)展。社區(qū)參與是農家樂獲取合法性和社區(qū)資源的主要戰(zhàn)略措施，對農家樂的經營行為和社區(qū)的可持續(xù)發(fā)展有廣泛的影響。作為鄉(xiāng)村旅游的主體，農家樂需要依賴社區(qū)力量克服環(huán)境破壞的外部效應，有效治理旅游目的地環(huán)境，吸引更多游客，降低農家樂的經營風險。更多的社會力量納入鄉(xiāng)村旅游可持續(xù)發(fā)展可以提高農家樂的長期競爭力。研究表明，農家樂通過改善社區(qū)的公共設施等可以促進社區(qū)居民的生態(tài)旅游合作，最終實現(xiàn)農家樂和社區(qū)的共贏，進而提高農家樂的社會認同。即，農家樂的社區(qū)參與可以通過社會認同機制影響其環(huán)境行為選擇。再者，鄉(xiāng)村旅游企業(yè)與當?shù)厣鐓^(qū)發(fā)展相輔相成，互惠互利。鄉(xiāng)村旅游企業(yè)發(fā)展為當?shù)鼐用裉峁┚蜆I(yè)機會、提高農民收入，優(yōu)化產業(yè)結構、改善農村經濟水平（李國慶 2018［21］），從而能夠獲得社區(qū)居民的認同和支持，得到當?shù)卣姆龀?，獲得外生資源，達成社區(qū)與旅游企業(yè)的共贏?；诖?，本文提出如下假設：

H1：社區(qū)參與企業(yè)環(huán)境行為正相關，即企業(yè)社區(qū)參與越深，環(huán)境行為越深。

2.4 環(huán)境關心的中介作用

環(huán)境關心是主動解決環(huán)境問題的意愿。環(huán)境關心是影響農家樂環(huán)境行為的重要因素之一。農家樂是社區(qū)生態(tài)環(huán)境的直接受益者（余可發(fā) 2021［12］），農家樂的環(huán)境關心程度對其環(huán)境行為有至關重要的影響。從知識認可和情感保護講，當農家樂有較強的環(huán)境關心時，會更加主動采取環(huán)境行為，社區(qū)企業(yè)參與程度越深，對當?shù)厣鐓^(qū)認可程度越深，越主動保護當?shù)氐纳鷳B(tài)環(huán)境，因此可以看出，環(huán)境關心對環(huán)境行為具有顯著的正相關性（Zibenberg 等 2018［15］)。

農家樂的社區(qū)參與會帶來社會認同，特別是農家樂和社區(qū)共同保護當?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境，會得到更多的社會認同。保護當?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境是一種對社區(qū)和農家樂發(fā)展均有益的活動。社區(qū)參與程度越深，農家樂的環(huán)境關心程度越高，較高環(huán)境關心下，農家樂會更愿意承擔由于社會參與會引發(fā)的更高的環(huán)境行為成本。基于此，文章提出如下假設：

H2：鄉(xiāng)村旅游企業(yè)的社區(qū)參與與環(huán)境關心正相關，即企業(yè)社區(qū)參與程度越深，環(huán)境關心越明顯。

H3：鄉(xiāng)村旅游企業(yè)的環(huán)境關心與環(huán)境行為正相關，即鄉(xiāng)村旅游企業(yè)環(huán)境關心程度越高，對企業(yè)環(huán)境行為正向影響越大。

H4：鄉(xiāng)村旅游企業(yè)的環(huán)境關心在農家樂的社區(qū)參與和環(huán)境行為間起中介作用，即鄉(xiāng)村旅游企業(yè)環(huán)境關心程度越高，企業(yè)社區(qū)參與對企業(yè)環(huán)境行為的正向影響越大。

2.5 居民可支配收入的調節(jié)作用

當?shù)鼐用袷杖胨捷^高會帶來較大的環(huán)境壓力，主要表現(xiàn)為三個方面。首先，當?shù)鼐用袷杖胨降奶岣咭布ぐl(fā)了更多的旅游消費，從而帶來更多的環(huán)境壓力和旅游生態(tài)赤字。其次，農民收入水平提高，對生態(tài)環(huán)境提出更高的消費需求，進而產生環(huán)境壓力。再次，當?shù)鼐用袷杖胨教岣邘淼南M增加會刺激更多的農家樂創(chuàng)業(yè)，農家樂的增加同樣帶來環(huán)境壓力。對于農家樂來說，社區(qū)環(huán)境生態(tài)壓力會影響其環(huán)境行為，從而迫使農家樂采取更加深入的環(huán)境行為。在此情景下，即使農家樂社區(qū)參與較低，其環(huán)境行為也會較為全面。

