乡村旅游地游客空间感知对遗产保护行为的影响机制

王金伟; 闫雪菲; 许淑婷; 杨丽; 刘蕾; 任建荣

doi:10.15957/j.cnki.jjdl.2025.12.024

经济地理 >

2025 , Vol. 45 >Issue 12: 238 - 246

DOI: https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2025.12.024

旅游经济与管理

乡村旅游地游客空间感知对遗产保护行为的影响机制

王金伟 ^,¹^,²^,³ ,
闫雪菲 ¹^,² ,
许淑婷 ¹^,² ,
杨丽 ⁴ ,
刘蕾 ¹^,² ,
任建荣 ¹^,²

展开

1.北京第二外国语学院旅游科学学院，中国北京 100024
2.北京旅游发展研究基地，中国北京 100024
3.中国科学院地理科学与资源研究所，中国北京 100101
4.遵义师范学院历史文化与旅游学院，中国贵州遵义 563006

王金伟（1983—），男，博士，教授，研究方向为旅游经济、旅游地理。E-mail: tourismer@aliyun.com

收稿日期: 2025-03-11

修回日期: 2025-07-02

网络出版日期: 2026-02-04

基金资助

国家自然科学基金项目(42371267)

北京第二外国语学院2025年研究生科研项目重点项目“数字时代非遗旅游赋能中外人文交流的机制与路径研究”

收起

Effects of Tourists' Spatial Perception on Heritage Protection Behavior in Rural Destinations

WANG Jinwei ^,¹^,²^,³ ,
YAN Xuefei ¹^,² ,
XU Shuting ¹^,² ,
YANG Li ⁴ ,
LIU Lei ¹^,² ,
REN Jianrong ¹^,²

Expand

1. School of Tourism Sciences， Beijing International Studies University， Beijing 100024， China
2. Research Center for Beijing Tourism Development， Beijing 100024， China
3. Institute of Geographic Sciences and Natural Resources Research， Chinese Academy of Sciences， Beijing 100101， China
4. College of History， Culture and Tourism，Zunyi Normal University， Zunyi 563006，Guizhou， China

Received date: 2025-03-11

Revised date: 2025-07-02

Online published: 2026-02-04

Fold

摘要

乡村旅游作为乡村振兴的重要抓手，不仅能够促进乡村经济转型升级，而且也能有效推动乡村文化遗产的保护与传承。文章以贵州省遵义市的典型乡村旅游地为案例，运用结构方程模型对游客的空间感知、地方认同、文化参与、主观幸福感以及遗产保护行为之间的影响关系和作用机制进行了实证分析。研究发现：①空间感知显著正向影响文化参与、地方认同、主观幸福感和遗产保护行为。②地方认同显著正向影响主观幸福感，同时主观幸福感又会显著正向影响遗产保护行为。③文化参与显著正向影响地方认同、主观幸福感及遗产保护行为。④文化参与和主观幸福感在空间感知与遗产保护行为之间存在显著的中介作用。⑤旅游经历在游客文化参与与遗产保护行为的影响关系中具有显著的负向调节作用。

关键词： 文旅融合; 乡村旅游; 空间感知; 遗产保护; 地方认同; 文化参与; 主观幸福感

本文引用格式

王金伟 , 闫雪菲 , 许淑婷 , 杨丽 , 刘蕾 , 任建荣 . 乡村旅游地游客空间感知对遗产保护行为的影响机制[J]. 经济地理, 2025 , 45(12) : 238 -246 . DOI: 10.15957/j.cnki.jjdl.2025.12.024

Abstract

Rural tourism, as an important way to achieve rural revitalization, can not only drives the transformation and upgrading of the rural economy, but also effectively promotes the protection and inheritance of rural cultural heritage. A series of typical rural tourism destinations in Zunyi City, Guizhou Province were selected as cases, and structural equation modeling was employed to empirically analyze the relationships between tourists' spatial perception, place identity, cultural involvement, subjective well-being, and heritage protection behavior. The findings indicate that: 1) Spatial perception positively influences cultural involvement, place identity, subjective well-being, and heritage protection behavior. 2) Place identity has a significant positive impact on subjective well-being. What's more, subjective well-being significantly and positively influences heritage protection behavior. 3) Cultural involvement has a significant positive effect on place identity, subjective well-being, and heritage protection behavior. 4) The cultural involvement and subjective well-being of tourists play a significant mediating role between spatial perception and heritage protection behavior. 5) The tourism experience plays a significant negative moderating role in the relationship between tourists' cultural involvement and heritage protection behavior.

