探查階段旅游地居民支持度的影響因素分析與實證研究
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2023-11-13 09:25:56唐佳欣王銘杰張冰逸袁浩文

熱帶地理訂閱 2023年10期 收藏

關(guān)鍵詞：北港發(fā)展?jié)摿?/a>消極影響

孟 凱，唐佳欣，王銘杰，張冰逸，袁浩文

（1.海南大學(xué) 旅游學(xué)院，?？?570228；2.暨南大學(xué) 深圳旅游學(xué)院，廣東 深圳 518053）

目的地居民是地方旅游發(fā)展過程中的核心群體，其對旅游發(fā)展的態(tài)度影響目的地旅游發(fā)展速度和方向（Sharpley, 2014）。學(xué)界已就居民態(tài)度的話題進(jìn)行諸多探討（韓國圣 等，2016；汲忠娟 等，2017），然而研究多從人地關(guān)系和人與政府、社區(qū)團(tuán)體的人際關(guān)系視角展開（李秋成 等，2015；李東 等，2020），缺乏在特定旅游發(fā)展階段下，探討居民主體態(tài)度與旅游支持度之間的作用。居民作為目的地旅游發(fā)展的重要主體和利益相關(guān)者，其支持度在旅游目的地的發(fā)展周期中發(fā)揮至關(guān)重要的作用，深入把握各階段居民支持度的影響因素和作用路徑，可為地方旅游可持續(xù)發(fā)展提供科學(xué)完善的實踐參考。

根據(jù)旅游地生命周期理論（Butler, 2006），旅游地發(fā)展通常會經(jīng)歷探查、參與、發(fā)展、鞏固、停滯和衰落或復(fù)蘇6個階段。不同階段有著不同特征，其中探查階段因外部資本尚未進(jìn)入，政府關(guān)注較少等特點，是除居民外的其他利益相關(guān)者介入程度最低的階段。已有研究大多聚焦旅游地的發(fā)展、鞏固、停滯、衰落等旅游特征明顯、矛盾問題突出的階段，而忽略了對探查階段的深入探究。事實上，處于探查階段的旅游目的地居民往往掌握較大話語權(quán)，居民主觀態(tài)度將較大程度影響旅游地的后續(xù)發(fā)展。因此，聚焦至旅游地探查階段，將有助于在其他利益相關(guān)者對旅游發(fā)展影響相對較小的情況下，最大程度地把握居民群體感受、態(tài)度形成和作用的本源性因素，并在探查階段中關(guān)注其過程性變化，從而為旅游目的地的可持續(xù)發(fā)展提供參考（Hanafiah et al., 2013）。

探查階段居民支持度會受哪些因素影響？各影響因素又會對支持度產(chǎn)生何種作用？為回答此問題，本文從居民主觀視角出發(fā)，嘗試構(gòu)建一個由旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知、積極影響感知、消極影響感知、地方感和旅游支持度5個基本維度組成的概念模型，測量探查階段居民旅游支持度，并分析各因素對旅游支持度產(chǎn)生影響的作用路徑。以期完善支持度相關(guān)理論，為探查階段旅游目的地發(fā)展提供實踐指導(dǎo)。

1 文獻(xiàn)綜述

1.1 居民支持度

支持度是地方居民對當(dāng)?shù)芈糜挝磥戆l(fā)展的支持意愿，是對旅游地變化的主動響應(yīng)（汪德根 等，2011）。目前該領(lǐng)域的研究以實證為主，學(xué)者依托社會交換、地方感、社會表征、社會承載力等理論對支持度的影響因素展開研究（盧春天 等，2012；李東澤，2019）。其中，決策行為理論中的理性與非理性選擇，為探討自我和他人的選擇過程提供了一個有益的辯證視角，有助于居民行為和人地關(guān)系的理解。決策行為理論認(rèn)為人的選擇行為是理性與非理性的同構(gòu)，風(fēng)險未知性、信息不確定性、事物復(fù)雜性以及認(rèn)知有限性都會影響主體做出理性決策（吳鴿 等，2013），這使得主體在決策過程中同時受到理性因素與非理性因素影響。其中，理性選擇主要依賴主觀概率與預(yù)期價值進(jìn)行，學(xué)者認(rèn)為理性選擇行為是介于有根據(jù)的展望和冒險碰運氣之間的一種平衡，人們常常在評估過風(fēng)險后做出選擇（何大安，2005）。非理性選擇主要依賴情感等直覺性的因素實現(xiàn)，由于知識的社會分散性和認(rèn)知的有限性，行為人往往會有意識地部分放棄客觀認(rèn)知，做出直覺或沖動性的行為選擇（常光偉 等，2011）。

