生态旅游地游客环境友好行为的形成机制

“生态旅游”概念自20世纪80年代正式提出以来,比其他主流旅游方式发展更为迅速[1],以每年5%的全球增长率成为旅游业中增长速度最快的旅游方式之一[2]。生态旅游不仅注重体验自然生态环境,亦具备教育性与可持续性（生态的、社会文化的、经济的）、利益分配与道德规范、环保责任及环保意识等突出特征[3]。依据已有研究成果来看,几乎所有生态旅游的界定都强调了它在促进环境保护与生态可持续发展、自然景观（能够招徕游客）保护等方面的贡献。生态旅游不仅以保护生态环境为前提,还有益于当地的经济发展[4]。因此,生态旅游常常被视为一种可以实现多方共赢的发展路径,旅游者可以获得愉悦的体验,旅游经营者可以获得丰厚的利润,景区管理委员会可筹集环境保护资金,当地居民获得经济收入。所以,有学者将生态旅游描述为欠发达国家及地区的“天赐之物”[5]或“灵丹妙药”[6]。

对于生态旅游目的地来讲,良好的自然环境是其生存和发展的基础,也是其成功招徕游客的法宝,同时,在提高旅游目的地竞争力方面也发挥着重要作用。对于旅游客源市场来讲,良好的自然环境是吸引旅游者移动的主要因素,特别是生态旅游者[7]。遗憾的是,虽然游客往往慕“自然环境”而来,但在旅游的过程中,他们多关注旅游活动及旅游体验本身,较少考虑自身旅游行为给旅游地自然环境造成的影响。尽管对于大多数生态旅游者来讲,他们可能会最小化对环境的负面影响,但其有意或无意的旅游行为仍然会给旅游目的地环境带来负面影响[8],如采集花草标本、打扰野生动物栖息、过度拥挤等。游客的非环境友好行为对目的地环境产生的负面影响,不仅会影响到目的地动植物的多样性及生态系统的稳定性,也会直接影响到旅游者的体验价值感知及满意度,进而影响到生态旅游地吸引力与竞争力,不利于目的地旅游业可持续发展[9]。

可喜的是,近年来,学术界、实业界及行政管理部门都已经认识到旅游目的地环境问题的严重性及游客在实现自然资源可持续利用与环境保护方面的重要性。政府及管理部门也通过各种手段,努力减少旅游业对生态环境造成的消极影响,如制定旅游规划与规则、严格的惩罚措施及游客行为守则等,但实施的效果如何却跟游客的环境行为有很大关系[10]。因此,针对旅游目的地的环境问题,具有自发环保行为的环境友好型游客受到广泛关注[11]。实际上,游客的环境友好行为可以通过有效的措施进行干预与引导。鉴于此,对于旅游目的地管理者来讲,为了最小化游客对旅游目的地生态环境造成的负面影响,避免旅游目的地自然环境退化及持续为游客提供高质量的旅游体验,如何实施有效措施引导游客的环境友好行为就变得十分重要。

明确人类行为的影响因素非常重要,因为如果我们想要改变人类的行为,那么首先需要搞清楚是什么决定或影响人类的行为?20世纪80年代以来,有关人们的环境行为影响因素方面,环境心理学家作出了重大贡献,他们不断提出和验证一些理论与模型来预测环境相关行为,并试图改变人们的某些环境行为。在旅游研究领域,有关旅游者环境友好行为的影响因素研究方面也已取得较多成果,研究的焦点集中在环境知识、环境态度、环境意识、环境承诺、环境责任、环境吸引力、环境关注及地方依恋等方面[12-16]。掌握哪些因素会影响、激发游客的环境友好行为,可以为生态旅游地游客环境友好行为的诱导提供理论支撑。

在此背景下,本文的研究目的在于通过构建结构方程模型的方法,实证分析旅游者环境友好行为形成过程中环境知识、感知价值、感知消费效力以及环境态度的作用,找到影响环境友好行为形成的关键因素。研究结果有助于生态旅游目的地管理者采用更科学的手段激发游客的环境友好行为,找到科学的游客环境保护行为提升途径,为生态旅游地环境保护工作有效开展提供理论依据,促进生态旅游地旅游业的健康可持续发展。

环境知识表现了个人或组织在多大程度上关心或关注生态问题[17],用来描述与环境问题及其可能的解决方案等相关的知识,被界定为个人识别一定数量的、与环境保护相关的符号、概念及行为模式的能力[18],是个人所拥有的有关环境、地球生态及人类行为对环境影响的事实性信息[19]。在早期的线性回归模型分析中,环境知识被界定为环境态度形成及环境行为表达的来源[20]。Huang等认为人们拥有的环境知识越多,保护环境责任感就越强,因此,可以通过对人们环境知识的管理达到环境管理的目的[17]。

