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雙月刊 2008年創(chuàng)刊

主管單位:廣西壯族自治區(qū)教育廳

主辦單位:桂林旅游學院

學術(shù)支持:中山大學旅游發(fā)展與規(guī)劃研究中心

南開大學現(xiàn)代旅游業(yè)發(fā)展省部共建

協(xié)同創(chuàng)新中心

編輯出版:《旅游論壇》編輯部

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《旅游論壇》編輯委員會

主 任:林春逸

副 主 任:楊莎莎 保繼剛

顧問委員(按姓氏筆畫排序):

馬 波 馬 勇 王 寧 田 里 孫九霞 李豐生 邱漢琴 谷慧敏

吳必虎 肖洪根 張河清 張凌云 林德榮 羅秋菊 姚延波 徐紅罡

黃震方 黃松山 謝彥君 戴 斌

委 員(按姓氏筆畫排序):

馬 凌 馬曉龍 王 輝 王 莎 王亞娟 文 彤 左 冰 白 凱

厲新建 劉 俊 劉 佳 劉軍勝 劉 逸 呂興洋 李春曉 李咪咪

李 山 李師娜 李艷凝 李 淵 陳鋼華 陳志鋼 宋 瑞 吳晨光

吳茂英 金 鑫 楊晶晶 楊興柱 楊 懿 楊 勇 余意峰 張朝枝

張宏磊 張驍鳴 孟 芳 趙書虹 趙 磊 鄭丹妮 查建平 高元衡

翁時秀 梁增賢 曹芳東 黃琢瑋 黃瀟婷 章杰寬 曾國軍 粟路軍

謝朝武 謝 霞

秘書長:呂觀盛

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《旅游論壇》編輯部

主 編:楊莎莎

執(zhí) 行 主 編:保繼剛

常務副主編:呂觀盛

執(zhí)行副主編(按姓氏筆畫排序):

劉 逸 陳鋼華 趙 磊 翁時秀 梁增賢 章杰寬

編輯部主任:呂觀盛

編 輯:呂觀盛 連云凱 伍燕瓊 吳宇玲

地 址:廣西桂林市雁山區(qū)良豐路26號桂林旅游學院旅齊樓211室

郵 編:541006 電 話:0773-3691702

編輯部網(wǎng)址:http://gllylt.cbpt.cnki.net

電 子 郵 箱:lylt1998@163.com

第16卷 第6期(總第94期)雙月刊 2023年11月25日出版

目 次

理論探索

互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展影響的機理與效應研究———基于中國279個城市面板數(shù)據(jù)的實證檢驗

…………………………………………………………………………………………… 冀雁龍,夏 青(1)

善意嫉妒和惡意嫉妒對旅游意愿的影響研究———一個有調(diào)節(jié)的中介模型 …… 董彬彬,丁雨馨,吳問津(13)

肢體殘障人士異質(zhì)性對出游障礙的影響及其實際成因探究 ………………………… 陶長江,張驍鳴(24)

旅游休閑街區(qū)夜間旅游滿意度影響因素研究 ………………………………………… 朱 璽,劉 敏(40)

浙江省自然保護地生態(tài)旅游產(chǎn)品偏好研究———基于陳述性偏好與顯示性偏好

……………………………………………………………………… 宋張平,孟明浩,張友仲,顧曉艷(55)

基于旅行生涯模式理論的城郊旅游動機研究 ……………………… 林敏慧,黃玉蘭,洪 旎,廖佳雨(66)

鄉(xiāng)村旅游地居民相對剝奪感特征及形成機制———以江西婺源為例 ………………… 龔晶晶,唐文躍(79)

遺產(chǎn)型村落旅游空間正義性測度及制度增權(quán)路徑———空間生產(chǎn)視角下的安徽西遞村民感知研究

………………………………………………………………………………… 尚會蝶,王維艷,鄒 銀(91)

基于空間感知規(guī)律的廈漳泉旅游形象對比研究 ……………………………………… 羅婉璐,王武林(102)

研究進展

計劃行為理論在旅游研究中的應用回顧 ……………………………………………… 郭 巒,田 園(110)

其 他

《旅游論壇》變更刊期公告 ………………………………………………………… 《旅游論壇》編輯部(封二)

《旅游論壇》第16卷總目錄 ……………………………………………………………………………… (Ⅰ)

刊名題詞:錢其琛(國務院原副總理)

期刊基本參數(shù):CN45-1363/K*2008*b*A4*120*zh*P*$15.00*1000*10*2023-11-25

Nov.,2023 TOURISM FORUM Vol.16 No.6

CONTENTS

ResearchontheMechanismandEffectofInternetonTourismEconomicDevelopment:

EmpiricalTestBasedonPanelDataof279CitiesinChina …………………… JiYanlong,XiaQing(1)

ResearchontheInfluencesofBenignandMaliciousEnvyonTravelIntention

———A ModeratedMediatingModel ………………………… DongBinbin,DingYuxin,Wu Wenjin(13)

TheInfluenceofHeterogeneousCharacteristicsofPeoplewithPhysicalDisabilitiesonTravelBarriers

andItsActualCauses ……………………………………………… TaoChangjiang,ZhangXiaoming(24)

ResearchonInfluencingFactorsofNightTourismSatisfactioninTourismandLeisureBlocks

…………………………………………………………………………………………… ZhuXi,LiuMin(40)

EcotourismProductPreferenceofNaturalProtectedAreasinZhejiangProvince:

AStudyBasedonStatedPreference(SP)andRevealedPreference(RP)

……………………………………… SongZhangping,MengMinghao,ZhangYouzhong,GuXiaoyan(55)

AStudyofSuburbanLeisureMotivationBasedonTravelCareerPatternTheory

……………………………………………………… LinMinhui,HuangYulan,HongNi,LiaoJiayu(66)

CharacteristicsandtheFormationMechanismofResidents’RelativeDeprivationinRuralTourist

Destination:TheCaseofWuyuan ……………………………………… GongJingjing,TangWenyue(79)

TheJusticeMeasurementandInstitutionalEmpowermentPathofHeritageVillageTourismSpace

———ResearchonthePerceptionofXidiVillagersinAnhuifromthePerspectiveofSpaceProduction

…………………………………………………………………… ShangHuidie,WangWeiyan,ZouYin(91)

ComparativeStudyonTourism DestinationImagesinXiamen,ZhangzhouandQuanzhouCitiesBased

onSpatialPercepcionLaw ………………………………………………… LuoWanlu,WangWulin(102)

ReviewontheApplicationofTheoryofThePlannedBehaviorinTourism Research

…………………………………………………………………………………… GuoLuan,TianYuan(110)

2023年11月

第16卷 第6期

doi:10.15962/j.cnki.tourismforum.202306064

http://gllylt.cbpt.cnki.net

【理論探索】

互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展影響的機理與效應研究

———基于中國279個城市面板數(shù)據(jù)的實證檢驗

冀雁龍1,2,夏 青1

(1.山西大同大學 云岡學學院,山西 大同 037009;2.新疆大學 經(jīng)濟與管理學院,新疆 烏魯木齊 830046)

[摘 要]文章基于2006-2019年中國279個城市面板數(shù)據(jù),利用雙向固定效應模型、面板分位數(shù)

模型檢驗了互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響效應,并從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)創(chuàng)新兩個維度探究作用路徑。

研究發(fā)現(xiàn):互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展具有顯著正向影響,但存在差異性。具體而言,在選定20、50和

80分位點上,互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟提升效應隨分位點的提高而遞增。互聯(lián)網(wǎng)的旅游經(jīng)濟效應會因地

理位置、城市等級的不同而呈現(xiàn)異質(zhì)性。路徑分析表明,互聯(lián)網(wǎng)通過結(jié)構(gòu)效應、技術(shù)效應促進旅游

經(jīng)濟發(fā)展,但當前要素結(jié)構(gòu)存在扭曲,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在其中發(fā)揮遮掩效應。此外,技術(shù)創(chuàng)新是互聯(lián)網(wǎng)促

進旅游經(jīng)濟發(fā)展的重要渠道。

[關(guān)鍵詞]互聯(lián)網(wǎng);旅游經(jīng)濟發(fā)展;異質(zhì)性;分位數(shù)回歸模型;中介效應

[中圖分類號]F59 [文獻標識碼]A [文章編號]1674-3784(2023)06-0001-12

旅游產(chǎn)業(yè)作為現(xiàn)代服務業(yè)的重要組成部分,在

改善投資環(huán)境、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、促進外匯收入等方面

具有重要的現(xiàn)實意義。經(jīng)過長期發(fā)展,中國旅游經(jīng)

濟規(guī)模持續(xù)擴大,對國民經(jīng)濟綜合貢獻率和社會就

業(yè)綜合貢獻率均超過10%

① ,旅游產(chǎn)業(yè)的戰(zhàn)略性支

柱地位愈加顯著。然而,旅游經(jīng)濟粗放式增長、旅游

產(chǎn)業(yè)效率低下等問題依然突出,體現(xiàn)出中國旅游產(chǎn)

業(yè)轉(zhuǎn)型升級中的不足。因此,國務院辦公廳印發(fā)的

《“十四五”旅游業(yè)發(fā)展規(guī)劃》明確指出,應“著力完善

現(xiàn)代旅游業(yè)體系,加快旅游強國建設,努力實現(xiàn)旅游

業(yè)更高質(zhì)量、更有效率、更加公平、更可持續(xù)、更為安

全的發(fā)展”② 。可見,探究旅游經(jīng)濟發(fā)展動能轉(zhuǎn)換的

新驅(qū)動力,促使旅游經(jīng)濟粗放式增長轉(zhuǎn)向內(nèi)涵式發(fā)

展,已成為旅游經(jīng)濟發(fā)展的核心難題之一。

隨著互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展,催生了平臺經(jīng)濟、共享

經(jīng)濟、分享經(jīng)濟等新經(jīng)濟模式,“互聯(lián)網(wǎng)+”已成為經(jīng)

濟社會發(fā)展的重要引擎。對于旅游產(chǎn)業(yè)而言,互聯(lián)

網(wǎng)的發(fā)展不僅深刻地改變了旅游者的行為,也提升

了旅游者的動態(tài)需求,進一步助推了旅游產(chǎn)業(yè)動態(tài)

優(yōu)化[1]。在文化和旅游部、國家發(fā)展改革委等十部

門聯(lián)合印發(fā)的《關(guān)于深化“互聯(lián)網(wǎng)+旅游”推動旅游

業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的意見》中明確提出,到2025年,“互

聯(lián)網(wǎng)+旅游”融合更加深化,以互聯(lián)網(wǎng)為代表的信息

技術(shù)將成為旅游業(yè)發(fā)展的重要動力③ 。可見,互聯(lián)

網(wǎng)對中國旅游經(jīng)濟發(fā)展的作用不容小覷。因此,在

中國旅游產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵時期,精準評估互聯(lián)

1

[基金項目]本研究受國家自然科學基金項目“環(huán)境規(guī)制對中國經(jīng)濟平衡發(fā)展的影響:基于地區(qū)、產(chǎn)業(yè)、城鄉(xiāng)視角的研究”

(71964032)、山西省社會科學聯(lián)合重點基金項目“黨的二十大精神引領(lǐng)下文化產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的動力、方向、內(nèi)容、路徑闡

釋”(SSKLZXKT2022025)共同資助。

[收稿日期]2023-02-19;[修回日期]2023-04-12

[作者簡介]冀雁龍(1989-),男,山西大同人,山西大同大學云岡學學院教師,新疆大學經(jīng)濟與管理學院2019級博士研究

生,主要研究方向為旅游經(jīng)濟增長,E-mail:jiyanlong1989@163.com;夏青(1993-),女,山西大同人,山西大同大學云岡學

學院教師,主要研究方向為旅游規(guī)劃與管理,E-mail:1078374367@qq.com。

網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響效應、厘清互聯(lián)網(wǎng)促進中

國旅游經(jīng)濟發(fā)展的路徑,對于推進互聯(lián)網(wǎng)與旅游產(chǎn)

業(yè)的高質(zhì)量融合發(fā)展戰(zhàn)略、提升旅游產(chǎn)業(yè)競爭力都

具有重要的理論意義和現(xiàn)實意義。

1 文獻綜述

現(xiàn)有研究圍繞互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟的影響展開了大量

的討論。根據(jù)新古典增長理論,信息基礎設施建設

作為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的基礎,有助于實現(xiàn)要素積累,進而

驅(qū)動經(jīng)濟增長[2-3]。信息技術(shù)作為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的動

力,互聯(lián)網(wǎng)通過技術(shù)擴散降低交易成本,具有顯著的

網(wǎng)絡外部性特征[4-5]。在 實 證 研 究 方 面,Czernich

等、Celbis等、Jung等分別使用以 OECD 的25個國

家面板數(shù)據(jù)、阿拉伯和中東93個國家、土耳其26個

地區(qū)為研究樣本,發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對經(jīng)濟增長具有

顯著的促進作用[6-8]。國內(nèi)學者韓寶國和朱平芳、

馮苑等、李峰等分別以寬帶滲透率、“寬帶中國”城市

試點、綜合指標衡量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展,證實了互聯(lián)網(wǎng)具有

促進經(jīng)濟增長、提升城市創(chuàng)新能力、加快區(qū)域經(jīng)濟收

斂等積極作用[9-11]。

旅游經(jīng)濟發(fā)展一直是學術(shù)界研究的重點。關(guān)于

該問題的研究,存在兩個不同的方向:一是集中于旅

游發(fā) 展 對 整 體 經(jīng) 濟 增 長 的 影 響。 繼 Copeland、

Hazari等的開拓性研究[12-13],形成主流的旅游導向

型經(jīng)濟 增 長 假 說 (tourism-ledgrowthhypothesis,

TLGH),國內(nèi)學者也采用面板協(xié)整、一般均衡等方

法證實了該假說在中國的適用性[14-15]。二是考察

影響旅游經(jīng)濟發(fā)展的因素。國外學者從教育、環(huán)境

等角度探討了旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響因素[16-17],而國

內(nèi)學者較多從社會經(jīng)濟因素探討對旅游經(jīng)濟發(fā)展的

影響,例如高鐵網(wǎng)絡、數(shù)字經(jīng)濟、財政投資、制度質(zhì)量

等[18-21]。沿著第二支的研究進路,隨著信息技術(shù)對

傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)影響的不斷加深,互聯(lián)網(wǎng)與旅游經(jīng)濟發(fā)展

的關(guān)系逐步引起人們的關(guān)注,但是現(xiàn)有文獻對互聯(lián)

網(wǎng)的旅游經(jīng)濟效應尚存在爭議。一部分學者認為,

互聯(lián)網(wǎng)有助于旅游經(jīng)濟的發(fā)展。Srivastava和 Dhar

發(fā)現(xiàn),當員工技能、思維與互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)相匹配時,互

聯(lián)網(wǎng)才會促進旅游企業(yè)績效的 提 升[22]

;Betapudi、

Law 等認為互聯(lián)網(wǎng)通過降低旅游產(chǎn)業(yè)交易成本、推

動旅游產(chǎn)業(yè)流程再造,有助于旅游發(fā)展[23-24]

;楊勇

發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)顯著提升了旅游產(chǎn)業(yè)規(guī)模,并分別從供

給與需求端提升了旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的質(zhì)量[25]

;劉震等

指出,互聯(lián)網(wǎng)激發(fā)了市場活力并帶動了區(qū)域旅游經(jīng)

濟的發(fā)展[26]。部分學者發(fā)現(xiàn),互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展,可能對

旅游發(fā)展產(chǎn)生不利影響,印證了在旅游經(jīng)濟領(lǐng)域存

在“索羅悖論”或“生產(chǎn)率悖論”,該觀點自 Solow

[27]

提出信息技術(shù)生產(chǎn)率悖論之后,有學者基于不同旅

游企業(yè)進行理論分析與實證檢驗[28-29]。有學者認

為,互聯(lián)網(wǎng)可能對旅游經(jīng)濟產(chǎn)生非線性影響。例如,

Adeola和 Evans以非洲國家為研究對象,發(fā)現(xiàn)互聯(lián)

網(wǎng)對非洲國家旅游業(yè)發(fā)展存在先抑制、后促進的 U

型關(guān)系[30]196;羅蓉等基于消費者的視角,發(fā)現(xiàn)家庭

旅游消費隨互聯(lián)網(wǎng)使用的增加呈先增加、后減少的

倒 U 形關(guān)系[31]。因此,國內(nèi)外較多研究證實了當

互聯(lián)網(wǎng)規(guī)模跨越某一閾值后,其邊際效應會持續(xù)增

大[32-33],這種互聯(lián)網(wǎng)的非線性作用被稱為“網(wǎng)絡效

應”或“梅特卡夫法則”。

綜上所述,現(xiàn)有研究為深入考察互聯(lián)網(wǎng)與旅游

經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系提供了借鑒,但尚未得到統(tǒng)一結(jié)論,

且鮮有文獻討論互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展的非線性影

響效應,也較少涉及互聯(lián)網(wǎng)影響旅游經(jīng)濟發(fā)展的作

用路徑。本文的貢獻在于:(1)基于地級市層面數(shù)

據(jù),構(gòu)建“互聯(lián)網(wǎng)—旅游經(jīng)濟發(fā)展”理論分析框架,為

互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響提供城市層面證據(jù),

豐富互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展影響的相關(guān)研究。(2)

采用無條件分位數(shù)固定效應模型考察互聯(lián)網(wǎng)對旅游

經(jīng)濟發(fā)展的非線性影響效應,與以往文獻利用固定

效應估計平均效應不同,并進一步驗證互聯(lián)網(wǎng)的“網(wǎng)

絡效應”在旅游產(chǎn)業(yè)的適用性。同時,分別從地理位

置與城市等級的視角對互聯(lián)網(wǎng)的旅游經(jīng)濟效應進行

異質(zhì)性分析,分析了異質(zhì)性特征對于實證結(jié)果的影

響大小。(3)基于互聯(lián)網(wǎng)的特征與旅游經(jīng)濟發(fā)展的

內(nèi)涵,探尋互聯(lián)網(wǎng)通過結(jié)構(gòu)效應與技術(shù)效應促進旅

游經(jīng)濟的發(fā)展,系統(tǒng)揭示了互聯(lián)網(wǎng)影響旅游經(jīng)濟發(fā)

展的機制“黑箱”。

2 研究假設

依據(jù)結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學理論,旅游經(jīng)濟發(fā)展受到結(jié)構(gòu)

性問題的制約[34]。借鑒蔣瑛等的做法[35],使用旅

游增長極限的行動邏輯框架系統(tǒng)揭示旅游經(jīng)濟的結(jié)

構(gòu)性增長問題。該框架認為,旅游增長極限關(guān)鍵在

于旅游需求極限、旅游供給極限以及旅游供給與需

求的關(guān)系。其中,旅游需求極限取決于旅游消費規(guī)

模與市場規(guī)模,旅游供給極限取決于旅游產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)

2

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第6期

能力,而旅游需求極限又決定了旅游供給極限。同

時,旅游經(jīng)濟發(fā)展的核心驅(qū)動在于旅游供需極限的

突破與均衡[36]。因此,在旅游增長極限視角下,突

破旅游供需極限與實現(xiàn)旅游供需均衡需要一個強大

的外力,以突破旅游供需極限、解決旅游供需失衡等

問題。適逢互聯(lián)網(wǎng)作為信息時代的重要產(chǎn)物,通過

與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的深度融合,有利于信息流動、要素配

置、降低成本與技術(shù)創(chuàng)新[37],釋放了對經(jīng)濟、社會、

生態(tài)的多重價值,促使了經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型及生活方式

轉(zhuǎn)變。因此,互聯(lián)網(wǎng)的廣泛應用滲透到旅游全產(chǎn)業(yè)

鏈的研發(fā)設計、生產(chǎn)營銷、市場匹配等各個環(huán)節(jié),有

助于突破旅游增長極限的制約,實現(xiàn)旅游供需的平

衡,從而對旅游經(jīng)濟發(fā)揮出綜合性提升效應。

具體而言,互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟效應的影響表現(xiàn)

如下。(1)互聯(lián)網(wǎng)效應的基礎:高信息特征。互聯(lián)網(wǎng)

作為信息傳播的媒介和手段,通過廣泛應用不斷影

響旅游者的行為與習慣,刺激其形成新的旅游動機

并促進旅游需求的多元化。同時,借助互聯(lián)網(wǎng),旅游

者廣泛接收各種信息要素,在凸顯旅游者動態(tài)需求

的基礎上,解決旅游發(fā)展的信息不對稱問題,讓旅游

服務匹配更加高效[38]。(2)互聯(lián)網(wǎng)效應的動力:高

集約特征。互聯(lián)網(wǎng)通過整合廣泛的資源,形成旅游

產(chǎn)業(yè)多元化供給。在此基礎上,互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)有助于

旅游商業(yè) 信 息 高 度 整 合,提 高 旅 游 產(chǎn) 業(yè) 效 能[39]。

同時,借助互聯(lián)網(wǎng)應用,旅游產(chǎn)業(yè)的綜合性強、關(guān)聯(lián)

度高、涉及面廣的產(chǎn)業(yè)屬性得以充分發(fā)揮,通過將經(jīng)

濟社會環(huán)境中的大量資源及時、充分地融入旅游產(chǎn)

業(yè)中,提升旅游產(chǎn)業(yè)內(nèi)容的多元化水平。(3)互聯(lián)網(wǎng)

效應的核心:高技術(shù)特征。互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)

力的過程,是城市創(chuàng)新能力提升的發(fā)力點[40]。這不

僅有利于解決旅游產(chǎn)業(yè)供需錯配現(xiàn)象、區(qū)域旅游資

源稟賦分布不均和居民出游率失衡的問題,也有利

于提高旅游者動態(tài)需求的能力,提升旅游產(chǎn)業(yè)滿足

旅游者動態(tài)需求的能力,實現(xiàn)旅游產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型和升

級。因此,在互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟時代,旅游經(jīng)濟具有新的增

長動能,并隨著互聯(lián)網(wǎng)與旅游產(chǎn)業(yè)的不斷融合,旅游

產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)網(wǎng)絡化、智能化、數(shù)字化等特征,從而破解

了“索洛悖論”。因此,提出假設如下:

假設1:互聯(lián)網(wǎng)能夠顯著促進旅游經(jīng)濟發(fā)展。

除互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟的直接影響以外,結(jié)合本

文的研究目的,互聯(lián)網(wǎng)可能從以下兩條路徑影響城

市旅游經(jīng)濟發(fā)展水平。第一條路徑是互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展能

夠打破資源錯配困境,加快要素流動、技術(shù)溢出匹配

度[41],有助于地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級,通過發(fā)揮結(jié)構(gòu)效

應實現(xiàn)旅游產(chǎn)業(yè)效率提升與旅游產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級,推

動旅游經(jīng)濟的發(fā)展。(1)互聯(lián)網(wǎng)加快了信息傳遞的

速度,降低了信息傳遞的成本,在一定程度上破除了

要素流動的壁壘,提高了要素流動的時效性,而要素

流動是經(jīng)濟增長與結(jié)構(gòu)升級的基礎[42]。(2)互聯(lián)網(wǎng)

發(fā)展催生的平臺經(jīng)濟有利于整合要素資源,在降低

成本的前提下實現(xiàn)要素稟賦集聚,發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟效

應,加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。(3)互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)促進產(chǎn)業(yè)的

規(guī)模化發(fā)展,產(chǎn)業(yè)的規(guī)模化與標準化發(fā)展加速了區(qū)

域內(nèi)要素再配置,從而有助于要素結(jié)構(gòu)的升級。此

外,旅游產(chǎn)業(yè)作為現(xiàn)代服務業(yè)的重要組成部分,產(chǎn)業(yè)

結(jié)構(gòu)升級必定對其發(fā)展產(chǎn)生深遠影響。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合

理化引發(fā)的要素資源在產(chǎn)業(yè)間均衡配置,顯著提升

了旅游經(jīng)濟發(fā)展賴以生存的增長要素數(shù)量,為旅游

經(jīng)濟發(fā)展提供了必需的物質(zhì)保障,持續(xù)增強了旅游

產(chǎn)業(yè)的邊際生產(chǎn)力。同時,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化直接推

動旅游產(chǎn)業(yè)技術(shù)的進步,使得旅游產(chǎn)業(yè)向知識密集

型轉(zhuǎn)變,加快了旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展方向的轉(zhuǎn)型[43]。

第二條路徑是互聯(lián)網(wǎng)具有通用性技術(shù)的特征,

導致技術(shù)革命的步伐日益加快[44]。換言之,互聯(lián)網(wǎng)

發(fā)展所具有的技術(shù)效應,引發(fā)旅游產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)范式的

變革,促進了旅游經(jīng)濟的發(fā)展。(1)互聯(lián)網(wǎng)有助于突

破時空限制,加快信息傳播和擴散,加速知識積累和

外溢,擴大資源約束的生產(chǎn)可能性邊界,加快旅游產(chǎn)

業(yè)技術(shù)進步與創(chuàng)新。同時,互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)與旅游產(chǎn)業(yè)

傳統(tǒng)要素催生的數(shù)字要素,能打破原有要素稟賦的

約束,有效拓展技術(shù)創(chuàng)新邊界[45]。(2)互聯(lián)網(wǎng)有效

提升旅游產(chǎn)業(yè)人力資本水平,即互聯(lián)網(wǎng)的應用拓寬

了旅游產(chǎn)業(yè)勞動者獲取知識與技能的方式與渠道,

不斷提升勞動者技能水平,從而提高了人力資本質(zhì)

量。(3)互聯(lián)網(wǎng)應用塑造高效創(chuàng)新網(wǎng)絡,加強旅游

者、旅游企業(yè)與旅游資源之間的聯(lián)系,加速技術(shù)集成

與擴展,推動旅游產(chǎn)業(yè)技術(shù)的進步。在互聯(lián)網(wǎng)促進旅

游產(chǎn)業(yè)技術(shù)不斷進步的同時,旅游產(chǎn)業(yè)逐步完成由要

素驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動的轉(zhuǎn)變,促使旅游經(jīng)濟由粗放式增

長向內(nèi)涵式發(fā)展的轉(zhuǎn)變。因此,提出假設如下:

假設2:互聯(lián)網(wǎng)通過加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、促進技

術(shù)創(chuàng)新推動旅游經(jīng)濟發(fā)展。

互聯(lián)網(wǎng)除了能夠打破“索洛悖論”,還可能對旅

游經(jīng)濟發(fā)展具有邊際效應遞增的非線性影響,具有

顯著的網(wǎng)絡效應,即互聯(lián)網(wǎng)規(guī)模跨越某一閾值后,其

旅游經(jīng)濟效應會逐漸增大。從旅游需求角度來看,

3

冀雁龍等:互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展影響的機理與效應研究 理論探索

在互聯(lián)網(wǎng)時代,不同信息在旅游者之間實時傳遞,旅

游者之間積極的連鎖式反應會促使?jié)撛诘穆糜蝿訖C

轉(zhuǎn)變?yōu)橛行У穆糜涡枨?形成旅游產(chǎn)業(yè)增長的動力。

從旅游供給角度來看,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展塑造的平臺經(jīng)濟,

其高集約的特征提升了旅游聚集的整體價值,吸引

了更多的企業(yè)與生產(chǎn)要素的融入,不斷擴大了旅游

供給極限的邊界[46]。從旅游供需均衡角度來看,基

于互聯(lián)網(wǎng)的高信息特征,加快旅游產(chǎn)業(yè)由封閉的自

循環(huán)模型轉(zhuǎn)向開放的融合發(fā)展模式,形成旅游供需

循環(huán)式互動的路徑,增強了旅游經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)生性

動力。因此,互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展的積極作用可

能不是簡單的線性關(guān)系,而是呈現(xiàn)邊際效應遞增的

非線性關(guān)聯(lián),該結(jié)論得到了 Adeola和Evans的研究

證實[30]198。因此,提出假設如下:

假設3:互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展具有顯著、積極

的非線性影響。

具體的作用機理如圖1所示:

圖1 互聯(lián)網(wǎng)影響旅游經(jīng)濟發(fā)展的機理

3 研究設計

3.1 模型構(gòu)建

本文構(gòu)建固定效用模型來考察互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)

濟發(fā)展的影響:

tourismit =α0 +α1internetit +α2Xit +μi +γt +εit.