在旅游發(fā)展態(tài)度的決策情境中，目的地居民在選擇中會同時受這2種因素影響，即在理性層面對旅游產(chǎn)生的收益損失進(jìn)行權(quán)衡，基于自身對地方的認(rèn)知來對未來旅游發(fā)展?jié)摿M(jìn)行評估，同時在非理性層面受源自人地關(guān)系的情感因素影響。在支持度的研究中，部分學(xué)者從理性層面對其展開探討，如張詩汝等（2021）以神農(nóng)架國家公園體制試點區(qū)為例，對旅游經(jīng)濟(jì)感知與態(tài)度之間的關(guān)系進(jìn)行了深入研究，為其之間的關(guān)聯(lián)效應(yīng)提供了強(qiáng)有力的證據(jù)支撐；朱鶴等（2018）以資源、環(huán)境、獨特性、交通、基礎(chǔ)設(shè)施5方面測度旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知，探究旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知與居民支持度之間的關(guān)系，厘清了兩者之間產(chǎn)生影響效應(yīng)的多條路徑。此外，部分學(xué)者從非理性層面出發(fā)，討論諸如地方感等情感因素與支持度的影響，如包亞芳等（2015）以居民地方感為切入點，構(gòu)建了“地方感-環(huán)境態(tài)度-低碳旅游支持度”理論模型，驗證了地方感對居民支持度的直接顯著影響；馬東艷（2020）基于居民視角，從文化原真性、地方依戀2個維度出發(fā)，認(rèn)為地方依戀能強(qiáng)化居民對民族村寨旅游發(fā)展的支持態(tài)度。由此可見，大多學(xué)者傾向于從單一層面對支持度展開研究，即從隸屬理性維度的旅游影響感知等因素出發(fā)對選擇行為進(jìn)行探討，或從隸屬非理性維度的人地情感等因素出發(fā)對支持態(tài)度展開討論，但缺少同時囊括理性和非理性因素的居民支持度研究，導(dǎo)致現(xiàn)有研究在實際應(yīng)用層面存在缺失。因此，居民支持度研究亟需一個既能呈現(xiàn)理性判斷，又能體現(xiàn)非理性地方情感的新研究視角的介入，從而對居民支持度的影響因素和選擇過程進(jìn)行更為全面的詮釋。

1.2 探查階段的支持度研究

根據(jù)Butler（2006）的旅游地生命周期理論（TALC），探查階段作為旅游地旅游發(fā)展的開端階段，是游客自發(fā)來到旅游地，旅游地被動開始旅游發(fā)展的階段。該階段以游客的自發(fā)進(jìn)入為主，具有游客量規(guī)模小、資本介入程度低、政府尚未給與明確指引、居民面臨生計轉(zhuǎn)換選擇等特征。當(dāng)前，有關(guān)探查階段的研究主要涉及2個方面。其一，對探查階段各影響因素的線性相關(guān)關(guān)系進(jìn)行初步的探究，如白玲等（2018）以處于探查階段的北京市自然保護(hù)區(qū)為案例地，分析農(nóng)戶對保護(hù)區(qū)內(nèi)開展旅游活動的影響認(rèn)知和支持度之間的關(guān)系，但未對變量間可能存在的中介、調(diào)節(jié)效應(yīng)作深入探討，導(dǎo)致影響因素的作用關(guān)系未能得到完全詮釋。其二，對探查、發(fā)展、鞏固等不同旅游發(fā)展階段進(jìn)行比較研究，如賈衍菊等（2021）通過對比山東8 個不同旅游發(fā)展階段的村落，探究了鄉(xiāng)村居民政府信任對旅游發(fā)展支持度的影響。然而，該類研究往往將探查階段與旅游地其他發(fā)展階段進(jìn)行混淆，并將探查階段得到的分析結(jié)果外延至其他發(fā)展階段，導(dǎo)致探查階段的獨特特征無法完全得到凸顯。

事實上，探查階段作為旅游地生命周期的首個階段，居民支持度受旅游發(fā)展影響發(fā)生重大變化。然而，當(dāng)前學(xué)者普遍關(guān)注處于發(fā)展、鞏固、成熟等階段的案例地，作為旅游發(fā)展開端的探查階段因其表現(xiàn)特征不明顯而常被學(xué)者忽視，致使相關(guān)研究結(jié)論在探查階段的解釋力和適用性備受質(zhì)疑（武曉英等，2021）。因此，探查階段的居民支持度研究擁有進(jìn)一步深化的詮釋空間。

2 研究假設(shè)

居民支持度會同時受理性與非理性因素的影響。本研究中，理性因素主要來源于2類因素，即旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知和旅游積極、消極影響感知；非理性因素主要體現(xiàn)在居民與地方的連結(jié)，即地方感。