Key words： culture and tourism integration; rural tourism; spatial perception; heritage protection; place identity; cultural involvement; subjective well-being

乡村是孕育中华文明的摇篮，其丰富的文化底蕴和浓郁的乡土风情，是推进乡村振兴的独特资源与宝贵财富。乡村旅游作为推动乡村振兴的重要手段，通过挖掘地方民俗、传统技艺、村落遗产等核心要素，传承、恢复与振兴乡村文化遗产，为重塑乡村活力和保护乡土文化提供了内生动力^[1-2]。同时，近年来乡村旅游的蓬勃发展有效增强了当地村民对本土文化的认同感，使其自觉成为乡土文化的守护者和传播者，进而推动乡村文化在旅游语境下的创造性转化和创新性发展^[3]。毫无疑问，乡村旅游不仅是乡村产业振兴的核心支柱，也是维系乡村文化遗产生命力的关键载体，对乡土文化保护、人地关系协调以及地方感重塑具有不可替代的重要作用。

乡村旅游地作为独特的“旅游世界”，具有显著的“空间性”特征，既包括物质空间的形态，也涵盖了社会关联的参与性互动。具体而言，乡村空间的自然景观、建筑风貌、地方特色等要素构成了乡村旅游发展的基本地理单元^[4]，与游客地方感知及其保护行为的形成密切相关。在乡村旅游情境中，游客空间感知通常反映了游客与乡村旅游地在认知和情感层面的联结程度。随着时间的推移，游客会对旅游地产生一种超越时空限制的精神性依恋^[5]，这种依恋是游客形成地方感并产生保护行为的重要心理因素。纵观现有研究可以发现，学者们对乡村旅游地空间特征、乡土遗产保护、主客互动、游客感知与行为意向等方面进行了深入研究^[5-9]。然而，游客的空间感知、文化参与、地方认同、主观幸福感、遗产保护行为等变量间的关系尚缺乏清晰的阐释和检验。这不仅不利于深入理解乡村旅游情境中游客的心理与行为特征，同时也不利于乡土文化保护并有效赋能乡村振兴。

基于此，本文拟从乡村旅游情境中游客的空间感知、文化参与、地方认同、主观幸福感、遗产保护行为等变量间的关系出发构建结构方程模型，并运用案例地问卷数据系统剖析游客空间感知对遗产保护行为的影响机制，以期弥补现有文献对游客乡土文化遗产保护行为驱动机制研究的不足，并为相关旅游地文化遗产保护和活化管理提供决策参考。

1 研究假设

1.1 游客空间感知

游客的空间感知是指游客具身于旅游目的地，建立起关于目的地环境、空间形态特征以及文化氛围的主观判断与评价，进而形成关于空间的心理重建与内在反应^[10]。其不仅是衡量特定空间结构中旅游者的情感与态度，更是理解旅游者后续行为意向的重要基础。

作为将旅游地空间信息转化为个体内部思维认知的重要心理过程^[11]，游客空间感知常常会对其文化参与、地方认同以及保护行为等产生影响。首先，在文化参与方面，许峰等指出旅游者在遗产空间中实现文化接触、形成文化认同，是发挥遗产旅游积极作用、实现遗产地可持续开发的重要前提^[12]；周建新等认为城市漫游者可以通过观察和体验城市中的艺术、历史遗址和文化活动，理解并体验不同文化的并存和交融，同时这种探索又会进一步推动文化遗产保护^[13]。其次，在地方认同方面，宋晓等指出旅游地空间的物质景观吸引力、非物质文化氛围和旅游消费空间在地化均会对游客地方认同产生显著影响^[14]。此外，在主观幸福感方面，空间感知的正向促进作用也得到了相关验证。闫昕等指出游客的红色记忆可以通过空间活动的具身感知唤起，进一步促进其主观幸福感的生成^[15]；张圆刚等则以返乡旅游从业者为研究对象，证实了返乡旅游从业者对故乡的空间感知将会显著地影响其主观幸福感的获得^[16]。最后，在游客保护行为方面，孙佼佼等以西藏旅游地“塔布空间”为例，指出该空间建构起了旅游者的文化责任行为场域，并能在心理和行为层面激发他们对文化遗产的参与保护^[17]；朱学同等研究发现旅游者对乡村旅游地感知价值越高，其履行环境责任的行为意向就越积极，越会采取正向的保护行为措施^[8]。基于此，本文提出以下研究假设：