(1)

其中,下標i表示城市,t表示年份;tourism 為被解

釋變量旅游經(jīng)濟發(fā)展;internet為核心解釋變量互聯(lián)

網(wǎng)發(fā)展水平;X 為一系列控制變量;α0、α1、α2 為待估

系數(shù),α1 反映了互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展影響的平均

效應;μ為不可觀測的個體效應;γ為時間固定效應;

ε為隨機誤差項。

根據(jù)互聯(lián)網(wǎng)的網(wǎng)絡效應,互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)

展的影響存在非線性關(guān)系。為了檢驗這種階段性特

征,考察互聯(lián)網(wǎng)與不同階段旅游經(jīng)濟之間的關(guān)系,本

文利用無條件分位數(shù)固定效應模型對互聯(lián)網(wǎng)的異質(zhì)

性影響進行實證檢驗。無條件分位數(shù)回歸模型中的

再中心化影響函數(shù)(recenteredinfluencefunction,

RIF)表示為:

RIF(tourismit,qτ)=qτ +

τ-I(tourismit ≤qτ)

ftourismit(qτ)

.

(2)

其中,RIF(·)為再中心化影響函數(shù);qτ 為旅游經(jīng)濟

發(fā)展在第τ 個分位點的無條件分布,I(tourismit ≤

qτ)為一個區(qū)分旅游經(jīng)濟發(fā)展比τ 大還是小的二元

變量,ftourism(qτ)表示qτ 估計的旅游經(jīng)濟發(fā)展的概

率密度函數(shù)。之后使用無條件分位數(shù)雙向固定效應

模型估計模型(2)。

除模型(1)、模型(2)體現(xiàn)的總效應及階段性效

應以外,為了檢驗互聯(lián)網(wǎng)通過某些中介變量影響旅

游經(jīng)濟發(fā)展的作用路徑,根據(jù)前文的理論分析,構(gòu)建

中介效應模型:

Mit =β0 +β1internetit +β2Xit +μi +γt +εit;

(3)

tourismit =γ0 +γ1internetit +γ2Mit +

γ3Xit +μi +γt +εit. (4)

其中,M 為中介變量,分別是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(ind)、技術(shù)

創(chuàng)新(tech);β1*γ2 表示中介效應;其它變量與模型

(1)相同。

3.2 變量選取

(1)被解釋變量。本文的被解釋變量為旅游經(jīng)

濟發(fā)展(tourism),旅游收入是地區(qū)國民經(jīng)濟發(fā)展的

重要組成部分,借鑒趙磊[47]35 的做法,使用人均旅

游總收入來衡量。

(2)解釋變量。本文的核心解釋變量為互聯(lián)網(wǎng)

發(fā)展水平(internet),借鑒施炳展和李建桐[48]的做

法,使用互聯(lián)網(wǎng)普及率指標來衡量互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展水

平,即通過各地使用互聯(lián)網(wǎng)的網(wǎng)民與總?cè)丝跀?shù)之比

進行計算。

(3)控制變量。本文選取經(jīng)濟發(fā)展、外商投資、

金融發(fā)展以及環(huán)境規(guī)制作為控制變量。其中,經(jīng)濟

發(fā)展(pgdp)使用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量;外商投資

(fdi)使用外商直接投資額衡量;金融發(fā)展(fin)使用

金融機構(gòu)存款與貸款余額之和衡量;環(huán)境規(guī)制(env)

使用工業(yè)固定廢棄物綜合利用率衡量。

(4)中介變量。本文的中介變量主要包含產(chǎn)業(yè)

結(jié)構(gòu)變動(ind)和技術(shù)創(chuàng)新(tech)。其中,借鑒童昀

等[49]的做法,以第二產(chǎn)業(yè)增加值占城市生產(chǎn)總值比

重作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)代理變量,以科技支出表示城市技

4

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第6期

術(shù)創(chuàng)新能力。

3.3 數(shù)據(jù)來源

本文選取279個地級及以上城市作為研究樣

本,時間區(qū)間為2006-2019年,分析各變量的含義

和描述性統(tǒng)計(表1)。數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計

年鑒》④ 、《中國城市建設統(tǒng)計年鑒》⑤ 、EPS數(shù)據(jù)平臺

以及各地級市的國民經(jīng)濟與統(tǒng)計公報。對于上述數(shù)

據(jù)中出現(xiàn)的缺失值,使用插值法手動補齊。

表1 各變量描述性統(tǒng)計

變量類型 變量符號 變量名稱 樣本數(shù) 代理變量 均值 標準差

被解釋變量 tourism 旅游經(jīng)濟發(fā)展 3906 人均旅游總收入 0.6941 0.9056

解釋變量 internet 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平 3906 互聯(lián)網(wǎng)的網(wǎng)民與總?cè)丝跀?shù)之比 1.6800 1.6291

控制變量

pgdp 經(jīng)濟發(fā)展 3906 人均 GDP 4.2683 3.2386

fdi 外商投資 3906 外商直接投資總額 7.9925 19.2772

fin 金融發(fā)展 3906 金融機構(gòu)存款與貸款余額之和 5.7519 14.1216

evn 環(huán)境規(guī)制 3906 工業(yè)固定廢棄物綜合利用率 0.8020 22.6801

中介變量

ind 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動 3906 第二產(chǎn)業(yè)增加值占 GDP比重 0.4849 11.9650

tech 技術(shù)創(chuàng)新 3906 科技支出 2.9667 11.5486

4 實證結(jié)果與分析

4.1 基準回歸分析

在對2006-2019年中國城市樣本進行基準回

歸之前,先對各變量進行多重共線性檢驗。結(jié)果顯

示變量的方差膨脹因子的均值為2.27,遠小于經(jīng)驗

法則的臨界值,表明各變量不存在明顯的多重共線

性。之后,面板設定 F 檢驗、Breush-PaganLM 檢

驗結(jié)果分別表明固定效應回歸與隨機效應優(yōu)于混合

效應回歸,Hausman檢驗結(jié)果表明固定效應回歸優(yōu)

于隨機效應回歸。因此,選擇固定效應模型進行基

準回歸,并為了消除隨時間推移而變化的因素的影

響,最終選用時間與個體雙固定效應作為基準回歸

模型(表2)。其中,第一列和第二列分別為未加入

控制變量、加入控制變量的固定效應回歸結(jié)果,第三

列為加入控制變量的雙向固定效應回歸結(jié)果。總體

來看,互聯(lián)網(wǎng)的回歸系數(shù)為正,通過1%顯著性水平

檢驗,表明互聯(lián)網(wǎng)正向促進旅游經(jīng)濟發(fā)展。同時,當

互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平提升1%,城市旅游經(jīng)濟發(fā)展水平

提升0.1640%。因此,不論是經(jīng)濟學意義還是統(tǒng)計

學意義,互聯(lián)網(wǎng)都顯著促進旅游經(jīng)濟的發(fā)展,假設1

得以驗證。

表2 互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展影響的估計結(jié)果

變量 tourism(1) tourism(2) tourism(3)

internet 0.2073

*** (0.0113) 0.3193

*** (0.0098) 0.1640

*** (0.0116)

pgdp - 8.30e-06

*** (5.91e-07) 6.34e-06

*** (6.40e-07)

fdi - 3.21e-08(9.96e-08) 1.89e-07

** (9.36e-08)

fin - 8.73e-10

*** (1.42e-10) 5.56e-10

*** (1.34e-10)

env - -0.0004(0.0005) 0.0004(0.0004)

常數(shù)項 0.0280(0.0269) -0.2113

*** (0.0450) -0.1156

** (0.0464)

時間效應 No No Yes

個體效應 Yes Yes Yes

F 檢驗 18.29

*** 16.60

*** 17.32

***

Breusch-PaganLMtest - 6204.86

*** -

Hausman檢驗 - 17.51

*** -

N 3906 3906 3906

注:()內(nèi)為穩(wěn)健標準誤,*** 、** 和* 分別表示在 1%、5%和 10%水平上顯著,下同。

5

冀雁龍等:互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展影響的機理與效應研究 理論探索

4.2 內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗

在互聯(lián)網(wǎng)與旅游經(jīng)濟發(fā)展進行基準回歸時,模

型中可能存在互聯(lián)網(wǎng)與旅游經(jīng)濟發(fā)展的互為因果關(guān)

系、變量的測量誤差與遺漏變量等問題,導致基準回

歸中存在一些內(nèi)生性問題,致使基準回歸結(jié)果不準

確。因此,采用二階段最小二乘法(twostageleast

square,2SLS)對模型中存在的內(nèi)生性問題進行處

理。本文參照 Bartik的做法[50],使用互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水

平的滯后一期(l.internet)與其一階差分(d.internet)的乘積(l.internet* d.internet),構(gòu)造“Bartik

instrument”,作為第一組工具變量(iv1)。同時,按

照趙磊選取工具變量的慣例[47]35,使用互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展

水平的滯后二期作為第二組工具變量(iv2)(表3)。

可見,工具變量的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正,

且互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響也顯著為正,與基

準回歸結(jié)果相一致。

表3 內(nèi)生性檢驗

變量 tourism(1) tourism(2) tourism(3) tourism(4)

internet -

2.4403

***

(0.2692)

-

0.2542

***

(0.0272)

iv1

0.3891

***

(0.0566)

- - -

iv2 - -

0.9452

***

(0.0462)

-

控制變量 Yes Yes Yes Yes

時間效應 Yes Yes Yes Yes

個體效應 Yes Yes Yes Yes

Kleibergen-PaaprkLM 統(tǒng)計量 - 41.565

*** - 140.992

***

Cragg-DonaldWaldF統(tǒng)計量 - 182.348 - 7684.417

Kleibergen-PaaprkWaldF統(tǒng)計量 - 47.136 - 418.402

N 3627 3627 3348 3348

本文進行穩(wěn)健性檢驗(表4):(1)旅游經(jīng)濟發(fā)展

是一個動態(tài)變化的過程,其影響具有持續(xù)性,為了更

好地捕捉這種變化,本文使用系統(tǒng) GMM 對動態(tài)面

板數(shù)據(jù)進行估計。由表4的(1)列可知,回歸結(jié)果依

舊穩(wěn)健。(2)為了緩減指標構(gòu)建方式帶來的估計誤

差,使用“寬帶中國”實施作為外生沖擊,使用雙重差

分法進行實證檢驗。表4的(2)列為雙重差分的估

計結(jié)果,該設定使用了同前文完全不一樣的識別策

略,結(jié)果依舊穩(wěn)健。(3)本文嘗試替換核心被解釋變

量旅游經(jīng)濟發(fā)展,使用旅游總收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值

的比值作為旅游經(jīng)濟發(fā)展的替代變量,回歸結(jié)果如

表4的(3)列所示,回歸結(jié)果依舊穩(wěn)健。(4)為了檢

驗離群值是否對估計結(jié)果產(chǎn)生實質(zhì)性影響,本文分

別剔除直轄市與對樣本數(shù)據(jù)進行上下1% 的 Winsorize縮尾處理,估計結(jié)果如表4的(4)列和(5)列

所示,說明數(shù)據(jù)的極端值并未改變基準回歸結(jié)果。

表4 穩(wěn)健性檢驗

變量

更換回歸方法

(1)

替換核心解釋變量

(2)

替換核心被解釋變量

(3)

刪除直轄市

(4)

上下1%縮尾

(5)

l.tourism

1.0800

***

(0.0296)

- - - -

internet

0.0609

***

(0.0203)

0.0871

***

(0.0303)

0.0494

**

(0.0018)

0.1679

***

(0.0119)

0.1325

***

(0.0102)

控制變量 Yes Yes Yes Yes Yes

6

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第6期

續(xù)表4 穩(wěn)健性檢驗

變量

更換回歸方法

(1)

替換核心解釋變量

(2)

替換核心被解釋變量

(3)

刪除直轄市

(4)

上下1%縮尾

(5)

時間效應 Yes Yes Yes Yes Yes

個體效應 Yes Yes Yes Yes Yes

常數(shù)項

1.5214

***

(0.3780)

-0.0710

(0.0475)

0.0583

***

(0.0084)

-0.1172

**

(0.0465)

-0.1457

***

(0.0394)

AR(2)-p 值 0.6430 - - - -

Hansen-p 值 0.1630 - - - -

N 3069 3906 3906 3850 3906

4.3 非線性影響檢驗

繼線性效應分析后,本文使用無條件分位數(shù)固定

效應模型檢驗互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展的非線性影響

效應(表5)。結(jié)果表明,在選定的3個分位點上,互聯(lián)

網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展的回歸系數(shù)存在顯著差異性,在

20、50和80分位點上互聯(lián)網(wǎng)的回歸系數(shù)均顯著為正,

通過1%顯著性水平檢驗,且估計系數(shù)從20分位點的

0.0204增長到80分位點的0.2996,反映了互聯(lián)網(wǎng)

的旅游經(jīng)濟效應隨著分位點的提高而增強。換言之,

處于旅游經(jīng)濟發(fā)展較高水平的省份,互聯(lián)網(wǎng)的促進效

應會更強。上述結(jié)論既支持假設1,又驗證了假設3。

換言之,既驗證了互聯(lián)網(wǎng)的旅游經(jīng)濟提升效應的存

在,又表明了互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響存在階段

性的網(wǎng)絡效應。此外,隨著城市旅游經(jīng)濟的發(fā)展,互

聯(lián)網(wǎng)的積極影響更加明顯。一方面,互聯(lián)網(wǎng)與旅游產(chǎn)

業(yè)具有良好的耦合性,互聯(lián)網(wǎng)對旅游產(chǎn)業(yè)的賦能效應

愈加明顯,而旅游產(chǎn)業(yè)為互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)提供了應用場

景;另一方面,隨著“互聯(lián)網(wǎng)+旅游”的深入發(fā)展,旅游

產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中的關(guān)鍵作用進一步凸顯。

表5 互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展影響的分位數(shù)回歸結(jié)果

變量

tourism

20分位點 50分位點 80分位點

internet

0.0204

***

(0.0069)

0.0767

***

(0.0124)

0.2996

***

(0.0224)

控制變量 Yes Yes Yes

時間效應 Yes Yes Yes

個體效應 Yes Yes Yes

常數(shù)項

0.0847

***

(0.0224)

0.1710

**

(0.0624)

0.3674

***

(0.0796)

N 3906 3906 3906

4.4 異質(zhì)性檢驗

本文將樣本分為東部、中部及西部三大地區(qū)考

察的地區(qū)異質(zhì)性進行估計(表6)。結(jié)果表明,與東

部、西部地區(qū)相比,互聯(lián)網(wǎng)的旅游經(jīng)濟效應在中部地

區(qū)更為顯著。就分位數(shù)模型的回歸結(jié)果而言,互聯(lián)

網(wǎng)的旅游經(jīng)濟效應在三大地區(qū)與全國樣本相一致,

均呈現(xiàn)邊際效應遞增趨勢,并隨著旅游經(jīng)濟的發(fā)展,

互聯(lián)網(wǎng)的旅游經(jīng)濟效應在中部地區(qū)最為顯著,東部

次之、西部最弱。一方面,相較于西部地區(qū),互聯(lián)網(wǎng)

基礎設施在東部、中部地區(qū)較為完善,互聯(lián)網(wǎng)效應更

有助于該地區(qū)旅游經(jīng)濟的發(fā)展;另一方面,中部地區(qū)

互聯(lián)網(wǎng)的旅游經(jīng)濟效應最為顯著,也表明了中部地

區(qū)豐富的旅游資源稟賦為互聯(lián)網(wǎng)的應用提供了更為

廣闊的場景,且隨著旅游產(chǎn)業(yè)規(guī)模的擴大,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)

展對旅游全產(chǎn)業(yè)鏈的提升作用更加明顯,表現(xiàn)出典

型的“中部崛起”特征。

本文將樣本進一步按照行政級別劃分為高行政

等級城市與低行政等級城市,考察存在的城市等級

異質(zhì)性(表7)。固定效應模型的估計結(jié)果表明,互

聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響存在顯著的城市等級異

質(zhì)性,互聯(lián)網(wǎng)的旅游經(jīng)濟效應在低行政等級城市更

為明顯。就分位數(shù)模型的回歸結(jié)果而言,互聯(lián)網(wǎng)的

旅游經(jīng)濟效應在低行政等級城市的邊際效應遞增趨

勢更為明顯。可見,隨著城市的行政等級上升,互聯(lián)

網(wǎng)的旅游經(jīng)濟發(fā)展效應呈遞增趨勢,這可能是因為

城市的行政等級上升,城市規(guī)模會隨之擴大,相應的

人口數(shù)量也會隨之增加,造成城市資源緊張,導致對

旅游發(fā)展的擠出效應,互聯(lián)網(wǎng)的賦能效應則明顯減

弱。此外,隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的廣泛應用,游客的定制

化、個性化旅游的需求增強,會增強低行政等級城市

的旅游資源的吸引力,帶動旅游產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展,囿

7

冀雁龍等:互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展影響的機理與效應研究 理論探索

于該地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展尚處于規(guī)模經(jīng)濟的上升期,

更能夠突出互聯(lián)網(wǎng)的旅游經(jīng)濟效應的邊際效應遞增

特征,這是對互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的“網(wǎng)絡”在旅游產(chǎn)業(yè)適用

的最好體現(xiàn)。

表6 互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展影響的分地區(qū)估計結(jié)果

地區(qū) 變量

tourism

20分位點 50分位點 80分位點

FE

東部

internet

0.0233

**

(0.0081)

0.0832

***

(0.0129)

0.2587

***

(0.0222)

0.1324

***

(0.0143)

控制變量 Yes Yes Yes Yes

N 1400 1400 1400 1400

中部

internet

0.0343

*

(0.0140)

0.1349

***

(0.0222)

0.7334

***

(0.1177)

0.4122

***

(0.0305)

控制變量 Yes Yes Yes Yes

N 1400 1400 1400 1400

西部

internet

0.0333

**

(0.0134)

0.0870

***

(0.0283)

0.1366

**

(0.0595)

0.1106

***

(0.0241)

控制變量 Yes Yes Yes Yes

N 1106 1106 1106 1106

表7 互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展影響的分城市等級估計結(jié)果

地區(qū) 變量

tourism

20分位點 50分位點 80分位點

FE

高行政等級

城市

internet

0.0547

***

(0.0178)

0.1120

***

(0.0272)

0.1785

**

(0.0637)

0.0931

***

(0.0179)

控制變量 Yes Yes Yes Yes

N 700 700 700 700

低行政等級

城市

internet

0.0144

**

(0.0051)

0.0688

***

(0.0125)

0.3167

***

(0.0280)

0.2151

***

(0.0149)

控制變量 Yes Yes Yes Yes

N 3206 3206 3206 3206

4.5 作用路徑分析

分析互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展影響的作用路徑

(表8),產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的路徑檢驗結(jié)果見表8中的

第二列和第三列。由第二列可知,互聯(lián)網(wǎng)對產(chǎn)業(yè)結(jié)

構(gòu)變動具有顯著的抑制作用,表明互聯(lián)網(wǎng)并不能通

過加快要素的流動、推動要素配置效率的提升以及

提高要素稟賦的集聚,從而促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。

第三列數(shù)據(jù)同樣顯示,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動顯著抑制旅游

經(jīng)濟發(fā)展,與研究假設2相左,但卻符合當前中國發(fā)

展的實際情況。究其原因,由于中國要素市場相對

滯后,使得要素無法按照市場機制進行合理化配置。

一方面,互聯(lián)網(wǎng)的典型特征會通過加快要素的流動

促使要素資源的錯配,加劇了要素市場扭曲,導致互

聯(lián)網(wǎng)發(fā)展抑制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級;另一方面,整個要素市

場扭曲也會波及旅游產(chǎn)業(yè),導致旅游分行業(yè)的要素

配置效率下降、要素配置成本上升、要素資源閑置等

問題,旅游產(chǎn)業(yè)陷入難以轉(zhuǎn)型升級的困境,證實了現(xiàn)

階段中國要素市場因存在“扭曲配置”而誘發(fā)經(jīng)濟負

面影響的學術(shù)觀點[43,51]。因此,當考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變

動路徑時,基于當前中國經(jīng)濟發(fā)展的實際情況,產(chǎn)業(yè)

8

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第6期

結(jié)構(gòu)變動在互聯(lián)網(wǎng)影響旅游經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮著遮掩

效應。技術(shù)創(chuàng)新的路徑檢驗結(jié)果見表8中的第四列

和第五列。由第四列可知,互聯(lián)網(wǎng)對地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新

的影響效應顯著為正,表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展所具有的高

技術(shù)效應。同時,由第五列可知,互聯(lián)網(wǎng)、地區(qū)技術(shù)

創(chuàng)新均顯著促進旅游經(jīng)濟的發(fā)展,表明技術(shù)創(chuàng)新的

中介效應明顯。由上述可知,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展有助于地

區(qū)技術(shù)的創(chuàng)新,其對旅游經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的技術(shù)

溢出效應,并隨著“互聯(lián)網(wǎng)+旅游”戰(zhàn)略的不斷深入,

逐步實現(xiàn)旅游產(chǎn)業(yè)由要素驅(qū)動的粗放式增長向創(chuàng)新

驅(qū)動的內(nèi)涵式發(fā)展,不斷促進旅游經(jīng)濟的發(fā)展,驗證

了假設2。此外,Sobel檢驗同樣證實了以上結(jié)論,

并明確測算出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)創(chuàng)新的中介效應占比。

表8 作用路徑回歸結(jié)果

變量

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動路徑

ind tourism

技術(shù)創(chuàng)新路徑

tech tourism

internet

-0.0471

***

(0.0038)

0.2149

***

(0.0093)

0.3579

***

(0.0180)

0.2356

***

(0.0101)

ind -

-0.6925

***

(0.0383)

- -

tech - - -

0.0328

***

(0.0086)

控制變量 Yes Yes Yes Yes

常數(shù)項

3.7836

***

(0.0164)

2.7500

**

(0.1503)

1.5097

***

(0.0791)

0.0926

**

(0.0444)

Sobel檢驗 13.20% 4.75 %

N 3906 3906 3906 3906

5 研究結(jié)論與建議

5.1 研究結(jié)論

隨著數(shù)字經(jīng)濟時代特別是數(shù)字技術(shù)的快速發(fā)

展,互聯(lián)網(wǎng)在國民經(jīng)濟中的地位日益凸顯,對于旅游

業(yè)的發(fā)展發(fā)揮著重要的作用。本文重點分析了互聯(lián)

網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展的線性與非線性影響效應及其作

用機理,利用2006-2019年中國279個城市的面板

數(shù)據(jù),使用雙向固定效應模型考察了互聯(lián)網(wǎng)對旅游

經(jīng)濟發(fā)展的線性影響效應,利用無條件分位數(shù)固定

效應模型檢驗了互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展的動態(tài)非線

性效應,并在此基礎上進行了異質(zhì)性分析與作用路

徑驗證。結(jié)果顯示:(1)互聯(lián)網(wǎng)顯著促進旅游經(jīng)濟發(fā)

展。具體而言,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平提升1%,城市旅游

經(jīng)濟發(fā)展水平提升0.1640%,且該結(jié)論在經(jīng)過內(nèi)生

性和一系列穩(wěn)健性檢驗依舊成立,從實證上破解了

“索洛悖論”。(2)面板分位數(shù)回歸發(fā)現(xiàn),互聯(lián)網(wǎng)的旅

游經(jīng)濟發(fā)展效應隨著分位點的提高而遞增,表現(xiàn)為

邊際效應遞增的非線性影響,驗證了互聯(lián)網(wǎng)的網(wǎng)絡

效應在旅游產(chǎn)業(yè)的適用性。(3)從地理位置與城市

行政等級異質(zhì)性分析上看,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對東中部城

市旅游經(jīng)濟發(fā)展的促進及邊際效應遞增作用更加顯

著,西部地區(qū)最弱;低行政等級城市的互聯(lián)網(wǎng)對旅游

經(jīng)濟發(fā)展的促進作用強于高行政等級城市,隨著城

市行政等級的上升,互聯(lián)網(wǎng)的促進作用則逐漸減弱。

(4)由中介效應模型回歸可知,互聯(lián)網(wǎng)可以通過產(chǎn)業(yè)

結(jié)構(gòu)升級與技術(shù)創(chuàng)新這兩個途徑來促進旅游經(jīng)濟的

發(fā)展。然而,當前要素市場扭曲導致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷

主要發(fā)揮遮掩效應。同時,互聯(lián)網(wǎng)具有顯著的技術(shù)

溢出效應,從而促進了旅游經(jīng)濟的發(fā)展。

5.2 建議

本文的研究證實,從旅游經(jīng)濟視角來看,互聯(lián)網(wǎng)

對旅游經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的賦能作用。根據(jù)以上結(jié)

論,本文提出如下建議:(1)提高各地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)

展水平,推動互聯(lián)網(wǎng)與旅游產(chǎn)業(yè)的深度融合。一方

面,加快互聯(lián)網(wǎng)基礎設施建設,不斷豐富相關(guān)基礎性

9

冀雁龍等:互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展影響的機理與效應研究 理論探索

服務,在不斷突破互聯(lián)網(wǎng)核心技術(shù)的基礎上,積極引

導和推廣互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展,提高互聯(lián)網(wǎng)的滲透率與普

及率,引導社會資本進入互聯(lián)網(wǎng)相關(guān)產(chǎn)業(yè),推動其發(fā)

展進程。另一方面,不斷拓展互聯(lián)網(wǎng)與旅游產(chǎn)業(yè)的

高質(zhì)量融合,推動“互聯(lián)網(wǎng)+旅游”成為區(qū)域旅游經(jīng)

濟發(fā)展的新動力。(2)在推動“互聯(lián)網(wǎng)+旅游”發(fā)展

的政策制定時,應注意地理位置與城市等級的差異。

當前,中國地理區(qū)位以及城市等級的差異性較為明

顯,導致互聯(lián)網(wǎng)的旅游經(jīng)濟發(fā)展效應存在顯著差距,

因此在制定互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展戰(zhàn)略時,應因地制宜地制定

差異化的“互聯(lián)網(wǎng)+旅游”策略。具體而言,要注重

地區(qū)間資源合理化配置,西部城市、低行政等級城市

應加快互聯(lián)網(wǎng)基礎設施建設,充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)效應

對旅游經(jīng)濟發(fā)展的積極作用,而東中部城市、高行政

級別城市則應該加大互聯(lián)網(wǎng)與旅游產(chǎn)業(yè)的融合力

度,持續(xù)釋放互聯(lián)網(wǎng)帶來的經(jīng)濟紅利。(3)充分激發(fā)

互聯(lián)網(wǎng)的經(jīng)濟影響,強化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)創(chuàng)新的旅游

經(jīng)濟效應。一方面,拓展互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的應用,借助互

聯(lián)網(wǎng)技術(shù)進行產(chǎn)品創(chuàng)新與跨界經(jīng)營,刺激居民消費,

促進城市整體創(chuàng)新能力的提升,進一步彌補旅游產(chǎn)

業(yè)自身創(chuàng)新能力的先天不足。另一方面,繼續(xù)推進

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級,依靠市場機制調(diào)節(jié)要素配置扭曲錯

配,實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)間的協(xié)調(diào)發(fā)展,從而為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)揮結(jié)構(gòu)

效應,不斷為推進旅游經(jīng)濟發(fā)展創(chuàng)造條件。

注釋

①《2018年全國旅游 工 作 報 告》.http://travel.china.com.

cn/txt/2018-01/09/content_50205965.htm.

②國務院印發(fā) 《“十 四 五”旅 游 業(yè) 發(fā) 展 規(guī) 劃》.http://www.

gov.cn/xinwen/2022-01/20/content_5669507.htm.

