SHE Yuxin'， CHEN Xi’， JIA Lingjuan’， XUE Tao2

DOI：10.14036/j.cnki.cn11-4513.2025.04.006

Abstract Understanding the formation mechanism of tourists'environmentally responsible behavior plays a crucial role in promoting environmentalprotectionat tourist destinations.This study selected two coastal tourist areas in Hainan Province，which are mainly focused on sports tourism and sightseeing tourism respectively，as thelocations for distributing questionnaires. Using Structural Equation modeling （SEM）and fuzzy-set Qualitative Comparative Analysis （fsQCA），the study explored the influencing factorsand driving mechanisms of environmentally responsible behavior among sports tourists and sightseeing tourists.The results of the study show that：1Recreational experience preference and place attachment have a significant positive impact on environmental responsibility behavior.Recreational experience preference have a significant positive impact on place attachment，which alsoplaysa partial mediating role in thisprocess.2）Therecreational experience preference and place attachment of sports tourists have a more significant impact on their environmental responsible behavior. The promoting efect of sports tourists'recreational experience preference on their place atachment is more significantthanthatof sightseeing tourists.Additionaly，the mediating roleof placeatachment inthe relationship between recreational experience preferences and environmentally responsible behavior is more significant for sports tourists than for sightseeing tourists.3）Eight endogenous factors form three configuration paths for sports tourists'environmentally responsible behavior and six configuration paths for sightseeing tourists'environmentallyresponsible behavior.4）Theenvironmentally responsible behavior of sports tourists is mainlycharacterized byanactive emotional-drivenmechanism，while that of sightseing tourists ismainly characterized a more complex and diversified driving mechanism.

Keywordsenvironmentally responsible behavior;place atachment;recreational experience preference; structural equation modeling; fuzzy-set qualitative comparative analysis

有研究者發(fā)現(xiàn)，游客不當行為是使旅游自的地環(huán)境遭到破壞的重要原因。旅游景區(qū)對游客的環(huán)境責任行為普遍是粗放式管理，對游客的異質性特征缺乏系統(tǒng)性識別，管理效能因此十分有限，所以在管理過程中，深入了解游客游憩體驗偏好是景區(qū)實行高效管理的重要策略[3]。同時，地方依戀對塑造游客環(huán)境責任行為會產(chǎn)生重要影響4。因此，探究不同類型游客的游憩體驗偏好、地方依戀與環(huán)境責任行為之間的關系是應對旅游目的地游客不當環(huán)境責任行為的現(xiàn)實需要。

觀光旅游以觀光為主，觀光旅游者短時集聚容易引發(fā)超負荷環(huán)境承載5的問題。相較而言，體育旅游作為活動參與導向型業(yè)態(tài)，主要依托山地、濱海等自然資源發(fā)展互動性運動項目，憑借其低資源消耗等特點在促進實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展目標上具有獨特作用。盡管有大量的現(xiàn)象表明，體育旅游者確實比觀光旅游者更注重環(huán)保，然而現(xiàn)有研究成果對這一現(xiàn)象的驗證仍不充分。首先，已有文獻多數(shù)聚焦于闡釋觀光旅游者的環(huán)境責任行為的影響因素及其作用機制，對體育旅游者環(huán)境責任行為的研究仍有不足。其次，現(xiàn)有文獻在不同人群比較維度上的研究明顯不足，缺乏對不同旅游類型游客環(huán)境責任行為差異的系統(tǒng)性闡釋以及對其機制的深入探討。最后，在研究方法上，當前的研究多數(shù)采用單一方法分析游客環(huán)境責任行為，這種單一的研究路徑難以全面揭示游客環(huán)境責任行為的內在機制。

基于以上，本研究運用結構方程模型（SEM）和模糊集定性比較（fsQCA）方法探究體育旅游者與觀光旅游者的環(huán)境責任行為是否存在顯著差異，如果有，進一步分析游憩體驗偏好與地方依戀如何通過差異化路徑驅動兩類游客的環(huán)境責任行為、地方依戀是否在游憩體驗偏好影響環(huán)境責任行為時產(chǎn)生中介作用以及該作用是否因旅游類型而異。

1文獻綜述與研究假設

1.1游憩體驗偏好與環(huán)境責任行為

Manfredo等研究者認為游憩體驗偏好是對休閑活動的期望，旨在實現(xiàn)心理和生理目標7。Borrie等研究者隨后擴展了這一理論，提出游憩體驗偏好是個體、環(huán)境和活動產(chǎn)生交互作用的結果，通過心理評估界定[8]。以上研究表明，游憩體驗偏好是多維度的心理現(xiàn)象，涉及個體與環(huán)境之間的復雜互動以及個體內在的心理評價機制。后續(xù)有研究者基于期望理論的分析發(fā)現(xiàn)，個體對旅游目的地的偏好顯著影響其行為，這引起了學界對游憩體驗偏好的關注。游憩體驗偏好在環(huán)境心理學、休閑游憩和市場營銷領域被用以評估恢復性環(huán)境[9]、恢復體驗、滿意度[的積極影響。然而，以往研究尚未驗證其與環(huán)境責任行為之間的關聯(lián)，但是筆者根據(jù)已有文獻推測游客游憩體驗偏好對其環(huán)境責任行為有促進作用。