當?shù)鼐用袷杖胨捷^低時環(huán)境壓力較小。由于環(huán)境行為的隱蔽性和監(jiān)督成本較高，農家樂考慮自身發(fā)展需要會主動選擇的環(huán)境行為較少。在此情景下，隨著農家樂社區(qū)參與的實施，其減少廢棄物直排、實施環(huán)境行為的程度會快速上升?；诖?，本文提出如下假設：

H5：當?shù)鼐用袷杖胨皆卩l(xiāng)村旅游企業(yè)社區(qū)參與和環(huán)境行為間起到負向調節(jié)作用。

基于以上分析構建如下概念模型圖，見圖1。

圖1 概念模型圖

3 研究設計

3.1 變量測量

與農家樂密切相關的生態(tài)環(huán)境問題主要是廢物排放。因此本文借鑒王凱等（2012）開發(fā)的測量量表，借鑒與農家樂污染物直接排放行為相關的兩個測量題項設計農家樂的環(huán)境行為測量題項。社區(qū)參與的測量參考王建等開發(fā)的具有本土情景的測量量表（王建等 2017［13］），設置了5個測量題項。環(huán)境關心的測量借鑒Kim等開發(fā)的量表（Kim和Choi 2005［14］），設置3個題項。所有題項均采用李克特5級量表調研，1表示非常不同意，5表示非常同意?？紤]到居民收入水平對環(huán)境行為影響的滯后性，當?shù)鼐用袷杖胨讲捎媒y(tǒng)計年鑒上公布的農家樂所在地前一年的居民平均收入水平。并控制農家樂規(guī)模（人數(shù)）和成立年限、創(chuàng)業(yè)者年齡和文化水平。變量及其測量見表1。

表1 變量及測量

3.2 樣本數(shù)據采集

農家樂是鄉(xiāng)村旅游的重要構成，由于鄉(xiāng)村旅游企業(yè)類型多樣，為了避免不同類型的企業(yè)環(huán)境行為造成內生差異，本文以鄉(xiāng)村旅游最大構成體農家樂作為調查對象。農家樂是以家庭為基本單位，依托當?shù)刭Y源與環(huán)境，由農、林、牧、副、漁中的一種或者多種業(yè)態(tài)形式與旅游相結合形成的新型旅游模式，大體上可以劃分為家庭型農家樂和合伙制企業(yè)兩類。本文調查對象是湖北省旅游景區(qū)農家樂。湖北省旅游資源豐富，是重要的旅游客源地，湖北省東、西、北三面環(huán)山，中部有”魚米之鄉(xiāng)“的江漢平原，且湖北省文化底蘊深厚，因祖炎地故里而得名“楚文化”勝地，有木蘭故里、三峽大壩、武當山等著名旅游景點。湖北省，尤其是武漢市是全國交通重要樞紐，經濟水平較高，在中西部地區(qū)處于首位，GDP位于較高水平，經濟富裕，因此居民對當?shù)氐纳鷳B(tài)環(huán)境期望較高。但由于農家樂起步相對較晚，發(fā)展欠成熟，近年來又大肆發(fā)展農家樂，導致農家樂對當?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境破壞甚為嚴重。鑒于此，湖北省的樣本能總體客觀反映企業(yè)社區(qū)參與與環(huán)境行為的關系及居民可支配收入對企業(yè)社區(qū)參與與環(huán)境行為關系的影響。

為了確保調查數(shù)據的準確性，首先采取實地調研法進行預調研，根據預調研結果修訂問卷內容。通過旅行社聯(lián)系農家樂，通過電話、郵件、訪談和中間人調查相結合的方式進行正式調研，并認真記錄每家農家樂的聯(lián)系人和聯(lián)系方式，以便回訪和問卷編碼。根據經濟發(fā)展水平及農家樂發(fā)展階段的不同進行分類調研，根據抽樣調查對訪談對象進行歸類。每家農家樂選擇1名創(chuàng)業(yè)者和5名員工為問卷調查對象，并進行樣本匹配。由于本文數(shù)據源于同一被試，為避免同源方差，問卷將各個分量表的題項打亂填寫?？偣舱{查了284家農家樂的農家樂創(chuàng)業(yè)者，通過問卷匹配最終收集到231份有效的調查問卷，問卷有效率達到81.3%。并根據統(tǒng)計年鑒匹配農村居民上年度可支配收入。從性別分布看，男性占42.3%，女性占57.7%，男女比重相差不大。在有效問卷中從年齡上看，25歲以下的占18.2%，25-35歲占20.5%，35-45歲占21.1%，45歲以上占40,2%，數(shù)據顯示農家樂的創(chuàng)業(yè)者以中年人為主。從受教育程度看，初中及以下文化程度占47.9%，高中（含中專）文化程度占21.1%，大學（含大專）文化程度占28.2%，，碩士文化程度占2.8%。調查結果顯示與案例地人口統(tǒng)計特征基本吻合，說明本樣本具有客觀性和科學性。