H1：乡村旅游地游客的空间感知显著正向影响其文化参与。

H2：乡村旅游地游客的空间感知显著正向影响其地方认同。

H3：乡村旅游地游客的空间感知显著正向影响其主观幸福感。

H4：乡村旅游地游客的空间感知显著正向影响其遗产保护行为。

1.2 地方认同

地方认同是指个体对特定场所或者环境的情感依赖^[18]。其研究始于1970年代的早期环境心理研究和地理学中的地方理论^[19]。地方认同作为地方感的核心维度，是构成社会认同和文化认同的重要元素，强调游客赋予地方特殊的意义并产生的情感依恋。地方认同既是地理学人地关系研究的重要内容，也是文化地理学和环境心理学的核心概念之一。

近年来，随着旅游业的快速发展，地方认同被不断引入旅游地理领域，并已成为学界的研究热点。地方认同传达了游客对于旅游目的地的积极情感，这种情感源于目的地的环境氛围与情感体验契合了其个人偏好^[20]。在此基础上，地方认同进一步成为提升游客主观幸福感并推动形成遗产或资源保护行为的内在驱动力。首先，在游客地方认同与主观幸福感的研究领域中，余润哲等指出游客地方认同程度越高，主观幸福感随之越高^[21]；Zhang等以中国国家公园和花博会为例，指出对目的地产生依恋将会有效地促进主观幸福感的提高^[22]。其次，在地方认同与保护行为的研究中，程卫进等指出地方认同对促进游客保护行为具有显著的正向影响^[23]；苏明明等认为地方认同对遗产保护行为和环境责任行为均具有正向影响^[24]。基于此，本文提出以下研究假设：

H5：乡村旅游地游客的地方认同显著正向影响其主观幸福感。

H6：乡村旅游地游客的地方认同显著正向影响其遗产保护行为。

1.3 文化参与和遗产保护行为

文化参与是个体主动介入文化活动、文化创造、文化消费等一系列与文化相关活动的行为及表现^[25]。在乡村旅游情境下，文化参与是游客对乡村旅游地空间环境感知的重要方法，也是乡村文化遗产代际传承的有效途径。在现有的相关研究中，学者们往往将文化参与和地方认同及主观情感相关联。首先，在与地方认同的相关研究中，苏明明等指出游憩涉入通过地方依赖对地方认同产生显著的正向影响^[24]；方世敏等认为游客的旅游涉入程度影响其对目的地的地方依恋^[26]。其次，在与主观情感的相关研究中，Cho发现文化参与对主观幸福感的影响存在个体间差异，在社会资本和社会经济地位方面均处于相对劣势的个体受益反而更大^[27]；张圆刚等认为城市居民的乡村旅游休闲参与对其幸福感具有显著正向影响^[28]。此外，也有部分学者关注到了文化参与和保护行为之间的关系，如杨娱等指出公众的认知和参与情感会对古树名木保护管理行为意向具有显著影响^[29]。但从总体上看，目前对文化参与的相关研究还相对较少，有必要对文化参与和其他相关变量之间的关系进行深入探究。