③文化和旅游部 國家發(fā)展改革委 教育部 工業(yè)和信息化部

公安部 財政部 交通運輸部 農(nóng)業(yè)農(nóng)村部 商務部 市場監(jiān)管

總局關(guān)于深化“互聯(lián)網(wǎng)+旅游”推動旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的

意見(文 旅 資 源 發(fā) 〔2020〕81 號)http://www.gov.cn/

zhengce/zhengceku/2020-11/30/content_5566046.htm.

④《中國統(tǒng)計年鑒》.https://www.stats.gov.cn/sj/ndsj/.

⑤《中國 城 市 建 設 統(tǒng) 計 年 鑒》.https://www.mohurd.gov.

cn/gongkai/fdzdgknr/sjfb/tjxx/jstjnj/index.html.

參考文獻

[1] 楊勇.互聯(lián)網(wǎng)促進旅游產(chǎn)業(yè)動態(tài)優(yōu)化了嗎? [J].經(jīng)濟

管理,2019(5):156-170.

[2] R?LLERL H,WAVERMAN L.Telecommunications

infrastructureandeconomicdevelopment:asimultaneousapproach[J].Americaneconomicreview,2001(4):

909-923.

[3] KOUTROUMPISP.Theeconomicimpactofbroadband:evidencefrom OECDcountries[J].Technologicalforecastingandsocialchange,2019(148):1-8.

[4] JIMéNEZ M,MATUSJA,MARTíNEZ M A.Economicgrowthasafunctionofhumancapital,internet

and work[J].Appliedeconomics,2014(26):3202-

3210.

[5] HARBG.Theeconomicimpactoftheinternetpenetrationrateandtelecominvestmentsinarabandmiddleeasterncountries[J].Economicanalysisandpolicy,

2017(12):148-162.

[6] CZERNICH N,FALCK O,KRETSCHMERT,etal.

Broadbandinfrastructureandeconomicgrowth[J].The

economicjournal,2011(552):505-532.

[7] CELBISM G,DE CROMBRUGGHE D.Internetinfrastructureandregionalconvergence:evidencefrom

Turkey[J].Papersinregionalscience,2016(2):1-23.

[8] JUNGJ,LóPEZ-BAZO E.Ontheregionalimpactof

broadbandonproductivity:thecaseofBrazil[J].Telecommunicationspolicy,2020(1):1-14.

[9] 韓寶國,朱平芳.寬帶對中國經(jīng)濟增長影響的實證分析

[J].統(tǒng)計研究,2014(10):49-54.

[10] 馮苑,聶長飛,張東.寬帶基礎設施建設對城市創(chuàng)新能

力的影響[J].科學學研究,2021(11):2089-2100.

[11] 李峰,王科,趙毅.互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟收斂:基于

空間計量 的 分 析 [J].工 業(yè) 技 術(shù) 經(jīng) 濟,2022(3):145-

152.

[12] COPELANDBR.Tourism,welfareandde-industrializationinasmallopeneconomy[J].Economica,1991

(232):515-529.

[13] HAZARIB,SGRO P.Tourismandgrowthinadynamic modeloftrade[J].Journalofinternational

trade&economicdevelopment,1995(2):243-252.

[14] 鄧淇中,王慧琴.入境旅游與經(jīng)濟增長關(guān)系的區(qū)域差

異研究[J].旅游論壇,2011(2):54-58.

[15] 毛麗娟,夏杰長.旅游業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟增長影響研

究[J].河海大學學報(哲學社會科學版),2021(3):

71-79.

[16] VADUVAS,ECHEVARRIA-CRUZ S,JOSEPH T

J.TheeconomicandsocialimpactofauniversityeducationuponthedevelopmentoftheRomaniantourism

industry[J].Journalofhospitality,leisure,sport&

tourismeducation,2020(27):1-10.

[17] ALIRAZASA,QURESHIM A,AHMED M,etal.

Non-linearrelationship between tourism,economic

10

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第6期

growth,urbanization,andenvironmentaldegradation:

evidencefromsmoothtransitionmodels[J].Environmentscience&pollution research,2020 (2):1426-

1442.

[18] 蔣桂莉.高鐵網(wǎng)絡視域下旅游經(jīng)濟聯(lián)系空間格局及其

影響因 素 研 究:以 浙 江 省 為 例 [J].旅 游 論 壇,2022

(1):37-49.

[19] 冀雁龍,李金葉.數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對旅游經(jīng)濟增長的影

響研究[J].技術(shù)經(jīng)濟與管理研究,2022(6):13-18.

[20] 周詩濤,郭春林.財政投資對區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展的影

響研究[J].財會通訊,2020(16):153-156.

[21] 劉瑞明,毛宇,亢延錕.制度松綁、市場活力激發(fā)與旅

游經(jīng)濟發(fā)展:來自中國文化體制改革的證據(jù)[J].經(jīng)濟

研究,2020(1):115-131.

[22] SRIVASTAVA AP,DHARRL.Technologyleadershipand predictingtravelagentperformance[J].

Tourism managementperspectives,2016(20):77-86.

[23] BETHAPUDIA.TheroleofICTintourismindustry[J].Journalofappliedeconomicsandbusiness,

2013(4):67-79.

[24] LAW R,BUHALISD,COBANOGLUC.Progresson

informationandcommunicationtechnologiesinhospitalityandtourism[J].Internationaljournalofcontemporaryhospitalitymanagement,2014(5):727-750.

[25] 楊勇.互聯(lián)網(wǎng)促進旅游業(yè)提質(zhì)增效了嗎?:基于我國省

級面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].旅游學刊,2020(1):32-

46.

[26] 劉震,楊勇,眭霞蕓.互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展、市場活力激發(fā)與旅

游經(jīng)濟增長:基于空間溢出視角的分析[J].旅 游 科

學,2022(2):17-43.

[27] SOLOW R M.We'dbetterwatchout[J].TheNew

Yorkreviewofbooks,1987(7):36.

[28] 楊勇.集聚密度、多樣性和旅游企業(yè)勞動生產(chǎn)率:兼對

產(chǎn)業(yè)聚集理論觀點的 拓 展 研 究[J].財 貿(mào) 經(jīng) 濟,2015

(2):148-161.

[29] 熊偉,駱雅潔.高星級酒店業(yè)的信息技術(shù)“生產(chǎn)率悖

論”研究;基于廣州案例[J].旅游學刊,2012(4):71-

81.

[30] ADELA O,EVANS O.Digital tourism: mobile

phones,internetandtourismin Africa[J].Tourism

recreationresearch,2019(2):190-202.

[31] 羅蓉,彭楚慧,鮑新中.互聯(lián)網(wǎng)使用與家庭旅游消費:

基于信息渠道的中介 效 應 分 析[J].旅 游 學 刊,2022

(4):52-66.

[32] KOUTROUMPISP.Theeconomicimpactofbroadbandongrowth:asimultaneousapproach[J].Telecommunicationspolicy,2009(9):471-485.

[33] 郭家堂,駱品亮.互聯(lián)網(wǎng)對中國全要素生產(chǎn)率有促進

作用嗎? [J].管理世界,2016(10):34-49.

[34] 劉春濟,馮學鋼,高靜.中國旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對旅游

經(jīng)濟增長的影響[J].旅游學刊,2014(8):37-49.

[35] 蔣瑛,劉琳,劉寒綺.智慧旅游建設促進了旅游經(jīng)濟高

質(zhì)量發(fā)展 嗎?:全 要 素 生 產(chǎn) 率 視 角 下 的 準 自 然 實 驗

[J].旅游科學,2022(2):44-62.

[36] 梁增賢,保繼剛.大城市旅游結(jié)構(gòu)性增長的驅(qū)動力:基

于廣州和西安的比較研究[J].人 文 地 理,2014(5):

127-133.

[37] HARRISM H.Istherevolutionnowover,orhasitjust

begun? Ayearoftheinternetinhighereducation[J].

Theinternetandhighereducation,1998(4):243-251.

[38] BIEGERT,LAESSERC.Information sources for

traveldecisions:towardasourceprocess model[J].

Journaloftravelresearch,2004(4):357-371.

[39] 袁晶,張彰.“互聯(lián)網(wǎng)+”思維下智慧旅游平臺優(yōu)化探

討:以江西省為例[J].企業(yè)經(jīng)濟,2018(12):143-147.

[40] 葉光輝,徐彤,畢崇武,等.基于多維度特征與 LDA 模

型的城市旅游畫像演化分析[J].數(shù)據(jù)分析與知識發(fā)

現(xiàn),2020(11):121-130.

[41] 李曉慧.互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對服務業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響研

究[J].技術(shù)經(jīng)濟與管理研究,2022(7):101-105.

[42] 張幼文,薛安偉.要素流動對世界經(jīng)濟增長的影響機

理[J].世界經(jīng)濟研究,2013(2):3-8.

[43] 趙磊,唐承財.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷、旅游業(yè)與經(jīng)濟增長:來

自中國的 經(jīng) 驗 證 據(jù) [J].資 源 科 學,2017(10):1918-

1929.

[44] 謝莉娟,陳錦然,王詩桪.ICT 投資、互聯(lián)網(wǎng)普及和全

要素生產(chǎn)率[J].統(tǒng)計研究,2020(9):56-67.

[45] BASUS,FERNALDJ.Informationandcommunicationstechnologyasageneral-purposetechnology:evidencefrom USindustrydata[J].Germaneconomic

review,2007(2):146-173.

[46] 程立茹.互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟下企業(yè)價值網(wǎng)絡創(chuàng)新研究[J].中

國工業(yè)經(jīng)濟,2013(9):82-94.

[47] 趙 磊.旅 游 發(fā) 展 與 經(jīng) 濟 增 長:來 自 中 國 的 經(jīng) 驗 證 據(jù)

[J].旅游學刊,2015(4):33-49.

[48] 施炳展,李建桐.互聯(lián)網(wǎng)是否促進了分工:來自中國制

造業(yè)企業(yè)的證據(jù)[J].管理世界,2020(4):130-149.

[49] 童昀,劉海猛,馬勇等.中國旅游經(jīng)濟對城市綠色發(fā)展

的影響 及 空 間 溢 出 效 應 [J].地 理 學 報,2021(10):

2504-2521.

[50] BARTIKTJ.Howdotheeffectsoflocalgrowthon

employmentratesvarywithinitiallabormarketconditions? [R].Upjohninstituteworkingpaper,2009:

9-148.

[51] 羅德明,李曄,史晉川.要素市場扭曲、資源錯置與生

產(chǎn)率[J].經(jīng)濟研究,2012(3):4-14.

11

冀雁龍等:互聯(lián)網(wǎng)對旅游經(jīng)濟發(fā)展影響的機理與效應研究 理論探索

ResearchontheMechanismandEffectof

InternetonTourismEconomicDevelopment:

EmpiricalTestBasedonPanelDataof279CitiesinChina

JiYanlong

1,2,XiaQing

1

(1.SchoolofYungangology,ShanxiDatongUniversity,Datong037009,China;

2.SchoolofEconomicsandManagement,XinjiangUniversity,Urumqi830046,China)

Abstract:Asanimportantpartofmodernserviceindustry,tourismindustryhasmadeeconomicgrowth,

andthedevelopmentofInternethasbecomeanimportantengineofeconomicandtourismindustry.Itisof

greattheoreticalandpracticalsignificancetoresearchtheimpactoftheInternetonthedevelopmentof

tourismeconomy.

Basedonthepaneldataof279citiesinChinafrom2006to2019,thispaperusesthetwo-wayfixed

effectmodelandthepanelquantilemodeltoempiricallytesttheimpactoftheInternetonthedevelopment

oftourismeconomy,andexplorestheactionpathfromthetwodimensionsofindustrialstructureand

technologicalinnovation.ThestudyfoundthattheInternethasasignificantpositiveimpactontourismeconomicdevelopment,buttherearedifferences.Specifically,attheselected20,50and80quantiles,the

promotingeffectofInternetontourismeconomyincreaseswiththeincreaseofquantiles.ThetourismeconomiceffectsoftheInternetwillbeheterogeneousduetodifferentgeographicallocationsandcitylevels.

FurtherpathanalysisshowsthattheInternetpromotesthedevelopmentoftourism economythrough

structuraleffectandtechnicaleffect,butthecurrentfactorstructureisdistorted,andtheindustrialstructureplaysamaskingeffectinit.Inaddition,technologicalinnovationisanimportantchannelfortheInternettopromotethedevelopmentoftourismeconomy.

Thecontributionsofthispaperareasfollous:Firstly,basedonthedataofprefecture-levelcities,the

theoreticalanalysisframeworkof“Internet-tourismeconomicdevelopment”isconstructed,whichprovides

urban-levelevidencefortheimpactoftheInternetonthedevelopmentoftourismeconomy.Secondly,the

unconditionalquantilefixedeffectmodelisusedtoinvestigatethenonlineareffectoftheInternetonthe

developmentoftourismeconomy.Differentfromtheaverageeffectestimatedbythefixedeffectinthe

previousliterature,theapplicabilityofthe“networkeffect”oftheInternetinthetourismindustryisfurtherverified.Atthesametime,theheterogeneityoftourismeconomiceffectsoftheInternetisanalyzed

fromtheperspectiveofgeographicallocationandcitysize,andtheinfluenceofheterogeneityontheempiricalresultsisanalyzed.Thirdly,basedonthecharacteristicsoftheInternetandtheconnotationoftourism

economicdevelopment,thispaperexploresthattheInternetpromotesthedevelopmentoftourismeconomythroughstructuraleffectandtechnicaleffect,andsystematicallyrevealsthe“blackbox”ofthemechanismoftheInternetaffectingthedevelopmentoftourismeconomy.

Keywords:Internet;tourismeconomicdevelopment;heterogeneity;quantileregressionmodel;mediating

effect

[實習編輯:伍燕瓊;責任編輯:連云凱]

12

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第6期

2023年11月

第16卷 第6期

doi:10.15962/j.cnki.tourismforum.202306065

http://gllylt.cbpt.cnki.net

【理論探索】

善意嫉妒和惡意嫉妒對旅游意愿的影響研究

———一個有調(diào)節(jié)的中介模型

董彬彬,丁雨馨,吳問津

(廈門大學 管理學院,福建 廈門 361005)

[摘 要]近年來,國外旅游研究開始關(guān)注嫉妒情緒對旅游意愿的影響,然而目前學界對其內(nèi)在作用

機制的討論相對不足。其中,特別缺乏從善意嫉妒和惡意嫉妒兩個維度對旅游意愿的影響進行深

入剖析與比較的研究。文章基于平衡理論和計劃行為理論,探討善意嫉妒和惡意嫉妒對目的地旅

游意愿的影響及其作用機制。研究發(fā)現(xiàn):善意嫉妒正向影響旅游意愿,而惡意嫉妒對旅游意愿沒有

直接影響;目的地態(tài)度在善意嫉妒與旅游意愿之間起部分中介作用,在惡意嫉妒與旅游意愿之間起

完全中介作用;欽佩性自戀負向調(diào)節(jié)了目的地態(tài)度在善意嫉妒與旅游意愿之間的中介作用,正向調(diào)

節(jié)了目的地態(tài)度在惡意嫉妒與旅游意愿之間的中介作用。

[關(guān)鍵詞]善意嫉妒;惡意嫉妒;欽佩性自戀;目的地態(tài)度;旅游意愿

[中圖分類號]F59 [文獻標識碼]A [文章編號]1674-3784(2023)06-0013-11

社交媒體的快速發(fā)展已經(jīng)徹底改變了人們獲取

信息的途徑和進行交流的性質(zhì),這種變化同樣發(fā)生

在旅游業(yè),具體表現(xiàn)在從根本上重塑了游客產(chǎn)生旅

游動機、獲取旅游信息、作出旅游決策和獲得旅游體

驗的方式[1]。微信作為國內(nèi)主要的社交媒體平臺之

一,越來越多的旅游者傾向于選擇在微信朋友圈上

分享他們的旅游照片與經(jīng)歷,從而導致觀看者進行

社會比較,進而產(chǎn)生嫉妒心理[2]363。為了彌補這種

心理,人們極有可能通過消費來進行自我提升[3],所

以社交媒體分享的旅游內(nèi)容對潛在旅游者進行與旅

游相關(guān)的決策有著重要的影響。此外,攜程集團董

事長梁建章于疫情期間直播推廣高星級酒店,累計

成交總額超11億元,獲得直播帶貨的巨大成功。因

此,理解社交媒體上的旅游經(jīng)驗分享與旅游消費意

愿之間的內(nèi)在機理,對于旅游企業(yè)有針對性地利用

社交媒體平臺進行產(chǎn)品營銷和突發(fā)事件的處理,有

著至關(guān)重要的現(xiàn)實意義。

近年來,國外旅游領(lǐng)域開始對嫉妒與旅游行為

意向的關(guān)系進行了探索[4]69,且已有研究探討了善

意嫉妒對旅游意愿的直接影響[2]363。然而,嫉妒存

在善意嫉妒和惡意嫉妒兩個維度,惡意嫉妒是否會

對旅游意愿產(chǎn)生影響有待進一步考察。而且,從善

意嫉妒和惡意嫉妒兩個視角對旅游消費意愿作用機

制的相關(guān)研究尚不充足,學界更是缺乏對兩種嫉妒

13

[基金項目]本研究受國家自然科學基金項目“基于實物期權(quán)理論的景區(qū)經(jīng)營權(quán)價值評估模型與方法研究”(71774135)和國

家留學基金委項目“國家建設高水平大學公派研究生”(202106310059)共同資助。

[收稿日期]2022-08-09;[修回日期]2023-01-16

[作者簡介]董彬彬(1995-),女,河南安陽人,廈門大學管理學院2018級碩士研究生,主要研究方向為旅游消費者行為,

E-mail:xuniansu@163.com;丁雨馨(1995-),女,江蘇連云港人,廈門大學管理學院2017級博士研究生,主要研究方向為

旅游消費者心理與行為,E-mail:yuxinding19@126.com,通訊作者;吳問津(1992-),男,安徽蕪湖人,廈門大學管理學院

2019級博士研究生,主要研究方向為旅游體驗與旅游哲學,E-mail:wenjinwu2022@126.com。

進一步比較和區(qū)分的探索。此外,用戶在面對社交

網(wǎng)站上的帖子時,產(chǎn)生的善意嫉妒對品牌態(tài)度有積

極作用[5]11,而目的地態(tài)度是游客進行目的地決策

的有效預測因素[6],所以本文引入目的地態(tài)度作為

嫉妒與旅游消費意愿之間的中介變量。研究發(fā)現(xiàn),

自戀是一種重要的人格特質(zhì),與社交媒體的使用息

息相關(guān)[7]。由社交媒體信息分享所誘發(fā)的嫉妒,很

可能受人們自身自戀程度的調(diào)節(jié),進而影響他們對

目的地態(tài)度的變化。而欽佩性自戀作為以自我提升

為特征的自戀形式[8]1030,會在人們與他人進行社會

比較后,認為自身弱于他人時對目的地態(tài)度產(chǎn)生重

要影響。因此,結(jié)合平衡理論和計劃行為理論,本文

引入目的地態(tài)度作為中介變量、欽佩性自戀作為調(diào)

節(jié)變量,探討社交媒體旅游經(jīng)驗分享背景下的善意

嫉妒和惡意嫉妒對旅游意愿的影響機制,旨在從理

論上拓展嫉妒和旅游消費者心理和行為的相關(guān)研究。

1 文獻綜述

1.1 研究背景與理論基礎

在社交媒體通過照片、短視頻以及文字等形式

分享自己在旅游過程中的所見所想,已成為個人獲

得高質(zhì)量旅游體驗的重要組成部分[4]64。進一步的

研究表明,游客這樣做主要是因為社交媒體能夠向

他人展示理想化的自我,從而滿足了個人的自尊需

求[4]65。在心理學中,自我概念是指個人將自己作

為一個對象的想法和感受的總和。自我是通過與他

人的社會互動而構(gòu)建的,個人在這些互動過程中不

斷地重塑自我。這些社會互動讓人們能夠更好地了

解自己,從而作出最適合他們的決定和選擇[9]。

他人在社交媒體上分享旅游體驗會引起個體進

行向上的社會比較[10]185。社會比較是通過比較自

己和他人從而得到自我評價的過程[2]356。當自己弱

于被比較對象時,個人會進行向上的社會比較[11]。

具體而言,社交媒體提供了一個自我展示的平臺,用

戶傾向于宣傳自己的積極方面以傳達某種優(yōu)越感,

因此社交媒體上展示的他人的美好一面會刺激個體

進行向上的社會比較,這可能會激發(fā)進行比較者的

旅游欲望,這也是自我評價維護的結(jié)果[12]。向上的

社會比較會引起個體的情緒反應,其中就包括嫉妒。

嫉妒的研究存在負面視角、整體視角和分類視

角[13]。負面視角將嫉妒視為純消極的存在,認為它

的產(chǎn)生會帶來一些不好的行為傾向。整體視角認為

嫉妒本身可能使人痛苦和產(chǎn)生負面想法,但是其所

產(chǎn)生的行為傾向卻不一定是消極的,反而有時會伴

隨著積極的行動意向。分類視角與整體視角有相似

之處,但其在嫉妒可能產(chǎn)生的積極影響方面進行了

更多的拓展。該視角認為嫉妒存在兩種不同的類

型———善意嫉妒和惡意嫉妒,它們都是因為與別人

進行社會比較處于下風而產(chǎn)生的,但是它們產(chǎn)生后

的行為傾向并不一致[14]。本文采取分類視角探討

嫉妒對旅游者行為意向的影響,因為只有在此視角

下嫉妒既有正面維度又有負面維度,并且兩種維度

都可以通過行為取向的不同進行區(qū)分與測量。

具體來說,產(chǎn)生善意嫉妒的個體渴望擁有他人

擁有的東西;產(chǎn)生惡意嫉妒的個體希望他人失去比

較優(yōu)勢[15]426。這兩類嫉妒的差異主要體現(xiàn)在產(chǎn)生

嫉妒的環(huán)境以及個體對嫉妒的反應。當他人由于努

力、才智或堅持而獲得成功時,善意嫉妒會被誘發(fā),

激勵個體向被嫉妒者看齊[16]985,并伴隨著提升自我

的行為 傾 向[17]285。然 而,當 他 人 的 成 功 是 由 于 機

會、捐贈或裙帶關(guān)系而獲得時,惡意嫉妒則會發(fā)生,

此時個體會試圖“降低”被嫉妒者的水平[17]285。因

而惡意嫉妒會導致個體詆毀對方、產(chǎn)生敵意以及貶

低對方的成就[15]426。

近年來,學者將嫉妒引入旅游領(lǐng)域,從嫉妒視角

解釋社交媒體經(jīng)驗分享所帶來的影響。其中,最為

重要的影響是旅游嫉妒是否會使嫉妒者產(chǎn)生對相關(guān)

消費對象的消費意愿或者產(chǎn)生對這些對象態(tài)度上的

變化。例如,自尊較低的消費者,在看到與他們有著

某些相似特征的人在分享奢華的旅游經(jīng)歷時,由于

對經(jīng)驗分享者產(chǎn)生的善意嫉妒,而刺激其產(chǎn)生去同

一目的地參訪的意愿[2]363。再如,在酒店在線評論情

境下,面對不同的吹噓類型,善意嫉妒會促使消費者

渴望類似的體驗,從而導致積極的品牌評估[18]6。

在本研究中,平衡理論和計劃行為理論被用來

解釋善意嫉妒和惡意嫉妒經(jīng)由目的地態(tài)度對旅游意

愿的作用。平衡理論主張人們具有追求穩(wěn)定關(guān)系和

認知一致的傾向[19]1-19。當個體發(fā)現(xiàn)自己與喜歡的

人對某一事物有相同的看法時,或者發(fā)現(xiàn)自己與討

厭的人對某一事物有相反的看法時,個體的心理狀

態(tài)是平衡的。因此,人們會傾向于與自己認同的人

14

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第6期

對某一事物持有相同的看法,與自己討厭的人對某

一事物持有相反的看法[10]186。產(chǎn)生善意嫉妒的個

體在某種程度上認同被嫉妒者,而產(chǎn)生惡意嫉妒的

個體會在某種程度上不認同被嫉妒者,甚至對其產(chǎn)

生厭惡心理[15]425-426,所以不同嫉妒類型對由被嫉

妒者分享的目的地的態(tài)度也會有所不同。

對此,我們用計劃行為理論來詮釋目的地態(tài)度

和旅游意愿間的聯(lián)系。在心理學中,計劃行為理論

將個人的信念和行為聯(lián)系在一起,能夠很好地解釋

個體的決策行為,因此對旅游者的旅游決策有著較

強的預測作用[20]。該理論支持行為態(tài)度會驅(qū)動行

為意愿,從而產(chǎn)生個人行為[21]。

自戀是一種獨特的、伴隨著積極且夸張的自我

概念[22]。自 戀 者 極 為 關(guān) 心 自 己 是 否 處 于 優(yōu) 勢 地

位[23],當其進行社會比較后認為自己不如他人而產(chǎn)

生嫉妒后,自戀程度高的人群與自戀程度低的人群

將會有不同的態(tài)度表現(xiàn)。Back等認為,自戀有欽佩

性自戀和競爭性自戀之分[8]1015-1016。其中,欽佩性

自戀是一種以自我提升為特征的自戀形式,被認為

是由對成功和偉大的希望所驅(qū)動的,會引發(fā)自信、支

配和表達的行為反應,進而產(chǎn)生積極的社會結(jié)果;競

爭性自戀是一種以自我保護為特征的對抗型自戀,

被認為是由對失敗的恐懼所驅(qū)動,競爭性自戀者將

專注于重新獲得和捍衛(wèi)高于他人的地位,并伴隨敵

意、煩惱和攻擊[24]。社交媒體上旅游經(jīng)驗的分享會

因為向上的社會比較而產(chǎn)生嫉妒,這種情緒與恐懼

失敗無關(guān),所以在此特定情景下更容易產(chǎn)生欽佩性

自戀而非競爭性自戀,因此本文僅考察欽佩性自戀

(圖1)。

圖1 概念框架

1.2 提出假設

1.2.1 旅游嫉妒與旅游意愿

先前的研究表明,當善意嫉妒被誘發(fā),會提升嫉

妒者對被嫉妒者擁有的產(chǎn)品的購買意向[16]994。當

面對社交媒體上他人旅游經(jīng)驗分享引發(fā)的善意嫉妒

時,人們很可能愿意去朋友提到的同一個目的地旅

游,即善意嫉妒很可能引發(fā)對目的地的旅游意愿。

然而,當潛在消費者面對他人分享的在高端酒店住

宿的照片從而引發(fā)惡意嫉妒時,他們會通過降低在

這類酒店的住宿體驗來減輕不愉快的感覺,從而降

低對酒店品牌的購買意愿[25]。所以當他人分享的

旅游經(jīng)驗引發(fā)惡意嫉妒時,人們可能會對類似旅游

目的地表現(xiàn)出較低的訪問意愿。

H1:善意嫉妒正向影響旅游意愿;

H2:惡意嫉妒負向影響旅游意愿。

1.2.2 目的地態(tài)度的中介作用

目的地態(tài)度,是指旅游者在對旅游目的地有一

定 的 了 解 后,對 旅 游 目 的 地 喜 歡 或 不 喜 歡 的 程

度[26]。根據(jù)善意嫉妒和惡意嫉妒的定義[15]426 以及

平衡理論[19]295-298,當看到他人分享的旅游信息時,

產(chǎn)生善意嫉妒的個體會傾向于認同分享者的觀點,

從而對所分享的目的地持正面態(tài)度;而產(chǎn)生惡意嫉

妒的個體則會傾向于不認可分享者的觀點,從而對

所分享的目的地持負面態(tài)度。此外,Wang還發(fā)現(xiàn)

面對社交網(wǎng)站上的帖子時,用戶產(chǎn)生的善意嫉妒對

品牌態(tài)度有正向影響[5]11。然而,擁有惡意嫉妒的

潛在消費者傾向于對品牌產(chǎn)生消極態(tài)度。

H3:善意嫉妒正向影響目的地態(tài)度;

