王 華 馬志新，2，*

（1.暨南大學(xué)管理學(xué)院，廣東廣州 510632；2.暨南大學(xué)人力資源開(kāi)發(fā)與管理處，廣東廣州 510632）

0 引言

在始于四川省成都市，止于西藏自治區(qū)拉薩市2200 多公里的川藏公路上（以下簡(jiǎn)稱川藏線），近年來(lái)涌現(xiàn)出成群結(jié)隊(duì)的騎行旅游者逐夢(mèng)“西藏朝圣之旅”。川藏線騎行旅游者的行程大致在20～30 天，在目的地拉薩的停留時(shí)間則不超過(guò)1 周，其間除了需要付出極大的勇氣和耐力之外，還要面臨惡劣天氣、高原反應(yīng)、地質(zhì)災(zāi)害、艱險(xiǎn)路況等挑戰(zhàn)（張朝枝等，2017）。雖然旅行條件如此艱險(xiǎn)，川藏線騎行旅游者仍然絡(luò)繹不絕，他們的動(dòng)機(jī)和目的是什么？意義何在？根據(jù)旅游決策理論，一旦旅游者感覺(jué)行游比例（travel-time ratio）極度不匹配，旅游目的地流量勢(shì)必會(huì)嚴(yán)重減少（Can，2013）。但顯然，該理論難以解釋川藏線騎行旅游現(xiàn)象。

目前關(guān)于騎行旅游的研究主要集中于騎行旅游者行為特征、騎行旅游產(chǎn)品的供給與需求、騎行旅游影響等主題（Cope，2003；Lunsdon et al.，2004；萬(wàn)亞軍 等，2011；楊洪 等，2012；鄧冰 等，2015），也有少量研究涉及騎行旅游動(dòng)機(jī)（Ritchie，1998）、騎行旅游體驗(yàn)（胡傳東等，2015；張朝枝等，2017）。旅游動(dòng)機(jī)作為旅游行為產(chǎn)生的原動(dòng)力，詮釋了旅游需要的內(nèi)驅(qū)性，對(duì)旅游行為具有直接的作用（謝彥君，2011）。大眾旅游情境下，旅游動(dòng)機(jī)作為旅游滿意度、旅游期望、重游意愿和目的地忠誠(chéng)等構(gòu)念的前因變量，是影響旅游者感知和旅游者行為的關(guān)鍵變量。特殊旅游情境下，旅游動(dòng)機(jī)也開(kāi)始受到關(guān)注，但較少涉及其對(duì)旅游滿意度、主觀幸福感影響的實(shí)證研究（王芳 等，2015；Kim et al.，2015；Chen et al.，2016）。就川藏線騎行旅游者而言，其旅游體驗(yàn)指向凈化心靈和自我實(shí)現(xiàn)的“朝圣之旅”（崔慶明等，2014），體驗(yàn)被儀式化，被賦予了與個(gè)體幸福相關(guān)的意義（胡傳東等，2015；張朝枝等，2017）。因此，本文擬以旅游動(dòng)機(jī)理論為基礎(chǔ)，探索川藏線騎行旅游情境下的旅游動(dòng)機(jī)及其對(duì)主觀幸福感的影響效應(yīng)，主要包括以下研究問(wèn)題：第一，川藏線騎行者的旅游動(dòng)機(jī)及其維度是什么？第二，旅游動(dòng)機(jī)與旅游滿意度、主觀幸福感之間的關(guān)系如何？對(duì)于這些問(wèn)題的研究有利于深化理解特種旅游活動(dòng)的旅游動(dòng)機(jī)及其影響效應(yīng)，為我國(guó)日趨興起的戶外旅游產(chǎn)品開(kāi)發(fā)乃至全域旅游規(guī)劃建設(shè)提供指導(dǎo)。

1 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

1.1 旅游動(dòng)機(jī)

動(dòng)機(jī)產(chǎn)生于人的需要，人為了滿足需要或?qū)崿F(xiàn)某種需要而產(chǎn)生了行為的動(dòng)機(jī)（王寧等，2008）。旅游動(dòng)機(jī)是旅游行為產(chǎn)生的原動(dòng)力，它由旅游需要激發(fā)，是具體旅游行為的內(nèi)在驅(qū)力，并對(duì)旅游行為具有直接的指導(dǎo)作用（謝彥君，2011）。因此，旅游動(dòng)機(jī)是影響旅游者行為的主要因素，被視為旅游行為背后的一個(gè)關(guān)鍵變量和動(dòng)力（Crompton，1979；張宏梅 等，2005）。