遗产保护是指为了维护、传承、延续文化遗产多样性和完整性而采取的一系列有意识和有目的的行动举措。其作为游客行为意愿在很大程度上关系到旅游目的地可持续发展和旅游管理效能^[30]，是人—地关系是否和谐、游客是否得到满意的重要体现。一般而言，游客不仅是旅游活动的直接参与者，也是旅游产业的核心利益相关者，他们的遗产保护行为是促进文化遗产保护与传承的重要手段，对乡土文化保护和乡村产业可持续发展至关重要^[10]。在一定程度上，乡村旅游地想要得到可持续的健康发展，需要游客对当地乡土遗产做到情感的投入以及参与式的保护。许婧等发现游客对自然旅游地的生态情感与环境认知等因素能够对游客的环境责任行为产生重要影响^[31]；Su等则进一步指出，游客的积极主观情绪在目的地社会责任感与环境责任行为之间具有显著的中介作用^[32]。同样地，程卫进等发现游客的地方认同会在旅游地社会责任与保护促进行为之间具有显著的中介作用^[23]；而杨娱等对古树名木保护与管理行为意愿的研究表明公众的参与情感是公众认知与行为意愿之间的中介变量^[29]。基于此，本文提出以下研究假设：

H7：乡村旅游地游客的文化参与显著正向影响其地方认同。

H8：乡村旅游地游客的文化参与显著正向影响其主观幸福感。

H9：乡村旅游地游客的文化参与显著正向影响其遗产保护行为。

H10：乡村旅游地游客的主观幸福感显著正向影响其遗产保护行为。

H11：文化参与在游客空间感知对遗产保护行为的影响中存在显著的中介作用。

H12：地方认同在游客空间感知对遗产保护行为的影响中存在显著的中介作用。

H13：主观幸福感在游客空间感知对遗产保护行为的影响中存在显著的中介作用。

1.4 旅游经历的调节作用

旅游经历是指游客在旅游过程中见过、做过或遭遇过的事，是衡量游客体验频次和深度的重要指标^[33]。对于初游者和重游者，旅游经历和动机的差异，会导致其对乡村旅游目的地空间解读和受当地文化元素影响程度有所差异。一般认为，随着旅游经历的增加，先验经验会逐渐发挥作用，依恋情感也会随之加深。众多学者从不同的视角切入，发现旅游经历对地方认同、文化参与、主观幸福感以及遗产保护行为等有着不同程度的调节作用。当游客的旅游经历水平较高时，游客对旅游目的地的感知程度也越强。经过旅游参观、体验等活动经历，游客能够增强对旅游地的情感归属，进而产生地方性认同情感^[34-35]。王佳果等研究发现旅游经验（经历）在感知文化距离与感知文化风险之间起到负向调节作用，在一定程度上说明旅游经验丰富的旅游者往往具有较强的文化交流能力，能更好地理解其他地区的文化习俗并规避风险^[36]。与此同时，吕兴洋等提出回忆过往旅游经历一方面能够通过提升积极情绪增强老年人当下幸福感，另一方面也可以通过提升存在意义感增强老年人回溯幸福感，对老年心理问题具有疗愈作用^[37]。基于此，本文提出研究假设14。

H14：旅游经历在前述各影响路径中存在显著的调节作用。

1.5 研究模型

根据上述研究假设，以及各结构变量间的逻辑关系，本文构建乡村旅游情景中游客的空间感知、文化参与、地方认同、主观幸福感以及遗产保护行为之间的关系模型。该模型包括5个结构变量和14个研究假设（图1）。

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图1 研究模型

Fig.1 Research model

2 研究设计

2.1 案例地概况

遵义市位于中国西南部的云贵高原、贵州省北部，地处黔川渝三省市结合部。其地貌多样，山川秀丽，风光独特，尤以山、水、林、洞为主要特色。遵义市现有数十个中国传统村落和百余家乡村旅游景区，乡村旅游资源散布于特色村寨与山水风景之间^[38]。1982年，遵义市入选首批国家历史文化名城，享有中国优秀旅游城市、全国文明城市、国家森林城市等荣誉称号。作为贵州省唯一的“双遗”之城，遵义市已经成为贵州省乃至全国乡村旅游的标杆，其优秀的传统乡村文化亟待保护与传承。因此，本文选取贵州省遵义市作为研究案例地，具有一定的典型性和代表性。