相关研究已经指出,环境知识与环境态度之间存在关联性[12]。根据环境知识的概念,人们所拥有的环境知识越多,对环境及环境相关问题的关注就越多,越容易表现出友好的环境行为[21]。Chen等验证了态度因素及社会人口统计学因素对环境友好行为的影响,分析结果表明城市居民环境知识存量的增加能够明显提高人们环境态度的积极性[22]。Barr对英国农户环境态度与环境行为的影响因素进行分析,发现农户环境态度与他们的环境知识存量有关,即环境知识存量越多,环境态度越积极[23]。Ahmad对马来西亚市民的环境知识与环境行为进行分析时发现人们的环境知识正向影响环境态度[24]。基于此,提出假设H1a：环境知识对环境态度有显著的正向影响。

生态旅游体验的感知价值受到认知性因素的影响,如生态旅游环境知识[25]。生态旅游者出游动机是基于对生态旅游环境的需求而产生,且由于其自身的环境知识引发了环境保护心理及游客对生态旅游体验的感知价值判断。所以,在旅游消费行为认知过程中,旅游者所拥有的环境知识会影响他们从生态旅游体验中获得的心理收益,进而影响对生态旅游体验的感知价值判断。一般来讲,旅游者掌握的环境知识越多,对生态旅游体验的感知价值越强。基于此,提出假设H1b：环境知识对感知价值有显著的正向影响。

感知消费效力是由人们的知识水平及直接和间接的经验决定的,随着人们知识水平及经验积累的变化而变化[26]。作为一个关键因素,人们对环境知识的掌握程度既能影响他们对环境问题的看法,又能影响他们对改变环境现状及解决环境问题的信心,最终影响他们对环境问题的感知消费效力。研究者还发现,相比之下,拥有较多环境知识的人更易于感知到他们的努力对于解决环境问题的贡献[27]。基于此,提出假设H1c：环境知识对感知消费效力有显著的正向影响。

感知价值是一个具有主观色彩的概念,指消费者在购买产品或服务时,基于对“给予”和“获得”的感知而对产品效用的总体评价[28]。因此,感知价值涉及到消费者对收益（想要的结果与利益）与投入（金钱、时间及努力）之间交易的感知评价[29]。Bolton等指出,就消费者付出的成本而言,感知价值就是消费者对服务的期望与实际获得的服务之间的感知差距[30]。在旅游研究文献中,感知价值经常被界定为个人对旅游产品特性的评价,如服务质量、价格、情感及社会因素,这些因素决定了产品价值是否值得消费,并影响旅游者的游后满意度[31]。

从感知价值的定义可以发现,感知价值是一个主观的、模糊的概念,而态度则是一种后天习得的、对某对象的喜欢或不喜欢的倾向[32]。态度是后天习得的,受到已有信息及先前经验的影响,故感知价值会对态度产生影响[33]。Ruiz-Molina等对消费者感知价值、态度及忠诚之间的关系进行实证分析,发现消费者感知价值对态度有显著的正向影响[34]。Williams等分析了植物园游客的环境知识与环境态度之间的关系,发现环境知识可以显著影响环境态度[35]。因此,提出假设H2a：感知价值对环境态度有显著的正向影响。

有关感知价值对环境友好行为影响的研究吸引了部分学者的关注,并取得了一定的研究成果。Russell等使用互惠准则解释了国家公园游客旅游体验、感知价值及其环境保护行为之间的关系,认为就旅游所付出的成本而言,如果游客能够获得良好的体验,那么他们将会受到更多的激励去保护环境[36]。Chiu等对生态旅游者的环境友好行为进行实证分析,结果表明生态旅游者的环境感知价值越高,越倾向于表现出环境友好行为[3]。基于此,提出假设H2b：感知价值对环境友好行为有显著的正向影响。

感知消费效力这个概念可以追溯到20世纪70年代,被描述为一种影响结果的能力,是消费者个体对自身行为是否有能力影响环境的一种主观判断[37]。Kinnear等首次对感知消费效力进行检验,用它测量人们对自身行为所产生的环境保护效果的信念[38]。根据Ellen等的研究,感知消费效力被定义为一种特定领域的信念,即个人努力可以影响问题解决的可能性大小[27]。感知消费效力在多大程度上是有效的,取决于个人如何评估自身行为对某问题的贡献水平。一般来讲,如果消费者认为自己的主张与消费行为能够在一定程度上改变环境恶化或生态失衡的问题,则感知消费效力就产生了[39]。