H4:惡意嫉妒負向影響目的地態(tài)度。

潛在旅游者對旅游目的地的態(tài)度會正向影響其

旅游意愿[27]。Huang認為對目的地秉持積極旅游

態(tài)度的游客,更有可能訪問該目的地[28]。再進一步

結(jié)合計劃行為理論[29],對行為的態(tài)度越積極,個體

實施行為的意愿就越強烈。因此,目的地態(tài)度很可

能會對個體關(guān)于某個目的地的旅游意愿產(chǎn)生正面

影響。

H5:目的地態(tài)度正向影響旅游意愿。

Ferreira發(fā)現(xiàn),處于善意嫉妒的人傾向于對企

業(yè)品牌持積極態(tài)度,會減少對競爭性品牌的選擇,而

做出選擇原有企業(yè)品牌的決策;而處于惡意嫉妒的

人會傾向于對企業(yè)品牌持消極的態(tài)度,更可能選擇

競爭性品牌[30]。也就是說,品牌態(tài)度中介了善意嫉

妒和惡意嫉妒對品牌選擇的影響。再根據(jù)假設3、

假設4和假設5,善意嫉妒正向影響目的地態(tài)度,惡

15

董彬彬等:善意嫉妒和惡意嫉妒對旅游意愿的影響研究 理論探索

意嫉妒負向影響目的地態(tài)度;而目的地態(tài)度極有可能

對個體關(guān)于某個目的地的旅游意愿帶來積極作用。

H6:目的地態(tài)度在善意嫉妒與旅游意愿之間起

中介作用;

H7:目的地態(tài)度在惡意嫉妒與旅游意愿之間起

中介作用。

1.2.3 欽佩性自戀的調(diào)節(jié)作用

欽佩性自戀與穩(wěn)重的、不努力的作風相聯(lián)系,即

人們相信,無論是成功還是失敗,他們都會受到重

視[31]4,6。欽佩性自戀的個體通過自信、主導和富有

表現(xiàn)力的行為反應來實現(xiàn)其獨特性[8]1014。欽佩性

自戀與低焦慮和高幸福感成正相關(guān),欽佩性自戀越

高,焦慮程度越低,幸福感越高[31]22。因此,當感受

到社交媒體旅游經(jīng)驗分享內(nèi)容引發(fā)的善意嫉妒時,

欽佩性自戀較高的個體認為自己靠作風穩(wěn)重才能得

到重視,他們會更自信,焦慮程度較低,幸福感較高,

去不去旅游目的地不會顯著影響自己的被重視程

度。因此,欽佩性自戀較高的個體很可能不那么看

重這種善意嫉妒所帶來的積極影響,反而不會輕易

因為善意嫉妒產(chǎn)生積極的目的地態(tài)度。

H8:欽佩性自戀越高,善意嫉妒對目的地態(tài)度

的正向影響就越弱。

欽佩性自戀的個體希望自己變得成功和偉大,

他們的首要目標是維持夸大的自我[32]。為了滿足

理解和控制環(huán)境的需要,人們會對自己或他人的行

為展開分析,推演出這些行為發(fā)生的原因,且歸因方

式會影 響 到 以 后 動 機 和 行 為 方 式 的 強 弱[19]79-124。

當在面對社交媒體旅游經(jīng)驗分享內(nèi)容引發(fā)的惡意嫉

妒時,因為要維護自我的優(yōu)勢地位,個體傾向認為他

人的成功是由于機會、捐贈或裙帶關(guān)系,而非他人自

身的能力。此時,產(chǎn)生惡意嫉妒的個體可以通過否

認或貶低被嫉妒者擁有的成就,說服自己認為被嫉

妒者并不具備相對優(yōu)勢[5]7。因此,個體的欽佩性自

戀程度越高,面對社交媒體旅游經(jīng)驗分享內(nèi)容引發(fā)

的惡意嫉妒時,越會歸因為他人沒有通過自身能力

來獲得優(yōu)勢地位,會越發(fā)認為他人的成功不值得被

認可,產(chǎn)生更多敵意,從而導致更差的目的地態(tài)度

(圖2)。

H9:欽佩性自戀越高,惡意嫉妒對目的地態(tài)度

的負向影響就越強。

圖2 研究模型

2 研究設計與數(shù)據(jù)收集

2.1 研究設計與流程

在設計問卷之前,本研究邀請了9名受訪者進

行半結(jié)構(gòu)化訪談,用以確定善意和惡意嫉妒的誘發(fā)

形式。結(jié)果顯示,當人們看到朋友在社交媒體上分

享的旅游信息時,他們很可能會產(chǎn)生善意嫉妒,并且

極有可能產(chǎn)生想去同一旅游目的地的愿望。然而,

如果分享的形式令人反感,或者分享者是他們討厭

的人,人們很可能產(chǎn)生惡意嫉妒。因此,我們使用兩

種不同的分享內(nèi)容來分別誘發(fā)善意嫉妒和惡意嫉

妒:一種是表示愉快旅行體驗的內(nèi)容[2]363;另一種是

以抱怨來掩飾自夸的內(nèi)容,如厭倦的風景、感到浪費

了時間[18]5。

為了確保分享的照片有足夠吸引力誘發(fā)嫉妒,

本文按照如下流程選取背景圖片。首先,10名學生

被邀請參與確定旅游目的地的調(diào)研,結(jié)果表明,在云

南、青海和西藏這3個給定的國內(nèi)熱門旅游目的地

中,云南是最具吸引力的旅游目的地。其次,從馬蜂

窩平臺上的游記中選出10張游客拍攝的云南風景

照片。最后,通過對10名參與者的調(diào)研,篩選出最

受歡迎的3張云南旅游圖片作為研究材料。此外,

由于嫉妒源于社會比較,在具有某些相似特征的群

體中更有可能發(fā)生[2]363。因此,我們選擇能夠為群

體內(nèi)部成員提供信息分享的微信朋友圈作為本次的

研究背景,并將兩段不同的文字材料與3張相同的

云南風景照片材料相結(jié)合,最終形成兩種微信朋友

圈分享內(nèi)容。

問卷調(diào)查主要包括3個階段。首先,參與者被

分配觀看至少10s的由問卷星企業(yè)版隨機選擇的一

種微信朋友圈分享內(nèi)容。其次,參與者完成關(guān)于心

16

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第6期

理狀態(tài)和行為意向的測量題項。最后,參與者填寫

相關(guān)人口統(tǒng)計信息。

2.2 量表設計與預測試

本研究采用經(jīng)檢驗過的成熟量表來測量構(gòu)念。

在調(diào)研之前,邀請3名旅游管理專業(yè)的博士生,通過

翻譯—反向翻譯的方法,在中英文量表之間檢驗語

言對等性。在預測試階段收回64份問卷,所有構(gòu)念

的 Cronbach'sα均超過0.7(介于0.89到0.97之

間),表明所選量表具有較好的內(nèi)部一致性和穩(wěn)定

性。此外,真實性和可理解性的均值分別為5.66和

5.89,表明刺激材料被認為是真實且可理解的。

善意 和 惡 意 嫉 妒 參 考 了 Lange 等[17]288 以 及

Niels等[15]422 的5題項量表。其中,“我希望可以替

代 A 去這個地方”這一題項被試人群反應在旅游情

境下難以理解,且預測試中惡意嫉妒的信度有所降

低(刪減前的 Cronbach'sα為0.87,刪減后的 Cronbach'sα為0.91),所以此題項在正式調(diào)研階段被刪

除了。本研究采用李克特6點量表對善意和惡性嫉

妒進行測量,評分范圍從1分“非常不同意”到6分

“非常同意”。目的地態(tài)度 采 用 MacKenzie等 的 4

題項量表[33]。旅游意愿采用 Zhang等的3題項量

表[34]。欽 佩 性 自 戀 采 用 Back 等 的 9 題 項 量

表[8]1017-1018。本文采用7點李克特量表來測量目的

地態(tài)度、旅游意愿和欽佩性自戀。控制變量包括人

口統(tǒng)計信息,如年齡、性別、教育程度、職業(yè)、月收入、

訪問云南的頻率、微信使用頻率及去云南旅游對自

身的重要程度。

2.3 數(shù)據(jù)收集

本研究參照 Liu等[2]360 的數(shù)據(jù)收集方式,采用

在線調(diào)查以實現(xiàn)對被訪者較大程度的匿名保護以及

調(diào)查員較小的干預程度,以降低填答者在測量旅游

嫉妒時的敏感度。具體來說,本文通過方便抽樣的

方式在營銷研究室(一個消費者行為和營銷研究的

數(shù)據(jù)收集平臺)和高校百度貼吧(廈門大學、武漢大

學等)收集所有數(shù)據(jù),參與者通過手機或電腦填寫問

卷。樣本的年齡在18~40歲之間,這類群體熟悉社

交媒體,更容易相信研究情境的真實性及能夠更好

地理解研究內(nèi)容。填答問卷前,受訪者被告知調(diào)查

數(shù)據(jù)的收集是完全匿名的,只用于研究,答案沒有正

確或錯誤之分,這有利于降低參與者對自我言行美

化、受社會道德約束等因素的考慮,因此更可能表達

出他們的真實想法。作為回報,我們獎勵每位參與

者2元人民幣。此次調(diào)研共發(fā)放問卷800份,由于

某些參與者沒能正確回答兩個注意力的測試問題、

實際回答時間較短(小于180s),其中191份答案被

剔除。本研究最終獲得有效問卷609份,有效率為

76.13%。樣本分布詳情見表1。

表1 人口統(tǒng)計信息(N=609)

類型 分類 頻次 百分比/%

組別

普通的分享 291 47.78

以抱怨來掩飾自夸的分享 318 52.22

性別

男 268 44.01

女 341 55.99

年齡/歲

18~24 186 30.54

25~30 289 47.45

31~36 92 15.11

37~40 42 6.90

文化程度

高中及以下 53 8.70

專科 106 17.41

本科 368 60.43

碩士及以上 82 13.46

職業(yè)

學生 171 28.08

工作人員 405 66.50

家庭主婦 23 3.78

其他 10 1.64

月收入/元

<3000 153 25.12

3000~4999 109 17.90

5000~7999 170 27.91

8000~9999 102 16.75

10000~11999 50 8.21

≥12000 25 4.11

刷朋友圈

頻率

很少 65 10.68

一般 184 30.21

經(jīng)常 360 59.11

去過云南

的次數(shù)

0 301 49.42

1 224 36.78

2 42 6.90

>2 42 6.90

17

董彬彬等:善意嫉妒和惡意嫉妒對旅游意愿的影響研究 理論探索

3 數(shù)據(jù)分析

3.1 共同方法偏差檢驗

由于研究中所有變量都由相同參與者在相同時

間點填寫,研究結(jié)果可能會受到共同方法偏差的影

響。為確保題項的有效性,在正式分析之前,本文采

用 Harman單因素檢驗對數(shù)據(jù)中是否存在共同方法

偏差進行統(tǒng)計檢驗。結(jié)果顯示,有4個因素的特征值

大于1,第一個因素只能解釋總方差的37.62%,遠遠

小于50%,表明共同方法偏差在可接受范圍內(nèi)。

3.2 信效度分析

表2顯示了由SPSS23.0和 AMOS23.0計算

出的信效度結(jié)果。各題項的標準因子載荷系數(shù)(范

圍為0.6~0.97)大于0.5,并在0.001水平上顯著。

各變量的 Cronbach'sα 值(范圍為0.84~0.93)均

大于0.80,信度較好。所有 構(gòu) 念 的 組 合 信 度 值 為

0.91~0.93之間,均超過0.90。所有變量的平均方

差提取(AVE)值均高于0.5(范圍為0.58~0.83),

具有收斂效度。如表3所示,每個構(gòu)念的 AVE 值

的平方根都高于其自身與其他變量的相關(guān)系數(shù),支

持了區(qū)分效度。綜上所述,本研究的標準因子載荷、

Cronbach'sα、組合信度、平均方差提取均在各自的

推薦閾值范圍內(nèi),說明本研究使用的量表具有良好

的信度和效度。

表2 量表的測量信度和聚合效度

構(gòu)念 題項

標準因子

載荷

克朗巴哈

系數(shù)

組合

信度

平均方差

提取

我有些羨慕 A,我要努力,爭取將來能夠獲得類似的旅游機會 0.81

我覺得 A 過得比我好,我想要提升自己 0.74

善意嫉妒

對 A 去這個旅游地的羨慕,能夠激勵我去完成自己的目標 0.89

0.92 0.91 0.69

我想通過努力,像 A 一樣去類似優(yōu)質(zhì)的景區(qū)旅游 0.87

看到 A去了這么好的旅游地,我試著自己去實現(xiàn)獲得類似

旅游機會的目標

0.87

我希望 A 以后少去這樣的旅游地 0.60

惡意嫉妒

我對 A 懷有一絲敵意 0.83

0.84 0.91 0.72

我有點不喜歡 A 0.97

我有點反感 A 0.95

我覺得去這個地方旅游是令人愉快的 0.87

目的地態(tài)度

我喜歡去這個地方旅游 0.87

0.93 0.93 0.77

我支持去這個地方旅游 0.90

我對去這個地方旅游的態(tài)度是積極的 0.87

我打算將來去云南游玩 0.91

旅游意愿 我想要去游覽云南 0.90 0.93 0.93 0.81

我很可能將來會去云南游玩 0.89

我是出色的 0.75

我會出名的 0.75

我值得被別人當作偶像來崇拜 0.69

我有向別人展示自己很特別的傾向 0.68

欽佩性自戀 我會享受自己的成功 0.67 0.92 0.91 0.56

作為一個卓越的人而存在,讓我從中得到很多能量 0.73

大多時候,我可以在對話中吸引別人的注意力 0.84

我會通過展示我的優(yōu)秀,設法成為大家關(guān)注的焦點 0.79

在與人交往時,我大都表現(xiàn)得游刃有余 0.82

18

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第6期

表3 相關(guān)性與區(qū)分效度

變量 1 2 3 4 5

善意嫉妒 (0.69)

惡意嫉妒 -0.10

* (0.72)

目的地態(tài)度 0.66

** -0.17

** (0.77)

旅游意愿 0.65

** -0.12

** 0.70

** (0.81)

欽佩性自戀 0.37

** 0.057 0.38

** 0.37

** (0.56)

均值 4.93 2.93 5.88 5.99 5.02

標準差 0.96 1.16 1.04 1.06 1.09

注:N=609;* 表示p<0.05,** 表示p<0.01,對角線括號內(nèi)為各變量的 AVE平方根。

3.3 假設檢驗

3.3.1 主效應與中介效應

本文采用極大似然法計算研究模型的擬合指標,

并對模型進行檢驗。結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果表明,模型擬

合良好(卡 方 自 由 度 比 值 為 1.76;比 較 擬 合 指 數(shù)

0.99;擬合優(yōu)度指數(shù)為0.97;近似誤差的均方根為

0.04)。圖3顯示了本模型的路徑系數(shù)。具體地,善

意嫉妒對 旅 游 意 愿 有 顯 著 的 正 向 影 響 (β=0.34,

p<0.001),證實了假設 H1;惡意嫉妒與旅游意愿

的關(guān)系不顯著(β=-0.12,p>0.05),因此假設 H2

被拒;善意 嫉 妒 對 目 的 地 態(tài) 度 有 顯 著 的 正 向 影 響

(β=0.69,p<0.001),假設 H3得到支持;惡意嫉

妒對目的地態(tài)度有顯著的負向影響(β= -0.12,

p<0.001),假設 H4得到支持;目的地態(tài)度對旅游

意愿有顯著的正向影響(β=0.49,p<0.001),假設

H5成立。

注:**表示P<0.001。

圖3 模型路徑系數(shù)

此外,本文基于Bootstrapping方法(5000次),

通過SPSS23.0,使用 PROCESS模型4來檢驗兩

種類型的嫉妒和旅游意愿之間的中介效應。善意嫉

妒通過目的地態(tài)度對旅游意愿的間接影響為0.43,

95%置信區(qū)間為[0.07,0.18]。置信區(qū)間沒有包含

零,所以支持假設 H6。同樣地,惡意嫉妒通過目的

地態(tài)度對旅游意愿的間接影響為-0.06,其95%置

信區(qū)間為[-0.06,-0.02],支持假設 H7。綜合結(jié)

構(gòu)方程模型結(jié)果,目的地態(tài)度在善意嫉妒與旅游意

愿之間起部分中介作用,在惡意嫉妒與旅游意愿之

間起完全中介作用。

3.3.2 調(diào)節(jié)效應

表4顯示了基于SPSS23.0得到的欽佩性自戀

的調(diào)節(jié)結(jié)果。善意嫉妒對目的地態(tài)度的影響在不同

的欽佩性自戀水平上表現(xiàn)出顯著差異(β=-0.08,

p <0.01),假設 H8成立。惡意嫉妒對目的地態(tài)

度的影響在不同的欽佩性自戀水平上表現(xiàn)出顯著差

異(β=0.08,p < 0.01),假設 H9成立。此外,基

于 Edwards等學者的調(diào)節(jié)-中介程序[35],驗證了欽

佩性自戀在善意嫉妒與目的地態(tài)度的作用關(guān)系中存

在調(diào)節(jié)效應(被調(diào)節(jié)的中介指數(shù)為-0.03;95%置信

區(qū)間為[-0.06,-0.0001])和欽佩性自戀在惡意嫉

妒與目的地態(tài)度的作用關(guān)系中存在調(diào)節(jié)效應(被調(diào)

節(jié)的 中 介 指 數(shù) 為 0.03;95% 置 信 區(qū) 間 為 [0.01,

0.07],不包括0),所以進一步支持了假設 H8和假

設 H9。

19

董彬彬等:善意嫉妒和惡意嫉妒對旅游意愿的影響研究 理論探索

表4 層級回歸結(jié)果

變量 目的地態(tài)度

控制變量

性別 0.04 0.06

年齡 0.05 0.07

文化程度 -0.03 -0.12

*

職業(yè) 0.03 0.08

月收入 0.01 0.01

刷朋友圈頻率 0.06 0.07

去過云南次數(shù) -0.02 -0.07

云南重要程度 0.36

** 0.50

**

自變量

善意嫉妒 0.42

**

惡意嫉妒 -0.15

**

調(diào)節(jié)變量 欽佩性自戀 0.03 0.08

*

交互項

善意嫉妒×欽佩性自戀 -0.08

**

惡意嫉妒×欽佩性自戀 0.08

**

F 72.16 48.24

ΔF 7.55 7.84

R

2 0.57 0.47

ΔR

2 0.01 0.01

注:N=609;* 表示p<0.05;** 表示p<0.01。

4 研究結(jié)論、建議和局限

4.1 研究結(jié)論與討論

本研究基于社交媒體旅游經(jīng)驗分享的背景下,

探索了以目的地態(tài)度作為中介變量、欽佩性自戀作

為調(diào)節(jié)變量的善意和惡意嫉妒對旅游意愿的影響機

制。總的來說,本文理論貢獻主要有4個方面:第

一,本文研究了旅游者生成內(nèi)容如何影響信息接收

者的目的地態(tài)度和旅游意愿,不僅加深了學界對其

的認識,而且為移動互聯(lián)網(wǎng)時代背景下的旅游者情

感、認知和行為提供了新的視角;第二,前人關(guān)于旅

游嫉妒的研究不是將嫉妒作為一個籠統(tǒng)的、整體的

概念來考察[10]184,就是在嫉妒分類視角的基礎上僅

重視善意嫉妒的作用[2]365,而本研究同時關(guān)注兩種

不同類型的嫉妒對于潛在旅游者購買意愿的影響,

是對社交媒體中有關(guān)旅游嫉妒研究話題的深入擴

展;第三,為了進一步探究不同類型的嫉妒對內(nèi)容接

受者的目的地態(tài)度的不同影響,本研究引入了欽佩

性自戀作為調(diào)節(jié)變量,強調(diào)了相關(guān)人格特質(zhì)變量在

旅游嫉妒研究中的重要作用;第四,本研究還對平衡

理論和計劃行為理論的契合性給予了證明。計劃行

為理論在旅游領(lǐng)域已經(jīng)得到了充分的實踐,而以平

衡理論為基礎的旅游研究相對較少。以社交媒體上

的旅游嫉妒為契合點、目的地態(tài)度為中介變量,本研

究結(jié)合這2種理論進一步深入探究了影響消費者旅

游意愿的內(nèi)在機制,一方面拓展了平衡理論在旅游

領(lǐng)域中的運用,另一方面提供了實證證據(jù)以加強平

衡理論和計劃行為理論的聯(lián)系基礎。

本文具體研究結(jié)論與討論如下:

(1)善意嫉妒、目的地態(tài)度與旅游意愿。首先,

本文發(fā)現(xiàn)善意嫉妒正向影響旅游意愿,與國外有關(guān)

研究背景下善意嫉妒會對旅游意愿產(chǎn)生積極的直接

影響的結(jié)論相符[2]363,說明此結(jié)論具有跨文化的普

適性。其次,本文還發(fā)現(xiàn)目的地態(tài)度在善意嫉妒與

旅游意愿之間起到部分中介作用。這說明目的地態(tài)

度可以作為間接變量,在善意嫉妒與旅游意愿之間

搭建橋梁。因此,在社交媒體旅游經(jīng)驗分享情形下,

人們被誘發(fā)的善意嫉妒既可以對旅游意愿產(chǎn)生直接

的積極作用,也可以通過正向影響人們對目的地的

態(tài)度間接地提高其旅游意愿,此發(fā)現(xiàn)拓展了善意嫉

妒在旅游消費者決策領(lǐng)域的相關(guān)研究。

(2)惡意嫉妒、目的地態(tài)度與旅游意愿。本研究

發(fā)現(xiàn),惡意嫉妒負向影響目的地態(tài)度,目的地態(tài)度在

惡意嫉妒與旅游意愿之間起到了完全中介的作用。

已有研究對惡意嫉妒的關(guān)注點在于被嫉妒的人的本

身而不是作為改善結(jié)果的工具[17]285,且本文結(jié)果驗

證了前人研究中認為的惡意嫉妒可能會產(chǎn)生負面影

響的觀點[15]427,因此本文發(fā)現(xiàn)的惡意嫉妒具體的負

向作用拓展了相關(guān)研究,且補充了旅游領(lǐng)域?qū)阂?/p>

嫉妒的研究。此外,目的地態(tài)度完全中介了惡意嫉

妒對旅游意愿的負向影響,揭開了惡意嫉妒與旅游

意愿之間的“黑箱”,表明目的地態(tài)度作為其中不容

忽視的變量,需要給予充分的重視。

(3)欽佩性自戀、兩種嫉妒與目的地態(tài)度。第

一,欽佩性自戀負向調(diào)節(jié)善意嫉妒與目的地態(tài)度之

間的關(guān)系。第二,欽佩性自戀正向調(diào)節(jié)惡意嫉妒與

目的地態(tài)度之間的關(guān)系。本文發(fā)現(xiàn)在低欽佩性自戀

群體中,善意嫉妒對目的地態(tài)度的正向作用得以加

強,而惡意嫉妒對目的地態(tài)度的負向作用得以削弱,

20

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第6期

從而有助于更好地產(chǎn)生旅游意愿。但是前人研究認

為,欽佩性自戀與自信及更強的表達有關(guān),一般伴隨

著積極的社會結(jié)果[8]1030-1031,與本文研究結(jié)論不一

致。產(chǎn)生差異的主要原因在于本文研究背景為旅游

嫉妒,無論善意嫉妒還是惡意嫉妒,其本質(zhì)上都是負

面心理,后續(xù)伴隨著補償?shù)男睦砼c行為動機,而高欽

佩性自戀群體有著更高的自我意識與自我判斷,相比

低欽佩性自戀群體,他們更難以被社交媒體內(nèi)容所誘

導而改變他們對旅游目的地的態(tài)度和行為意愿。

4.2 管理啟示

第一,旅游目的地營銷機構(gòu)應鼓勵游客在社交

媒體上進行旅游經(jīng)驗的正面分享,意在誘發(fā)觀眾的

善意嫉妒,謹慎使用激發(fā)惡意嫉妒的營銷方式。旅

游企業(yè)一方面應該對社交媒體上的旅游經(jīng)驗分享內(nèi)

容給予足夠的重視,采取適當?shù)臓I銷手段引導游客

積極地分享他們的有趣經(jīng)歷,從而引發(fā)看客的善意

嫉妒,進而提高潛在旅游者的訪問意愿。另一方面,

惡意嫉妒會對旅游決策產(chǎn)生負面影響,因此旅游企

業(yè)需要把握營銷分寸。

第二,旅游營銷部門要充分重視并通過實施行

動來提升游客對于旅游目的地的態(tài)度。通過廣告宣

傳、舉行節(jié)慶活動、邀請名人代言等方式增加目的地

曝光度,向游客塑造有吸引力的旅游目的地形象,從

而提高游客對于旅游目的地的評價。此外,相關(guān)旅

游公關(guān)部門也應警惕負面新聞對旅游目的地所帶來

的相關(guān)負面評價,需要做好應急預案、及時處理突發(fā)

事件。

第三,旅游目的地營銷機構(gòu)應重視目標顧客人

格特征方面的差異,對低欽佩性自戀的群體進行精

準營銷。社交媒體可以為自戀者或者潛在自戀者的

關(guān)注、點贊等技術(shù)表達方式提供便利,因此社交媒體

可以為自戀群體營造一個自由展示的空間。旅游營

銷部門在利用社交媒體旅游經(jīng)驗分享內(nèi)容對旅游目

的地進行推廣時,應針對低欽佩性自戀的群體,規(guī)避

學歷過高等自我意識過強的群體,使得營銷結(jié)果更

具有效性。

4.3 研究局限與展望

本文研究存在一些不足之處,需要通過未來研

究來進一步完善。第一,本研究主要通過問卷法,依

照可獲得性和便利性原則采取了線上的方便取樣來

收集數(shù)據(jù),未來可以運用實驗法、隨機抽樣等方式提

高數(shù)據(jù)收集的內(nèi)部效度和科學性。第二,本文僅采

取圖文分享形式來誘發(fā)嫉妒心理,未來可以通過直

播的方式來加強受訪者的沉浸感和參與度,以更好

地刺激情緒的生成。第三,本文社交媒體背景選擇

的是18~40歲的活躍群體作為研究樣本,未來可以

擴大樣本的年齡區(qū)間,使得嫉妒研究結(jié)果更具普適

性。第四,分享者與被分享者的關(guān)系會影響嫉妒類

型的產(chǎn)生,未來可以進一步深入探討。第五,本文對

計劃行為理論的應用相對簡單,僅運用其中的行為

態(tài)度對行為意向的預測作用,未來建議將主觀規(guī)范

和感知行為控制納入研究模型,使得研究更為深入、

理論框架更為豐富。

參考文獻

[1] 賈衍菊.社交媒體時代旅游者行為研究進展:基于境

外文獻的梳理[J].旅游學刊,2017(4):117-126.

[2] LIU H B,WU L,LIX R.Socialmediaenvy:how

experiencesharingonsocialnetworkingsitesdrives

millennials'aspirationaltourism consumption [J].

Journaloftravelresearch,2019(3):355-369.

[3] VIGNERONF,JOHNSONL M.Areviewandaconceptualframeworkofprestige-seekingconsumerbehavior[J].Academy of marketing sciencereview,

1999(1):1-14.

[4] TAYLORDG.Puttingthe\"self\"inselfies:hownarcissism,envyandself-promotion motivatesharingof

travelphotosthroughsocialmedia[J].Journaloftravelandtourism marketing,2020(1):64-77.

[5] WANGT,MAIXT,THAITD H.Approachoravoid? Thedualisticeffectsofenvyonsocialmediausers'behavioralintention[J].Internationaljournalofinformationmanagement,2021,60:1-15.

[6] LEET H.Astructuralmodeltoexaminehowdestinationimage,attitude,and motivationaffectthefuturebehavioroftourists[J].Leisuresciences,2009

(3):215-236.