現(xiàn)代旅游動(dòng)機(jī)理論大多建立在馬斯洛的需求層次理論上。馬斯洛將人的需要?jiǎng)澐譃樯怼踩?、歸屬與愛(ài)、尊重、自我實(shí)現(xiàn)5 個(gè)層次，人的需要的滿足通常依循該層次順序，但也可能會(huì)跳過(guò)低層次需要而直接尋求滿足較高層次的需要（謝彥君，2011）。皮爾斯依據(jù)馬斯洛需求層次理論提出旅行生涯階梯（TCL）和旅行生涯模式（TCP）理論。TCL 理論將人們的旅行需求由低到高依次劃分為放松、安全、關(guān)系、自尊與發(fā)展、自我實(shí)現(xiàn)5 個(gè)層次，人們會(huì)隨著旅行經(jīng)驗(yàn)的豐富而向更高層次的旅游動(dòng)機(jī)邁進(jìn)（王寧等，2008）；TCP 理論則在實(shí)證研究基礎(chǔ)上總結(jié)出14 個(gè)旅游動(dòng)機(jī)因素，這些旅游動(dòng)機(jī)按重要程度被劃分為核心層、核心外圍和外層3 個(gè)層次，進(jìn)一步闡明了旅游動(dòng)機(jī)的動(dòng)態(tài)演變和多重維度（Pearce et al.，2005）。上述經(jīng)典理論為旅游動(dòng)機(jī)的后續(xù)研究奠定了基礎(chǔ)，但由于旅游動(dòng)機(jī)的復(fù)雜性、動(dòng)態(tài)性和多維性，仍需要針對(duì)不同旅游情境下的旅游動(dòng)機(jī)及其影響進(jìn)行深入的實(shí)證研究。

在騎行旅游情境下，關(guān)于旅游動(dòng)機(jī)及其影響的研究成果非常有限。就騎行旅游動(dòng)機(jī)來(lái)看，Ritchie（1998）通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)，新西蘭南島騎行者旅游動(dòng)機(jī)可歸納為自主與成就、獨(dú)處、探索、身體挑戰(zhàn)、尋找類似或避免類似、社會(huì)交往、逃避社會(huì)等；胡傳東等（2015）基于網(wǎng)絡(luò)游記內(nèi)容將川藏線騎行旅游動(dòng)機(jī)分為8 類：追求夢(mèng)想、體驗(yàn)風(fēng)土人情、放松心情、人生感悟、自我實(shí)現(xiàn)、紀(jì)念青春、獵奇求異、豐富人生，但囿于網(wǎng)絡(luò)文本表達(dá)上的局限性與隨意性，旅游動(dòng)機(jī)的真實(shí)性和準(zhǔn)確性還有待驗(yàn)證。

1.2 旅游動(dòng)機(jī)與主觀幸福感

關(guān)于主觀幸福感的定義并不唯一，例如快樂(lè)、生活質(zhì)量和生活滿意度等皆可反映主觀幸福感構(gòu)念（Gilbert et al.，2004）。Shin 等（1978）從快樂(lè)的角度將主觀幸福感定義為個(gè)體根據(jù)自身標(biāo)準(zhǔn)對(duì)生活質(zhì)量的總體評(píng)價(jià)；Veenhoven（1991）認(rèn)為主觀幸福感是個(gè)體對(duì)其總體生活質(zhì)量高低程度的判斷；Diener（2012）提出主觀幸福感是人們對(duì)自身生活滿意程度的認(rèn)知評(píng)價(jià)。綜合來(lái)看，對(duì)主觀幸福感的界定雖略有差異，但主要內(nèi)涵相似，本文沿用Diener（2012）的觀點(diǎn)，將主觀幸福感定義為旅游者在返程后對(duì)自身生活滿意程度的綜合性感知和評(píng)價(jià)。