在旅游行為學的研究框架中，動機理論是一個解釋行為的重要理論。依據(jù)該理論，動機是影響旅游者行為的核心要素[，深刻影響著游客的決策和行為。觀光旅游者主要通過走馬觀花式的體驗滿足自身對風景的淺嘗輒止的需求[12]。相較而言，體育旅游者往往在游覽過程中以參與觀賞體育活動、參觀游覽為主要活動形式[13]，主要追求具身體驗[14]。因此，體育旅游者與觀光旅游者在旅游動機上存在顯著差異。此外，觀光旅游者在旅游活動中容易行為失序[15]，體育旅游者則因其更注意具身體驗而較少行為失序[16]。鑒于不同旅游類型游客在游憩體驗偏好上存在差異，本研究推測這種差異對其環(huán)境責任行為的影響也有所不同。

基于以上，提出如下假設。

H_l ：游憩體驗偏好對環(huán)境責任行為有顯著的正向影響。

H₂ ：相較觀光旅游者，體育旅游者的游憩體驗偏好更有助于激發(fā)自身的環(huán)境責任行為。

1.2地方依戀與環(huán)境責任行為

地方依戀是人地情感聯(lián)結的紐帶，隨著游客對旅游目的地的認同和情感增強，其更愿意為保護旅游目的地的環(huán)境作出努力。地方依戀通常伴隨著對環(huán)境的深層次認同，這種認同可以增強個體對環(huán)境的責任感，從而作用于環(huán)境責任行為。例如：蔡禮彬等學者從個人和環(huán)境契合層面證實了地方依戀會對環(huán)境責任行為產(chǎn)生直接作用；Liu等學者在研究登山者環(huán)境責任行為影響機制時發(fā)現(xiàn)，地方依戀對環(huán)境責任行為產(chǎn)生了積極作用[i8]；Yamashita等研究者發(fā)現(xiàn)，跑步者的地方依戀通過關注環(huán)境間接影響其環(huán)境責任行為[9；張婷等學者以北京奧林匹克森林公園為例進行的研究也同樣驗證了地方依戀對環(huán)境責任行為有著明顯的促進作用[20]?？傊?，多數(shù)研究者認為，游客對旅游目的地依戀越強，對保護環(huán)境的支持度越高[2]。

游客在體育旅游與觀光旅游參與程度上也存在顯著差異，并且會進一步影響其與旅游目的地形成依戀關系的方式和深度。運動強度小是觀光旅游的特征[22]，這些特征通常與淺表的旅游體驗相關聯(lián)[12]，觀光旅游者對旅游吸引物及其深層意義多數(shù)是一知半解[23]。而體育旅游以參與體育運動為核心，其主要表現(xiàn)形式包括現(xiàn)場觀賽、直接參與體驗運動項目以及參加相關的參觀和游覽活動[3]，體育旅游者更容易對旅游目的地產(chǎn)生地方依戀，從而表現(xiàn)出更為強烈的環(huán)保意識[24]。盡管諸多學者已深入探討地方依戀與環(huán)境責任行為之間的關聯(lián)，但是相較于觀光旅游者，體育旅游者的地方依戀是否會對其環(huán)境責任行為產(chǎn)生更為顯著的影響，仍有待研究。

基于以上，本研究提出以下假設。

H₃ ：地方依戀對環(huán)境責任行為有顯著的正向影響。

H₄ ：相較觀光旅游者，體育旅游者的地方依戀更易激發(fā)其產(chǎn)生環(huán)境責任行為。

1.3游憩體驗偏好與地方依戀

游憩體驗偏好通?？梢泽w現(xiàn)游客參與游憩活動的預期目標，游客基于探索自然、促進健康或逃避日常生活壓力的內在偏好對游憩場所形成初步評價[25]。如果游憩地點滿足游客的期望，則會觸發(fā)其產(chǎn)生積極情緒，這些情緒會隨著時間推移而與特定地點緊密關聯(lián)，從而使游客對游憩地點形成情感依戀[26]。有研究者發(fā)現(xiàn)，如果游客的游憩體驗偏好在旅游過程中得以滿足，就會增強其對該旅游目的地的地方依戀。Kil等研究者從身心健康、逃避壓力、享受大自然、懷舊4個維度證實了游客達到旅游預期與其地方依戀正向相關[27]。Kyle等研究者在分析美國大型城市公園周邊居民體驗偏好與地方依戀之間的相關關系時發(fā)現(xiàn)，學習經(jīng)歷和自主選擇對地方認同有積極影響，促進健康對地方依戀有積極影響[28]。Kil等研究者對不同程度的地方依戀的游客的游憩體驗偏好進行分析后發(fā)現(xiàn)，游客對森林的依戀程度越高，對多樣化的游憩體驗偏好越強[29]