感知消费效力最初是用来测量态度的一个要素[38]。随后,学者们指出把态度和感知消费效力作为两个不同的变量进行建模的效果更好[27]。后来,大量实证研究发现感知消费效力与环境态度之间存在显著的正向相关关系[40]。当消费者感知到通过自身言行举止可以改变环境问题时,他们就更容易形成积极的环境态度;反之,如果人们认为通过自身的努力无法对环境现状产生影响,则会产生消极的环境态度。因此,提出假设H3a：感知消费效力对环境态度有显著的正向影响。

如果个体相信自身的环境友好行为有助于环境问题解决的话,那么这种信念会强烈影响个人实施环境友好行为意愿,进而影响环境友好行为。因此,在预测一般意义上的环境友好行为方面,感知消费效力是有效的。Roberts指出,感知消费效力是对个人影响环境资源问题能力的主观判断,在预测消费者生态环境行为方面的能力超过了其他人口学及心理学变量,是预测消费者生态环境行为最强大的单一因素[40]。实证研究结果也发现,感知消费效力与环境友好行为之间存在显著的正向相关关系[41]。因此,提出假设H3b：感知消费效力对环境友好行为有显著的正向影响。

环境态度反映了一个人对环境相关的活动及问题的信念、情感与行为意向的集合[42],或通过评估对自然环境的感知或信念而获得的心理倾向,用支持或不支持来表达[32]。事实上,对环境态度进行研究的兴趣来自于环境态度对人们行为的潜在影响[43]。特别是在自然生态型旅游目的地,环境态度被认为是负责任旅游行为的关键决定性因素,吸引了领域内学者们的研究兴趣[44]。环境态度可以帮助我们更好的理解那些能够影响环境友好行为的系列信念、兴趣及准则[3]。

目前,学者们提出了很多理论框架来解释环境态度和环境友好行为之间的关系,如理性行为理论、计划行为理论、价值—信念—规范理论等。这些理论认为环境态度是环境行为的重要变量之一,积极的环境态度可以促使人们表现出友好的环境行为。在已有相关研究成果中,大量研究结果证实环境态度和环境友好行为间存在显著的正相关关系[20]。Bradley等指出,影响个体环境行为最重要的因素就是环境态度[45]。近年来,越来越多的实证研究结果都证实了人们的环境态度对环境友好行为有显著的正向影响[46]。因此,提出假设H4：环境态度对环境友好行为有显著正向影响。

学者们使用不同的词语描述积极的环境行为,如环境友好行为、亲环境行为、有益环境行为、环境敏感行为、绿色消费行为、生态导向行为、生态友好行为、环境可持续行为及环境责任行为等[8],本文将积极的环境行为统称为环境友好行为。对环境友好行为的界定可以从它的影响和意向两个方面出发。Stern认为当从它的影响角度来界定的话,环境友好行为是一种可以积极改变生态系统的物质或能量或动力机制的行为。当从意向方面来界定的话,环境友好行为是一种持有从行动者观点来改变环境意向的行为[47]。从旅游角度来看,游客环境友好行为包含了保护自然环境、减少对当地环境的干涉、自愿地减少或放弃参观那些由于环境问题而需要恢复的区域、采取行动以减少对具体目的地带来的破坏。如果旅游者清楚地知道他们的哪些旅游行为可能给环境带来不利影响,同时,尽可能地改变自身旅游行为以减少对环境产生的不利影响,就说明游客表现出了环境友好行为。基于以上研究假设,提出本文的概念模型（图1）。

显示原图| 下载原图ZIP| 生成PPT

图1   概念模型

Fig. 1   Conceptional model

湖南莽山国家级自然保护区以蟒蛇出没,林海莽莽而得名。地处湘粤交界的南岭山脉中段,宜章县最南端,与广东接壤,距郴州市区130 km。地理坐标为112°43′19″E~113°0′10″E,24°52′0″N~25°23′12″N（图2）。年平均气温17.2 °C,总面积2万 hm2,森林覆盖率92.8%,活立木蓄量168万m3,有高等植物2700余种,脊椎动物300余种,其中国家保护的重点动植物50余种,还保存有6000 hm2的原始森林。保护区内森林覆盖率高达99%,因拥有世界湿润亚热带地区面积最大、保存最好的原生型常绿阔叶林和丰富的动植物资源而享有“地球同纬度带上的绿色明珠”和“动植物基因库”的美称。