根據(jù)動(dòng)機(jī)理論，個(gè)體某一行為的內(nèi)驅(qū)力往往會(huì)影響個(gè)體的具體感知（Atkinson et al.，1957；Wolfe et al.，2004）。Iso-Ahola（1989）提出動(dòng)機(jī)是推動(dòng)旅游者行為的關(guān)鍵力量，旅游動(dòng)機(jī)也會(huì)影響旅游者的感知和評(píng)價(jià)。旅游動(dòng)機(jī)體現(xiàn)了旅游者自身的需要，當(dāng)需要被滿足時(shí)就會(huì)帶來(lái)幸福感的提升（Iso-Ahola，1980）?，F(xiàn)有研究也已驗(yàn)證了旅游動(dòng)機(jī)與主觀幸福感的關(guān)系。Kim 等（2015）認(rèn)為主觀幸福感更多地強(qiáng)調(diào)了個(gè)體的體驗(yàn)性，可以作為旅游動(dòng)機(jī)的結(jié)果變量，并證實(shí)徒步旅游者的旅游動(dòng)機(jī)正向影響主觀幸福感進(jìn)而影響旅游者行為意向。而在旅游動(dòng)機(jī)的具體維度上，已有研究發(fā)現(xiàn)享受自然環(huán)境、逃離日常生活維度是影響徒步旅游者主觀幸福感的重要因素，追求親密關(guān)系和健康生活、逃避、學(xué)習(xí)維度亦對(duì)徒步旅游者主觀幸福感產(chǎn)生影響（Iso-Ahola，1989；Kim et al.，2015）。

在川藏線騎行旅游情境中，選擇去川藏線騎行旅游源于旅游者心底的真實(shí)需要，這些需要是主觀幸福感的重要組成部分。當(dāng)旅游者完成川藏線騎行旅游后，其需要得以滿足，內(nèi)心得到了一定程度的升華，找尋到了人生意義，進(jìn)而主觀幸福感得以提升（Kim et al.，2015）。因此，本文提出如下假設(shè)：

H1：川藏線騎行者的旅游動(dòng)機(jī)（維度）正向影響主觀幸福感。

1.3 旅游滿意度的中介效應(yīng)

旅游滿意度的概念源于顧客滿意度，顧客滿意度是消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品或服務(wù)滿足自身需要程度的判斷（Oliver，1993），旅游滿意度則被視為旅游期望和實(shí)際旅游體驗(yàn)對(duì)比的結(jié)果（Pizam et al.，1978）。旅游滿意度是一種對(duì)整體旅游體驗(yàn)的評(píng)價(jià)，包括對(duì)目的地景觀、設(shè)施設(shè)備及接待服務(wù)等方面滿足其旅游需求的綜合評(píng)價(jià)（Baker et al.，2000），當(dāng)游客對(duì)旅游目的地體驗(yàn)滿意，則表明旅游目的地滿足了旅游者需要（Fang et al.，2000）。

旅游滿意度的前因變量主要包括旅游動(dòng)機(jī)和旅游期望（Ryan et al.，2000）。旅游動(dòng)機(jī)直接影響旅游滿意度。旅游動(dòng)機(jī)提示著旅游者的需要（Yoon et al.，2005）。當(dāng)個(gè)體的特定需要被激發(fā)，動(dòng)機(jī)就會(huì)產(chǎn)生在期望參數(shù)之中，而期望參數(shù)與實(shí)際體驗(yàn)的對(duì)比決定了滿意的水平（Pearce，1982）。Caber 等（2016）對(duì)土耳其登山旅游者的研究發(fā)現(xiàn)，探索新奇攀登點(diǎn)是拉力動(dòng)機(jī)中影響登山旅游者滿意度的重要因素，挑戰(zhàn)則是推力動(dòng)機(jī)中影響旅游者滿意度的重要因素。上述研究表明，當(dāng)旅游動(dòng)機(jī)得以實(shí)現(xiàn)后，旅游者就會(huì)呈現(xiàn)出正面且積極的滿意狀態(tài)。