[7] MCCAINJL,CAMPBELL W K.Narcissismandsocialmediause:ametaanalyticreview[J].Psychology

ofpopularmediaculture,2018(3):308-327.

[8] BACK M D,KüFNER A C P,DUFNER M,etal.

Narcissisticadmirationandrivalry:disentanglingthe

brightanddarksidesofnarcissism[J].Journalofpersonalityandsocialpsychology,2013(6):1013-1037.

[9] SMITH ER,MACKIED M,CLAYPOOL H M.Socialpsychology:fourthedition[M].New York:psy21

董彬彬等:善意嫉妒和惡意嫉妒對旅游意愿的影響研究 理論探索

chologypress,2014.

[10] HAJLIN,WANG YCTAJVIDIM,Travelenvyon

socialnetworkingsites[J].Annalsoftourism research,2018,73:184-189.

[11] FESTINGEL.Atheoryofsocialcomparisonprocesses[J].Humanrelations,1954(2):117-140.

[12] KERRG,LEWISC,BURGESSL.Braggingrights

anddestinationmarketing:atourismbraggingrights

model[J].Journalofhospitalityandtourism management,2012(1):7-14.

[13] 劉得格,朱偉春,李文東,等.組織行為學領(lǐng)域妒忌

研究的不同視角、分歧和未來方向[J].心理科學進

展,2019(10):1780-1792.

[14] VANVN.Envyanditsconsequences:whyitisusefultodistinguishbetweenbenignandmaliciousenvy

[J].Socialandpersonalitypsychologycompass,2016

(6):337-349.

[15] NIELSV,ZEELENBERG M,PIETERSR.Levelingupanddown:theexperiencesofbenignandmaliciousenvy[J].Emotion,2009(3):419-429.

[16] NIELSV,ZEELENBERG M,PIETERSR.Theenvypremiuminproductevaluation[J].Journalofconsumerresearch,2011(6):984-998.

[17] LANGEJ,CRUSIUSJ.Dispositionalenvyrevisited:unravelingthemotivationaldynamicsofbenign

andmaliciousenvy[J].Personalityandsocialpsychologybulletin,2015(2):284-294.

[18] CHEN F,LIU S Q,MATTILA A.Braggingand

humblebraggingin onlinereviews[J].Annalsof

tourismresearch,2020,80:1-12.

[19] HEIDER F.Thepsychologyofinterpersonalrelations[M].Hoboken:johnwiley&sonsInc,1964.

[20] 段文婷,江光榮.計劃行為理論述評[J].心理科學

進展,2008(2):315-320.

[21] AJZENI.Fromintentiontoactions:atheoryof

plannedbehavior[M]//KUHL J,BECKMAN J.

Actioncontrol:from cognitionto behavior.New

York:Springer-Verlag,1985.

[22] CAMPBELL W K.Narcissismandromanticattraction[J].Journalofpersonalityandsocialpsychology,

1999(6):1254-1270.

[23] CAMPBELL W K,MILLERJD.Thehandbookof

narcissismandnarcissisticpersonalitydisorder[M].

Hoboken:johnwiley&sons,Inc,2011.

[24] LECKELT M,KüFNER A CP,NESTLERS,et

al.Behavioralprocesses underlyingthe decline of

narcissists'popularityovertime[J].Journalofpersonalityandsocialpsychology,2015(5):856-871.

[25] FENG W,YANG M X,YUIY,etal.Whenpositivereviewsonsocialnetworkingsitesbackfire:the

roleofsocialcomparisonand maliciousenvy[J].

Journalof hospitality marketing & management,

2021(1):120-138.

[26] 蔡禮彬,吳楠.旅游網(wǎng)站創(chuàng)意對旅游者行為意向的影

響:基于效果層次模式[J].旅游學刊,2017(8):25-

37.

[27] 劉衛(wèi)梅,林德榮.旅游城市形象和情感聯(lián)結(jié)對旅游意

愿的影響[J].城市問題,2018(8):95-103.

[28] HUANGSS,VANDERVEENR.Themoderation

ofgenderandgenerationintheeffectsofperceived

destinationimageontouristattitudeandvisitintention:astudyofpotentialChinesevisitorstoAustralia

[J].Journalofvacation marketing,2019(3):375-

389.

[29] AJZENI.Thetheoryofplannedbehavior[J].Organizationalbehaviorandhumandecisionprocesses,

1991(2):179-211.

[30] FERREIRA K,BOTELHO D.(Un)deservingness

distinctionsimpactenvysubtypes:implicationsfor

brandattitudeandchoice[J].Journalofbusinessresearch,2021,125:89-102.

[31] GROVEJL,SMITH T W,GIRARDJ M,etal.

Narcissisticadmirationandrivalry:aninterpersonal

approachtoconstructvalidation[J].Journalofpersonalitydisorders,2019(6):751-775.

[32] ZEIGLER-HILLV,VRABELJK,MCCABEG A.

Narcissismandthepursuitofstatus[J].Journalof

personality,2019(2):310-327.

[33] MACKENZIESB,LUTZRJ,BELCH G E.The

roleofattitudetowardtheadasamediatorofadvertisingeffectiveness:atestofcompetingexplanations

[J].Journalofmarketingresearch,1986(2):130-

143.

[34] ZHANG H,GURSOY D,XU H G.Theeffectsof

associativeslogansontourists'attitudesandtravelintention:themoderatingeffectsofneedforcognition

andfamiliarity[J].Journaloftravelresearch,2017

(2):206-220.

[35] EDWARDSJR,LAMBERT LS.Methodsforintegratingmoderationand mediation:ageneralanalyticalframeworkusingmoderatedpathanalysis[J].

Psychologicalmethods,2007(1):1-22.

22

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第6期

ResearchontheInfluencesofBenignandMaliciousEnvyonTravelIntention

———AModeratedMediatingModel

DongBinbin,DingYuxin,Wu Wenjin

(SchoolofManagement,XiamenUniversity,Xiamen361005,China)

Abstract:Recently,therelationshipbetweenenvyandbehavioralintentionhasstartedtobeexploredin

tourismfield.Althoughthereissomeresearchoverenvyanditseffects,littleisknownaboutthemechanismfrom benignand maliciousenvytotravelconsumptionintention,especiallyfordistinguishingand

comparingthemfurther.Inordertotheoreticallyexpandtheresearchonenvyandtravelconsumerdecision-making,combiningthebalancetheoryandplannedbehaviortheory,thispaperanalysestheeffectsof

benignandmaliciousenvyontravelintentionanditsinternalmechanism.Specifically,destinationattitude

isthemediatingvariablebetweenenvyandtravelintention,andnarcissisticadmirationisthemoderating

variableofenvyondestinationattitude.Moreover,fortourism enterprises,understandingtheinternal

mechanismbetweenenvyinducedbytravelexperiencesharingonsocialmediaandtravelintentionisnot

onlybeneficialtomaketargeteduseofsocialmediaplatformsforproductmarketing,butalsoofvitalpracticalsignificancetocopewiththeimpactoftheCOVID-19pandemic.

Basedontwoscenario-basedsurveyswithtotalsampleof609respondents,thisstudyappliestheanalysesofStructuralEquationModeling,mediationandmoderationtoinvestigatetheeffectsoftwotypesof

envyontravelintention.Theresultsshowthat:Benignenvyispositivelyrelatedtotravelintention,while

maliciousenvyhasnodirecteffectontravelintention;Destinationattitudepartiallymediatestherelationshipbetweenbenignenvyandtravelintention,whileitcompletelymediatestherelationshipbetweenmaliciousenvyandtravelintention;Narcissisticadmirationnegativelymoderatestherelationshipbetweenbenignenvyanddestinationattitude,whileitpositivelymoderatestherelationshipbetweenmaliciousenvy

anddestinationattitude.

Therearefourtheoreticalcontributionsinthispaper.First,thisstudydeepenstheacademicunderstandingofhowthecontentfeaturesgeneratedbytouristsaffectdestinationattitudeandtravelintentionof

contentrecipients,providinganewperspectivefortourists'emotion,cognitionandbehaviorinthecontext

ofmobileInternetera.Second,thisstudyfocusesontheinfluenceoftwodifferenttypesofenvyonpotentialtourists'purchaseintention,whichisanin-depthextensionoftheresearchtopicoftravelenvyonsocial

media.Third,inordertofurtherexplorethedifferenteffectsoftwotypesofenvyondestinationattitude

ofcontentrecipients,thisstudyintroducesnarcissisticadmirationasamoderatingvariable,andfurther

explainstheimportantrolesofrelatedpersonalitytraitvariablesinthestudyoftravelenvy.Fourth,this

studyprovesthecompatibilityofthebalancetheoryandplannedbehaviortheory.Ontheonehand,itexpandstheapplicationofbalancetheoryinthefieldoftourism.Ontheotherhand,itprovidesempiricalevidencetostrengthenthefoundationoftheconnectionbetweenthebalancetheoryandplannedbehaviortheory.

Keywords:benignenvy;maliciousenvy;narcissisticadmiration;destinationattitude;travelintention

[實習編輯:吳宇玲;責任編輯:呂觀盛]

23

董彬彬等:善意嫉妒和惡意嫉妒對旅游意愿的影響研究 理論探索

2023年11月

第16卷 第6期

doi:10.15962/j.cnki.tourismforum.202306066

http://gllylt.cbpt.cnki.net

【理論探索】

肢體殘障人士異質(zhì)性對出游障礙的影響及其實際成因探究

陶長江,張驍鳴

(中山大學 旅游學院,廣東 珠海 519000)

[摘 要]分析肢殘人士自身的異質(zhì)性對其出游障礙的影響及其實際成因,是對當前肢殘人士出游

障礙研究的理論反思,也是促進滿足該群體出游的現(xiàn)實需求。文章基于出游障礙理論,采用兩個階

段混合研究的方法,通過調(diào)查問卷分析了肢殘人士異質(zhì)性對出游障礙的影響,再通過對30人的訪

談,剖析了存在影響的實際成因。結(jié)果表明:年齡、受教育程度、就業(yè)情況、已婚狀況等人口統(tǒng)計特

征顯著影響其出游障礙,成因是肢殘人士在身體機能、社會公平感知、自信心和出游陪伴等方面的

不同;殘障嚴重程度、殘障年限和殘障原因顯著影響其出游障礙,成因是無障礙環(huán)境、肢殘人士身心

狀況和社會關(guān)注度等方面的差異。因此,研究建議,進一步構(gòu)建由政府主導,社會機構(gòu)、旅游業(yè)界、

教育界和肢殘者家人等共同參與的社會支持網(wǎng)絡,有針對性地緩解肢殘人士的出游障礙,促進肢殘

人群的平等出游。

[關(guān)鍵詞]肢體殘障人士;出游障礙;異質(zhì)性;影響;成因

[中圖分類號]F590 [文獻標識碼]A [文章編號]1674-3784(2023)06-0024-16

緩解殘障人士的出游障礙,不僅有利于體現(xiàn)社

會正義、公平和權(quán)利[1],也有助于增進殘障人群的福

祉和促進社會的包容性發(fā)展[2]。我國有世界上最大

的殘障人群,共有各類殘障人士8502萬① 。因此,

自20世紀90年代起,我國就通過頒布法律、法規(guī),

出臺系列規(guī)范、標準② ,以保障殘障人士同等的出游

權(quán)利,并不斷改善無障礙環(huán)境,滿足其出游需求。出

游似乎已是社會的普遍現(xiàn)象③ ,但在出游權(quán)利得到

基本保障、無障礙環(huán)境逐步改善的當下,卻仍難見殘

障人士出游。出游障礙理論認為,殘障人士出游主

要受到3類因素的約束,即自身的內(nèi)在障礙、社會的

結(jié)構(gòu)障礙和人際障礙[3],如果能消除這3類障礙,殘

障人士也能像普通大眾一樣出游。出游障礙理論從

宏觀和理論層面為殘障人士少有出游的現(xiàn)象提供了

一種解釋,但在中觀和操作層面上,還需要探索殘障

人士自身的異質(zhì)性對出游障礙的影響以及這種影響

背后的實際成因。對該問題的探索,一方面是對該

領(lǐng)域當前研究的反思,因?qū)W界多基于失能的社會模

式,強調(diào)殘障人士出游之所以存在障礙主要是受到

社會的約束,而這樣的視角,一定程度上忽視了殘障

人群自身因素對出游障礙的可能存在的影響;另一

方面,研究該問題有助于揭示殘障人士難以出游的

真實原因,以及解釋殘障出游者為何存在群體差異。

殘障人士的異質(zhì)性,是殘障人士因為身體和經(jīng)

濟制約等因素造成的與健全者的差異[4]1214,由于異

質(zhì)性本身不可直接測量[5]41,學術(shù)研究中通常用人

24

[基金項目]本研究受國家自然科學基金項目“融合媒介環(huán)境學視角的日常生活空間體驗研究”(42171221)資助。

[收稿日期]2022-05-29;[修回日期]2022-11-25

[作者簡介]陶長江(1982-),男,重慶潼南人,中山大學旅游學院2021級博士研究生,主要研究方向為無障礙旅游,E-mail:

taochj3@mail2.sysu.edu.cn;張驍鳴(1979-),男,重慶榮昌人,博士,中山大學旅游學院教授、博士生導師,主要研究方向為

旅游現(xiàn)象學、旅游符號學、旅游休閑與人的發(fā)展等,E-mail:zhangxm3@mail.sysu.edu.cn,通訊作者。

口統(tǒng)計特征和殘障特征引起的差異來指代。殘障人

士的異質(zhì)性既體現(xiàn)在殘障人與健全者之間[6],也體

現(xiàn)在視力、肢體等不同殘障類型的人群之間[4]1214。

肢體殘障(以下簡稱肢殘)是指人體運動系統(tǒng)的結(jié)

構(gòu)、功能損 傷 造 成 四 肢 殘 缺 或 四 肢、軀 干 麻 痹 (癱

瘓)、畸形等而致人體運動功能不同程度的喪失以及

活動受限或參與的局限④ ,根據(jù)損傷造成的功能障

礙嚴重程度依次分為1-4級。在殘障人士異質(zhì)性

及肢殘群體的相關(guān)議題方面,國外已有較多相關(guān)研

究,但仍有3點不足:(1)對殘障人士的異質(zhì)性缺乏

系統(tǒng)考查。目前研究較多關(guān)注人口統(tǒng)計特征,較少

分析殘障嚴重程度和殘障原因、殘障年限對殘障人

士出游的影響。(2)對肢殘群體的特殊性研究不足。

整體而言,肢殘人士的視力、聽力等感官功能不受

限,但需借助拐杖、義肢、輪椅等助行設備實現(xiàn)移動,

與其他類型的殘障人士相比,他們具有獨特的身體

和心理特征[7]。(3)殘障群體異質(zhì)性對出游障礙的

影響研究缺乏關(guān)注。目前學者較多關(guān)注殘障人士的

異質(zhì) 特 征 對 出 游 決 策、旅 游 偏 好、旅 游 體 驗 的 影

響[8],而在一定程度上厘清殘障者的出游障礙問題,

是開展旅游偏好、旅游體驗研究的基礎。與國外相

比,國內(nèi)對殘障旅游的研究也存在不足⑤ ,如出游障

礙的文獻主要集中于對國外出游障礙的研究成果綜

述[9]127-137 和直接應用出游障礙理論開展的實證研

究[10-11]。此外,有學者認為,東西方國家人群對殘

障的感覺不同,文化差異是理解殘障游客行為特點

的重要因素[12]225,應開展不同文化環(huán)境中的殘障游

客研究[13]。

鑒于已有研究的不足以及不同于西方文化的研

究情境,本文以出游障礙理論為基礎,采用混合研究

的方法,以中國肢殘群體為研究對象,探究中國肢殘

人士的異質(zhì)性對出游障礙的影響以及存在這種影響

的實際成因。聚焦肢殘人士有兩個原因:(1)殘障群

體的異質(zhì)性復雜,比如肢體、視力、言語、智力等不同

殘障群體之間的差異較大,聚焦肢殘人士的異質(zhì)性,

遵循從局部到整體的研究邏輯,有助于該領(lǐng)域的深

入研究。(2)我國有2472萬肢殘人士,是全國人數(shù)

最多的殘障類型(約占整體的1/3),也是現(xiàn)實中出

游最多的殘障人群,研究肢殘群體具有一定的典型

性和代表性。對研究問題的回答,有助于對話國外

研究,深化肢殘人士出游障礙研究;理解肢殘人士出

游障礙的實際成因,有利于采取有效措施緩解出游

障礙,促進肢殘人群的平等出游。

1 文獻回顧與述評

1.1 出游障礙理論與肢殘群體的出游障礙

出游障礙理論形成于20世紀末至21世紀初,

是Smith、Darcy、Mckercher等學者基于失能 社 會

模式的理念[14-16],在借鑒休閑約束理論的基礎上逐

步提出的。在失能的社會模式(socialmodelofdisability)下,殘 障 是 個 體 的 損 傷,但 更 是 社 會 的 建

構(gòu)[17],有障礙 的 經(jīng) 濟、社 會、文 化 共 同 建 構(gòu) 了 殘 障

人[18],從而使殘障人暴露于不友好的社會態(tài)度中,

這種態(tài) 度 公 開 或 隱 蔽 地 限 制 了 他 們 參 與 社 會 活

動[19]60。基于該理念,Smith最先將休閑約束理論

運用于殘障人士研究,認為殘障人參與休閑旅游活

動面臨內(nèi)在、環(huán)境和互動障礙,并對障礙所包含的指

標逐一做了詳細的闡釋[14]381。Darcy、Mckercher等

分別在沿用Smith的分類的基礎上,進一步對指標

做了修正和重新歸類,提出殘障人群出游主要面臨

內(nèi)在障礙(intrapersonalbarriers)、結(jié)構(gòu)障礙(structuralbarriers)和人際障礙(interpersonalbarriers)。

由于 Darcy的分類更具有操作性,得到了更多學者

的贊成和引用,如 Lee等的研究[20]。

依據(jù)出游障礙理論,殘障人群難以像普通大眾

一樣出游,主要是因為社會對殘障人的建構(gòu)和約束,

這種約束表現(xiàn)為內(nèi)在障礙、結(jié)構(gòu)障礙和人際障礙3

類障礙。其中,內(nèi)在障礙與殘障者自身有關(guān),包括殘

障水平、旅游興趣、出游知識等;結(jié)構(gòu)障礙由旅游產(chǎn)

業(yè)系統(tǒng)因素造成,如旅游價格、無障礙設施、旅游產(chǎn)

品類型等;人際障礙源自殘障人士與社會的人際交

往,包括公眾、游客、旅游服務人員的不友好態(tài)度等。

出游障礙理論較全面解釋了殘障人士難以出游的原

因,得到了學術(shù)界的普遍認可。后續(xù)研究進一步討

論了上述3類障礙對殘障群體出游的影響差異。有

學者認為,個人內(nèi)在障礙是殘障者參與旅游的最重

要約束因素[21-22]

;也有學者認為,結(jié)構(gòu)性和人際性

因素是影響殘障人出游的最大障礙[20,23]。在實證

研究方面,國外一些學者借助該理論討論了肢殘人

士在不同旅游場景中的障礙體驗,如航空旅行中的

各種不便[4]1215,酒店住宿中遭遇的服務失敗[24]461,

網(wǎng)上使用 Airbnb的障礙[25],以及對旅游景點間的

無障礙通道的使用體驗[26]5 等。出游障礙理論為認

識我國肢殘人群出游障礙提供了一個有效的理論工

具,但由于社會背景和文化的差異[12]225,我國的肢

殘人士在出游障礙的表現(xiàn)上是否也有類似結(jié)論尚待

研究。更重要的是,若運用該理論只能開展定量研

25

陶長江等:肢體殘障人士異質(zhì)性對出游障礙的影響及其實際成因探究 理論探索

究,無法解釋不同肢殘人士存在出游障礙差異的真

正原因。

1.2 肢殘人士異質(zhì)性及其影響研究

1.2.1 殘障人士的異質(zhì)性

顧客異質(zhì)性是指顧客彼此間的差異性[5]42。顧

客異質(zhì)性是一個潛變量,無法直接觀測和衡量,學術(shù)

界的普遍做法是借助影響顧客異質(zhì)性的人口統(tǒng)計學

等因素加以直接觀測[19]60。異質(zhì)性帶來的個體需求

多樣性對服務行業(yè)提出了挑戰(zhàn)[27],以不斷滿足個性

化、多樣化需求為宗旨的旅游業(yè),更關(guān)注顧客的異質(zhì)

性。殘障人士是游客群體的重要組成部分。殘障人

士的異質(zhì)性,是殘障人士因為身體和經(jīng)濟制約等因

素而造成其與健全者的差異[4]1214,通常用殘障特征

和人口統(tǒng)計特征等因素造成的差異來指代。其中,

殘障原因、殘障時間、殘障等級等殘障特征與殘障者

身體狀況有關(guān),受教育程度、就業(yè)、個人收入、婚姻狀

況等人口統(tǒng)計特征與殘障者的經(jīng)濟制約有關(guān)。異質(zhì)

性使殘障人士的旅游需求和體驗異常復雜,這種異

質(zhì)性既體現(xiàn)在殘障人與健全人之間,如殘障人參加

假 期 旅 行 時 獲 得 的 生 活 滿 意 度 水 平 高 于 健 全

人[6]524;也體現(xiàn)在不同殘障類型群體之間,如肢體和

視力殘 障 游 客 在 旅 游 需 求 和 行 為 上 差 異 較 為 明

顯[4]1214。然而,當前研究在一定程度上忽視了肢殘

這一殘障類型群體的異質(zhì)性。與其他殘障群體相

比,肢殘人士由于身體的損傷部位和功能差異,其身

體損傷程度較為明顯[28],這導致他們會有不同的需

求、能力和心理特征[7]31,進而對機場服務[4]1215、酒

店住宿[24]456 和景點的無障礙通道服務[26]3 等與其

他殘障人有較大的區(qū)別。

1.2.2 肢殘人士異質(zhì)性的影響

目前研究主要包括以下兩個方面:(1)在人口統(tǒng)

計特征影響的研究上,年齡、生活陪伴、居住地顯著

影響肢殘者的出游障礙,性別、受教育程度對肢殘者

出游障礙沒有顯著影響[15]277,而個人收入對肢殘人

士出游障礙存在顯著影響[15]277 和不顯著影響[29]兩

種爭論。(2)在殘障特征的影響上,Darcy通過定性

分析表明殘障嚴重程度會顯著影響澳大利亞肢殘人

士的旅游需求和出游障礙[15]277;Bi等通過定量分析

指出殘障等級正向顯著影響中國肢殘人士出游的結(jié)

構(gòu)和人際障礙,但助行設備使用情況對其無顯著影

響[29]214。同時,還有少量研究關(guān)注了肢殘人士的殘

障年限、殘障原因?qū)β糜位顒拥挠绊?認為肢殘人士

在旅游決策過程中是否為意見領(lǐng)袖與殘障年限無

關(guān),非先天性肢殘者對旅游的滿意度要低于先天性

肢殘人士[30]108。這表明,當前研究就肢殘者的個人

收入對出游障礙的影響尚未達成共識,且多關(guān)注到

人口統(tǒng)計特征對出游障礙的影響,欠缺有關(guān)肢殘者

的殘障原因、殘障年限對出游障礙的影響分析。

綜上可知,一方面,異質(zhì)性是理解肢殘人士出游

障礙的一個重要概念,但當前西方有關(guān)肢殘人士異

質(zhì)性對出游障礙的研究較碎片化、缺乏系統(tǒng)性,且在

一些研究結(jié)論上存在爭議,有待采用不同于西方的

肢殘群體樣本作進一步全面、系統(tǒng)的探索。另一方

面,出游障礙理論可全面解釋肢殘群體出游面臨的

內(nèi)在、結(jié)構(gòu)和人際障礙,但該理論的一個重要不足是

無法直接識別障礙背后的實際成因,當前的定量研

究只涉及描述障礙的影響層面,為深入認識肢殘群

體的出游障礙,有必要采用定性研究方法分析其影

響背后的實際成因。

2 研究設計

2.1 總體思路與調(diào)研設計

借鑒以往學者的做法[31],本研究采取兩階段混

合研究方法,先收集量化數(shù)據(jù),并采取定量研究,再

為解釋定量分析發(fā)現(xiàn),收集質(zhì)性數(shù)據(jù),采用定性分析

方法[32-33]。具體的操作如下:先采用問卷調(diào)查肢殘

人士的出游障礙,通過數(shù)理統(tǒng)計分析問卷數(shù)據(jù),檢驗

肢殘人士的各異質(zhì)性特征對出游障礙影響的顯著性

及影響的表現(xiàn),從總體上厘清影響“是什么”。之后采

用開放式訪談肢殘人士出游中遭遇的障礙,運用質(zhì)性

方法分析訪談資料,從個體層面的具體情境中呈現(xiàn)異

質(zhì)性因素造成影響的實際成因,即剖析“為什么”。

調(diào)查問卷由兩部分組成。第一部分包括肢殘者

的個人信息和殘障狀況,個人信息包括性別、年齡、

受教育程度、個人收入、就業(yè)狀況、余暇時間、居住

地、婚姻狀況和生活陪伴;殘障狀況包括年限、原因、

等級、是否需要助行設備。問卷第一部分的調(diào)查指

標來源于前人研究[4]1215,但需說明的是,殘障年限

和殘障原因是重要的特征[30]7,因此在殘障狀況調(diào)

查中增設這兩個題項,題項下屬選項是經(jīng)與多名肢

殘人士討論后最終確定的。問卷第二部分是依據(jù)出

游障礙理論構(gòu)建的成熟量表。采用 Darcy提出關(guān)于

出游障礙的維度,綜合學者的觀點[20]570,擬定3類

共15項指標,以李克特5分量表進行測量。人際障

礙包括擔心給他人帶來麻煩等7個因素;結(jié)構(gòu)障礙

包括旅游費用太貴等4個因素;內(nèi)在障礙包括健康

狀況不適于旅游等4個因素。

26

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第6期

開放式訪談圍繞肢殘人士出游障礙的經(jīng)歷展

開,鼓勵被訪談者自由闡述,講述旅游決策、旅游過

程中遭遇障礙的經(jīng)歷。在傾聽被訪談者敘述的過程

中,穿插詢問被訪談者的致殘原因、致殘時間、殘障

嚴重程度以及年齡、受教育程度、婚姻、就業(yè)、收入等

人口統(tǒng)計特征信息。

2.2 數(shù)據(jù)的收集

2.2.1 問卷調(diào)查與樣本數(shù)據(jù)

在2019年9-10月開展預調(diào)研。研究者以志

愿者的身份參與本地殘聯(lián)的入戶調(diào)研,共收集51份

有效問卷。通過調(diào)研現(xiàn)場詢問肢殘者和后期對量表

的信效度檢測可知,量表指標表述清晰、易懂、無歧

義,量表具有良好的效度和內(nèi)部一致性。在2019年

11月-2020年1月開展正式調(diào)研。采用已在殘障

旅游研究中得到廣泛應用的滾雪球法[34]獲取調(diào)查

對象,以現(xiàn)場調(diào)查為主、網(wǎng)上調(diào)查為輔的方式,共開

展了6次調(diào)研,回收346份有效問卷(表1)。4次線

下調(diào)研是在參與肢殘群體的活動現(xiàn)場完成,2次線

上調(diào)研是請熟悉的4名肢殘人士將問卷星問卷發(fā)送

殘友微信群。在被訪談者樣本中,男女比例相當,超

過90%被訪談者為18~55歲,近70%的被訪談者的

受教育程度在高中及以下,41.8%的被訪談者的已就

業(yè),近70%的被訪談者的個人月收入低于3500元。

被調(diào)查者來自全國,超過85%的被訪談者的休閑時

間充裕,已婚、未婚比例接近,絕大部分被訪談者選

擇與親人一起生活。在殘障特征方面,以極重度(一

級)和重度(二級)為主,60%以上的被訪談者需要助

行設備;超過90%的被訪談者殘齡在7年以上,其

中1/4的殘齡在 20 年以上;5 類致殘原因均有分

布。整體看,調(diào)研樣本特征豐富,分布較為均勻,符

合研究要求。

表1 樣本基本信息(N=346)