显示原图| 下载原图ZIP| 生成PPT

图2   莽山国家级自然保护区区位图

Fig. 2   Location of Mangshan National Nature Reserve

莽山国家级自然保护区因其优美的自然景观与优良的生态环境,吸引了大批的生态观光游客前来游憩度假。特别是近年来,莽山国家级自然保护区旅游市场规模不断壮大,2015年接待国内外游客16余万人次,2016年接待国内外游客19余万人次。随着游客的大量涌入,由于部分游客的非环境友好行为,如随意采摘花朵、挖取竹笋,乱扔垃圾等,导致保护区内的生态环境遭到一定程度的破坏,植被多样性逐渐减少,莽山独有的蛇种——烙铁头的数量也日趋减少,濒临灭绝。因此,以莽山国家森林公园的游客为研究区,探索旅游者环境友好行为形成机制,对培育游客的环境友好行为、有效保护莽山国家级自然保护区的生态环境具有重要的现实意义与指导意义。

调查问卷由两部分构成,第一部分为被调查者的人口统计学等基本信息,第二部分为被调查者的环境知识、感知价值、感知消费效力、环境态度及环境友好行为测试量表。其中,环境知识测试量表参考Haron等[48],由7条观测变量构成;感知价值测试量表借鉴Sweeney等[49],包含4条观测变量;感知效力测试量表引用Han等[50],通过4条观测变量测量;环境态度测试量表采用Dunlap等[51]设计的新环境范式量表,包括人类对增长极限的看法、对生态平衡的看法、对人类与自然关系的看法三个方面的内容;环境友好行为测试量表借鉴Kerstetter等[52,53],共有7条观测变量。第二部分的测试量表均使用李克特五级量表进行测量。

调查问卷发放区域集中在莽山国家级自然保护区内的鬼子寨景区、崖子石景区、猛坑石景区及猴王寨景区四个核心景区,采用随机拦截式进行问卷发放。为了保证问卷回收的质量,问卷发放人员均为旅游管理专业大三本科生,在进行问卷发放之前,向他们讲解本次问卷调查的主要目的及调查要求,使其熟悉研究主题,掌握一定的问卷发放技巧。此外,问卷发放时间选在2015年7月18日到8月16日间的周末时间。共发放问卷500份,回收423份,其中有效问卷357份。

对回收的有效调查问卷进行描述性统计分析,可以看出被调查者构成的大致情况：男女游客比例均衡,以26~35岁（28.85%）和36~45岁（20.17%）年龄段的游客为主,学历水平以大专或本科（43.40%）、高中或中专（30.79%）为主,职业以学生（12.99%）、专业技术人员（11.58%）、教师医师律师（10.17%）为主,家庭年收入水平一般,主要分布在2~5万（36.49%）。

由于研究中涉及多个潜变量及假设关系的检验,一方面,传统的统计分析方法不能妥善处理这些潜变量,而结构方程模型则能同时处理潜变量及其指标;另一方面,在对研究中假设关系进行检验时,由于自变量与因变量均为潜变量,均存在测量误差,而传统的统计方法（如回归分析）不允许自变量有测量误差,结构方程模型则可以。因此,选取结构方程分析法,借助于SPSS 22.0和AMOS 21.0统计软件,构建结构方程模型。分析过程分两个步骤展开,首先进行测量模型分析,主要考察模型的拟合优度、各潜变量的聚合效度与区分效度,确定各观测变量与潜变量之间的关系,然后进行结构模型分析,检验研究假设,确定各潜变量之间的关系。

使用探索性因子分析对环境知识的8条观测变量进行分析,采用方差最大化（Varimax）旋转法对因子矩阵进行正交旋转。结果显示,KMO值为0.831,巴特利特球型检验显著性值为0,满足探索性因子分析的前提条件。保留特征根大于1的公因子,可提取2个公因子,累积方差贡献率达到了75.066%,因子分析效果较好。提取的两个公因子的克朗巴哈系数分别为0.862和0.871,均大于0.7,说明观测变量的稳定性和可靠性均良好。根据因子载荷分布情况,分别将公因子命名为可持续发展知识和环境保护知识。在后面的结构方程模型分析中,这两个公因子作为环境知识潜变量的两个观测变量进行分析。

测量模型对潜变量的指标构成进行分析。合适的测量模型评估是进行结构模型评估的前提条件。将所有的潜变量都纳入到测量模型中,检验数据与潜变量的适配度。验证性因子分析表明,拟合优度值均达到了要求（χ2/df=1.336,RMSEA=0.031,CFI=0.954,AGFI=0.926,NFI=0.959,IFI=0.989,TLI=0.9687）。克朗巴哈系数值分别为0.696、0.890、0.747、0.941、0.933,达到了内部一致性要求值（≥0.6）。聚合效度的评判通过各观测变量的标准化载荷、T值及显著性水平及各潜变量的平均提取方差来判断。由表1中数据分析结果可知,各观测变量的标准化载荷都超过了临界值（≥0.50）,T值大于1.96（P