越來(lái)越多的研究者關(guān)注旅游能否提高人們對(duì)于生活的幸福認(rèn)知（Albayrak et al.，2018）。Oppermann 等（1994）提出類似于度假這種令人記憶深刻和有意義的體驗(yàn)，而不只是消費(fèi)物質(zhì)商品，可以提高參與者的主觀幸福感。Richards（1999）認(rèn)為度假活動(dòng)提供了生理和精神上的放松和休憩，能夠?yàn)閭€(gè)人發(fā)展和個(gè)性追求、社會(huì)利益提供空間，進(jìn)而提升幸福感。Neal 等（1999）發(fā)現(xiàn)旅游者對(duì)旅游服務(wù)的滿意度會(huì)影響主觀幸福感。Sirgy 等（2011）也證實(shí)旅游滿意度能夠直接正向影響旅游者的主觀幸福感。

在川藏線騎行旅游情境中，騎行者的旅游動(dòng)機(jī)本質(zhì)上反映旅游者的需要，而旅游滿意度是對(duì)整個(gè)騎行旅游體驗(yàn)的評(píng)價(jià)，當(dāng)騎行者對(duì)整體旅游體驗(yàn)滿意時(shí)，表明其需要得到了滿足，因而會(huì)帶來(lái)幸福感。事實(shí)上，Woo 等（2016）對(duì)老年人的旅游動(dòng)機(jī)、旅游限制、休閑滿意度和主觀幸福感之間關(guān)系的研究已經(jīng)證實(shí)，旅游動(dòng)機(jī)能夠直接正向影響主觀幸福感，休閑滿意度在旅游動(dòng)機(jī)和主觀幸福感之間起中介作用?；谝陨险撌?，本文提出如下假設(shè)：

H2：川藏線騎行者的旅游動(dòng)機(jī)（維度）正向影響旅游滿意度。

H3：川藏線騎行者的旅游滿意度正向影響主觀幸福感。

H4：旅游滿意度在川藏線騎行者旅游動(dòng)機(jī)（維度）和主觀幸福感之間起中介作用。

綜上所述，本文從動(dòng)機(jī)理論的視角，構(gòu)建了川藏線騎行旅游情境下的旅游動(dòng)機(jī)、旅游滿意度和主觀幸福感三者關(guān)系的理論模型（見(jiàn)圖1）。該模型不僅凸顯了旅游動(dòng)機(jī)（維度）對(duì)于主觀幸福感的影響作用，也強(qiáng)調(diào)了旅游滿意度在旅游動(dòng)機(jī)（維度）與主觀幸福感之間的橋梁作用。

圖1 研究模型

2 研究方法

2.1 量表獲取與修正

2.1.1 旅游滿意度與主觀幸福感量表

對(duì)旅游滿意度和主觀幸福感的測(cè)量采用較為成熟的量表。旅游滿意度的測(cè)量參照Yoon等（2005）的研究，主要包括“本次旅行總體上與你的期望相比如何？”“此次旅行值得你花費(fèi)時(shí)間和努力嗎？”“總體上，你是否對(duì)川藏線騎行旅游感到滿意？”3 個(gè)測(cè)量題項(xiàng)。主觀幸福感的測(cè)量借鑒Sirgy 等（2011）的量表，包括“旅行后，我的生活更有質(zhì)量了”“我的生活更幸福了”“我的生活更豐富多彩了”“我的生活滿意度提高了”4個(gè)測(cè)量題項(xiàng)。對(duì)題項(xiàng)采用Likert五點(diǎn)式計(jì)量，1代表“非常不同意”，5代表“非常同意”。

2.1.2 旅游動(dòng)機(jī)量表的修正

由于川藏線騎行旅游活動(dòng)的特殊性，目前還未有可直接引用的成熟的旅游動(dòng)機(jī)量表，需要結(jié)合已有相關(guān)量表進(jìn)行修訂。

川藏線騎行者旅游動(dòng)機(jī)原始題項(xiàng)的生成。采用扎根理論方法對(duì)深度訪談資料進(jìn)行系統(tǒng)歸納，確定旅游動(dòng)機(jī)的原始題項(xiàng)。對(duì)騎行旅游者的深度訪談分兩次進(jìn)行，第一次在2013年7月11日至8月5日，一位作者實(shí)地體驗(yàn)川藏線騎行，沿途參與觀察并訪談同行騎友10 人，整理訪談文本約4 萬(wàn)字；為提高訪談信息飽和程度，又于2016 年3 月14 日至5 月16 日進(jìn)行了第二次調(diào)研，通過(guò)微信群和QQ 群篩選川藏線騎行旅游者樣本，采用實(shí)地訪談與電話訪談相結(jié)合的方式共訪談21 人，整理訪談文本約10 萬(wàn)字。此后，基于扎根理論方法運(yùn)用Nvivo 11 plus 軟件分析原始訪談文本，提煉了20 個(gè)川藏線騎行旅游動(dòng)機(jī)題項(xiàng)，再結(jié)合Ritchie（1998）和Chen 等（2014）的量表，共得到包含52個(gè)題項(xiàng)的川藏線騎行者旅游動(dòng)機(jī)原始題項(xiàng)庫(kù)。