旅游發(fā)展?jié)摿κ锹糜蝺?nèi)部隱藏著的未來發(fā)展趨勢和潛在效用，是旅游發(fā)展過程中所體現(xiàn)的潛在且在特定要素刺激下能發(fā)揮出來以促進(jìn)旅游持續(xù)發(fā)展的能力，是對目的地是否具備發(fā)展旅游產(chǎn)業(yè)的條件并能否獲得經(jīng)濟(jì)、社會、環(huán)境等方面的利益的衡量，更是對旅游業(yè)發(fā)展前景和后續(xù)能力的綜合判斷（Yan et al., 2017）。聚焦于探查階段，居民對未來目標(biāo)即地方旅游發(fā)展向好的概率判斷主要來源于他們對本地旅游發(fā)展?jié)摿Φ恼J(rèn)知。如果居民認(rèn)為本地的發(fā)展?jié)摿Υ?，就可能更傾向于支持旅游發(fā)展，反之可能傾向于不支持。如果居民對當(dāng)?shù)芈糜伟l(fā)展?jié)摿Φ恼J(rèn)知較高，表明他們對地方旅游資源及外部條件處于看好與認(rèn)可的狀態(tài)，這在一定程度上增強(qiáng)他們對于地方的認(rèn)同與依賴，地方感因此發(fā)生變化。如果居民對當(dāng)?shù)芈糜伟l(fā)展?jié)摿Φ恼J(rèn)知較高，這意味著他們認(rèn)為當(dāng)?shù)芈糜挝磥戆l(fā)展實現(xiàn)成功的可能性較大，在積極的未來趨勢與預(yù)測結(jié)果影響下，會對旅游擁有更多的積極影響感知，而淡化消極影響感知（朱鶴 等，2018；管婧婧 等，2022）?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H1：旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知對旅游支持度有正向影響；

H2：旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知對積極影響感知有正向影響；

H3：旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知對消極影響感知有負(fù)向影響；

H4：旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知對地方感有正向影響。

旅游影響感知是居民對地方各基本要素在旅游發(fā)展過程中引起各種變化的感覺和知覺的綜合結(jié)果（白凱 等，2008）。根據(jù)社會交換理論，居民對于預(yù)期收益與損失的考量主要來源于他們對旅游影響的綜合評價（李飛 等，2021）。如果居民認(rèn)為旅游未來產(chǎn)生的積極影響多于消極，則他們很可能表現(xiàn)出對旅游發(fā)展的支持態(tài)度。一般地，居民的積極影響感知與旅游支持度之間存在正相關(guān)（Song et al.,2015），而消極影響感知與旅游支持度呈負(fù)相關(guān)（Mekawy, 2012）?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H5：居民的積極影響感知對旅游支持度有正向影響；

H6：居民的消極影響感知對旅游支持度有負(fù)向影響。

段義孚（Tuan, 1977）的“戀地情結(jié)”體現(xiàn)了地方感在人地情感上的深刻聯(lián)系，它產(chǎn)生于人地的持續(xù)互動，是人基于地方生活產(chǎn)生的一種個體情感體驗。通過這種體驗，地方成為自我的有機(jī)組成部分，其意義無法脫離人而存在（王銘杰 等，2021）。大部分研究表明，地方感與居民旅游支持度之間存在直接的正向影響，即地方感越強(qiáng)，居民對當(dāng)?shù)芈糜伟l(fā)展的支持度越高；地方感與積極影響感知之間存在正向影響，與消極影響感知之間存在負(fù)向影響（趙雪雁 等，2019）?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H7：地方感對旅游支持度有正向影響；

H8：地方感對積極影響感知有正向影響；

H9：地方感對消極影響感知有負(fù)向影響；

此外，作為人對地方情感的表現(xiàn)，地方感越強(qiáng)的居民往往對地方未來發(fā)展向好會表現(xiàn)出更強(qiáng)的愿望（黃坤 等，2022）。且有研究表明，旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知對地方感有正向影響，同時與積極影響感知存在正相關(guān)，而與消極影響感知存在負(fù)相關(guān)（朱鶴等，2018）。因此，若在居民旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知較高的情況下，強(qiáng)地方感的居民一般會比弱地方感的居民表現(xiàn)出對于旅游更高的積極認(rèn)知，以及更低的消極認(rèn)知?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H10：旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知對地方感與積極影響感知之間的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用；

H11：旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知對地方感與消極影響感知之間的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用；

綜上，提出本文的概念模型，如圖1所示。

圖1 探查階段居民支持度形成的概念模型Fig.1 A conceptual model of the formation of resident support during the exploration phase

3 案例地概況與研究方法

3.1 案例地概況

北港村地處?？谑袞|部，在2021年以前是一個僅靠乘船進(jìn)出的海島型村莊，隸屬海口市美蘭區(qū)演豐鎮(zhèn)，下轄3個自然村，分別是道頭村、后溪村和上田村。2021年初，伴隨著海文大橋北港匝道的開通，北港村告別了過去乘船進(jìn)出的時代，可進(jìn)入性發(fā)生較大變化。此后，越來越多?？谥苓呌慰完P(guān)注到這一曾經(jīng)難以進(jìn)入的島嶼村莊，并自發(fā)驅(qū)車前往北港村游玩。