4 數(shù)據分析與假設檢驗

4.1 信度和效度

采用SPSS18.0 對量表進行因子分析，分析量表的信度。其中農家樂社區(qū)參與量表的Cranach’s α 值為0.876，環(huán)境行為量表的Cranach’s α 值為0.892，環(huán)境關心量表的Cranach’s α 值為0.884。Cranach’s α均大于0.8，表明三個量表的信度良好。結合探索性因子分析法和驗證性因子分析法檢驗量表效度。SPSS22.0的探索性因子分析結果見表2，三個量表的KMO值均大于0.7，社區(qū)參與、環(huán)境行為和環(huán)境關心的因子載荷均大于0.7，顯著性水平均小于0.05，表明三個量表的題項都存在共同因素，具有良好的效度。AMOS17.0驗證性因子分析結果表明均符合建議值，具有良好的信度，見表3?？傮w來講，量表具有良好的模型建構信度和效度。

表2 探索性因子分析的效度檢驗結果

表3 驗證性因子分析的效度檢驗結果

4.2 相關性

相關性分析的匯總表將表4。由表4可知，農家樂的社區(qū)參與、環(huán)境關心和環(huán)境行為間存在顯著正相關關系。當?shù)鼐用窨芍涫杖牒娃r家樂的環(huán)境行為負相關，但不顯著。社區(qū)參與和環(huán)境關心顯著正相關。相關性分析結果初步支持相關假設。

表4 各變量均值、標準差和相關性分析結果

4.3 假設檢驗

（1）主效應檢驗

根據表4可知，農家樂社區(qū)參與環(huán)境行為正相關。進一步檢驗農家樂社區(qū)參與對環(huán)境行為的影響。并控制創(chuàng)業(yè)者年齡和文化程度，農家樂規(guī)模和成立年限。由表5可知，控制變量方面，由模型M1可知，農家樂規(guī)模與環(huán)境行為負相關，即規(guī)模越大，環(huán)境行為越低。農家樂成立年限越長，環(huán)境行為越深，即對于老牌農家樂來說，為了保持企業(yè)的持續(xù)經營，會采取全面的環(huán)境行為。創(chuàng)業(yè)者個人特征對環(huán)境行為影響不顯著。由模型M2可知，自變量社區(qū)參與和環(huán)境行為正相關，社區(qū)參與越深，農家樂的環(huán)境行為越深。假設H1得到檢驗。

表5 社區(qū)參與對環(huán)境行為影響分析

（2）環(huán)境關心的中介效應檢驗

本文借鑒Preacher和Hayes提出的bootrap法進行中介效應檢驗。首先將社區(qū)參與、環(huán)境行為、環(huán)境關心一次加入Bootrap分析過程，并將bootrap Sample參數(shù)設置為5000，置信度設置為95%。若95%置信區(qū)間上下限包含0（LLCI和ULCI間），則有中介作用，否則無。檢驗環(huán)境關心在社區(qū)參與和環(huán)境行為間的中介作用，同樣控制創(chuàng)業(yè)者年齡和文化程度，農家樂規(guī)模和成立年限。檢驗結果見表6（控制變量省略）。