川藏線騎行者旅游動(dòng)機(jī)題項(xiàng)的優(yōu)化。通過(guò)焦點(diǎn)小組訪談對(duì)52 個(gè)川藏線騎行者旅游動(dòng)機(jī)原始題項(xiàng)進(jìn)行評(píng)價(jià)、確認(rèn)及優(yōu)化后，得到包含38 個(gè)題項(xiàng)的川藏線騎行者旅游動(dòng)機(jī)初步修正題項(xiàng)庫(kù)。對(duì)這些題項(xiàng)采用Likert 五點(diǎn)式計(jì)量，1 代表“非常不同意”，5代表“非常同意”。

2.1.3 問(wèn)卷預(yù)調(diào)查

于2017 年10 月1 日—10 月7 日，通過(guò)微信和QQ 平臺(tái)的川藏線騎行旅游群組發(fā)放預(yù)調(diào)查問(wèn)卷，共發(fā)放問(wèn)卷100 份，收回100 份，回收率和有效率為100%。預(yù)調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，旅游動(dòng)機(jī)、旅游滿意度、主觀幸福感量表的Cronbach’sα值分別為0.943、0.738、0.924，均大于0.700 的判斷標(biāo)準(zhǔn)，表明問(wèn)卷各變量測(cè)量題項(xiàng)的內(nèi)部一致性較好。因此，保留預(yù)調(diào)研所使用的旅游動(dòng)機(jī)、旅游滿意度和主觀幸福感量表的全部題項(xiàng)，形成正式調(diào)查問(wèn)卷。

2.2 數(shù)據(jù)收集與分析

于2017 年10 月10 日—10 月31 日進(jìn)行正式問(wèn)卷調(diào)查，在社交軟件平臺(tái)發(fā)放電子問(wèn)卷。首先加入有關(guān)川藏線騎行旅游的交流群，在征得群主或管理員同意后，邀請(qǐng)近一年內(nèi)具有川藏線騎行旅游經(jīng)歷的群內(nèi)成員以自愿的方式填寫調(diào)查問(wèn)卷。為提高問(wèn)卷的填寫質(zhì)量和回收率，接受問(wèn)卷調(diào)查者會(huì)獲得小禮品或紅包獎(jiǎng)勵(lì)。最終，共收回調(diào)查問(wèn)卷530份，刪除其中問(wèn)項(xiàng)填寫不完整、問(wèn)項(xiàng)打分高度一致性及填寫時(shí)間不足90秒的問(wèn)卷后，剩余有效問(wèn)卷520份，有效率為98.1%。本文主要采用SPSS 17.0、AMOS 22.0等軟件對(duì)調(diào)查問(wèn)卷數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

被調(diào)查者以男性為主，占樣本總數(shù)的85.8%。年齡在18～39 歲的被調(diào)查者最多，占83.5%。文化程度為大專及以上者所占比例最高，達(dá)61.5%。職業(yè)方面，學(xué)生所占比例最高，達(dá)36.5%；其次為自由職業(yè)者，占21.6%；再次為公司/企業(yè)職員，占19.4%。月收入在2000 元及以下、2001 元至4000 元、4001 元至6000 元的被調(diào)查者比例分別為33.8%、26.5%和18.1%。從旅行方式來(lái)看，獨(dú)行者占44.6%，和親友一起騎行的占28.3%。