體育旅游本身具有強烈的參與性和體驗性。與觀光旅游相比，體育旅游可以吸引更多元的游客，其消費需求也呈現(xiàn)出更加多樣化的特點[30]。此外，體育旅游往往能增強游客與旅游目的地之間的情感聯(lián)結，促使游客長期保持更高的參與度與忠誠度[31-32]

基于以上，本研究提出以下假設。

H₅ ：游憩體驗偏好對地方依戀有顯著的正向影響。

H₆ ：相較觀光旅游者，體育旅游者的游憩體驗偏好更易激發(fā)其產(chǎn)生地方依戀

1.4地方依戀在游憩體驗偏好影響環(huán)境責任行為時產(chǎn)生的作用

上述分析表明，地方依戀在游憩體驗偏好影響環(huán)境責任行為時會產(chǎn)生重要作用。從認知行為理論和地方依戀理論而言，當游客的實際旅游體驗與參加游憩活動前的認知評估相符時，會觸發(fā)其積極情緒，這些情緒的連續(xù)積累可以促進其與該旅游目的地之間的深層次情感聯(lián)結的形成，從而可以激發(fā)其產(chǎn)生環(huán)境責任行為。鑒于觀光旅游與體育旅游在旅游性質、旅游動機、旅游行為等方面存在差異，所以本研究提出以下假設。

H₇ ：地方依戀在游憩體驗偏好影響環(huán)境責任行為時會產(chǎn)生中介作用。

H₈： 相較觀光旅游者，體育旅游者的地方依戀在其游憩體驗偏好影響環(huán)境責任行為時產(chǎn)生的中介效應更顯著。

2 研究設計

2.1問卷發(fā)放地的選取

海南省以其得天獨厚的濱海旅游資源已發(fā)展成國內外知名的海島型旅游勝地，同時還是中國和東南亞地區(qū)重要的濱海城市休閑及康養(yǎng)旅居自的地，并且開展了如帆船、帆板、沖浪等諸多水上運動項目?；诖耍狙芯窟x取了海南省比較典型的2個旅游景點，分別是以體育旅游為主的?？赬X海灘和以觀光旅游為主的三亞XX海角游覽區(qū)，并且在這2個旅游景點發(fā)放了問卷。這2個旅游景點均以其海濱風光而著稱，可以使游客獲得絕佳的觀賞體驗和休閑體驗。其中：XX海角游覽區(qū)位于海南省三亞市，是欣賞熱帶濱海風景的極佳游覽地；?？赬X海灘則位于海南省?？谑?，是?？谑凶畲蟮暮Ｋ?，現(xiàn)已發(fā)展為集國際帆船帆板訓練及比賽基地、國際游艇俱樂部、海濱游泳場、水上運動中心等旅游配套服務為一體的體育旅游勝地。

2.2 問卷設計

本研究的調查問卷共有2個部分。

第一部分為游憩體驗偏好、地方依戀和環(huán)境責任行為調查題項。為了確保問卷的有效性和科學性，本研究所涉及的各變量題項均選自相關領域的成熟量表，并根據(jù)本研究問卷發(fā)放地的特征進行了適當?shù)恼{整和修訂。具體包括以下幾個方面。1）游憩體驗偏好的調查題項參考了相關研究成果[7.29]，并結合訪談結果確定了6個維度，即享受大自然、逃避壓力、獲得成就感、學習知識與技能、分享經(jīng)驗與見聞、促進身心健康，以此6個維度作為調查體育旅游者和觀光旅游者游憩體驗偏好的關鍵指標。2）地方依戀的評估則參考相關研究成果[33設定了地方認同和地方依賴2個維度。3）環(huán)境責任行為也參考相關研究成果[34]設定了問卷維度。問卷所有題項均依據(jù)利克特7級評分量表進行評分，旨在評估受訪者在各個調查維度的態(tài)度強度，從而為本研究提供量化的數(shù)據(jù)支撐。在問卷設計完成后，邀請專家評判了問卷的合理性和可行性，并根據(jù)建議進行了修訂。

第二部分為受訪者人口統(tǒng)計學特征，包括年齡、性別、受教育程度、月收入等

2.3 問卷發(fā)放及回收

本研究采用現(xiàn)場發(fā)放問卷的方式展開調查。其中：XX海角游覽區(qū)問卷發(fā)放時間為2024年4—5月，共發(fā)放535份，實際收回510份，有效問卷為500份，問卷回收率達到 95.3% ，有效率為 93.4% ;XX海灘問卷發(fā)放時間為2024年5一6月，共發(fā)放600份，收回545份，有效問卷為500份，回收率達到 90.8% ，有效率為 91.7% 。