表6 社區(qū)參與通過環(huán)境關心影響環(huán)境行為路徑檢驗結果

由表6可知，社區(qū)參與對環(huán)境行為有顯著的直接正影響（LLCI= -0.334，ULCI= -0.046，檢驗區(qū)間不包括0），進一步支持假設H1。社區(qū)參與對環(huán)境關心的直接影響不顯著（LLCI= -0.299，ULCI= 0.027，檢驗區(qū)間包括0），假設H2未得到檢驗。環(huán)境關心對環(huán)境行為存在顯著的直接正影響（LLCI=0.290，ULCI=0.537，檢驗區(qū)間不包括0），假設H3得到檢驗。中間效應的檢驗結果可知，環(huán)境關心在社區(qū)參與和環(huán)境行為間發(fā)揮的中介作用顯著（LLCI=0.211，ULCI=0.532，檢驗區(qū)間不包括0），表明中介效應顯著，影響大小是0.056，假設H4得到檢驗。另外，加入環(huán)境關心后，社區(qū)參與對環(huán)境行為的影響依然顯著（LLCI= -0.382，ULCI=-0.099，檢驗區(qū)間不包括0），但是影響效用由原來的0.261降低為0.205，說明環(huán)境關心在社區(qū)參與和環(huán)境行為間有部分中介作用。

（3）居民可支配收入的調節(jié)效應檢驗

調節(jié)效用的檢驗依然采用bootrap方法。相應參數(shù)設置同中介效應檢驗。居民可支配收入對社區(qū)參與和環(huán)境行為這一路徑的調節(jié)效應檢驗結果發(fā)現(xiàn)，居民可支配收入在社區(qū)參與和環(huán)境行為間存在顯著的調節(jié)作用（R2-chng=0021，f=7295），調節(jié)效應為0.153（LLCI= -0.254，ULCI= -0.041，檢驗區(qū)間不包括0）。

表7 居民可支配收入的調節(jié)效應檢驗結果

進一步畫出居民可支配收入對社區(qū)參與和污染排放之間關系的調節(jié)效應圖，見圖2。

圖2 居民可支配收入對社區(qū)參與和環(huán)境行為影響的調節(jié)效應

當居民可支配收入高時，環(huán)境行為也高，且隨著社區(qū)參與程度提高，居民可支配收入會加強社區(qū)參與對環(huán)境行為的積極作用。當居民可支配收入較低時，環(huán)境行為也低，且較低的居民可支配收入對社區(qū)參與和環(huán)境行為間關系的影響也較弱。即居民可支配收入在社區(qū)參與和環(huán)境行為間有正向調節(jié)作用。假設H5得到檢驗。

5 結語

5.1 結論

文中以環(huán)境關心作為中間變量，構建了環(huán)境參與對環(huán)境行為影響的結構模型，并以湖北省農家樂為例，做了大樣本問卷調查，對以農家樂為主的鄉(xiāng)村旅游企業(yè)做了量化評析，從農家樂的污染排放為切入口，探討鄉(xiāng)村旅游企業(yè)的社區(qū)參與對其環(huán)境行為的影響，發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)村旅游企業(yè)的社區(qū)參與程度越深，越關注環(huán)境問題，其環(huán)境行為越深入。即社區(qū)參與對環(huán)境行為有正向推動作用，而環(huán)境關心在二者間起到部分調節(jié)作用。農家樂所在地的居民行為對農家樂的持續(xù)發(fā)展起著較大的影響。當?shù)鼐用窨芍涫杖朐黾訒绊懫湫蓍e旅游產品的消費，同時也對當?shù)氐纳鷳B(tài)環(huán)境提出了新的要求。隨著旅游企業(yè)社區(qū)參與水平的提高，當?shù)鼐用窨芍涫杖雽︵l(xiāng)村旅游企業(yè)的環(huán)境行為產生積極地影響，即居民可支配收入在社區(qū)參與和環(huán)境行為間有正向調節(jié)作用。研究結論不僅豐富了企業(yè)環(huán)境行為理論相關研究，也幫助政府和相關單位認識鄉(xiāng)村旅游企業(yè)特別是農家樂的環(huán)境態(tài)度和環(huán)境行為，對于鄉(xiāng)村旅游企業(yè)與當?shù)鼐用竦幕雍蜕鐓^(qū)參與亦有實踐指導意義。

5.2 局限性和未來展望

本研究也有一定的局限性，首先樣本區(qū)域限制和數(shù)量，給研究結果帶來了不確定性，后續(xù)研究將進一步擴展樣本數(shù)量和調查區(qū)域，并在此基礎上進行多類旅游企業(yè)的比較研究，并對旅游企業(yè)進行追蹤調研，進一步探討旅游企業(yè)環(huán)境行為的動態(tài)變化，以完善相關研究；其次，本研究以農家樂這一旅游企業(yè)為研究對象，僅探討了農家樂污染排放的環(huán)境行為，在新的情境下，相關研究還有相當大的研究空間，后續(xù)研究將進一步完善旅游企業(yè)環(huán)境行為研究的理論內涵和測量操作。