2.2 问卷设计

在参考国内外相关研究的基础上，本文结合专家建议进行问卷设计，相关变量及题项来源见表1。①游客空间感知。在参考Zou、张岚等相关研究^[20,39]的基础上，结合案例地具体情况设计了“当地建筑的装饰设计很新颖”“当地建筑的氛围有传统的文化气息”等7个题项。②文化参与。参考已有学者对游客旅游活动中的文化参与行为的测量^[40]，并结合旅游领域专家的意见，最终选定4个题项进行相关测量。③地方认同。在参考吴偲等的相关研究^[41]的基础上，结合旅游领域研究专家的建议，最终获得4个题项来测量地方认同。④主观幸福感。基于Kim等对游客主观感知的测量^[42]，最终选定4个题项来测量游客的主观幸福感。⑤遗产保护行为。通过综合Su、唐文跃等的研究^[43-44]，选取5个题项来测量游客的遗产保护行为。⑥其他相关信息。主要包括性别、年龄、文化程度、职业、收入水平、旅游经历等题项。其中，第1~5部分均采用李克特五点量表进行测量，第6部分为单项选择。

表1 变量及题项来源

Tab.1 Variables and item sources

变量	题项	Cronbach's α	组合信度	AVE值	参考来源
空间感知（SP）	SP1当地建筑的装饰设计很新颖	0.877	0.905	0.577	Zou等^[20] 张岚等^[39]
	SP2当地建筑的氛围有传统的文化气息
	SP3当地建筑保留了很多原始风貌
	SP4当地建筑的环境具有传统文化特色
	SP5当地的传统手工艺是独特的
	SP6当地的文化具有传统韵味
	SP7当地的节日具有传统韵味
文化参与（CI）	CI1参加当地文化活动让我感到开心	0.786	0.862	0.610	Yin等^[40]
	CI2参加当地文化活动对我来说很重要
	CI3参加当地的文化活动能展示我的个人品味
	CI4当地文化活动激发了我的兴趣
地方认同（PI）	PI1当地已经成为我的一部分	0.877	0.916	0.732	吴偲等^[41]
	PI2我对当地有很强的依恋
	PI3当地在我心中占有特殊的位置
	PI4当地对我来说很重要
主观幸福感（SWB）	SWB1我对生活总体上感到很满意	0.836	0.891	0.672	Kim等^[42]
	SWB2我感到很高兴
	SWB3我感觉身心愉悦
	SWB4虽然有起有落但我的生活依然很美好
遗产保护行为（HPB）	HPB1我遵守保护当地文化遗产的各类管理办法	0.872	0.907	0.662	Su等^[43] 唐文跃^[44]
	HPB2我会向有关部门反映破坏当地文化遗产的问题
	HPB3看到有损遗产保护的行为时我会据理劝阻
	HPB4我会说服我的旅伴一起参与当地文化遗产保护
	HPB5我愿意参加当地开展的文化遗产保护活动

2.3 数据收集与分析

本文以遵义市田坝村、花茂村、团结村、凯旋村、凤凰村5个典型乡村旅游地的游客为调查对象，并于2024年4月依据初始量表开展预调查。数据整理后，根据问卷结果及被调查者反馈，对问卷相关语句进行了修改调整，并形成最终的调查问卷。随后，2024年5月调查人员在前述5个乡村旅游地随机拦访游客进行了正式问卷调查，共发放问卷485份，剔除回答不完整以及其他不符合要求的问卷后，共得到有效问卷426份，问卷的有效率为87.8％。调查样本的基本情况见表2。

表2 调查样本的基本信息

Tab.2 Sample composition

变量	属性	频数	频率（%）	变量	属性	频数	频率（%）
性别	男	163	38.3	教育程度	初中及以下	88	20.7
	女	263	61.7		高中	33	7.7
年龄（岁）	<18	5	1.2		中专	35	8.2
	18~25	94	22.1		大专	61	14.3
	26~30	88	20.7		本科	182	42.7
	31~40	131	30.8		研究生及以上	27	6.3
	41~50	86	20.2	月收入水平（元）	≤1000	39	9.2
	51~60	17	4.0		1000~3000	59	13.8
	>60	5	1.2		3000~5000	175	41.1
职业	学生	62	14.6		5000~8000	124	29.1
	公务员	30	7.0		>8000	29	6.8
	企业职员	46	10.8	旅游经历（次）	0	66	15.5
	教师及科技人员	51	12.0		1	180	42.3
	经商者	63	14.8		2	100	23.5
	农民	22	5.2		3	43	10.1
	自由职业者	66	15.5		4	12	2.8
	离退休人员	7	1.6		≥5	25	5.9
	待业	10	2.3	来源地	贵州省	304	71.4
	其他	69	16.2		贵州省外	122	28.6