27

陶長江等:肢體殘障人士異質(zhì)性對出游障礙的影響及其實際成因探究 理論探索

2.2.2 開放式訪談與受訪者概況

圍繞出游中的障礙經(jīng)歷,對肢殘人士采取開放

式深度訪談。開放式訪談避免了研究者強加的框

架,使新想法和新信息的產(chǎn)生成為可能,其目的是采

用殘障人自己的語言洞察他們旅游體驗的本質(zhì)[35]。

在整個訪談的過程中,研究人員除必要的追問外,不

會打擾被訪者,努力做好傾聽者和記錄者。訪談個

案數(shù)的確定采取最大差異信息飽和法[36],共訪談了

30位肢殘人士(表2)。在訪談樣本的選擇上,從人

口統(tǒng)計特征和殘障特征(障礙嚴重程度、致殘年限、

致殘原因)上盡可能多樣化,在訪談到第25位肢殘

人士時開始沒有新信息出現(xiàn),另外5位肢殘人士作

為內(nèi)容飽和度檢驗樣本。在30位被訪談者中,有5

位被訪談者是現(xiàn)場問卷調(diào)查后經(jīng)溝通愿意進一步接

受訪談,有25位被訪談者是通過熟悉的肢殘朋友推

薦的。所有訪談都在2020年2月-2020年5月采

用方便被訪談者的方式開展,采取入戶、在被訪談者

工作場所和共同約定茶樓訪談的人數(shù)分別是21人、

6人和3人。因肢殘人士語速和殘障造成的言語障

礙差 異 (FF 和 CY),訪 談 時 間 有 長 有 短 (45~

210min),經(jīng)被訪談者同意,對訪談做了錄音,整理

出核心訪談文本19萬余字。

表2 深度訪談信息一覽表

編號 姓名 性別 年齡 受教育程度 殘障等級 殘障原因 殘障年限 殘障狀況

1 SNC 男 51 初中 一級 意外 8 雙腿截肢,使用輪椅

2 YHX 女 26 未上學 一級 車禍 23 高位截癱,使用輪椅

3 XYT 男 44 小學 二級 因病 36 小兒麻痹致殘,使用輪椅

4 HJX 男 44 初中 二級 因病 33 藥物使用不當致殘,不使用輪椅

5 ZL 女 33 高中 二級 車禍 13 左手截肢,不使用義肢

6 LWJ 女 21 大學(在讀) 二級 因病 20 腿腳不方便,不使用輪椅

7 ZZJ 男 35 高中 二級 意外 13 不完全截肢,可以行走

8 FF 女 35 初中 一級 車禍 8

大腦損傷、記憶力不好,說話費勁,手腳受傷、使

用輪椅

9 ZHH 女 41 初中 二級 地震 11 左大腿高位截肢,使用義肢

10 CY 女 39 小學 二級 因病 38/8

腦癱(38年)和全身性肌張力障礙疊加綜合征(8

年),使用輪椅

11 ZX 女 19 大學(在讀) 三級 地震 11 小腿受傷,使用義肢

12 TX 男 40 高中 一級 意外 13 工傷,右腿截肢,使用義肢

13 LX 女 60 高中 二級 意外 9 大腿高位截肢,使用輪椅

14 LR 男 48 初中 一級 地震 11 工傷,雙腿截肢,使用義肢

15 ZJ 男 29 大專 二級 因病 20 脊髓損傷(大小便失禁),使用輪椅

16 ZD 女 34 大學 二級 地震 11 脊髓損傷(大小便失禁),使用輪椅

17 ZJ2 女 29 高中 二級 地震 11 左臂肌肉壞死而截肢,不使用義肢

18 LYX 女 32 高中 一級 意外 10 雙腿截肢,裝有義肢,使用單拐

19 ZXM 男 43 初中 一級 意外 15 脊髓損傷(大小便失禁),使用輪椅

20 MMY 男 46 大專 三級 因病 36 小兒麻痹癥致殘,右腿無力,使用單拐

21 MG 男 42 大學 四級 地震 11 右手部分截肢,使用義肢

22 TYJ 男 28 大專 一級 地震 11 脊髓損傷,使用輪椅

23 CZG 男 55 初中 三級 因病 42 小兒麻痹致殘,不使用拐杖

24 YB 男 45 初中 四級 意外 11 右腿因工意外受傷,但不需助行設備

25 LXA 男 41 高中 一級 地震 11 工傷,脊髓損傷(大小便失禁),使用輪椅

26 YL 女 40 大專 一級 地震 11 雙腿截肢,使用輪椅

27 HG 男 46 高中 二級 地震 11 右手胳膊不能正常舉起

28 GT 男 26 初中 一級 因病 7 腦膜炎致殘,腰以下無力,使用輪椅

29 HL 女 45 中專 一級 地震 11 雙腿及左臂截肢,使用輪椅

30 XL 女 29 碩士 二級 意外 12 意外導致左小腿截肢,使用義肢

28

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第6期

3 結(jié)果與分析

3.1 出游障礙量表的檢驗

對問 卷 數(shù) 據(jù) 做 信 度 檢 驗,量 表 Alpha系 數(shù) 為

0.969,表明量表內(nèi)部一致性較好。再通過 KMO 樣

本測度和 Bartlett球形檢驗對量表做效度檢驗,結(jié)

果顯示:KMO 值為0.919,近似卡方值為2774.21,

Bartlett球形檢驗的顯著性水平P=0.000(<0.05),

說明數(shù)據(jù)各變量存在顯著相關(guān)關(guān)系,適合做探索性

因子分析。采用最大方差法的主成分分析,15項指

標累計方差貢獻率為63.75%,之后采用具有 Kaiser標準化的正交旋轉(zhuǎn)法,旋轉(zhuǎn)在5次迭代后收斂,

15個指標共形成了3個主成分,根據(jù)以往研究分別

命名為人際障礙(F1)、結(jié)構(gòu)障礙(F2)和內(nèi)在障礙

(F3)。人際障礙(F1)包括7個觀測變量:擔心給他

人帶來麻煩(F11)、擔心陌生人輕視自己(F12)、擔

心成為公眾其他人注視的焦點(F13)、家人或朋友

陪同 出 游 有 困 難 (F14)、擔 心 別 人 過 分 的 親 切

(F15)、擔心旅游服務人員的偏見(F16)、與陌生人

交流總感覺不舒服(F17);結(jié)構(gòu)障礙(F2)包括4個

觀測變量:旅游費用太貴(F21)、擔心沒有合適的交

通工具 (F22)、擔 心 沒 有 合 適 的 旅 游 線 路 和 服 務

(F23)、旅 游 地 設 施 使 用 不 方 便 (F24);內(nèi) 在 障 礙

(F3)包 括 4 個 觀 測 變 量:健 康 狀 況 不 適 于 旅 游

(F31)、沒有興趣外出旅游(F32)、缺少旅游經(jīng)驗或

相關(guān)知識(F33)、擔心需要獨自活動(F34)。均值分

析結(jié)果顯示,肢殘者認為出游最大障礙首先是人際

障礙(F1)(均值為3.188),尤其擔心給他人帶來麻

煩和旅游服務人員的偏見;其 次 是 內(nèi) 在 障 礙 (F3)

(均值為2.609),集中體現(xiàn)為缺乏外出旅游的經(jīng)驗;

最后是 來 自 旅 游 行 業(yè) 的 結(jié) 構(gòu) 障 礙 (F2)(均 值 為

2.577),主 要 是 旅 游 費 用 太 貴、旅 游 服 務 設 施 不

方便。

采用 Amos21.0做驗證性因子分析,并根據(jù)輸

出結(jié)果修正量表。參考標準化因素負荷量(FL)>

0.6以及模型擬合度指標的標準,即同時滿足卡方

自由 度 比 值 (χ2/df)<3,擬 合 優(yōu) 度 指 數(shù) (GFI)>

0.9,調(diào)整的擬合優(yōu)度指數(shù)(AGFI)>0.9,比較擬合

指數(shù)(CFI)>0.9,Tucker-Lewis指數(shù)(TLI)>0.9,

近似誤差的均方根(RMSEA)<0.08,刪除構(gòu)面不

合適的題目,由于觀測變量“擔心陌生人輕視自己

(F12)”的標 準 化 因 素 負 荷 量 <0.6,故 予 以 刪 除。

信度和效度分析結(jié)果發(fā)現(xiàn),每個題項的標準化因素

負荷量(std.)>0.6,題目信度(SMC)>0.36,組成

信度(CR)>0.7,平均變異數(shù)萃取量(AVE)>0.5,

表明題目具有較好的信度和收斂效度。AVE 開根

號值大于構(gòu)面之皮爾森相關(guān),表明量表具有良好的

區(qū)別效度(表3和表4)。

表3 研究構(gòu)面的信度與收斂效度分析

構(gòu)面 題目

參數(shù)顯著性估計

Unstd. S.E. z-value P

題目信度

Std. SMC

組成信度

CR

收斂效度

AVE

F1 F11 1.000 - - - 0.649 0.421 0.862 0.557

F13 1.060 0.096 11.423 *** 0.745 0.555

F14 1.009 0.085 11.880 *** 0.773 0.598

F15 1.009 0.085 11.880 *** 0.773 0.598

F16 1.171 0.097 12.051 *** 0.789 0.623

F17 1.035 0.088 11.717 *** 0.759 0.576

F2 F21 1.000 - - - 0.812 0.659 0.884 0.718

F22 1.075 0.061 17.831 *** 0.873 0.767

F23 1.095 0.061 17.831 *** 0.888 0.789

F24 1.048 0.061 17.274 *** 0.840 0.706

F3 F31 1.000 - - - 0.683 0.466 0.848 0.528

F32 1.043 0.098 11.998 *** 0.692 0.479

F33 1.072 0.086 12.486 *** 0.754 0.569

F34 1.127 0.073 11.492 *** 0.755 0.570

29

陶長江等:肢體殘障人士異質(zhì)性對出游障礙的影響及其實際成因探究 理論探索

表4 收斂與區(qū)別效度分析表

構(gòu)面 AVE

皮爾森相關(guān)與區(qū)別效度

F3 F2 F1

F3 0.528 0.727

F2 0.718 0.653 0.847

F1 0.557 0.719 0.603 0.746

注:對角線黑體字為 AVE 開根號值,下三角為構(gòu)面之

皮爾森相關(guān)。

3.2 肢殘人士異質(zhì)性對出游障礙的影響及成因

對問卷數(shù)據(jù)采用定量分析,以肢殘人士的人口

統(tǒng)計特征和殘障特征為自變量,因子分析得到的內(nèi)

在障礙、結(jié)構(gòu)障礙和人際障礙3類出游障礙為因變

量,分別做獨立樣本 T 檢驗(自變量為性別和是否

需要助行設備)和單因素多元方差分析(其余的自變

量),以檢驗差異顯著性和顯著度(表5和表6)。同

時,對訪談資料采用文本分析,從被訪者的材料中探

索造成影響顯著性的實際成因。綜合分析發(fā)現(xiàn),除性

別、生活陪伴以外,其余自變量均對肢殘人群出游障

礙存在顯著影響,且產(chǎn)生影響的真正成因各異(表7)。

表5 殘障特征的多元顯著效應(p<0.05)

變量 Pillai's跟蹤 F 值 自由度 自由度誤差

殘障等級 0.072 2.134 4 1047

殘障年限 0.082 1.626 6 1035

殘障原因 0.106 2.550 5 1041

表6 殘障特征對出游障礙的多元方差分析

因變量 自由度 自由誤差 F 值 自變量 均值

95% 置信區(qū)間

下限 上限

殘障等級

一級 0.303 0.108 0.498

F2 4 1047 3.457

二級 -0.104 -0.273 0.064

三級 -0.112 -0.347 0.124

四級 -0.191 -0.465 0.084

殘障年限/年

<1 0.376 -1.005 1.758

1~3 0.681 -0.296 1.658

4~6 0.428 -0.189 1.046

F2 6 1035 1.976 7~9 -0.131 -0.282 0.021

10~14 -0.113 -0.355 0.13

15~19 0.225 -0.317 0.767

≥20 0.193 -0.012 0.398

殘障原因

先天因素 0.156 -0.263 0.575

后天引發(fā):疾病 0.170 -0.061 0.401

F2 5 1041 4.185 后天引發(fā):車禍 0.502 0.125 0.879

后天引發(fā):意外人為損傷 0.343 -0.049 0.735

后天引發(fā):地震 -0.192 -0.326 -0.058

先天因素 -0.201 -0.625 0.223

后天引發(fā):疾病 0.321 0.087 0.555

F3 5 1041 2.866 后天引發(fā):車禍 -0.034 -0.415 0.347

后天引發(fā):意外人為損傷 -0.171 -0.568 0.226

后天引發(fā):地震 -0.085 -0.22 0.05

30

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第6期

表7 肢殘人士異質(zhì)性對出游障礙的影響及其成因

注:“↗”和“↘”表示隨自變量增加/增多/提高/增強,因變量分別呈現(xiàn)顯著正向和負向影響;“———”表示無顯著影響。A 代

表對問卷的定量分析結(jié)果,B代表對訪談資料文本分析結(jié)果。

3.2.1 人口統(tǒng)計特征對出游障礙的影響及成因

(1)年齡影響出游興趣、出游信心和身體機能,

進而對3類出游障礙產(chǎn)生顯著影響(圖1)。一是隨

年齡的增長,出游的內(nèi)在和結(jié)構(gòu)障礙趨于增多。相

比大眾群體,出游對肢殘人士的身體素質(zhì)提出了更

高的要求。年輕時,出游的興趣更大,希望能“多出

去見識一下”(LWJ),有足夠信心而不關(guān)心旅途中可

能遇到的障礙,甚至“完全沒想過出游中有沒有困

難”(ZXM)。而隨著年齡的增長 和 身 體 機 能 的 衰

退,出游將變得更加困難,雖然心想出去,但是“身體

不允許”(LX)。二是年齡影響出游的人際障礙,兩

類肢殘者(18歲以下和46~55歲)面臨較為嚴重的

人際障礙。殘障是對人生進程的破壞,對青少年而

言,“大好人生還未開始就突然跌入谷底,心理上會

有巨大的落差”(ZJ),這類肢殘者通常表現(xiàn)為不愿意

跟人交流,害怕他人的眼光和談論;中年的肢殘者因

身體機能的下降,對旅途中需要幫助存在顧慮,因

“害怕給別人帶來麻煩”(CZG)而可能選擇不出游。

而青年人的想法則不同,在出游時會遭遇異樣的眼

光,“你盯我兩眼,我就盯回去,我盯到你不好意思來

盯我……有可能是因為我年輕,年長的人可能反應

又不同”(ZJ2)。

31

陶長江等:肢體殘障人士異質(zhì)性對出游障礙的影響及其實際成因探究 理論探索

圖1 年齡對出游障礙的影響

(2)受教育程度影響社會公平的感知和追求,進

而影響出游的內(nèi)在障礙和人際障礙。定量分析顯

示,受教育程度負向影響出游內(nèi)在障礙,訪談資料不

僅證實了該結(jié)果,而且也表明了受教育程度正向影

響人際障礙。平等、有尊嚴地出游,是殘障人群對社

會公平的感知。個體受教育程度越高,越關(guān)注社會

公平,同時其所感知到的社會公平感越低[37]。受教

育程度影響社會公平感的追求和感知,從而導致受

教育程度越高的肢殘者一方面積極追求社會的公

平,有較少的內(nèi)在出游障礙。同時,由于社會大眾對

肢殘者普遍缺乏了解,不適宜的言行強化了肢殘者

對社會公平的缺失感,這又導致肢殘者面臨更多的

人際出游障礙。兩位在讀的肢殘大學生認為,肢殘

者與大眾平等、出游目的跟常人無異,“我們只是肢

體上受傷,并不意味著我們心理上有傷……平常人

旅游是放松身心,我們也都是那樣”(ZX);在旅游中

與他人接觸時,“別人如果一直強調(diào)你腿不方便,我

要照顧你,我就不太喜歡這樣”(LWJ)。

(3)個人收入影響自信心和旅游服務的選擇自

由度,從而負向影響出游結(jié)構(gòu)障礙和人際障礙。方

差分析表明,隨著個人收入的增加,人際障礙會減

少。訪談資料不僅反向解釋了這一結(jié)果,并發(fā)現(xiàn)個

人收入增加也有助于減少出游的結(jié)構(gòu)障礙。一是收

入是出游的經(jīng)濟保障[12]217,“出去旅游,什么都需要

經(jīng)濟支撐”(TYJ),較好的收入會使肢殘者有更多的

出游選擇,享受更好的出游服務,“比如你經(jīng)濟條件

允許,還可以找知更鳥出國旅游”(ZJ2)。二是低收

入會消減旅游中人際交往的信心,“出游最大的問題

就是經(jīng)濟……就算出去了,別人買東西,你要不要

買,別 人 吃,你 要 不 要 吃 …… 我 會 覺 得 不 好 意 思”

(YHX)。

(4)婚姻狀況影響日常陪伴、出游陪護和出游花

費,進而對3類出游障礙產(chǎn)生不同的影響。分析定

量數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),出游的結(jié)構(gòu)障礙方面,離異者>已婚者

>未婚者>喪偶者。婚姻意味著夫妻雙方共同承擔

家庭責任,綜合考慮家庭支出和出游花費,往往導致

已婚者的出游結(jié)構(gòu)障礙大于未婚者,“以前的錢是自

己用,現(xiàn)在的錢要供很多人用”(CZG)。同時,已婚

者因得到伴侶的陪伴和鼓勵,出游的內(nèi)在障礙和人

際障礙少于其他群體。這主要表現(xiàn)在兩方面:一是

幫助肢殘者走出心理陰霾、提升自信。例如,HL剛

截癱時曾想自殺,她有活下去的勇氣只因她老公說

無論 HL變成啥樣,都不會嫌棄她;ZD 說她之所能

走出來,全靠老公陪伴和鼓勵。二是伴侶作為出游

中的陪護,有助于減緩肢殘者出游時遭遇的人際障

礙。如 MMY 和 LXA 都說,老婆對他們的幫助特

別大,出游陪伴也都是老婆。MMY 還特別強調(diào),他

老婆患上網(wǎng)球肘就是陪同出游攙扶他導致。

(5)就業(yè)狀況影響個人自信心、旅游消費能力和

社會融入能力,從而影響出游的3類障礙。多元方

差分析發(fā)現(xiàn),就業(yè)狀況對出游的3類障礙均有顯著

的影響,在出游障礙表現(xiàn)中:就業(yè)者<未就業(yè)者。就

業(yè)不僅為肢殘者出游提供資金支持,還可增強其自

信心、幫助其融入社會[38],進而緩解出游障礙。正

如3位受訪者所言,就業(yè)“能夠充實自己,還能實現(xiàn)

經(jīng)濟上的獨立”(ZXM);就業(yè)甚至直接影響能否出

游,“正是因為有了工作才能在30歲去了三亞,那是

我平生第一次出游”(CY),“如果不去掙錢,無法支

32

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第6期

撐你下一次的旅行”(ZJ2)。

(6)閑暇時間反映就業(yè)情況,影響個體心理狀

態(tài),從而影響出游的3類障礙。定量分析表明,閑暇

時間為周末、法定假日和帶薪假期的肢殘者在3類

出游障礙上無明顯差異,但每日閑暇者所遭遇的出

游障礙顯著大于以上人群。進一步采用相關(guān)分析,

發(fā)現(xiàn)閑暇時間與就業(yè)狀況在0.01水平上顯著相關(guān),

Pearson相關(guān)系數(shù)為0.349;交叉列表分析發(fā)現(xiàn),每

日閑暇者多為未就業(yè)者。這表明,就業(yè)的肢殘者更

容易出游,盡管閑暇時間被壓縮,但總體的出游障礙

仍明顯小于未就業(yè)者。此外,過度的閑暇時間會導

致肢殘者過于關(guān)注自己的身體障礙,徒增心理壓力,

這可能會增加其出游的內(nèi)在障礙和人際障礙。對

ZHH 和 YL的訪談從正反兩方面正好說明了這點。

因為找不到合適的工作,“天天悶在家里,免不了東

想西想……”(ZHH),而開旅行社的 YL 正好相反,

“一天到晚都忙旅游團的事,都快忘記自己是個殘疾

人了”(YL),說完哈哈大笑。

(7)不同地區(qū)的殘障者面臨著不一樣的出游人

際障礙,其實際成因在于社會態(tài)度的差異。在出游

人際障礙方面,國內(nèi)港澳臺地區(qū)<四川省各區(qū)、市

(包括成都)<國內(nèi)其他地區(qū)。這是因為港澳臺地區(qū)

無障礙旅游發(fā)展早,無障礙環(huán)境相對完善,社會大眾

對肢殘者出游的接受度更高,如 HL 多次提到臺灣

民宿為他們單獨搭建無障礙衛(wèi)生間,臺北故宮博物

院工作人員提供熱情而周到的服務。交叉分析發(fā)

現(xiàn),四川省的肢殘者多因汶川地震所致,訪談中 ZJ、

ZJ2、YL、HL 等表示,地震致殘者得到了政府和社

會的各類關(guān)心和幫助,社會大眾對他們也沒有那么

多歧視眼光,反而覺得他們出游了不起。社會大眾

的理解和特別關(guān)懷在一定程度上緩解了地震致殘人

士出游的人際障礙。

3.2.2 殘障特征對出游障礙的影響及成因

(1)對無障礙出游環(huán)境的依賴程度差異,導致殘

障等級顯著影響出游的結(jié)構(gòu)障礙。方差分析表明,殘

障等級對出游結(jié)構(gòu)障礙有顯著影響,表現(xiàn)為一級>二

級>三級>四級(表6~表7)。獨立樣本 T 檢驗顯

示,需要助行設備者>不需要者(F=10.143,Sig=

0.002,均值分別為0.179和-0.284)。出游最基礎

的是行走能力,殘障等級和使用助行設備情況差異會

導致對無障礙出游環(huán)境的依賴程度不同。例如,一、

二級肢殘者多是因截肢、截癱、脊髓損傷等必須使用

輪椅的人群,“他們對出行的要求高”(MMY),“無

障礙通道和廁所作用很大”(ZZJ)。不達標的無障

礙衛(wèi)生間、沒有無障礙通道等是一、二級肢殘者描述

出游中面臨最多的障礙,“上廁所,他們還可以穿假

肢,我們完全沒辦法”(ZJ);“山山水水,我們坐輪椅

的肯定是去不到,拄拐杖的都還好”(ZXM)。而對

于三、四級的肢殘者,對拄拐、使用義肢者,“活動能

力、行走能力要好一些”(MMY),其面臨的障礙會

相對少很多;“我出門還是很方便……住宿方面只要

不是青旅上鋪,除此沒什么特別的要求”(XL);“我

這個手對出游幾乎不影響……出去耍,我開車的時

間比較多,一個手也能開”(MG)。當前,國內(nèi)的無

障礙環(huán)境還不夠完善,一些景點和住宿點沒有無障

礙通道,輪椅使用者難以進入,如 GT 談到的北京故

宮,LWJ提到的貴州千戶苗寨、云南大理古城和洱

海邊的客棧等。

(2)殘障年限影響肢殘者對殘障身體的接受度

和整個心理狀態(tài),疊加年齡因素,從而影響3類出游

障礙。具體表現(xiàn)為殘障年限對出游結(jié)構(gòu)障礙的影響

呈現(xiàn)“U”型結(jié)構(gòu),并負向影響內(nèi)在障礙和人際障礙。

第一,方差分析顯示,隨殘障年限的增長,肢殘人士

面臨的結(jié)構(gòu)障礙呈現(xiàn)“U”型結(jié)構(gòu),即殘障6年內(nèi)(尤

其是1~3年)和15年以上的人群大于殘障7~14

年的人群(表6~表7)。殘障年限較短的肢殘人士,

出游面臨較多結(jié)構(gòu)障礙,有兩個原因:一是未完全習

慣殘障的身體,如行走時身體不協(xié)調(diào)(拐杖和義肢使

用者)和輪椅的不熟練使用等因素,會強化出游遭遇

的結(jié)構(gòu)障礙感知。一般來說,習慣身體的殘障狀態(tài)

需要1~3年,如 GT 所說的至少一兩年,YB講需要

3年左右。二是身體功能受損導致的不便和疼痛,

疊加旅途奔波所帶來的疲憊和勞累,會增加結(jié)構(gòu)障

礙的感知。例如,多數(shù)截肢者(因交通事故、人為意

外或地震致殘)會終身伴有幻肢疼,“剛開始時疼得

整晚睡不著……現(xiàn)在已經(jīng)習慣,仿佛它就是你身體

的一部分”(ZJ2)。而殘障15年以上的也有更多結(jié)

構(gòu)障礙,這可能是隨著年齡的增長致使身體機能下

降,對肢殘者的出行“雪上加霜”。Shaw 等的研究

也表明,年齡在客觀上加重了障礙程度[6]。第二,不

可逆的殘障給肢殘者的心理造成終身影響,這種心

理會受殘障時的年齡和殘障年限的影響,進而對出

33

陶長江等:肢體殘障人士異質(zhì)性對出游障礙的影響及其實際成因探究 理論探索

游內(nèi)在障礙和人際障礙產(chǎn)生不同的影響。“比如說

像我們小時候受傷,感覺不是很大……這么多年,早

已習慣,但如果像16到40歲突然受傷,心理上會有

很大落差”(CY)。心理影響的具體表現(xiàn)在隨殘障年

限的增長,肢殘者會歷經(jīng)“憤怒—沮喪—無可奈何—

接受現(xiàn)實—慢慢習慣”的心理過程,出游的內(nèi)在障礙

得以逐漸消融。“時間能沖淡一切”(YB);“最開始

沒想過(殘障)那么嚴重,時間長了,也就慢慢想開、

習慣了”(GT)。當殘障年限增加,肢殘者習慣障礙

事實時,會以“無所謂”(YL)、“他們說一說又不能改

變啥”(ZJ)的心態(tài)面對普通大眾好奇或不適當?shù)恼?/p>

論,甚至不畏懼異樣眼光,在出游中以主動心態(tài)尋求

他人的幫助,此時出游中的人際障礙也得以緩解。

“有人主動出來幫你,之前就覺得是別人的世界,我

不要你管;現(xiàn)在自己滑輪椅,需要時還主動找別人幫

忙……以前臉皮薄,現(xiàn)在就開始主動(尋求幫助)”

(YL)。

(3)殘障原因影響個人收入、身體功能水平和社

會關(guān)注度,進而顯著影響出游的內(nèi)在障礙和結(jié)構(gòu)障

礙。在出游的內(nèi)在障礙和結(jié)構(gòu)障礙的整體表現(xiàn)上,

后天因素致殘者>先天因素致殘者(表5和表6)。

其原因在于先天和后天因素致殘的差異,后天致殘

者需要時間調(diào)整身心以適應殘障的狀態(tài)。將后天致

殘因素進一步細分發(fā)現(xiàn):相對于突然致殘因素(如意

外損傷、車禍、地震等),后天緩慢致殘因素(如疾病

等)會帶來更多內(nèi)在障礙;相對于不可抗拒因素(如

地震、疾病等),人為因素(如車禍、意外損傷等)致殘

者會遭遇更多的結(jié)構(gòu)障礙,主要有3個原因?qū)е逻@

種差異:一是致殘原因不同導致收入差異,進而影響

結(jié)構(gòu)障礙。國內(nèi)醫(yī)療體系尚待完善,因病致殘者多

為家庭經(jīng)濟困窘,相對而言,地震致殘者或因公意外

致殘者收入更有保障。地震致殘者有國家補助,被

其他致殘者認為“待遇好”(ZXM);LXA 在上班期

間遭遇地震被認定為工傷,從2009年開始每個月可

領(lǐng)到國家補貼近3000元;“我是工傷,經(jīng)濟方面沒

那么大壓力,有些其他原因造成的傷殘,家里收入低

的群體牢騷滿腹”(LR)。二是致殘原因不同導致身

體功能水平存在差異,從而影響內(nèi)在障礙和結(jié)構(gòu)障

礙。例如,都使用輪椅的三類肢殘者,其身體功能水

平大致表現(xiàn)為脊髓損傷者<高位截肢者<小兒麻痹

患者。小兒麻痹癥患者常在中老年時期出現(xiàn)并發(fā)