3 數(shù)據(jù)分析結(jié)果

3.1 變量檢驗(yàn)分析

采用極大似然法建構(gòu)模型，需首先對(duì)觀測(cè)變量進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)。45 個(gè)觀測(cè)題項(xiàng)（包括38 個(gè)旅游動(dòng)機(jī)題項(xiàng)、3 個(gè)旅游滿意度題項(xiàng)和4 個(gè)主觀幸福感題項(xiàng)）的偏度系數(shù)絕對(duì)值介于0.021～1.555，均小于3.000，峰度系數(shù)絕對(duì)值介于0.008～2.814，均小于10.000，樣本數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布，適合進(jìn)一步分析（KLINE，1998）。為檢驗(yàn)同源方差的嚴(yán)重程度，本文采用單因素檢驗(yàn)方法，將所有題項(xiàng)進(jìn)行因子分析以驗(yàn)證是否由一個(gè)因子解釋了所有變異（Podsakoffp，2003）。經(jīng)檢驗(yàn)，第一因子的方差解釋率為18.633%，低于臨界值25.000%，說(shuō)明不存在明顯的共同方法偏差問(wèn)題。信度檢驗(yàn)顯示，旅游動(dòng)機(jī)、旅游滿意度、主觀幸福感量表的Cronbach’sα值分別為0.947、0.796、0.916，均大于0.700 的判斷標(biāo)準(zhǔn)，表明問(wèn)卷各變量測(cè)量題項(xiàng)的內(nèi)部一致性較好。

3.2 探索性因子分析

為了探知川藏線騎行者旅游動(dòng)機(jī)因子構(gòu)成，隨機(jī)抽取520 份有效問(wèn)卷的50%進(jìn)行探索性因子分析。川藏線騎行旅游動(dòng)機(jī)量表Cronbach’sα系數(shù)為0.943，KMO樣本測(cè)度值為0.920，Bartlett 球體檢驗(yàn)近似卡方值為5794.756（df=820，Sig=0.000），適合做探索性因子分析。我們采用主軸因子法提取公因子，以最大方差法進(jìn)行正交旋轉(zhuǎn)，提取特征值大于1 的因子。經(jīng)過(guò)多次探索性因子分析，刪除載荷值低于0.500 及雙負(fù)載的14 個(gè)題項(xiàng)，最終得到包括6 個(gè)維度共24 個(gè)題項(xiàng)的川藏線騎行者旅游動(dòng)機(jī)量表，6個(gè)因子的累計(jì)解釋方差達(dá)65.035%。通過(guò)分析每個(gè)維度的含義和特征，我們將川藏線騎行者旅游動(dòng)機(jī)的6 個(gè)因子分別命名為“社會(huì)交往”“自我實(shí)現(xiàn)”“享受自然”“放松釋壓”“追求新奇”和“獨(dú)處探索”（見(jiàn)表1）。

表1 探索性因子分析結(jié)果

3.3 驗(yàn)證性因子分析

對(duì)探索性因子分析得到的旅游動(dòng)機(jī)量表，使用剩余的另一半問(wèn)卷數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。川藏線騎行旅游動(dòng)機(jī)量表的總體Cronbach’sα系數(shù)為0.809，說(shuō)明量表總體內(nèi)部一致性較好，各維度的Cronbach’sα系數(shù)除“獨(dú)處探索”為0.660 外，其余均在臨界值0.700 以上，說(shuō)明在維度層面上，量表內(nèi)部一致性也良好（Nunnally，1978）。川藏線騎行旅游動(dòng)機(jī)6 個(gè)因子的組合信度（CR）均大于0.600 的判別標(biāo)準(zhǔn)，表明信度較好（Chin，1998）。效度方面，川藏線騎行旅游動(dòng)機(jī)各個(gè)測(cè)量題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷介于0.500～0.800，均大于0.500 的判別標(biāo)準(zhǔn)，且各因子均在p＜0.001 的水平上達(dá)到顯著，各因子的平均提取方差（AVE）均大于0.400 的判別標(biāo)準(zhǔn)，說(shuō)明該量表具有良好的聚合效度（Chin，1998）。

表2 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

3.4 測(cè)量模型驗(yàn)證

采用AMOS 22.0軟件的最大似然估計(jì)對(duì)概念模型的測(cè)量模型進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，各項(xiàng)模型擬合指標(biāo)值分別為：χ2=1123.134，p＜0.001，χ2/df=2.766，RMSEA=0.058，CFI=0.911，IFI=0.911，TLI=0.898，SRMR=0.043。各項(xiàng)模型擬合指標(biāo)良好，說(shuō)明概念模型的測(cè)量模型與實(shí)際數(shù)據(jù)擬合程度較好。