3 数据分析

3.1 共同方法偏差检验

鉴于本文所收取的问卷数据来源与测量环境较为单一，可能会存在共同方法偏差。为了保证研究所用数据的准确性，在进行正式数据分析前，以SPSS 26.0通过Harman因子检验进行共同方法偏差检验。结果表明，共有4个特征根大于1的因子，第一个因子所解释的变异量为36.225%（<40%）。由此可见，本文不存在同源方差问题且指标具有良好的聚合效度。

3.2 信效度检验

首先，使用SPSS 26.0软件对所有题项的偏态值和峰度值进行检验。结果显示，偏态值介于-0.868~-0.067之间，峰度值介于-0.448~1.615之间，整体上满足偏态值绝对值小于3和峰度值绝对值小于8的要求，这表明数据分布较为均匀。其次，使用Smart PLS 3.0进行验证性因子分析（CFA），其中采用Cronbach's α系数与变量组合信度CR进行信度检验。结果显示，所有变量的Cronbach's α系数在0.786~0.877之间，CR值在0.862~0.916之间，两者均大于0.7，说明本文各变量之间保持着良好的内部一致性，数据信度较高^[45]。

此外，对研究的效度进行检验，发现测量模型中各变量的变量平均萃取变异量（average varience extracted，AVE）值处于0.577~0.732之间，且各变量中的因子载荷均在0.7以上，满足因子载荷大于0.5的要求，表明本文核心解释变量的测量模型具有较好的聚合效度^[46]。由表3可知，各潜变量AVE值的平方根均大于其他潜变量间的相关系数，表明变量之间的区别效度可以得到验证。除了传统区别效度的计算准则外，往往还需要利用异质—单质比率（heterotrait-monotrait ratio，HTMT）作为判别有效性的进一步证据^[47]，结果见表4。从中发现，所有计算数值均远低于推荐的阈值0.85，说明数据的区分效度明显。

表3 构念区别效度

Tab.3 Construct differential validity

变量	SP	CI	PI	SWB	HPB
空间感知（SP）	0.760	0.568	0.530	0.394	0.385
文化参与（CI）		0.781	0.645	0.475	0.389
地方认同（PI）			0.856	0.412	0.326
主观幸福感（SWB）				0.819	0.405
遗产保护行为（HPB）					0.814

注：下划线上数值为各因子AVE值的平方根，其他数值为因子间相关系数。

表4 HTMT区分效度分析

Tab.4 Analysis of HTMT discriminative validity

变量	CI	PI	SWB	HPB
空间感知（SP）	0.678	0.602	0.458	0.439
文化参与（CI）		0.777	0.586	0.465
地方认同（PI）			0.480	0.372
主观幸福感（SWB）				0.474
遗产保护行为（HPB）

3.3 结构模型检验

根据Smart PLS软件的Algorithm法和Bootstrap反复抽样法（5000次）对研究模型的所有假设进行检验，结果显示所有变量的共线性统计量（VIF）位于1.389~2.591之间，均低于5，认定各变量之间具有较低的相关关系即较低概率存在共线性问题^[48]。同时，研究模型的整体拟合度中标准化的均方根残差（standardized root mean square residual，SRMR）为0.058，满足小于0.08的标准，因此可以认为模型具有较好的拟合度优度^[48]。本文解释变量对结果变量的R²、路径系数、p值和VIF值的结果见表5。