本研究團(tuán)隊于北港村通橋后便開始關(guān)注該地，在2021年5月至2022年5月先后14次前往北港村進(jìn)行調(diào)研，深入考察案例地現(xiàn)狀、游客行為、居民對待旅游發(fā)展態(tài)度等內(nèi)容，總結(jié)北港村的旅游發(fā)展特征：在需求側(cè)方面，北港村月接待量在1 000 人左右，游客周期性變化較為顯著，主要集中于周末前往該地，工作日基本沒有游客；客源結(jié)構(gòu)以鄰近?？谑袇^(qū)自發(fā)進(jìn)入的散客為主，沒有組織性的團(tuán)隊游客。在供給側(cè)方面，北港村以趕海、紅樹林、落日景觀為主要旅游資源，相關(guān)旅游產(chǎn)品業(yè)態(tài)和基礎(chǔ)配套設(shè)施尚未植入建設(shè)；政府尚未出臺明確的指引性政策文件，且外來資本尚未關(guān)注到該村；村內(nèi)僅有個別居民從事與旅游接待相關(guān)的服務(wù)，為游客提供簡單的餐食服務(wù)。綜上，當(dāng)前北港村符合Butler旅游地生命周期的第一階段特征，正處于旅游發(fā)展的“探查階段”。

3.2 問卷設(shè)計

綜合相關(guān)研究、案例地情況以及專家建議，形成北港村居民旅游支持度的初始測量量表，并于2021-12-17—27依據(jù)初始量表在北港村展開預(yù)調(diào)查，收回問卷81份。在必要的數(shù)據(jù)整理后，依托對問卷結(jié)果的分析和被試者的反饋，對問卷題項進(jìn)行調(diào)整，刪除冗余部分，調(diào)整題項表達(dá)，最終形成本文的支持度測量量表。測量量表包含以下維度：

1） 地方感。該變量的測量根據(jù)汪德根等（2011）的量表改編而成，包括“我對在北港的生活感到滿意”“我很關(guān)心北港的發(fā)展”“我對北港有深厚的感情”“與其他地方相比，我更愿意住在北港”4 個題項。在本研究中，“地方感”維度的Cronbach'sα值為0.856，＞推薦值0.7。

2）旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知。該變量的測量根據(jù)朱鶴等（2018）的量表改編而成，包括“北港的自然環(huán)境很好”“北港通路之后交通方便”“政府會關(guān)心北港的發(fā)展”3 個題項。在本研究中，“旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知”維度的Cronbach's α值為0.749，＞推薦值0.7。

3）旅游積極影響感知。該變量的測量根據(jù)王純陽等（2014）的量表改編而成，包括“旅游發(fā)展將會提高我的收入”“旅游發(fā)展將會提高北港的知名度”“旅游發(fā)展將會改善北港的居住環(huán)境”“旅游發(fā)展將會增長我的見識”“旅游發(fā)展將會使我學(xué)習(xí)新的技能”5 個題項。在本研究中，“旅游積極影響感知”維度的Cronbach'sα值為0.820，＞推薦值0.7。

4）旅游消極影響感知。該變量的測量根據(jù)郭安禧等（2019）的量表改編而成，包括“旅游發(fā)展將會使北港的物價上漲”“旅游發(fā)展將會打擾我的生活”2 個題項。另外，根據(jù)北港實際存在的漁業(yè)與旅游業(yè)生計沖突以及來往車輛增多引致的安全問題，增加2個題項，即“旅游發(fā)展將會對漁業(yè)產(chǎn)生不利影響”“旅游發(fā)展將會對居民的安全造成威脅”。在本研究中，“旅游消極影響認(rèn)知”維度的Cronbach'sα值為0.803，＞推薦值0.7。

5）旅游支持度。該變量的測量根據(jù)李秋成等（2015）的量表改編而成，包括“我支持北港發(fā)展旅游”“我歡迎游客來北港旅游”“我愿意參與北港的旅游宣傳”“我愿意參與旅游相關(guān)的培訓(xùn)”4個題項。在本研究中，“旅游支持度”維度的Cronbach'sα值為0.888，＞推薦值0.7。

6）被調(diào)查者的人口統(tǒng)計學(xué)特征。參考以往研究（Gaunette, 2017），以性別、年齡、受教育程度、年收入、職業(yè)、北港居住情況為控制變量。