測(cè)量模型中所有潛變量的組合信度介于0.666～0.917，均大于判別標(biāo)準(zhǔn)0.600，表明所有潛變量均具有較好的信度。所有測(cè)量題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷介于0.536～0.876，均大于0.500 的判別標(biāo)準(zhǔn)，且所有題項(xiàng)均在p＜0.001 的水平上達(dá)到顯著，說(shuō)明量表具有良好的聚合效度。所有潛變量的平均提取方差介于0.403～0.734，說(shuō)明所有潛變量的聚合效度尚可。判別效度如表3 所示，川藏線騎行者旅游動(dòng)機(jī)各維度、旅游滿意度、主觀幸福感間的相關(guān)系數(shù)介于0.264～0.545，均小于0.800 的閾值標(biāo)準(zhǔn)，各維度的平均提取方差的平方根也均大于各相關(guān)系數(shù)，說(shuō)明判別效度較好。綜上，測(cè)量模型的聚合效度和判別效度較好，模型質(zhì)量較高。

表3 判別效度檢驗(yàn)

3.5 路徑分析

運(yùn)用AMOS 22.0 軟件進(jìn)行路徑分析，概念模型的結(jié)構(gòu)模型擬合結(jié)果顯示：χ2=77.235，p＜0.001，χ2/df=1.796，RMSEA=0.039，CFI=0.991，IFI=0.991，TLI=0.983，SRMR=0.023。因此，概念模型的結(jié)構(gòu)模型達(dá)到了模型適配標(biāo)準(zhǔn)。

如圖2 所示，直接效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在旅游動(dòng)機(jī)6 個(gè)維度中，只有社會(huì)交往（β=0.210，p＜0.001）和自我實(shí)現(xiàn)（β=0.181，p＜0.001）對(duì)主觀幸福感有顯著的正向影響，H1部分成立。自我實(shí)現(xiàn)（β=0.129，p＜0.05）、享受自然（β=0.365，p＜0.001）、放松釋壓（β=0.192，p＜0.001）均對(duì)旅游滿意度有顯著的正向影響，H2部分成立。旅游滿意度（β=0.338，p＜0.001）對(duì)主觀幸福感有顯著的正向影響，H3成立。

采用AMOS 22.0中偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap 法進(jìn)行旅游滿意度的中介作用檢驗(yàn)，Bootstrapping 次數(shù)為2000（王海燕等，2006）。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，旅游滿意度（β=0.044，p＜0.01）在自我實(shí)現(xiàn)與主觀幸福感間起部分中介作用，在“享受自然→旅游滿意度→主觀幸福感”路徑（β=0.123，p＜0.01）和“放松釋壓→旅游滿意度→主觀幸福感”路徑（β=0.065，p＜0.01）顯著，即在享受自然、放松釋壓與主觀幸福感間存在完全中介效應(yīng)，H4得到部分驗(yàn)證。

圖2 路徑系數(shù)分析結(jié)果

4 結(jié)論與討論

4.1 結(jié)論

基于動(dòng)機(jī)理論，本文在川藏線騎行旅游情境下，采用混合研究方法，研究旅游動(dòng)機(jī)的構(gòu)成維度及其與旅游滿意度、主觀幸福感之間的關(guān)系，得出以下結(jié)論：

（1）川藏線騎行者的旅游動(dòng)機(jī)由社會(huì)交往、自我實(shí)現(xiàn)、享受自然、放松釋壓、追求新奇和獨(dú)處探索6個(gè)維度構(gòu)成。其中，社會(huì)交往、自我實(shí)現(xiàn)、追求新奇、獨(dú)處探索等維度基本上與Ritchie（1998）關(guān)于新西蘭南島騎行旅游者動(dòng)機(jī)的研究結(jié)論類似，但川藏線騎行者并沒(méi)有逃避社會(huì)的動(dòng)機(jī)，而具有享受自然和放松釋壓的動(dòng)機(jī)。這可能與中國(guó)騎行旅游剛剛興起有關(guān)，由于騎行者的旅游經(jīng)驗(yàn)參差不齊，因此旅游動(dòng)機(jī)涵蓋了從“放松”到“自我實(shí)現(xiàn)”的幾乎所有層次（王寧等，2008）。