表5 路径结果与路径系数

Tab.5 Path results and path coefficients

结果变量	解释变量	决定系数R²	路径系数	p值
空间感知	文化参与		0.658	0.000
	地方认同		0.242	0.000
	主观幸福感		0.149	0.005
文化参与	地方认同		0.507	0.000
	主观幸福感	0.322	0.301	0.000
	遗产保护行为		0.254	0.000
地方认同	主观幸福感	0.456	0.139	0.011
主观幸福感	遗产保护行为	0.259	0.285	0.000
遗产保护行为		0.214

而后，进一步对结构方程模型的显著性水平进行检验（表6）。结果显示：①游客的空间感知对文化参与（β=0.568，t=15.106，p<0.001）、地方认同（β=0.242，t=4.397，p<0.001）、主观幸福感（β=0.149，t=2.814，p<0.01）和遗产保护行为（β=0.142，t=2.163，p<0.05）有显著的正向影响，支持假设H1、H2、H3、H4；②文化参与对地方认同（β=0.507，t=10.165，p<0.001）、主观幸福感（β=0.301，t=4.913，p<0.001）以及遗产保护行为（β=0.254，t=5.014，p<0.001）均起到显著的正向影响作用，支持假设H7、H8、H9；③地方认同仅对主观幸福感（β=0.139，t=2.506，p<0.05）起到正向的影响作用，但对游客的遗产保护行为（β=0.031，t=0.519，p>0.05）的影响并不显著，因此假设H5成立，H6并不成立；④游客的主观幸福感对遗产保护行为（β=0.250，t=4.754，p<0.001）具有显著的正向影响，假设H10得到验证。

表6 结构方程模型路径系数及检验结果

Tab.6 Path coefficients and test results of structural equation model

影响路径	标准化路径系数	t值	p值	检验结果
空间感知→文化参与	0.568^***	15.106	0.000	支持
空间感知→地方认同	0.242^***	4.397	0.000	支持
空间感知→主观幸福感	0.149^**	2.814	0.005	支持
空间感知→遗产保护行为	0.142^*	2.163	0.031	支持
文化参与→地方认同	0.507^***	10.165	0.000	支持
文化参与→主观幸福感	0.301^***	4.913	0.000	支持
文化参与→遗产保护行为	0.254^***	5.014	0.000	支持
地方认同→主观幸福感	0.139^*	2.506	0.012	支持
地方认同→遗产保护行为	0.031	0.519	0.604	不支持
主观幸福感→遗产保护行为	0.250^***	4.754	0.000	支持

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001。表9同。

3.4 中介效应分析

为了检验游客空间感知通过文化参与、地方认同以及主观幸福感对游客遗产保护行为的影响，本文采用PROCESS程序进行中介效应检验（表7）。以游客空间感知为自变量，遗产保护行为为结果变量，同时性别、年龄、职业、收入水平以及停留时间等为控制变量构建中介模型，进行相关中介效应检验，包括总的中介效应和特定的中介效应检验。以Bootstrap重复抽样5000次校正获得95%置信区间，若置信区间不包含0，则中介效应显著^[49]。结果显示，本文检验模型的总效应、直接效应以及间接效应均显著，说明研究模型为部分中介效应，即认为尽管可以通过文化参与、地方认同以及主观幸福感起到介导效应，空间感知也可以独立地影响游客的遗产保护行为。

表7 中介效应检验结果

Tab.7 Results of mediation effect test

效应	效应值	SE	LICI	ULCI
总效应	0.3795	0.0455	0.2900	0.4690
直接效应	0.1684	0.0529	0.0644	0.2724
间接效应	0.2111	0.0395	0.1358	0.2916

表8为以空间感知（SP）为自变量、遗产保护行为（HPB）为结果变量的特定中介效应检验结果。根据完全标准化后的统计结果显示：在特定中介效应检验中，仅路径2不显著，路径1与路径3均显著，即假设H11、H13成立而假设H12不成立。这说明，文化参与（CI）和主观幸福感（SWB）可以在空间感知和遗产保护行为间起到独立中介效应。