3.3 數(shù)據(jù)收集

正式調(diào)查集中在北港村本地居民較多的2個時間段，分別是2022 年元旦前后（2021-12-31—2022-01-04）和北港村2022 上半年公期（2022-03-25—27）①"公期"是海南的一種地方文化習(xí)俗，是一種年度的區(qū)域性祭神活動。對北港人來說，公期的重要程度相當(dāng)于中國的“年”，因此我們選擇這一時間段，以期增強(qiáng)研究數(shù)據(jù)的全面性與科學(xué)性。。第一次調(diào)研完成了上田村和道頭村的入戶，第二次調(diào)研完成了后溪村的入戶，總計調(diào)查北港村居民245 位，回收問卷238 份，問卷回收率為97.1%，其中，有效問卷232 份，問卷有效率為97.5%。受調(diào)查者的具體特征如表1所示。其中，男性（55.2%）比例略高于女性（44.8%）；超半數(shù)是31～60歲的中年人；受教育程度以高中（35.8%）居多；年平均收入水平大多在20 000～50 000 元（38.8%）和20 000元以下（36.2%）；非常駐居民略高于常駐居民，占54.3%。將受調(diào)查者人口統(tǒng)計數(shù)據(jù)與《2020 北港村勞動力統(tǒng)計表》②《2020北港村勞動力統(tǒng)計表》為北港村村委會自發(fā)性的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，未曾在網(wǎng)上公開發(fā)表，與2020年由北港村村委會主要收集，保存在北港村。及居民訪談結(jié)果比較得出，本文樣本可以反映案例地居民的基本情況，具有較強(qiáng)代表性。

表1 樣本的人口統(tǒng)計特征Table 1 Demographic statistics characteristics of samples

4 數(shù)據(jù)分析

4.1 共同方法偏差檢驗

雖然在調(diào)查過程中提前告知被試者匿名回收原則，要求他們遵從內(nèi)心想法如實填寫問卷，但由于每份問卷的所有測量題項均來自同一被試者，因此問卷的共同方法偏差問題仍可能存在。出于對數(shù)據(jù)科學(xué)性的考量，采用Harman 單因子檢驗法，將地方感等5個潛變量的21個題項納入到探索性因子分析后，選擇未旋轉(zhuǎn)的主成分分析法檢驗數(shù)據(jù)的同源偏差問題。結(jié)果顯示，共有5個特征根＞1的因子，第一個因子的解釋變異量為35.573%，＜40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，即數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

4.2 驗證性因子分析

在AMOS22.0軟件中構(gòu)建由雙箭頭兩兩連接的地方感、旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知、積極影響感知、消極影響感知、支持度的測量模型。數(shù)據(jù)的偏度系數(shù)絕對值均滿足＜3的標(biāo)準(zhǔn)，在0.04～0.994，峰度系數(shù)絕對值均滿足＜8 的標(biāo)準(zhǔn)，在0.011～3.013，因此判定其符合正態(tài)分布。在模型擬合度方面，選用極大似然估計法對數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗，結(jié)果顯示各項適配指數(shù)均滿足判定標(biāo)準(zhǔn)。其中，絕對適配指數(shù)CMIN/DF為2.098，＜標(biāo)準(zhǔn)值3；RMSEA為0.069，＜標(biāo)準(zhǔn)值0.08；增值適配指數(shù)IFI為0.924、TLI為0.908、CFI為0.923，均＞標(biāo)準(zhǔn)值0.9，簡約適配指數(shù)PNFI 為0.727、PCFI為0.777，均＞0.5。因此，認(rèn)為模型與樣本數(shù)據(jù)擬合良好。

通過Cronbach'sα值和組合信度（CR）值對量表進(jìn)行信度分析。通過計算，發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)的信度和穩(wěn)定性較高。其中，潛變量的Cronbach'sα值均在0.749～0.888，滿足＞0.7 的標(biāo)準(zhǔn)；組合信度值均在0.769～0.894，滿足＞0.7 的標(biāo)準(zhǔn)，說明本文支持度測量量表的信度良好，具體數(shù)據(jù)見表2。

表2 各變量測量題項的信效度分析結(jié)果Table 2 Results of reliability and validity analysis of each variable measurement item

效度包括收斂效度和區(qū)別效度。收斂效度主要通過因子載荷系數(shù)和平均方差抽取量（AVE）評判。結(jié)果如表3所示，各潛變量內(nèi)部的收斂效度較好。其中，所有題項的因子載荷系數(shù)均＞0.5，潛變量的AVE 值均在0.506～0.680，滿足＞0.5 的要求。區(qū)別效度主要通過比較潛變量AVE的平方根與該潛變量與其他潛變量之間的相關(guān)系數(shù)的大小評價，如果該潛變量AVE的平方根大于其與任一其他潛變量的相關(guān)系數(shù)，則認(rèn)為該潛變量與其他所有潛變量之間都具有較高的區(qū)別效度，反之則不然。表3顯示，各潛變量AVE的平方根都大于它們與其他變量的相關(guān)系數(shù)，因此認(rèn)為各潛變量間的區(qū)別效度良好。

表3 各變量間相關(guān)性與區(qū)別效度分析Table 3 Analysis of correlation and differential validity among the variables