（2）旅游動(dòng)機(jī)中的社會(huì)交往和自我實(shí)現(xiàn)維度對(duì)川藏線騎行旅游者的主觀幸福感有著直接正向影響，旅游動(dòng)機(jī)中的享受自然和放松釋壓維度通過(guò)旅游滿意度也會(huì)對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生間接影響，但旅游動(dòng)機(jī)中的追求新奇和獨(dú)處探索維度對(duì)主觀幸福感的影響未達(dá)顯著水平。這表明在不同旅游情境下，旅游動(dòng)機(jī)各維度對(duì)主觀幸福感的影響不同。需要指出的是，在川藏線騎行旅游情境中，社會(huì)交往和自我實(shí)現(xiàn)動(dòng)機(jī)的實(shí)現(xiàn)是旅游者主觀幸福感提升的直接源泉，也是川藏線騎行旅游者所追求的重要意義，這與張朝枝等（2017）的研究互為印證。

（3）在川藏線騎行旅游活動(dòng)中，旅游滿意度在旅游動(dòng)機(jī)對(duì)騎行者主觀幸福感影響上起中介作用，并且完全中介于享受自然、放松釋壓維度對(duì)主觀幸福感的影響，部分中介于自我實(shí)現(xiàn)維度對(duì)主觀幸福感的影響。這表明在川藏線騎行旅游情境下“旅游動(dòng)機(jī)-旅游滿意度-主觀幸福感”的關(guān)系模型得到驗(yàn)證，這有助于深化理解諸如騎行、徒步、探險(xiǎn)等特種旅游活動(dòng)對(duì)于提升旅游者主觀幸福感的作用。

4.2 討論

川藏線騎行旅游相比于傳統(tǒng)大眾旅游形式，雖具有挑戰(zhàn)系數(shù)高、難度系數(shù)大、路途艱險(xiǎn)且充滿未知的特征，但仍成為眾多旅游者前赴后繼的選擇。本文研究發(fā)現(xiàn)，正如許多騎行者所描述的“身體在煉獄，心靈在天堂”，旅游者正是在川藏線騎行過(guò)程中社會(huì)交往需求和自我實(shí)現(xiàn)需求得到滿足，內(nèi)心獲得了不同程度的升華，找尋到了人生的意義，進(jìn)而主觀幸福感得以提升。因此，在騎行、徒步、探險(xiǎn)等非傳統(tǒng)大眾旅游形式日益盛行的時(shí)代，突破傳統(tǒng)的“圈禁式”的景點(diǎn)開(kāi)發(fā)模式，通過(guò)設(shè)計(jì)具有挑戰(zhàn)性的旅游線路或旅游活動(dòng)以滿足旅游者自我實(shí)現(xiàn)動(dòng)機(jī)和社會(huì)交往動(dòng)機(jī)，對(duì)我國(guó)全域旅游開(kāi)發(fā)建設(shè)具有啟示意義。

然而，值得反思和深入研究的是，旅游動(dòng)機(jī)的追求新奇、獨(dú)處探索維度對(duì)旅游滿意度和主觀幸福感的影響都不顯著?？赡艿慕忉屖牵_實(shí)存在不少旅游者是因?yàn)橐粫r(shí)沖動(dòng)、盲目追求新奇動(dòng)機(jī)才去騎行川藏線，隨著騎行前期的新奇體驗(yàn)、獨(dú)處享受逐漸退去，孤單寂寞、艱辛勞累乃至身體傷痛接踵而至，尋求結(jié)伴同行、突破自我轉(zhuǎn)而成為騎行者堅(jiān)持完成旅程的主要?jiǎng)訖C(jī)，并最終影響了旅游者的滿意度和主觀幸福感。

當(dāng)然，因受案例地的可進(jìn)入性和調(diào)研成本限制，本文采用的是線上問(wèn)卷調(diào)查而非實(shí)地面對(duì)面抽樣調(diào)查方式，雖有前期的實(shí)地訪談數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，但問(wèn)卷數(shù)據(jù)的可靠性難免受影響。此外，由于研究案例的特殊性，相關(guān)結(jié)論是否具有普適性，也有待未來(lái)進(jìn)一步檢驗(yàn)。