癥,多表現(xiàn)為腿腳無勁需要坐輪椅,其他身體功能不

受太大影響;高位截肢者殘端常伴有患肢疼,大小便

正常,出行必須使用輪椅;脊髓損傷者雖有腿腳,但

腰無力,且腰以下部位無知覺,大小便失禁。3位被

訪者的描述可表明出游障礙中的差異。小兒麻痹患

者 XYT 說,“他們(脊髓損傷)爬坡就不行……稍微

有些坡,腰就支撐不起來……我們腰上有力”;脊髓

損傷者ZXM 談到,“我們和截肢的還不一樣,比如

YL,她沒有腳,她哪兒都正常(指大小便),我有腳,

但我哪都不正常”;脊髓損傷者 LXA 提到,“因下半

身無法動彈,最多坐5小時輪椅就得休息,躺一兩個

小時再走”。三是致殘原因不同,社會的關(guān)注度存在

差異,進而影響內(nèi)在障礙,“地震受傷的和先天的或

者疾病受傷的完全不一樣。他們很多從小非常的自

卑,不愿意走出來,不愿意去挑戰(zhàn)自己……我們受到

全 世 界 的 關(guān) 注 …… 我 們 更 多 是 接 受 別 人 的 愛”

(ZJ2)。

4 研究結(jié)論與建議

4.1 研究結(jié)論

殘障人在旅游研究領(lǐng)域中是一個有關(guān)社會公

平、權(quán)利的話題[39]。聚焦肢殘人士出游障礙并探索

其實際成因,才能采取針對性措施緩解障礙,有利于

肢殘人士的公平、權(quán)利的實現(xiàn)。被學術(shù)界廣泛應用

的出游障礙理論,盡管可以在整體上描述肢殘人士

出游可能面臨的障礙,但無法解釋存在具體障礙的

實際原因;而不假思索地借助失能的社會模式來理

解肢殘人士的出游障礙,可能存在過多強調(diào)社會對

肢殘者出游約束的誤區(qū),而忽視來自肢殘者自身因

素的影響。社會大眾常將肢殘人士視為同質(zhì)人群,

認為相似的身體功能損傷狀態(tài)(表現(xiàn)為拄拐、推輪椅

等),會導致相似的出游障礙。而研究表明,肢殘人

士是異質(zhì)人群,不同人口統(tǒng)計特征和殘障特征的肢

殘者,在出游障礙方面存在較大的差異,其背后還有

更深層次的成因。

(1)年齡、受教育程度、就業(yè)情況和已婚狀況等

人口統(tǒng)計特征對出游障礙有顯著影響,產(chǎn)生顯著影

響的實際成因是肢殘者的身體機能、社會公平感知、

自信心和出游陪伴等的不同。1)隨著年齡地增加,

因殘障身體機能的衰退而加大出游的內(nèi)在和結(jié)構(gòu)障

34

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第6期

礙。同時,青少年因肢殘有更大的心理落差,而中年

人因機能衰退和人際交往的顧慮,將面臨更多的出

游人際障礙。2)受教育程度影響社會公平感的追求

和感知,從而導致受教育程度越高的肢殘者有更少

的內(nèi)在障礙和更多的人際障礙。3)個人收入高低、

就業(yè)與否均負向影響出游障礙。就業(yè)是最核心要

素,就業(yè)通過提高個人收入、增強信心、有助于社會

交往等減少肢殘者出游面臨的內(nèi)在障礙、結(jié)構(gòu)障礙

和人際障礙。同時,就業(yè)還能消解肢殘者的閑暇時

間,有效減少閑暇時間過多導致的各類出游障礙。

4)已婚肢殘者因有愛人的持續(xù)陪伴和鼓勵,有助于

提高自信、減少顧慮,表現(xiàn)出更少的內(nèi)在障礙和人際

障礙。因已婚帶來家庭財務責任進而增加的出游結(jié)

構(gòu)障礙,可以通過就業(yè)、提高收入等得到緩解。婚姻

狀況、就業(yè)情況、閑暇時間對出游障礙的影響,是本

文的新發(fā)現(xiàn);有關(guān)年齡、個人收入對出游障礙的影響

支持并深化了 Darcy

[15]277 的結(jié)論,但同時個人收入

和受教 育 程 度 對 出 游 障 礙 的 影 響 結(jié) 論 分 別 與 Bi

等[29]214 和 Darcy

[15]277 的研究發(fā)現(xiàn)相反。

(2)殘障嚴重程度、殘障年限和殘障原因均對出

游障礙有顯著影響,產(chǎn)生顯著影響的實際成因是無

障礙環(huán)境、肢殘者身心狀況和社會關(guān)注度的差異。

1)殘障嚴重程度正向影響出游結(jié)構(gòu)障礙,其原因是

殘障等級越高則需要助行設備的肢殘者對出游環(huán)境

依賴程度越高。該發(fā)現(xiàn)深化了 Darcy

[15]277 的研究

結(jié)論,與 Bi等[29]214 的觀點不完全吻合。2)殘障年

限負向影響出游內(nèi)在障礙和人際障礙,對結(jié)構(gòu)障礙

的影響呈現(xiàn)“U”型。殘障年限影響肢殘者身心狀

態(tài),隨著殘障年限的增加,肢殘人士逐漸接納自己的

殘障身體,從而減少出游的內(nèi)在障礙,并且通過調(diào)節(jié)

消極和被動心態(tài)進而緩解了人際障礙。同時,綜合

考慮年齡造成的疊加障礙影響,殘障6年內(nèi)和15年

以上的兩類人群出游面臨更多的結(jié)構(gòu)障礙。3)殘障

原因影響出游的內(nèi)在障礙和結(jié)構(gòu)障礙,后天人為因

素致殘者因收入和身體功能水平差異會遭遇更多的

結(jié)構(gòu)障礙,后天緩慢因素(如疾病等)致殘者因缺乏

社會關(guān)注而要面對更多的內(nèi)在障礙。

4.2 研究討論與建議

4.2.1 研究討論

有關(guān)殘障群體的研究在旅游學術(shù)界仍處于相對

邊緣的地位[40],而旅游學者的責任就是通過研究,

倡導人的尊嚴、平等權(quán)利和社會的公正,促進積極的

社會變化[41]。從國內(nèi)外殘障旅游的研究脈絡來看,

國外是從最早籠統(tǒng)研究全體殘障群體到逐漸細分研

究肢體、視力、智力等單一殘障類型人群[9]135,而國

內(nèi)旅游學者對殘障人群的研究關(guān)注較少,關(guān)于肢殘

人群的出游障礙未展開深入探索。本文深化了殘障

嚴重程度和人口統(tǒng)計中的年齡、收入、受教育程度對

出游障礙的影響研究,與 Darcy和 Bi等的文獻形成

對話,并初步發(fā)現(xiàn)殘障原因、殘障年限、婚姻狀況、就

業(yè)等對出游障礙存在多種影響。同時,就肢殘的11

個異質(zhì)性特征對出游障礙存在顯著影響的成因做了

探索,推進了對出游障礙理論本身的研究,是對失能

社會模式理念運用的反思。殘障群體本身具有不規(guī)

則性、復雜性,分析肢殘人群異質(zhì)性對出游障礙的影

響,有助于通過局部研究揭示整體,即殘障人士出游

這一復雜現(xiàn)象背后隱藏的層次性和規(guī)律性。盡管如

此,但相比其他游客,殘障人士的旅游休閑決策要復

雜得多,本文只是對肢殘人士出游障礙的一個探索。

同時,國內(nèi)無障礙環(huán)境不斷改善,社會包容性增

強,將會有越來越多的殘障人士出游。在國內(nèi),肢殘

人士是人數(shù)最多和出游最多的殘障人群,如國內(nèi)服

務于肢殘團隊出游的最大組織“生命之歌”,是由脊

髓損傷者吳麗紅于2005年創(chuàng)建的,目前在中國和馬

來西亞已成立超過34個分站,累計組織近5萬肢殘

人士實現(xiàn)國內(nèi)外旅游。因此,要滿足龐大肢殘群體

的出游需求,分析肢殘群體本身的異質(zhì)特征對出游

障礙的影響,盡快破解開發(fā)該細分旅游市場的難點

是當務之急。

4.2.2 建議

緩解肢殘者的出游障礙,需針對其異質(zhì)性造成

內(nèi)在障礙、結(jié)構(gòu)障礙和人際障礙的實際成因著手,基

于研究結(jié)論,建議構(gòu)建以政府為主導,社會機構(gòu)、旅

游業(yè)界、教育界和肢殘者家人等共同參與的社會支

持網(wǎng)絡。

(1)政府可從3個關(guān)鍵點發(fā)力:1)進一步落實就

業(yè)、創(chuàng)業(yè)優(yōu)惠政策,提高肢殘人士的就業(yè)率。就業(yè)和

創(chuàng)業(yè),不僅可消解掉“無益”的閑散時間,還可以提高

肢殘者的經(jīng)濟收入和融入社會的能力,為肢殘者出

游提供物質(zhì)基礎和心理條件。政府應有針對性地加

大提供電商、廣告策劃、市場營銷、手工藝創(chuàng)作等方

向的就業(yè)和創(chuàng)業(yè)培訓;監(jiān)督企業(yè)保障肢殘人士的真

35

陶長江等:肢體殘障人士異質(zhì)性對出游障礙的影響及其實際成因探究 理論探索

實就業(yè),而非由繳納殘保金來代替。2)落實與監(jiān)督

無障礙環(huán)境建設,減少肢殘者出游的外部障礙。隨

著2023年9月《中華人民共和國無障礙環(huán)境建設

法》的正式實施,當前政府行政的重點是“有法必依、

執(zhí)法必嚴、違法必究”。推進道路無障礙設施嚴格按

標準建設,邀請肢殘代表全程參與建設和驗收,確保

設施和服務實現(xiàn)真正“無障礙”。同時,監(jiān)督建筑物

和旅游景點的無障礙設施(尤其是通道和廁所)的通

用設計與改造,并對不符合要求的采取領(lǐng)導問責、限

期整改甚至停業(yè)整頓等措施。3)培育公益機構(gòu)和肢

殘社群組織,倡導社會媒體給予關(guān)注。為公益和合

法肢殘社會組織成立、發(fā)展提供更好的環(huán)境;呼吁社

會媒體給予肢殘人士多方面的關(guān)注,倡導社會力量

的幫扶。

(2)公益機構(gòu)、志愿者組織和社區(qū)等可著力于:

1)走近并聚焦兩個年齡階段(18歲以下、46~55歲)

和兩類致殘原因(后天因病和人為意外)的肢殘人士

的身心需求,提供有針對性的康復保健訓練和心理

疏導。2)組織近郊出游,鍛煉肢殘者出游中的身體

照顧能力,減少出游顧慮。3)關(guān)注肢殘者的婚姻與

家庭,對已婚家庭出游中的陪護提供心理和技術(shù)指

導,對未婚或離異者給予情感關(guān)懷,提供相應咨詢和

服務。對旅游業(yè)界和教育界而言,旅游業(yè)需要提供

適宜的交通、旅游線路和符合要求的無障礙旅游設

施,并培訓員工對肢殘游客的服務意識和技能;教育

界應重視殘障旅游教育,開設理論和實踐課程,鼓勵

旅游專業(yè)學生參與社會服務,讓未來旅游從業(yè)者提

前做好服務肢殘游客的準備。肢殘者家庭和相關(guān)社

群方面,家人應積極支持和鼓勵肢殘人士出游,如鼓

勵其報名“生命之歌”組織的旅游活動,并盡可能陪

伴出游。不同的社群組織,如中國脊髓損傷論壇、少

數(shù)派說、殘障知音、殘障之聲等,可以利用線上交流、

線下組織活動等多種形式,引導肢殘人士正確看待

殘障和社會態(tài)度,并邀請肢殘旅游達人分享出游經(jīng)

歷,幫助肢殘人士消除顧慮,樹立出游信心。

6 研究不足與未來展望

本文仍有以下不足:(1)以往研究表明,殘障類

型影響出游障礙,受限于問卷樣本和訪談資料,論文

只關(guān)注到肢殘人士,未來應加強對智力、言語、視力、

精神等障礙人群的出游障礙研究。(2)肢殘者的性

別、生活陪伴對出游障礙的顯著影響并未得到證實,

未來可對女性肢殘者的出游障礙、家人對肢殘者出

游的影響展開主題討論。(3)研究發(fā)現(xiàn),年齡、婚姻

狀況、殘障年限、殘障原因顯著影響肢殘者出游障

礙,研究雖利用訪談文本作了闡釋,但分析深度不

夠,未來可采用民族志、敘事研究、案例研究等做更

深入的探索。(4)研究只是從異質(zhì)性的角度初步探

索了肢殘人士出游障礙存在的差異及其成因,對于

顯著性影響及其成因的可靠性還有待進一步檢驗。

注 釋

①中國殘疾人聯(lián)合會.2010年末全國殘疾人總數(shù)及各類、不

同殘疾等級人數(shù)[EB/OL].https://www.cdpf.org.cn/

zwgk/zccx/cjrgk/15e9ac67d7124f3fb4a23b7e2ac739aa.

htm,2021-12-16.

②如1990年頒布《中華人民共和國殘疾人保障法》,在2008

年和 2018 年 修 訂,2008 年 加 入 聯(lián) 合 國 《殘 障 人 權(quán) 利 公

約》,2013年通過《中華人民共和國旅游法》,2021年制定

國家標準《建筑與市政工程無障礙通用規(guī)范》,2021年通

過《“十四五”殘疾人保障和發(fā)展規(guī)劃》等。

③據(jù)中華人民共和國文化和旅游部官方網(wǎng)站報道,2019年國內(nèi)

旅游人數(shù)60.06億人次。粗略計算,全國人均出游超4次。

資料來源:https://www.mct.gov.cn/whzx/whyw/202003/

t20200310_851786.htm,2021-12-16.

④中國殘 疾 人 聯(lián) 合 會.殘 疾 人 分 類 與 分 級 [EB/OL].https://www.cdpf.org.cn//hdjl/gjflfg1/zzjslzc/2b2e58504

e1e41879a9907b00c7d47a0.htm.2022-4-26.

⑤2021年11月8日,研究者在中國知網(wǎng)輸入殘疾人旅游、殘

障旅游等為主題和關(guān)鍵詞查詢,顯示核心期刊相關(guān)論文9

篇,算上旅游類期刊發(fā)表的論文(旅游論壇/桂林旅游專業(yè)

學校學報3篇和北京第二外國語學院學報1篇),共13篇。

參考文獻

[1] TAZIMJ.,JAMESH.Justiceandethics:towardsa

newplatformfortourismandsustainability[J].Journalofsustainabletourism,2021(2-3):143-157.

[2] ANDREIA M,CELESTE E,EUGENIA D .The\"

why\"and\"whatfor\"ofparticipationintourismactivities:travelmotivationsofpeoplewithdisabilities[J].

Currentissuesintourism,2023(6):941-951.

[3] KONG W H,LOIKI.Thebarrierstoholiday-taking

forvisuallyimpairedtouristsandtheirfamilies[J].

Journalofhospitalityandtourism management,2017

36

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第6期

(9):99-107.

[4] CHANGYC,CHENCF.Identifyingmobilityserviceneedsfordisabled airpassengers[J].Tourism

management,2011(5):1214-1217.

[5] 賈新明,田澎.顧客異質(zhì)性對顧客滿意度指數(shù)測評的

影響[J].管理科學,2009(4):41-49.

[6] PAGáNR.Thecontributionofholidaytripstolife

satisfaction:thecaseofpeople withdisabilities[J].

Currentissuesintourism,2015(6):524-538.

[7] TUTUNCU O.Investigatingtheaccessibilityfactors

affectinghotelsatisfactionofpeoplewithphysicaldisabilities[J].Internationaljournalofhospitalitymanagement,2017(65):29-36.

[8] BENNETTR, VIJAYGOPAL R, KOTTASZ R.

Willingnessofpeoplewithmentalhealthdisabilitiesto

travelindriverlessvehicles[J].Journaloftransport&

health,2019(3):1-12.

[9] 陶長江.境外殘障旅游與無障礙旅游研究進展與啟示

[J].旅游學刊,2020(3):127-142.

[10] 柴壽升,張道遠,鄭瑋.國民旅游公平視角下的弱勢群

體旅游發(fā)展研究[J].旅游論壇,2017(1):10-21.

[11] 陳楠,喬光輝,張云耀.基于無助理論的殘疾人旅游

障礙與旅游參與意圖關(guān)系研究:結(jié)構(gòu)方程式模型的應

用[J].旅游學刊,2009(9):47-52.

[12] PORIA Y,REICHEL A,BRANDT Y.Theflight

experiencesofpeoplewithdisabilities:anexploratory

study[J].Journaloftravelresearch,2010(2):216-

227.

[13] GR?SCHL S.An exploration of HR policiesand

practicesaffectingtheintegrationofpersonswithdisabilitiesinthehotelindustryinmajorCanadiandestinations[J].Internationaljournalofhospitality management,2007(3):666-686.

[14] SMITH R W.Leisureofdisabledtourists:barriers

toparticipation[J].Annalsoftourismresearch,1987

(3):376-389.

[15] DARCYS.Disablingrourneys:thetourismpatterns

ofpeoplewithimpairmentsinAustralia[C]//BraithwaiteR W,Braithwaite R L.Cauthe:ridingthe

waveoftourismandhospitalityresearch.Proceedings

oftheCAUTHEconference,lismore:southerncross

university,2003:271-279.

[16] MCKERCHERB,PACHER T,YAU M K,etal.

Travelagentsasfacilitatorsorinhibitorsoftravel:

perceptionsofpeoplewithdisabilities[J].Tourism

management,2003(4):465-474.

[17] DARCYS.Marginalisedparticipation:physicaldisability,highsupportneedsandtourism[J].Journalof

hospitalityandtourism management,2002(1):61-72.

[18] RICKLYJM,HALPERN N,HANSEN M,etal.

Travellingwithaguidedog:experiencesofpeople

withvisionimpairment[J].Sustainability,2021(5):

2840.

[19] MCKERCHERB, DARCY S. Re-conceptualizing

barrierstotravelby people with disabilities [J].

Tourism managementperspectives,2018(4):59-66.

[20] LEEBK,AGARWAL S,RIM H J.Influencesof

travelconstraintsonthepeoplewithdisabilities'intentiontotravel:Anapplicationofseligman'shelplessnesstheory[J].Tourism management,2011(3):

569-579.

[21] DEPASCALEA,MELEDDU M,ABBATET,etal.

Isthereagendergapinthepropensitytotravelof

peoplewithdisabilities? [J].Journaloftravelresearch,2023(3):517-539.

[22] KONG W H,LOIKL.Thebarrierstoholiday-taking

forvisuallyimpairedtouristsandtheirfamilies[J].

Journalofhospitalityandtourism management,2017

(9):99-107.

[23] SMALLJ,DARCYS,PACKER T.Theembodied

touristexperiencesofpeoplewithvisionimpairment:

managementimplicationsbeyondthevisualgaze[J].

Tourism management,2012(4):941-950.

[24] KIMSE,LEHTO XY.Thevoiceoftourists with

mobilitydisabilities:insightsfrom onlinecustomer

complaintwebsites[J].Internationaljournalofcontemporaryhospitality management,2012(3):451-

476.

[25] RANDLE M,DOLNICAR S.Enablingpeople with

impairmentstouseairbnb[J].Annalsoftourismresearch,2019(76):278-289.

[26] SANTAANA-SANTANASB,PE?à-àLONSO C,

ESPINOEPC.Assessingphysicalaccessibilityconditionstotouristattractions.Thecaseofmaspalomas

CostaCanariaurbanarea(GranCanaria,Spain)[J].

Appliedgeography,2020(125):102327.

[27] GREWALlR,MURALICC,CITRIN A V.Customersatisfaction heterogeneity and shareholdervalue

[J].Journalofmarketingresearch,2010(4):612-

626.

37

陶長江等:肢體殘障人士異質(zhì)性對出游障礙的影響及其實際成因探究 理論探索

[28] GILLOVICB, MCLNTOSH A, COCKBURNWOOTTENC,etal.Experiencesoftouristswithintellectualdisabilities:a phenomenologicalapproach

[J].Journalofhospitalityandtourism management,

2021(48):155-162.

[29] BIY H,CARDJA,COLES T.Accessibilityand

attitudinalbarriersencounteredbyChinesetravellers

withphysicaldisabilities[J].Internationaljournalof

tourismresearch,2007(3):205-216.

[30] RUMMELA M.Travelbypeoplewithphysicaldisabilities:adiffusionstudyfocusedonopinionleadership[D].EastLansing:MichiganStateUniversity.

2008.

[31] KHOO-LATTIMOREC,MURAP,YUNGR.The

timehas come:a systematicliteraturereview of

mixedmethodsresearchintourism[J].Currentissuesintourism,2017(13):1531-1550.

[32] NORMAN,K.DENZIN,,YVONNA,S.LINCON.

質(zhì)性研究手冊2:研究策略與藝術(shù)[M].朱志勇,韓倩,

鄧猛等,譯.重慶:重慶大學出版社,2019.

[33] CRESWELL,CLARK.混合方法研究導論[M].李敏

誼,譯.重慶:重慶大學出版社,2015.

[34] PORIA Y,REICHEL A,BRANDT Y.Dimensions

ofhotelexperienceofpeoplewithdisabilities:anexploratorystudy[J].Internationaljournalofcontemporaryhospitalitymanagement,2011(5):571-591.

[35] SEDGLEYD,PRITCHARD A,MORGAN N,et

al.Tourismandautism:journeysofmixedemotions

[J].Annalsoftourismresearch,2017(66):14-25.

[36] 潘綏銘,姚星亮,黃盈盈.論定性調(diào)查的人數(shù)問題:

是“代表性”還是“代表什么”的問題:“最大差異的信

息飽和法”及其方法論意義[J].社會科學研究,2010

(4):108-115.

[37] 鄭功成.中國社會公平狀況分析:價值判斷、權(quán)益失衡

與制度保障[J].中國人民大學學報,2009(2):2-11.

[38] 陶長江,陳俐雯,楊鈺琳,等.殘障人士在景區(qū)就業(yè)有

可能性嗎?:基于游客對旅游景區(qū)殘障員工的態(tài)度研

究[J].熱帶地理,2022(3):457-468.

[39] JANAT,HIGHAMJ.Justiceandethics:towardsa

newplatformfortourismandsustainability[J].Journalofsustainabletourism,2021(2-3):143-157.

[40] DEVILEE,KASTENHOLZ E.Accessibletourism

experiences:thevoiceofpeoplewithvisualdisabilities[J].Journalofpolicyresearchintourism,leisure

andevents,2018(3):265-285.

[41] RICHARDSV, PRITCHARD A,MORGAN N.

(Re)envisioningtourismandvisualimpairment[J].

Annalsoftourismresearch,2010(4):1097-1116.

TheInfluenceofHeterogeneousCharacteristicsofPeoplewith

PhysicalDisabilitiesonTravelBarriersandItsActualCauses

TaoChangjiang,ZhangXiaoming

(SchoolofTourism Management,SunYat-senUniversity,Zhuhai519000,China)

Abstract:Researchonpeoplewithdisabilitiesisatopicofsocialequityandrightsinthefieldoftourismresearch.Itisacommonsensethattravelisanequalrightforallpeople,however,onlyafewpeoplewith

physicaldisabilities(PWPDs)inChinacangoouttravelduetointrapersonal,structuralandinterpersonal

barriers.Correspondingly,itisimportanttoanalyzetravelbarriersofPWPDsanditsactualcauses.Not

onlyitcontributestorethinkingonthecurrentresearchontravelbarriersofPWPDs,butalsoitisthe

rightwaytofindtheeffectivemethodstoaddressPWPDs'travelconstraints.ThePWPDswereconventionallytreatedasahomogeneousgroup,representedasimilarstateintermsofbodyfunctionimpairment

(crutches,wheelchair,etc.),andinevitablywereviewedashavingsimilartravelbarriers.However,this

studyshowedthatPWPDsdifferindemographiccharacteristicsandphysicaldisabilityconditions,andthus

travelbarriersandcausesvary.Basedonthereflectionoftheinsufficientexplanatorypowerofthetravel

38

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第6期

disabilitytheoryandtheunderstandingofthesocialmodelofdisability,thisstudyadopteda mixedresearchmethodandanalyzedtheimpactofdemographiccharacteristicsanddisabilitycharacteristicsofPWPDsontravelbarriers.StudyOneisaquantitativeresearch,whichcollectedatotalof346surveyresponses.Inthisstudy,thefactorsinfluencingtraveldisorderswerediscussedusingExploratoryFactorAnalysis(EFA),ConfirmatoryFactorAnalysis (CFA)and ANOVA.Study Twoisaqualitativeresearch,

whichconductedandanalyzed30semi-structuredinterviews.Theresultsshowthat,demographiccharacteristicssuchasage,educationlevel,employmentsituationandmarriedstatushavesignificantimpactson

travelbarrierscausedofphysicalfunction,socialjusticeperception,self-confidenceandtravelcompanions

ofPWPDs.Besides,theseverityofdisability,thedurationofdisabilityandthecausesofdisabilityallhave

asignificantimpactonthetravelconstraintsresultedfromtheaccessibleenvironment,socialattention,

andphysicalandmentalconditionofthePWPDs.Itisnecessarytoreducetheinternal,structuralandinterpersonalbarrierstoalleviatethetravelbarriersofdisabledpeople.Basedontheresearchconclusions,

thisstudysuggestsbuildingagovernment-ledsocialsupportnetworkwiththeparticipationofsocialinstitutions,tourismindustry,educationinstitutionsandfamilymembersofthePWPDs.Preferentialpolicies

foremploymentandentrepreneurshipshouldbeappliedtoincreaseemploymentopportunitiesforpeopleof

physicaldisability.Theexternalobstaclesneedtoberemovedbyimplyingandsupervisingtheconstruction

ofaccessibleenvironment.Morewelfareorganizations,mutilationcommunityorganizations,andsocial

mediashouldbefostered.Whileappropriatetransportation,appropriatetravelroutesandeffectivetravel

servicesneedtobesuppliedbythetourismindustries,relevantcoursesandprogramsshouldbedeveloped

inhighereducationinstitutionstoprepareforthehumanresourcesandworkfoceforimprovedserviceto

touristswithphysicaldisabilities.