4.3 路徑分析與假設(shè)檢驗

利用AMOS22.0構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，并對本文的假設(shè)進(jìn)行逐一檢驗（表4）。首先，旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知與其他變量間的路徑檢驗結(jié)果顯示，旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知與支持度之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.472，P值為0.014，＜0.05，表明旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知正向影響居民對旅游的支持度，因此假設(shè)H1被支持；旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知與居民積極影響感知之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.389，P＜0.001，表明旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知顯著正向影響居民對于旅游的積極感知，因此假設(shè)H2被支持；旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知與居民消極影響感知之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為-0.136，P＞0.05，表明旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知與居民旅游消極影響感知之間不存在顯著的相關(guān)性，因此假設(shè)H3被拒絕；旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知與居民地方感之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.941，P＜0.001，表明旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知顯著正向影響居民的地方感，因此假設(shè)H4被支持。其次，旅游影響感知與支持度間的路徑檢驗結(jié)果顯示，積極影響感知與支持度之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.612，P＜0.001，表明居民對于旅游的積極感知對旅游發(fā)展持度有顯著的正向影響，假設(shè)H5被支持；消極影響感知與支持度之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為-0.215，P＜0.01，表明居民對于旅游的消極感知對居民旅游支持度有顯著的負(fù)向影響，假設(shè)H6被支持。最后，地方感與其他變量間的路徑檢驗結(jié)果顯示，地方感與支持度之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.374，P＜0.001，表明地方感顯著正向影響居民旅游支持度，因此，假設(shè)H7被支持；地方感與居民積極影響感知之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.170，P＜0.001，表明地方感顯著正向影響居民對于旅游的積極感知，因此假設(shè)H8被支持；地方感與居民消極影響感知之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為-0.510，P＜0.001，表明地方感顯著負(fù)向影響居民對于旅游的消極影響感知，因此假設(shè)H9被支持。

表4 假設(shè)檢驗結(jié)果Table 4 Results of Hypothesis test

4.4 中介效應(yīng)檢驗

根據(jù)假設(shè)，積極影響感知和地方感會在旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知與居民旅游支持度的關(guān)系中發(fā)揮一定的中介作用。采用Hayes（2009）推薦的Bootstrap 方法，在SPSS 22.0 中用Bootstrap 重復(fù)抽樣5 000 次后，通過觀察置信區(qū)間內(nèi)的極大值和極小值之間是否包含0，來判斷中介效應(yīng)是否顯著，若區(qū)間不包含0 則認(rèn)為存在中介效應(yīng)，反之，則不存在中介效應(yīng)。

對“旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知―地方感―積極影響感知―支持度”這一鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ瓦M(jìn)行檢驗。結(jié)果如表5所示，該模型中旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知對支持度的總效應(yīng)為0.617（95%CI：［0.490，0.744］），旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知對支持度的直接效應(yīng)顯著（0.384，95%CI：［0.253，0.516］），通過地方感和積極影響感知的間接效應(yīng)也顯著（0.233， 95%CI：［0.142，0.338］）。其中，Ind2a路徑的相對效應(yīng)最高，起最顯著的中介作用。綜上，地方感和積極影響感知部分中介旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知與支持度的關(guān)系。

對“旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知―地方感―消極影響感知―支持度”這一鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ瓦M(jìn)行檢驗。結(jié)果如表5所示，該模型中旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知對支持度的總效應(yīng)為0.617（95%CI：［0.490，0.744］），旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知對支持度的直接效應(yīng)顯著（0.419，95%CI：［0.282，0.556］），通過地方感和消極影響感知的間接效應(yīng)也顯著（0.198， 95%CI：［0.127，0.285］）。其中，Ind1b路徑的相對效應(yīng)最高，起最顯著的中介作用，Ind3b 路徑幾乎沒有起中介的作用。綜上，地方感和消極影響感知部分中介旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知與旅游支持度之間的關(guān)系。

4.5 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

根據(jù)研究假設(shè)，旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知對地方感與旅游支持度之間的關(guān)系起一定的調(diào)節(jié)作用。采用上述Bootstrap方法對調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行檢驗?？紤]到回歸方程存在的變量間多重共線性問題，在檢驗前對地方感和旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知進(jìn)行中心化處理后，再計算地方感與旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知的交互項。正式開始檢驗后，將控制變量（性別、年齡、受教育程度、年收入、職業(yè)與北港居住情況）和地方感、旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知依次納入回歸方程，最后，綜合交互項系數(shù)與顯著性、調(diào)節(jié)變量-1SD 自變量系數(shù)與顯著性、+1SD 自變量系數(shù)與顯著性、其處于置信區(qū)間內(nèi)的極大值和極小值之間是否包含0等指標(biāo)，評判調(diào)節(jié)效果是否顯著。