在XX海角游覽區(qū)的受訪者中：從性別分析，男性和女性的比例相對均衡，男性占比為 48.2% ，女性占比為 51.8% ；從年齡分析，受訪者年齡集中在20～39歲，占比為 62.5% ;從學歷分析，本科最多，占比為 44.2% ：從月收人分析，受訪者月收入在 5001～8000 元的最多，占比為 28% ;從職業(yè)分析，事業(yè)單位工作人員最多，占比為 31.2% ；從到訪次數(shù)及天數(shù)分析，僅在海南旅游過1次的最多，占比為 51% ，且大多游覽4天及以上；從到訪目的分析，以觀光游覽為主，占比為 72% 。

在?？赬X海灘的受訪者中：從性別分析，男性和女性人數(shù)各占一半;從年齡分析， 20～29 歲的居多，占比為 34.4% ;從學歷分析，本科的占比最大，為 37.2% ：從月收入分析， 30.2% 的受訪者每月收入在2000元及以下；從職業(yè)分析， 26.2% 的受訪者為學生， 23.2% 的受訪者為企事業(yè)單位工作人員， 12.6% 的受訪者為個體經(jīng)營者；從到訪次數(shù)及天數(shù)分析，僅在海南旅游過1次的受訪者最多，占比為 48.4% ，其中旅游天數(shù)是4天及以上的受訪者占比為 34% ；從到訪目的分析，以運動休閑為主，占比為 70.4% 。

3環(huán)境責任行為的影響因素分析（SEM）

3.1共同方法變異偏差檢驗

本研究的數(shù)據(jù)主要通過自我報告法采集，可能存在共同方法變異偏差的風險。為了評估共同方法變異偏差的潛在影響，本研究使用2種方法進行檢驗。1）運用Harman單因子檢驗對全部變量進行探索性因素分析。分析結果表明，體育旅游受訪者的數(shù)據(jù)和觀光旅游受訪者的數(shù)據(jù)未旋轉的第一個因子對總方差的解釋比例分別為 44.16% 和 33.72% ，均低于 50% ，說明共同方法變異偏差并未對數(shù)據(jù)質量產(chǎn)生顯著影響。2）本研究在結構方程模型中增加了潛在方法因子，具體方法是在該模型中增加一個共同方法因子，并將所有題項同時加載到理論構念和該方法因子中。通過比較增加方法因子前后的模型擬合度，從中發(fā)現(xiàn)主要擬合指標（如x2/df、CFI、RMSEA）未發(fā)生顯著變化，表明共同方法變異偏差對本研究的結果影響有限。

3.2信度和效度分析

表1的檢驗結果顯示，各潛變量的克龍巴赫 α 系數(shù)均大于0.7，組合信度系數(shù)均大于0.7，均方差抽取量（AVE）系數(shù)均大于0.5，說明量表具有良好的組合信度和收斂效度。從表2區(qū)分效度檢驗結果可知，各變量AVE平方根均大于其與其他變量的相關系數(shù)，所以結構方程模型的區(qū)分效度檢驗結果較好。

3.3研究假設檢驗

3.3.1潛變量與研究假設模型的適配度檢驗

本研究使用\"AMOS26.0\"統(tǒng)計軟件對潛變量與研究假設模型的適配度進行了檢驗，并運用極大似然法得出相關檢驗結果。檢驗結果顯示，體育旅游和觀光旅游的研究假設模型均得出良好的擬合結果。其中：1）體育旅游模型擬合參數(shù)為 x²/df=2.195 、RMSEA =0.049 、CFI=O.839、TLI=0.946、IFI=0.949、GFI=0.839、NFI=0.91、AGFI=0.821;2）觀光旅游模型擬合參數(shù)為 χ²/df=1.807 、RMSEA=0.040、CFI=0.947、TLI=0.944、IFI=0.948、GFI=0.868、NFI=0.890、AGFI=O.853。

表1結構方程模型檢驗結果

表2區(qū)分效度分析結果

注：對角線上的數(shù)值為均方差抽取量（AVE）的平方根。

3.3.2研究假設的結構方程模型檢驗結果

使用結構方程模型分別檢驗研究假設，結果表明H₁，H₃，H₅ 均成立。具體結果（見表3）為：1）體育旅游受訪者的游憩體驗偏好對其環(huán)境責任行為 _（β=0.571 ，plt;0.001 ）和地方依戀 （β=0.827，plt;0.001 ）均有顯著的正向影響，地方依戀對其環(huán)境責任行為（ β=0.211 ，p=0.029 ）也有顯著正向影響；2）觀光旅游受訪者的游憩體驗偏好對其環(huán)境責任行為 （β=0.515，plt;0.001） 和地方依戀 （β=0.676，plt;0.001 ）也同樣具有顯著的正向影響，地方依戀對環(huán)境責任行為 （β=0.179，p=0.011 具有積極促進作用。