Keywords:peoplewithphysicaldisabilities;travelbarriers;heterogeneity;impact;actualcauses

[實習編輯:伍燕瓊;責任編輯:連云凱]

39

陶長江等:肢體殘障人士異質(zhì)性對出游障礙的影響及其實際成因探究 理論探索

2023年11月

第16卷 第6期

doi:10.15962/j.cnki.tourismforum.202306067

http://gllylt.cbpt.cnki.net

【理論探索】

旅游休閑街區(qū)夜間旅游滿意度影響因素研究

朱 璽a,劉 敏b

(北京聯(lián)合大學 a.應用文理學院;b.旅游學院,北京 100101)

[摘 要]晝夜變化帶來城市景觀與活動的多樣性,由此作為城市旅游核心區(qū)的旅游休閑街區(qū)成為

夜間旅游體驗的集中區(qū)。研究運用 Kano模型,選擇西安大唐不夜城、杭州清河坊、北京南鑼鼓巷3

個典型旅游休閑街區(qū)夜間旅游進行實地調(diào)研,通過構(gòu)建設施、服務、體驗和項目4個層次的指標設

計,分析夜間旅游滿意度影響因素并進行案例間對比分析。結(jié)果表明:(1)旅游休閑街區(qū)夜間旅游

具有大眾化和年輕化的特征;(2)部分滿意度影響因子具有共同 Kano屬性,其中價格、噪音、擁擠

程度為逆向因子,照明亮度和背景音樂為無差別因子,交通、安全、衛(wèi)生、休憩等設施與服務水平為

期望因子。(3)滿意度提升應從夜間特性、街區(qū)自身文化特點和夜游人群喜好等綜合考慮。研究據(jù)

此提出了完善基礎設施、提高服務水平、強化氛圍營造、發(fā)展特色項目等相關(guān)建議,以期對旅游休閑

街區(qū)的夜間旅游滿意度的提升提供科學參考。

[關(guān)鍵詞]夜間旅游;旅游休閑街區(qū);滿意度;影響因素;Kano模型

[中圖分類號]F590 [文獻標識碼]A [文章編號]1674-3784(2023)06-0040-15

簡·雅各布斯在《美國大城市的死與生》中提

出,“多樣性是城市的天性”。她認為,人與人、人與

空間的互動產(chǎn)生了城市多樣性和活力,而在成功的

街道中人流必然在不同的時段內(nèi)出現(xiàn)[1]。在空間角

度上,街區(qū)是城市規(guī)劃的基本單元[2]43,是開放型帶

狀空間,為城市提供生活服務,與居民和游客產(chǎn)生互

動。在時間角度上,晝夜變化的節(jié)奏促使人流變化,

是城市多樣性的表現(xiàn)之一。晝夜變化是非人為營造

的二元情境,具有不同的特點,人在晝夜的不同時間

特征下產(chǎn)生不同的活動需求和旅游體驗[3]。Huang

等運用實驗法驗證了人對同一景觀在晝夜不同情境

下有不同的感知[4]。主觀原因可能是光照對機體行

為的晝夜節(jié)律有重大影響[5]。機體在白天新陳代謝

較快、交感神經(jīng)較為活躍,適合工作和學習,在夜晚

機體的副交感神經(jīng)活動占優(yōu)勢,令人感到更放松、更

自由。客觀原因是夜間光線昏暗、視線模糊,夜間景

觀依靠燈光打造,黑暗和照明可以增強一個人的美

學印象[6],容易營造出“越夜越美麗”的氛圍。除了

光照,氣候也是夜間旅游的驅(qū)動因素[7]45。

夜間旅游,是指從日落到第二天太陽升起期間,

游客和本地居民在城市范圍內(nèi),以旅游休閑為目的

而進行的各類活動的總稱[8]。夜間旅游是城市休閑

經(jīng)濟的延長線,改變了傳統(tǒng)的出游模式和旅游資源

配置方式,為區(qū)域旅游發(fā)展注入了活力[9]。與此同

40

[基金項目]本研究受教育部人文社會科學研究規(guī)劃基金項目“精準扶貧戰(zhàn)略下景區(qū)周邊社區(qū)的自我可持續(xù)發(fā)展能力提升

研究”(18YJAZH057)和北京學高精尖學科學生創(chuàng)新項目成果(BJXJD-GJJKT2022-YB06)的共同資助。

[收稿日期]2023-06-02;[修回日期]2023-08-14

[作者簡介]朱璽(1998-),女,回族,河南信陽人,北京聯(lián)合大學應用文理學院2021級碩士研究生,主要研究方向為旅游地

理,E-mail:798893890@qq.com;劉敏(1978-),女,內(nèi)蒙古額濟納旗人,博士,北京聯(lián)合大學旅游學院教授、碩士研究生導

師,主要研究方向為旅游地理與旅游休閑街區(qū),E-mail:ejina@163.com,通訊作者。

時,也存在著開發(fā)不合理、運營同質(zhì)化、管理不規(guī)范、

設施不完備、業(yè)態(tài)不新穎等問題,因無法滿足日漸豐

富的夜間旅游需求,導致區(qū)域活力喪失,空間資源浪

費[10]。旅游體驗及滿意度研究在識別訪客感知和

需求,促進 區(qū) 域 旅 游 提 質(zhì) 發(fā) 展 等 方 面 起 到 關(guān) 鍵 作

用[11]45。晝夜變化下的游客行為特點和環(huán)境感知具

有差異性,夜間旅游體驗研究需要進一步探索。

旅游休閑街區(qū)成為快速生活節(jié)奏下城市休閑旅

游的重要場地,是城市形象與地域特色集中展示的

窗 口,也 是 促 進 城 市 高 水 平、高 質(zhì) 量 發(fā) 展 的 載

體[12]243。為響應《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會

發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要》中

“打造一批文化特色鮮明的國家級旅游休閑街區(qū)”的

有關(guān)任務要求,《旅游休閑街區(qū)等級劃分》行業(yè)標準

(LB/T082-2021)(以下簡稱《旅游休閑街區(qū)等級

劃分》)2021年頒布實施,其中多條涉及夜間旅游相

關(guān)內(nèi)容[13]2。首批54家國家級旅游休閑街區(qū)中有

30家被認定為國家級夜間文旅消費集聚區(qū),第二批

57家中有23家國家級夜間文旅消費集聚區(qū)。旅游

休閑街區(qū)為夜間活動提供了場所,承載越來越多的

夜間休閑、消費和旅游等需求[14]90。因此,構(gòu)建滿意

度影響因素體系,使用 Kano模型測度識別訪客滿

意度和期望,對于旅游休閑街區(qū)夜間旅游可持續(xù)、高

質(zhì)量發(fā)展,具有理論和現(xiàn)實意義。

1 文獻回顧

1.1 旅游休閑街區(qū)

街區(qū)(Block)是基本的城市結(jié)構(gòu)單元和生活空

間,通常是由若干條街道圍成的區(qū)域[2]44。其英文

單詞可拆解為 Business(商業(yè))、Liefallow(休閑)、

Open(開放)、Crowd(人群)、Kind(親和)[15]。其中,

旅游休閑街區(qū)(tourismandleisureblock)作為街區(qū)

的一類,綜合了商業(yè)街區(qū)、特色街區(qū)、文化街區(qū)和休

閑街區(qū)的功能和特點,是未來街區(qū)發(fā)展和城市規(guī)劃

的方向之一,但目前還沒有統(tǒng)一的概念定義以及標

準化的分類。《旅游休閑街區(qū)等級劃分》行業(yè)標準將

其定義為具有鮮明的文化主題和地域特色,具備旅

游休閑、文化體驗和公共服務等功能,融合觀光、餐

飲、娛樂、購物、住宿、休閑等業(yè)態(tài),能滿足游客和本

地居民游覽、休閑等需求的城鎮(zhèn)內(nèi)街區(qū)[13]1。國外

研究關(guān)注的是旅游休閑街區(qū)的基礎設施建設和配

置[16-17]。國內(nèi)目前以“旅游休閑街區(qū)”為專有名詞

的研究較少,大多是從其他相近定義,如“城市休閑

街區(qū)”“旅游特色街區(qū)”等進行描述,因此對旅游休閑

街區(qū)的概念進行了探討(表1),研究集中在業(yè)態(tài)研

究[18-19]、現(xiàn)狀 及 對 策[20-22]、空 間 與 活 動[14]86,[23]等

領(lǐng)域,而晝夜變化下的旅游休閑街區(qū)、旅游休閑街區(qū)

滿意度等的研究較少。

表1 不同文獻對旅游休閑街區(qū)的概念界定

責任者 概念

楊萍芳等

旅游休閑街區(qū)是集旅游、休閑功能為一體,既是當?shù)鼐用駱I(yè)余休閑活動場所,又是吸引外地

游客來此觀光、購物、體驗的集“食、住、游、購、娛”為一體的旅游休閑娛樂區(qū)[24]

宋長海

城市休閑街區(qū)是指在城市發(fā)展歷程中,充分利用其自然地理區(qū)位優(yōu)勢和歷史文化資源,圍

繞人們的休閑需求(包括當?shù)鼐用竦娜粘Ｓ雾枨蠛屯鈦碛慰偷穆糜涡枨?,經(jīng)營主體明

確、主題特色鮮明、業(yè)態(tài)配置較為齊全、公共設施服務供給完善、區(qū)域邊界清晰,具有市級及

以上市場影響力的城市開放空間[25]

《旅游休閑街區(qū)

等級劃分》

旅游休閑街區(qū)具有鮮明的文化主題和地域特色,具備旅游休閑、文化體驗和公共服務等功

能,融合觀光、餐飲、娛樂、購物、住宿、休閑等業(yè)態(tài),能夠滿足游客和本地居民游覽、休閑等

需求的城鎮(zhèn)內(nèi)街區(qū)[13]1

趙克蘇等 旅游休閑街區(qū)是滿足本地居民休閑需求以及外來游客觀光游覽的公共空間[26]

莫彩云等 旅游休閑街區(qū)是兼顧主客需求、文化特色鮮明、多元業(yè)態(tài)融合、時空開放共享的街區(qū)[12]244

張馨瑞

旅游休閑街區(qū)需要包含3個特征:休閑旅游是其基本功能,能夠提供休閑旅游類的服務與

產(chǎn)品;能夠滿足當?shù)鼐用衽c外來游客休閑、游覽、購物等需求;街區(qū)是其空間存在形式[27]

41

朱 璽等:旅游休閑街區(qū)夜間旅游滿意度影響因素研究 理論探索

通過以上文獻梳理,將旅游休閑街區(qū)定義為:能

滿足外地游客與當?shù)鼐用裆睢⑿蓍e、旅游等需求,

經(jīng)營完善、業(yè)態(tài)豐富、特色鮮明的城鎮(zhèn)公共街區(qū)。旅

游休閑街區(qū)區(qū)別于其他街區(qū)的特征在于:第一,旅游

休閑街區(qū)擁有齊全的功能、完善的設施以及豐富的

業(yè)態(tài),能夠滿足訪客多層次、多類別的需求;第二,旅

游休閑街區(qū)是能夠集中體現(xiàn)當?shù)匚幕c特色、展示

區(qū)域地方性的城鎮(zhèn)空間;第三,旅游休閑街區(qū)通過與

人的互動,讓人產(chǎn)生休閑放松、滿意和愉悅的體驗。

1.2 夜間旅游

晝夜節(jié)律(circadianrhythm),是指有機體生命

運動以24h左右為周期的規(guī)律性變化[28]。這些變

化體現(xiàn)在人的主觀感受(困倦、疲憊程度)[29]、生理

指標(血壓、體溫)[30]、行為(注 意 力、記 憶 力、執(zhí) 行

力)[31]以及認知能力[32]上,并且不同指標對晝夜節(jié)

律的敏感度存在差異[33]。段義孚在《浪漫地理學》

中提到電的廣泛應用改變了城市的基本自然節(jié)奏,

也就是晝夜的節(jié)律性,特別是電燈使公共活動不再

依賴太陽,城市開始有了夜生活[34]。光環(huán)境不僅對

人體生理、心理狀態(tài)產(chǎn)生影響,從而影響人類相關(guān)行

為的選擇,并對不同空間的塑造力也起作用[35]。因

此,晝夜變 化 突 出 了 夜 間 旅 游 在 時 間 序 列 上 的 特

殊性。

夜間旅 游 (nighttourism)一 詞 由 “夜 間 經(jīng) 濟

(Night-timeEconomy)”延伸而來,是為了解決 20

世紀的英國城市夜間空心化問題而提出[36]。夜間

經(jīng)濟除了與以休閑娛樂為主的服務業(yè)有關(guān),具有經(jīng)

濟屬性,還與日常生活活動和社交等有關(guān),具有社會

屬性[37]。夜間經(jīng)濟與城市旅游的融合發(fā)展,使得夜

間旅游作為延長傳統(tǒng)旅游時間的新型旅游形式逐漸

興起,學者們關(guān)注的焦點也逐漸從夜間消費群體探

究、夜間犯罪等社會問題與治安管理研究轉(zhuǎn)向夜間

休閑旅游的研究[38]。夜市等夜間休閑場所成為夜

間旅游的重要載體之一,通過提供購物、娛樂、地方

美食等休閑活動,向游客展示地方魅力,為游客提供

地方文化體驗[39]。

從空間上,街區(qū)不僅是外地游客的旅游空間,也

是當?shù)鼐用竦纳羁臻g[40]。從時間上,晝夜變化下

的夜間旅游融合了夜晚的獨特氛圍和旅游的休閑屬

性。由于夜間旅游的時間特殊性以及活動休閑性,

旅游休閑街區(qū)成為夜間旅游的主要活動場所[14]90。

集聚型、綜合型的消費是夜間經(jīng)濟發(fā)展的趨勢[41]。

旅游休閑街區(qū)作為開放型帶狀空間,其業(yè)態(tài)的豐富

性、經(jīng)濟活動的集聚效應、與現(xiàn)代科技結(jié)合而產(chǎn)生的

幻境感,對夜間旅游人群具有吸引力,使人感到自由

和放松。夜游人群在特定的時空情境下會產(chǎn)生特殊

的體驗,因此旅游休閑街區(qū)的夜間旅游具有一定的

研究意義。

1.3 滿意度研究方法與影響因素

體驗經(jīng)濟時代,滿意度影響著游客的口碑、忠誠

與重訪[42]。由于旅游休閑街區(qū)夜間旅游滿意度的

研究相對較少,因此需要從其他相似的研究中尋找

研究方法和影響因素進行探究。如表2所示,目前

相關(guān)滿意度研究采取的方法大多為IPA 分析法與

結(jié)構(gòu)方程模型,這些方法可以識別出滿意度的影響

因素,但他們的缺陷在于無法給出更為具體的改進

順序。為了彌補上述方法的不足,嘗試使用 Kano

模型進行滿意度研究,以期得到更精細的改進方案。

表2 街區(qū)及夜間旅游滿意度的相關(guān)研究

相關(guān)研究 責任者 研究案例 方法模型 核心評價因素

街區(qū)

滿意

度

李慧 合肥市淮河路步行街 網(wǎng)絡文本分析 6要素:風景、環(huán)境、基礎、價格、文化、意愿[43]30

李淵等 成都市寬窄巷子 結(jié)構(gòu)方程模型

5維度:設施與管理、文化氛圍、環(huán)境風貌、商業(yè)

配套、可達性感知[44]131

羅秀等 成都市錦里 IPA 分析法

7要素:餐飲、住宿、交通、游覽、購物、娛樂、服

務[45]96

李勝等 北京市北京坊 結(jié)構(gòu)方程模型

8潛變量:感知質(zhì)量、感知價值、顧客期望、顧客

滿意、顧客忠誠、顧客抱怨、街區(qū)形象、特色空

間和業(yè)態(tài)[46]82

楊璐等 福州市三坊七巷

結(jié)構(gòu)方程模型

與雙因素理論

9因子:保健因素(通達性、街區(qū)環(huán)境、管 理 服

務、基礎設施)和激勵因素(景觀質(zhì)量、文化氛

圍、文娛活動、商品特色、美食文化)[47]85

42

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第6期

表2(續(xù))

相關(guān)研究 責任者 研究案例 方法模型 核心評價因素

夜間

旅游

滿意

度

郭巒等 桂林市

統(tǒng)計分析法和

IPA 分析法

3維度:城市夜間整體環(huán)境、夜間產(chǎn)品和服務、

公共基礎設施[11]46

楊淑梅等 重慶市磁器口古鎮(zhèn) IPA 分析法

5要素:夜間旅游服務設施、夜間旅游產(chǎn)品、夜

間旅游環(huán)境、夜間旅游活動、夜間旅游服務與

管理[48]68

鄢志武等 武漢市 修正IPA 分析法

8維度:旅游燈光、旅游交通、旅游餐飲、休閑游

覽活動、旅游服務、旅游購物、基礎設施、整體

氛圍[49]219

盧松等 蕪湖方特夢幻王國

IPA 分析法與

因子分析法

4維度:體驗、設施、服務、項目[50]75

李瀟 城市濱江公園

IPA 分析法與

德爾菲法

7要素:空間、環(huán)境、照明、水體、社會、心理、管

理[51]36

姜堯 桂林市

模糊綜合評價法

IPA 分析法

8因子:交通、燈光、餐飲、休閑游樂、購物、公共

設施、服務、總體氛圍感知[52]15

1.4 Kano模型在旅游及游客滿意度的應用

Kano模 型 是 東 京 理 工 大 學 教 授 狩 野 紀 昭 于

1984年根據(jù)雙因素理論提出的、用于測度顧客滿意

度的模型[53]。在中國知網(wǎng)檢索以“Kano模型”為關(guān)

鍵詞,檢索到文獻總數(shù)2584篇,且近10年來發(fā)文

數(shù)逐年攀升。研究相關(guān)主題包括“用戶需求”“服務

質(zhì)量”“QFD(質(zhì)量功能展開)”“滿意度”等。研究涉

及學科較為廣泛,主要分布在企業(yè)經(jīng)濟、工業(yè)通用技

術(shù)與設備、計算機軟件及計算機應用等。其中“旅

游”排在第十位,相關(guān)發(fā)文量有103篇,研究領(lǐng)域包

括鄉(xiāng)村旅游[54-55]、智慧旅游[56-57]、冰雪旅游[58]等,

研究內(nèi)容有服務設計、需求分析、滿意度提升、產(chǎn)品

研發(fā)等。Kano模型的優(yōu)點在于能夠有效識別訪客

當下的滿意度,通過劃分滿意度影響因子屬性,繪制

滿意要素敏感度矩陣圖,為滿意度提升提供具體的

順序及線路圖[59],因此選取 Kano模型作為研究方

法,為旅游休閑街區(qū)夜間旅游滿意度的測度提供更

科學、具體的思路。

綜上所述,旅游休閑街區(qū)是城市旅游的重點區(qū)

域,而晝夜變化使夜間旅游成為重要旅游體驗時段,

滿意度是旅游休閑街區(qū)夜間旅游的重要研究內(nèi)容。

小尺度街區(qū)層面的滿意度主要集中在設施(尤其是

燈光)和服務方面;但較大尺度城市層面對旅游休閑

街區(qū)這個夜間旅游典型空間的關(guān)注不足。因此,本

文構(gòu)建了“特定時空情境下的4個層次”的邏輯思路

(圖1)。在特定時間(夜間)和特定空間(旅游休閑

街區(qū))組成的情境下,通過測度設施、服務、體驗和項

目4個層次,運用 Kano模型,將3個案例地進行對

比,最終得出旅游休閑街區(qū)夜間旅游滿意度影響指

標體系以及對應的提升策略,以期為旅游休閑街區(qū)

夜間旅游的高質(zhì)量發(fā)展和城市晝夜多樣性提升提供

參考。

圖1 研究框架

43

朱 璽等:旅游休閑街區(qū)夜間旅游滿意度影響因素研究 理論探索

2 研究設計

2.1 案例地選取

研究選取西安大唐不夜城、杭州清河坊、北京南

鑼鼓巷作為案例地,詳細情況見表3,主要基于以下

考慮:(1)現(xiàn)有研究的不足。現(xiàn)有研究多以單個街區(qū)

為例,針對多個街區(qū)的對比研究較少,不利于得到共

識性結(jié)論。(2)城市典型性。西安、杭州、北京是我

國六大古都中的三個,城市歷史悠久,因此發(fā)育出相

應的具有歷史傳統(tǒng)和地方文化特色的旅游休閑街

區(qū)。根據(jù)《“十四五”旅游業(yè)發(fā)展規(guī)劃》中旅游休閑空

間和夜間經(jīng)濟的相關(guān)要求[60],西安、杭州、北京屬于

旅游樞紐城市,旅游休閑街區(qū)的科學設計布局需要

進行探究,并引導面向未來的高水平、高質(zhì)量開發(fā)。

(3)街區(qū)典型性。大唐不夜城、清河坊、南鑼鼓巷均

為所在城市中較為著名的旅游休閑街區(qū),是城市文

化的縮影,能夠充分展示所在城市的特色,具有典型

性和代表性。(4)資源可獲取性。案例地旅游開發(fā)

較成熟,旅游資源聚集度高,旅游知名度較高,訪客

較多,相對開放,數(shù)據(jù)可獲取性較高,在數(shù)據(jù)收集方

面占有優(yōu)勢。3 個街區(qū)的比較分析除了能夠 驗 證

Kano模型對于滿意度測量的適用性,還能夠更清晰

地體現(xiàn)滿意度影響因素的異同以及作用效果,從而

總結(jié)出更客觀具體的規(guī)律性結(jié)論,并為旅游休閑街

區(qū)夜間旅游訪客體驗的提升提供引導。

表3 案例街區(qū)基本情況

旅游休閑街區(qū)名稱 西安大唐不夜城 杭州清河坊 北京南鑼鼓巷

所在地區(qū) 西安市曲江新區(qū) 杭州市上城區(qū) 北京市東城區(qū)

四至范圍

北起小 寨 東 路、南 至 雁 南 三 路、

西至慈恩西路、東至慈恩東路

北至 西 湖 大 道、南 至 鼓 樓、西 至

吳山廣場、東至中河中路

北至鼓樓東大街、南至地安門東

大街、西 至 地 安 門 外 大 街、東 至

交道口南大街

占地面積/m

2 650000 136600 62400

總長度/m 2100 1800 787

內(nèi)涵依托 唐文化與現(xiàn)代流行 宋文化與市井民俗 胡同文化與老北京特色

2020年國慶期間

客流量/萬人次

264.73 94.55 61.5

建成時間 2009年9月建成開放

河坊街建成于隋朝,南宋御街建

成于南宋

元大都同期

改造經(jīng)歷

2018年 10 月 全 面 啟 動 改 造 提

升,2019年元旦完成提升并全面

對外展示

2001年 清 河 坊 保 護 改 造,2009

年南宋御街更新改造

2016年 12月 20日,《南鑼鼓 巷

歷史文化街區(qū)風貌保護導則》發(fā)

布執(zhí)行,重點恢復居住功能

所獲稱號

全國示范步行街、第一批國家級

夜間文化和旅游消費集聚區(qū)、國

家旅游科技示范園區(qū)、國家級旅

游休閑街區(qū)、AAAAA 級景區(qū)

全國示范步行街、中華老字號第

一街、中 國 歷 史 文 化 名 街、中 國

歷史文化街區(qū)、國家級旅游休閑

街 區(qū)、省 級 高 品 質(zhì) 步 行 街、

AAAA 級景區(qū)

北京市第一批歷史文化保護區(qū)、

美國《時代》周刊挑選為亞洲 25

處你不得不去的好玩兒的地兒、

《首都功能核心區(qū)傳統(tǒng)地名保護

名錄(街巷胡同類第一批)》

周圍 AAAAA 級

景區(qū)

西安大雁塔·大唐芙蓉園 西湖風景名勝區(qū) 故宮博物院、恭王府

運營管理

機構(gòu)類型

西安曲 江 大 唐 不 夜 城 文 旅 發(fā) 展

有限公司(企業(yè))

杭州南 宋 皇 城 小 鎮(zhèn) 管 理 委 員 會

(政府)

北京市 東 城 區(qū) 人 民 政 府 交 道 口

街道辦事處(政府)

2.2 影響因素體系

通過文獻梳理、實地調(diào)研以及訪談,最終確定了

A 設施、B 服務、C 體驗和 D 項目共4個層次的21

個影響因素指標(表4)。劉愛利等認為,旅游聲景

對街區(qū)滿意度具有重要影響[61-63]114,36,1138,聲景和

夜間旅游是場所營造的關(guān)鍵,但鮮有文章將聲景與

夜間旅游結(jié)合,因此將聲景納入影響滿意度的指標,

具體表現(xiàn)為 A9噪音與 A10背景音樂。

44

旅 游 論 壇 2023年 第16卷 第6期

表4 旅游休閑街區(qū)夜間旅游滿意度的影響因素體系

要素層 因子層 描述 文獻依據(jù)

A 設施

A1交通

交通 的 便 捷 程 度、有 序 性、通 達

性

郭巒等[11]46、羅秀等[45]96、李勝等[46]82、楊璐等[47]85、楊淑梅

等[48]68、鄢志武等[49]219、盧松等[50]75、李瀟[51]36、姜堯[52]15

A2照明亮度 燈光明暗是否適宜

郭巒等[11]46、楊淑梅等[48]68、鄢志武等[49]219、盧松等[50]75、李

瀟[51]36、姜堯[52]15

A3照明美觀度 亮化景觀是否具有美感

郭巒等[11]46、楊淑梅等[48]68、鄢志武等[49]219、盧松等[50]75、李

瀟[51]36、姜堯[52]15

A4安全保障

監(jiān)控、巡 邏、安 保、設 施 養(yǎng) 護、急

救設備

郭巒 等[11]46、鄢 志 武 等[49]219、盧 松 等[50]75、李 瀟[51]36、姜

堯[52]15

A5價格水平 產(chǎn)品及服務等項目的價格高低

李慧[43]30、羅 秀 等[45]96、李 勝 等[46]82、鄢 志 武 等[49]219、盧 松

等[50]75、姜堯[52]15

A6導覽 指示系統(tǒng)是否完善

郭巒等[11]46、李淵等[44]131、羅秀等[45]96、楊淑梅等[48]68、鄢志

武等[49]219、盧松等[50]75、李瀟[51]36、姜堯[52]15

A7衛(wèi)生 道路、場景、食品等的衛(wèi)生狀況

郭巒等[11]46、李淵等[44]131、羅秀等[45]96、李勝等[46]82、楊淑梅

等[48]68、鄢志武等[49]219、盧松等[50]75、李瀟[51]36、姜堯[52]15

A8休憩 休憩設施密度的合理性

郭巒等[11]46、李淵等[44]131、鄢志武 等[49]219、盧 松 等[50]75、姜

堯[52]15

A9背景音樂

水聲、鐘聲、歌舞聲等是否豐富、

是否適宜

劉愛利等[61]114、鄧志勇等[62]36、劉愛利等[63]1138

A10噪音

噪聲是否超標、是否令人感到不

適

郭 巒 等[11]46、劉 愛 利 等[61]114、鄧 志 勇 等[62]36、劉 愛 利

等[63]1138

B服務

B1服務態(tài)度

服務人員是否禮貌熱情、細致周

到

郭巒等[11]46、李勝等[46]82、楊淑梅等[48]68、鄢志武等[49]219、姜

堯[52]15

B2服務技能 服務人員是否專業(yè)、有效率

郭巒等[11]46、羅 秀 等[45]96、李 勝 等[46]82、鄢 志 武 等[49]219、姜

堯[52]15

B3投訴處理

投訴是否方便、解決的時效性與

合理性

鄢志武等[49]219、姜堯[52]15

C體驗

C1本地特色 產(chǎn)品中的當?shù)孛袼罪L情 鄢志武等[49]219、盧松等[50]75、姜堯[52]15

C2擁擠程度 空間大小與客流量比例是否合理 郭巒等[11]46、李淵等[44]131、楊淑梅等[48]68、李瀟[51]36

C3文化內(nèi)涵 產(chǎn)品中的文化性

李慧[43]30、羅 秀 等[45]96、李 勝 等[46]82、楊 璐 等[47]85、鄢 志 武

等[49]219

C4參與感 是否有互動環(huán)節(jié)及參與性 盧松等[50]75

D項目

D1觀光類項目

以觀看夜間城市景觀為主、兼有

某自然景觀,對照明等硬件設施

依賴性強

盧松等[50]75

D2演藝類項目

以演藝活動為主,有特定舞臺空

間,觀 賞 性 突 出 的 動 態(tài) 產(chǎn) 品,參

與性弱

盧松等[50]75、李瀟[51]36

D3節(jié)事類項目

以傳統(tǒng)節(jié)日期間的觀賞、文化體

驗為主

楊璐等[47]85、楊淑梅等[48]68、盧松等[50]75、李瀟[51]36

D4體驗類項目

游客 親 身 參 與,規(guī) 模 較 小,分 布

較廣泛,以品嘗小吃、民俗體驗、

購物、娛樂為主

楊淑梅等[48]68、盧松等[50]75

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朱 璽等:旅游休閑街區(qū)夜間旅游滿意度影響因素研究 理論探索