結(jié)果如表6所示，在地方感與積極影響感知的關(guān)系中，旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知的調(diào)節(jié)效應(yīng)在地方感處于中、高水平時顯著（P<0.001），且為正向調(diào)節(jié)，而在地方感處于低水平時不顯著。這表明只有當(dāng)?shù)胤礁刑幱谳^高水平時，旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知才會在地方感與積極影響感知之間起顯著的正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H10被部分支持；在地方感與消極影響感知的關(guān)系中，旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著（P＞0.05），表明旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知在地方感與消極影響感知之間并未發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H11被拒絕。

表6 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗Table 6 Test for moderating effects

為了更清晰地觀察旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知對地方感與積極影響感知關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，將旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知分為高低2 組，繪制調(diào)節(jié)效應(yīng)交互圖。由圖2可知，具備較高發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知的居民支持度更容易受到地方感影響，且在相同地方感水平下，高發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知居民表現(xiàn)出比低發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知居民更強(qiáng)的積極影響感知。這說明旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知水平越高，地方感與積極影響感知之間的正向關(guān)系越強(qiáng)，可見旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知強(qiáng)化地方感與積極影響感知之間的正向關(guān)系，H10進(jìn)一步得到驗證。

圖2 旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知的調(diào)節(jié)效應(yīng)Fig.2 The moderating effect of tourism working experience

5 結(jié)論與討論

5.1 結(jié)論

1）在旅游發(fā)展探查階段，旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知、積極影響感知、消極影響感知和地方感對居民支持度產(chǎn)生顯著影響，其中旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知是一個關(guān)鍵的核心因素。旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知不僅通過直接和中介作用對居民支持度產(chǎn)生影響，還對積極、消極影響感知和地方感產(chǎn)生不同程度的作用。這一發(fā)現(xiàn)與朱鶴等（2018）認(rèn)為的旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知通過間接方式對支持度產(chǎn)生影響的結(jié)果不同。究其原因是案例地所處旅游發(fā)展生命周期不同階段造成的，朱鶴等選擇的林浦村是具有一定知名度、正處于發(fā)展階段的省級歷史文化村，該村居民可能在發(fā)展過程中感受到了強(qiáng)烈與直觀的綜合影響，減少了對當(dāng)?shù)匕l(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知的思量。而對于本研究的案例地北港村而言，在調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，伴隨北港村通橋后游客、政府人員、外來投資者等群體的頻繁進(jìn)入，居民較之前受到較大的外部信息沖擊，他們敏銳地捕捉著與當(dāng)?shù)芈糜伟l(fā)展相關(guān)的消息，觀察分析游客來到島上進(jìn)行的旅游活動和可能存在的旅游需求，并在居民之間議論政府、外來資本的可能動作以及對當(dāng)?shù)睾蛡€人可能帶來的影響。因此，北港村居民對旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知產(chǎn)生更為敏感的感受，從而直接影響了其對旅游積極影響感知、消極影響感知、支持度和地方感的判斷。對處于探查階段的旅游目的地而言，旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知越高，意味著居民認(rèn)為地方旅游的未來發(fā)展前景向好的可能性越大，對地方發(fā)展旅游的態(tài)度越樂觀；旅游影響感知越積極，意味著居民對旅游發(fā)展的感知越正面，獲利感越強(qiáng)烈；地方感越強(qiáng)，意味著居民對地方景觀和文化越熱愛，對地方資源越自信。樂觀預(yù)測、強(qiáng)烈獲利感和自信態(tài)度均在一定程度上促使居民對地方旅游發(fā)展支持度的形成。

2）地方感強(qiáng)的居民對旅游積極影響的感知較易受旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知調(diào)節(jié)，而居民對旅游消極影響的感知不易受其他因素調(diào)節(jié)。事實上，探查階段居民旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知在較高水平的地方感與積極影響感知之間發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，而在地方感與消極影響感知之間無調(diào)節(jié)作用。對于地方感較強(qiáng)的居民而言，其對地方發(fā)展?jié)摿Φ恼J(rèn)識評價會對旅游積極影響感知產(chǎn)生顯著的正向作用，即當(dāng)他們認(rèn)為地方旅游資源較好，發(fā)展?jié)摿^大時，便會傾向于感知旅游的積極影響；而對于地方感較弱的居民而言，其對地方發(fā)展?jié)摿Φ恼J(rèn)識評價不會影響他們對于旅游積極影響的判斷。此外，不論居民地方感強(qiáng)弱，他們對于地方發(fā)展?jié)摿Φ恼J(rèn)識評價均不會影響對旅游消極影響的判斷。針對該結(jié)果，在調(diào)研中發(fā)現(xiàn)了對應(yīng)的現(xiàn)實解釋，即那些更關(guān)心地方發(fā)展，對北港有更深感情的老一輩居民往往擁有較高水平的旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知，認(rèn)為旅游發(fā)展會讓北港村更加知名，更歡迎游客來家鄉(xiāng)游玩，更加認(rèn)可旅游可能帶來的積極影響。而地方感相對較弱的年輕居民通常更加專注于自己的生計與生活狀況，對北港村未來旅游發(fā)展的關(guān)心程度不高，因而他們對旅游積極影響感知更多來源于個人能否獲得實在的補(bǔ)償與好處，較少考慮當(dāng)?shù)芈糜伟l(fā)展的積極作用。因此，在旅游發(fā)展探查階段，居民的地方感越強(qiáng)，旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知對積極影響感知的調(diào)節(jié)作用越顯著。