在假設 H₁，H₃，H₅ 均成立的基礎上，本研究根據(jù)路徑標準化系數(shù)評估變量間的影響強度，結果如下。1）體育旅游受訪者的游憩體驗偏好影響其環(huán)境責任行為的標準化路徑系數(shù)為0.571，而觀光旅游受訪者的相應路徑系數(shù)為0.515，說明體育旅游受訪者的游憩體驗偏好對其環(huán)境責任行為的影響顯著于觀光旅游受訪者，因此， H₂ 成立。2）體育旅游受訪者和觀光旅游受訪者的地方依戀影響其環(huán)境責任行為的標準化路徑系數(shù)分別為0.211和 0.179 。這一結果進一步說明，相較觀光旅游受訪者，體育旅游受訪者的地方依戀對其環(huán)境責任行為的影響更顯著，說明 H₄ 成立。3）體育旅游受訪者的游憩體驗偏好影響其地方依戀的標準化路徑系數(shù)為0.827，而觀光旅游受訪者的相應路徑系數(shù)為0.676，說明體育旅游受訪者的游憩體驗偏好對其地方依戀的影響顯著于觀光旅游受訪者，說明 ΔH₆ 成立。

表3直接效應檢驗結果

注：***表示 plt;0.001 。

使用Bootstrap法對地方依戀的中介作用進行了實證分析。分析結果表明，體育旅游受訪者的 95% 置信區(qū)間為 0.068～0.187 ，觀光旅游受訪者的 95% 置信區(qū)間為 0.053～0.167 ，說明地方依戀在游憩體驗偏好作用于環(huán)境責任行為時起了一定的中介作用。因此，H₇ 成立。

同樣根據(jù)路徑標準化系數(shù)評估變量間的影響強度，地方依戀在游憩體驗偏好影響環(huán)境責任行為時起了一定的中介作用，體育旅游受訪者和觀光旅游受訪者的中介效應標準化路徑系數(shù)分別為0.030和0.029，表明體育旅游受訪者的地方依戀在游憩體驗偏好影響環(huán)境責任行為時產(chǎn)生的中介作用顯著于觀光旅游受訪者。因此， H₈ 成立。

綜上所述，與觀光旅游受訪者相比，體育旅游受訪者的游憩體驗偏好和地方依戀對其環(huán)境責任行為的影響更顯著，同時，其地方依戀在游憩體驗偏好影響其環(huán)境責任行為時產(chǎn)生的中介效應也更為顯著。這說明體育旅游在促進旅游目的地環(huán)境保護方面有優(yōu)勢，體育旅游者參與的活動更依賴自然環(huán)境，對旅游目的地自然環(huán)境的依戀會增強其環(huán)保意識?？梢?，這種由情感驅動環(huán)境責任行為的效應在體育旅游情境中更為明顯。

4環(huán)境責任行為組態(tài)構型分析（fsQCA）

4.1變量的選取與校準

基于參考文獻和實證分析結果，本研究以享受大自然、逃避壓力、獲得成就感、學習知識與技能、分享經(jīng)驗與見聞、促進身心健康、地方認同、地方依賴8個變量作為條件變量，以環(huán)境責任行為作為結果變量。首先，對各變量取平均值。其次，根據(jù)相關研究者提出的標準，按照完全隸屬 95% 、交叉模糊點 50% 以及完全不隸屬 5% 對體育旅游受訪者和觀光旅游受訪者的數(shù)據(jù)分別進行校準[35]。

4.2單一條件的必要性分析

數(shù)據(jù)校準后，通過檢驗各條件變量的必要性，判斷各變量是否是游客環(huán)境責任行為的必要條件。各變量的必要性分析結果顯示（見表4），所有條件變量的一致性均小于0.9，表明單一條件變量不能構成受訪游客產(chǎn)生環(huán)境責任行為的必要條件。因此，需要進一步進行條件組態(tài)分析。

4.3條件組態(tài)的充分性分析

運用模糊集定性比較法識別條件變量的不同組態(tài)構型。在參數(shù)設定上，本研究根據(jù)樣本規(guī)模將案例頻數(shù)閾值設定為4，原始一致性閾值設定為0.8，PRI一致性閾值設定為0.75。對體育旅游和觀光旅游兩類受訪者的環(huán)境責任行為的8個前因變量進行組態(tài)分析。結果顯示，體育旅游受訪者的環(huán)境責任行為組態(tài)路徑總體一致性為0.936，總體覆蓋度為0.484；觀光旅游受訪者的環(huán)境責任行為組態(tài)路徑總體一致性為0.923，總體覆蓋度為 0.594 。上述指標均超過相關研究者提出的模型適配度閾值標準（總體覆蓋度 gt;0.9 ；總體一致性 gt;0.2gt;^[36] ，表明本研究的組態(tài)構型具有良好的解釋力和預測效度。通過分析發(fā)現(xiàn)，體育旅游受訪者產(chǎn)生環(huán)境責任行為的影響因素路徑組合有3個，觀光旅游受訪者產(chǎn)生環(huán)境責任行為的影響因素路徑組合有6個。通過分析體育旅游受訪者和觀光旅游受訪者的環(huán)境責任行為影響因素路徑發(fā)現(xiàn)，大部分前因變量以核心條件或輔助條件存在，說明這些前因變量對環(huán)境責任行為有顯著的正向影響。

表4單一條件的必要性分析

注：在布爾代數(shù)邏輯運算中，“～”表示非或否定的集合關系。

4.3.1體育旅游受訪者的環(huán)境責任行為組態(tài)構型分析

體育旅游受訪者產(chǎn)生環(huán)境責任行為有3個核心路徑（見表5）。1）大自然療愈驅動型 （C₁） ：以獲得成就感和地方認同為核心條件，以享受大自然、逃避壓力、學習知識與技能、分享經(jīng)驗與見聞、促進身心健康為輔助條件。體育旅游受訪者通過參加親近大自然的體育活動釋放壓力，同時通過知識與技能的學習強化自身環(huán)境責任行為。2）學習依賴驅動型 （C₂） ：當獲得成就感和地方認同處于較高水平時，其他條件不變的情況下，促進身心健康和地方依賴能作為可相互替代的輔助條件觸發(fā)體育旅游受訪者的環(huán)境責任行為。該路徑的原始覆蓋度最高（0.439），表明這一路徑是體育旅游受訪者最主要的環(huán)境責任行為產(chǎn)生機制，凸顯了地方依賴對環(huán)境責任行為產(chǎn)生的重要影響。3）壓力釋放驅動型（ （C₃） ：該路徑具有最高的一致性（0.956），作為產(chǎn)生環(huán)境責任行為結果的充分條件最有效。該路徑的輔助條件是享受大自然、逃避壓力、地方依賴，而不需要學習知識與技能、分享經(jīng)驗與見聞、促進身心健康作為輔助條件。此路徑產(chǎn)生的環(huán)境責任行為更依賴于享受大自然、逃避壓力與地方依賴，說明有一部分體育旅游受訪者將環(huán)境責任行為作為享受大自然和逃避壓力的一種方式。

4.3.2觀光旅游受訪者的環(huán)境責任行為組態(tài)構型分析觀光旅游受訪者產(chǎn)生環(huán)境責任行為有6個核心路徑（見表5），可歸納為3類差異化條件驅動機制。1）綜合輔助型 （S₁） 。在該條件驅動下，環(huán)境責任行為的產(chǎn)生以學習知識與技能和促進身心健康為核心條件，以享受大自然、逃避壓力、獲得成就感、分享經(jīng)驗與見聞為輔助條件，需要2種條件共同作用。這一路徑的原始覆蓋度（0.408）最大，表明該路徑是觀光旅游受訪者最主要的環(huán)境責任行為產(chǎn)生機制。該路徑尤其與走馬觀花式觀光旅游受訪者的行為特征相符，說明即使缺乏與旅游目的地的情感聯(lián)結，通過學習知識與技能、促進身心健康這2個條件的協(xié)同作用，仍能有效激發(fā)觀光旅游受訪者產(chǎn)生環(huán)境責任行為。2）情感驅動型（S₂） ）。在該條件驅動下，環(huán)境責任行為的產(chǎn)生以促進身心健康和地方認同為核心條件，以享受大自然、逃避壓力、獲得成就感、分享經(jīng)驗與見聞、地方依賴為輔助條件。該路徑充分體現(xiàn)了保護環(huán)境的動機，當受訪者對旅游目的地產(chǎn)生強烈的情感聯(lián)結時，這種情感力量能有力激發(fā)其環(huán)境責任行為。3）多元協(xié)同最優(yōu)型（ ΔS₃ 系列）。在該條件驅動下，環(huán)境責任行為的產(chǎn)生以學習知識與技能、促進身心健康和地方認同為核心條件，同時根據(jù)不同輔助條件的組合，衍生出4個差異化子路徑。其一是注重體驗大自然、激勵成就感、分享經(jīng)驗與見聞相結合的教育優(yōu)化型 ?S_3a ）。其二是強調逃避壓力、獲得成就感、分享經(jīng)驗與見聞的壓力轉化型 （S_3b） 0其三是強調與大自然的接觸、調節(jié)壓力、分享經(jīng)驗與見聞的平衡發(fā)展型 （S_3c） 。其四是不依賴于外部分享經(jīng)驗與見聞，而是通過其他輔助條件產(chǎn)生同樣行為的自主協(xié)同型（ ?S_3d? 。上述驅動機制體現(xiàn)于深度旅游受訪者或長期旅居受訪者，其環(huán)境責任行為既緣于環(huán)保知識與技能儲備，也依賴于旅游者與旅游目的地的情感聯(lián)結。