3）在探查階段居民的主觀選擇決策中，理性與非理性因素共同發(fā)揮作用。本研究表明，旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知、積極影響感知、地方感對居民支持度均產(chǎn)生顯著的正向影響，消極影響感知對居民支持度產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，印證了理性與非理性在選擇過程中的同構(gòu)現(xiàn)象。在同構(gòu)關(guān)系表層下，理性與非理性之間各自獨立又彼此交融，其獨立體現(xiàn)在作為理性因素的旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知和旅游積極、消極影響感知與作為非理性因素的地方感，均對居民態(tài)度產(chǎn)生直接影響；其交融體現(xiàn)在非理性因素的地方感，通過影響理性因素的旅游積極、消極影響感知，進(jìn)而對居民態(tài)度產(chǎn)生影響，同時體現(xiàn)在作為理性因素的旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知，調(diào)節(jié)了非理性因素的地方感與旅游積極、消極影響感知之間的關(guān)系。以往研究認(rèn)為“選擇行為的終極結(jié)果要么是理性的，要么是非理性的”，側(cè)重于研究理性與非理性在時間序列上的前后順序與相互轉(zhuǎn)化問題（何大安，2005）。本文發(fā)現(xiàn)選擇行為并非由單一的理性或非理性因素主導(dǎo)，而是兩者相互影響、彼此交融的結(jié)果，尤其不能忽視理性與非理性同構(gòu)的重要作用。

5.2 建議

1）提升居民地方潛力認(rèn)知，增進(jìn)居民對地方資源的了解。本研究證實，居民對旅游發(fā)展?jié)摿φJ(rèn)知越高，其對旅游積極影響感知程度也越高，對旅游的支持度相應(yīng)也會提高。因此，在旅游發(fā)展過程中，應(yīng)當(dāng)幫助居民增進(jìn)對當(dāng)?shù)芈糜钨Y源稟賦的了解，充分認(rèn)識地方旅游發(fā)展的潛力前景，提升居民旅游發(fā)展信心，從而促進(jìn)當(dāng)?shù)芈糜慰沙掷m(xù)發(fā)展。

2）加強(qiáng)地方旅游發(fā)展積極作用宣傳，強(qiáng)化居民對旅游發(fā)展的積極影響感知。本研究認(rèn)為，積極影響感知會提高居民支持度，消極影響感知會降低居民支持度。因此，在旅游發(fā)展過程中，地方應(yīng)強(qiáng)化旅游可能帶來的積極影響，并及時為消極影響的發(fā)生實施切實為民的彌補(bǔ)舉措，確保旅游積極影響強(qiáng)于消極影響，從而強(qiáng)化居民的積極影響感知，弱化居民的消極影響感知。

3）強(qiáng)化居民對地方的依戀和認(rèn)同，深化人地聯(lián)系，提升地方情感。只有居民認(rèn)可本地環(huán)境、資源和文化，才會有充分的內(nèi)在動力支持旅游發(fā)展，進(jìn)一步投入時間和精力，為地方和個人的未來考慮謀劃。本研究發(fā)現(xiàn)，地方感越強(qiáng)的居民對旅游發(fā)展的支持度也越高，因此在旅游發(fā)展過程中，應(yīng)注重培養(yǎng)和加強(qiáng)當(dāng)?shù)鼐用駥Ρ镜匚镔|(zhì)資源和非物質(zhì)文化的認(rèn)可度與自豪感，幫助居民與地方建立起高度情感聯(lián)結(jié)，從而確保居民對旅游發(fā)展的支持態(tài)度。

5.3 不足與展望

首先，由于疫情和調(diào)研時間限制，未對北港村常駐與非常駐居民、漁民與非漁民等群體進(jìn)行差異分析，未來可深入上述群體對具體問題展開比較，以豐富不同群體的旅游支持度研究。其次，僅以海口市北港村為例，對研究假設(shè)和概念模型進(jìn)行檢驗，未來應(yīng)擴(kuò)大案例地樣本范圍，對不同地域處于探查階段的旅游地開展對比研究，以檢驗本文結(jié)論的外部效度。最后，北港村作為處于探查階段的旅游目的地，其旅游發(fā)展正處于動態(tài)變化，未來可持續(xù)跟蹤居民態(tài)度隨階段演進(jìn)而發(fā)生的變化，對其背后原因進(jìn)行深入挖掘。

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