表5受訪者環(huán)境責任行為的充分前因條件組態(tài)

注：●表示該條件是核心條件； ? 表示該條件是輔助條件； ? 表示缺少該輔助條件；空格表示該條件可有可無。

對比以上3類條件驅動機制可以發(fā)現(xiàn)，觀光旅游的 S_3a 子路徑的一致性最高，說明“享受大自然 ? 獲得成就感 ? 學習知識與技能 ? 分享經(jīng)驗與見聞 ? 促進身心健康 ? 地方認同 ? 地方依賴”的條件組態(tài)更能解釋觀光旅游受訪者的環(huán)境責任行為①。

4.4受訪者環(huán)境責任行為驅動機制分析

體育旅游受訪者與觀光旅游受訪者在環(huán)境責任行為的驅動機制上有顯著差異（如圖1所示）。體育旅游受訪者的環(huán)境責任行為主要受獲得成就感和地方認同的情感驅動，通過這種內在驅動因素，形成一種主動型情感驅動機制。這種機制體現(xiàn)了體育旅游受訪者主動保護環(huán)境的行為特質。相比之下，觀光旅游受訪者的環(huán)境責任行為反映出更為復雜的多元驅動機制。促進身心健康在觀光旅游受訪者的所有行為路徑中都產(chǎn)生了不可或缺的作用，而學習知識與技能、情感認同這2個核心條件則隨著旅游體驗程度體現(xiàn)出動態(tài)互補的關系。這一發(fā)現(xiàn)表明，觀光旅游受訪者的環(huán)境責任行為本質上是以促進身心健康為主的雙條件驅動產(chǎn)生的。

值得注意的是，促進身心健康對兩類旅游受訪者的環(huán)境責任行為產(chǎn)生的作用有顯著差異。在體育旅游情境中，促進身心健康在3個組態(tài)路徑中作為影響環(huán)境責任行為的條件有3種情況，即不是輔助條件、是輔助條件、可有可無，說明其具有可替代性，并且產(chǎn)生的作用容易受其他條件影響。而在觀光旅游情境中，促進身心健康則是產(chǎn)生環(huán)境責任行為的核心條件。這進一步凸顯了兩類旅游者在環(huán)境責任行為驅動機制上的本質區(qū)別。

5研究結果

1）游憩體驗偏好和地方依戀均能正向影響環(huán)境責任行為，游憩體驗偏好正向影響地方依戀，地方依戀在游憩體驗偏好影響環(huán)境責任行為時產(chǎn)生了一定的中介作用。

2）相較于觀光旅游受訪者，一是體育旅游受訪者的游憩體驗偏好和地方依戀對其環(huán)境責任行為的影響更顯著，二是體育旅游受訪者的游憩體驗偏好對其地方依戀的影響更顯著，三是體育旅游受訪者的地方依戀在游憩體驗偏好影響其環(huán)境責任行為時產(chǎn)生的中介作用更顯著。從可持續(xù)發(fā)展角度來說，體育旅游通過強化環(huán)保情感聯(lián)結等方式，體現(xiàn)出相較觀光旅游更為顯著的環(huán)境責任行為促進優(yōu)勢

3）模糊集定性比較分析結果顯示，大部分前因變量以核心條件或輔助條件存在，表明享受大自然、逃避壓力、獲得成就感、學習知識與技能、分享經(jīng)驗與見聞、促進身心健康、地方認同、地方依賴這些前因變量對環(huán)境責任行為這一結果變量具有顯著的正向影響。

4）獲得成就感與地方認同是觸發(fā)體育旅游受訪者環(huán)境責任行為的核心條件，體育旅游受訪者通過內在驅動以及與旅游目的地的情感聯(lián)結形成一種主動型情感驅動機制，體現(xiàn)了體育旅游受訪者主動保護環(huán)境的行為特質。觀光旅游受訪者的環(huán)境責任行為則具有更為復雜的多元驅動機制，促進身心健康在觀光旅游受訪者的所有環(huán)境責任行為路徑中都具有不可或缺的作用，進一步佐證了觀光旅游受訪者促進身心健康的動機對環(huán)境責任行為的積極影響。

6討論

1）以往的研究雖然提出了體驗型旅游者和觀賞型旅游者在環(huán)境責任行為上存在差異[\"，但缺乏詳細論證和科學驗證?；诖?，本研究在海南省選擇了2個分別以體育旅游和觀光旅游為主的海邊游覽區(qū)，并將其作為問卷發(fā)放地，探究了體育旅游和觀光旅游2種不同旅游類型的游客的游憩體驗偏好對其環(huán)境責任行為的驅動機制，從對比的視角增加了游憩體驗偏好這一變量，拓展了環(huán)境責任行為的研究視域。本研究發(fā)現(xiàn)，相較觀光旅游者，體育旅游者的游憩體驗偏好更易激發(fā)其環(huán)境責任行為。

2）地方依戀是游客在旅游過程中對旅游目的地產(chǎn)生的炙熱情感。有學者認為“未來可探討不同類型目的地依戀的形成過程，并比較其差異”36]。還有研究者認為環(huán)保行為更多緣于內在驅動而非外部約束[37]。本研究通過比較發(fā)現(xiàn)，相較觀光旅游受訪者，體育旅游受訪者的地方依戀在3條路徑中均受到更顯著的影響，即游憩體驗偏好對地方依戀有更顯著的影響、地方依戀對環(huán)境責任行為有更顯著的正向影響、地方依戀在游憩體驗偏好影響環(huán)境責任行為時產(chǎn)生的中介作用更顯著，這在一定程度上回應了有關學者的關切，而且本研究不僅對既有文獻作出了實證檢驗，也進一步明確了地方依戀對游客環(huán)境責任行為產(chǎn)生的作用。

3）從fsQCA的分析結果來說，學習知識與技能、促進身心健康、地方認同是觀光旅游受訪者的環(huán)境責任行為的核心條件。體育旅游受訪者的環(huán)境責任行為的核心條件則是獲得成就感和地方認同。這種差異緣于2類旅游形態(tài)的本質屬性區(qū)別：體育旅游以體驗運動項自或觀看職業(yè)體育賽事為核心訴求，其行為動力源自運動沉浸產(chǎn)生的自我實現(xiàn)需求[38]，具有挑戰(zhàn)性的活動往往可以使人進入心流體驗狀態(tài)，這種沉浸式體驗能有效促進情感聯(lián)結的形成，而隨著旅游者的地方認同強化，其對環(huán)境負面影響的感知敏銳度也會提升[39]，進而可以將其對旅游目的地的情感依戀轉化為對旅游目的地的環(huán)境保護行為。而觀光旅游者盡管在知識與技能學習過程中能將環(huán)保意識進行內化，但是通過觀光、休閑活動形成的是工具理性導向的環(huán)境認知[40]，當環(huán)境責任行為從外在約束轉化為情感聯(lián)結時，其行為穩(wěn)定性才能發(fā)生質的變化。

4）結合環(huán)境責任行為影響路徑和機制，本研究為精準干預旅游者環(huán)保行為提供了理論框架，應根據(jù)不同類型的旅游者實施差異化策略。針對體育旅游者，建議將旅游自的地的活動與其自然資源緊密結合，在活動中融入環(huán)保元素，設計環(huán)保挑戰(zhàn)徽章進階體系、環(huán)保賽事積分法等成就感量化工具，同時創(chuàng)新環(huán)境保護者敘事框架，通過深度互動活動強化游客的情感聯(lián)結。針對觀光旅游者，建議推廣健康養(yǎng)生旅游，開發(fā)以健康為主題的旅游服務或產(chǎn)品，以多種方式宣傳環(huán)保知識，引導游客將保護環(huán)境的認知進行內化與行為轉化。此外，旅游目的地應完善環(huán)保設施，健全激勵游客主動產(chǎn)生環(huán)境責任行為的機制，如舉辦環(huán)保行動積分兌換禮品等活動。通過差異化策略和普遍性措施的結合，促進旅游目的地更有效地引導游客保護環(huán)境。

7 研究局限及展望

如上所述，本研究取得了一定的創(chuàng)新和突破，但也有其局限性，僅探討了影響游客環(huán)境責任行為的一部分前因變量，除了文中提及的游憩體驗偏好和地方依戀之外，可能還有環(huán)境態(tài)度[41]、旅游支持[42]、感知價值[43等因素的影響，未來可根據(jù)相關理論分析更多方面的因素，探究更多的前因變量。此外，本研究的體育旅游受訪者是帆船和帆板參與者，雖然具有典型性，但體育旅游形式豐富，且每個運動項目也有其獨特性，未來可深入探究旅游目的地其他運動項目參與者的環(huán)境責任行為驅動機制，為進一步完善體育旅游政策、促進體育旅游可持續(xù)發(fā)展提供科學依據(jù)。

注釋：

① “享受大自然 ? 獲得成就感 ? 學習知識與技能 ? 分享經(jīng)驗與見聞 ? 促進身心健康 ? 地方認同 ? 地方依賴\"中的“ ? ”表示和或并且。

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