表8 特定中介效应检验结果

Tab.8 Results of the specific mediation effect test

效应	效应值	SE	95%的置信区间		判断
效应	效应值	SE	下限 LLCI	上限 ULCI	判断
总的间接效应	0.2125	0.0379	0.1385	0.2868	是
特定的中介效应
Lnd1: SP→CI→HPB	0.0812	0.0351	0.0135	0.1529	是
Lnd2: SP→PI→HPB	0.0225	0.0153	-0.0049	0.0553	否
Lnd3: SP→SWB→HPB	0.0338	0.0154	0.0083	0.0677	是

3.5 调节效应分析

为了检验H14，本文采用逐层回归分析法以检验旅游经历的调节作用。从表9可以看出：①以游客的主观幸福感作为因变量时，相关自变量与调节变量的交互项均未达到显著水平（M17~M22），表明游客的主观幸福感并不会受到旅游经历的显著调节作用。②以遗产保护行为作为因变量时，模型M28中文化参与和旅游经历的交互项对遗产保护行为呈现出显著的负向影响，R²变化量为0.202，说明该模型具有显著意义，同时也表明旅游经历在乡村旅游地游客的空间感知对遗产保护行为的影响关系中存在显著的负向调节，即相较于高水平旅游经历的游客来说，低水平旅游经历的游客通过文化参与体验更会表现出对旅游地的遗产保护意愿，假设H14得到部分支持。

表9 遗产保护行为的调节效应分析

Tab.9 Analysis of the moderating effect of heritage protection behavior

	因变量	主观幸福感						遗产保护行为
	因变量	M17	M18	M19	M20	M21	M22	M27	M28
控制变量	性别	0.035	0.034	0.051	0.051	0.059	0.059	0.137	0.143
	年龄	-0.063	-0.066	-0.080	-0.080	-0.097	-0.097	-0.179	-0.179
	文化程度	-0.016	-0.017	-0.008	-0.008	-0.038	-0.037	-0.026	-0.023
	职业	0.019	0.017	-0.011	-0.012	-0.016	-0.015	-0.056	-0.045
	月收入水平	0.136	0.138	0.121	0.121	0.123	0.122	0.091	0.091
	来源地	-0.013	-0.012	-0.002	-0.002	0.018	0.018	-0.053	-0.053
自变量	SP	0.379^***	0.379^***
	CI			0.449^***	0.449^***			0.373^***	0.377^***
	PI					0.416^***	0.416^***
	SWB
调节变量	旅游经历	0.134^**	0.133^**	0.085	0.085	0.070	0.070	0.033	0.038
	交互项
	SP·旅游经历		0.018
	CI·旅游经历				0.001				-0.102^*
	PI·旅游经历						-0.008
	SWB·旅游经历
	R²	0.192	0.193	0.248	0.248	0.214	0.214	0.209	0.219
	$\Delta $R²	0.177	0.175	0.233	0.231	0.199	0.197	0.194	0.202

注：受篇幅限制，此表仅展示部分数据分析结果。

为了更加直观地展现旅游经历的调节作用，本文采用简单斜率分析的方法，分别对高旅游经历与低旅游经历水平下文化参与和遗产保护行为之间的关系进行描绘，结果如图2。蓝色线条代表的低水平旅游经历的斜率高于橙色线条代表的高水平旅游经历，这表明文化参与对遗产保护行为的积极影响，会随着游客旅游经验的增加而减弱，其对旅游经历水平较低游客的保护行为促进作用更强。综上所述，旅游经历能够在游客的文化参与与遗产保护行为的影响关系中发挥显著的负向作用。

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图2 旅游经历的调节效应

Fig.2 Moderating effect of travel experience

4 结论与讨论

4.1 结论

本文以贵州省遵义市的典型乡村旅游地为案例，分析了游客空间感知、文化参与、地方认同、主观幸福感与遗产保护行为之间的影响关系及其作用机制。主要结论如下：

①空间感知显著正向影响文化参与、地方认同、主观幸福感和遗产保护行为。这在一定程度上说明，乡村旅游地游客积极的空间感知体验，不仅能有效提升认同感与主观幸福感，而且也能有效激发其保护文化遗产的行为意愿。因此，通过乡村旅游地的空间营造可以为游客创造良好的旅游环境，增进他们对乡土文化的情感体验和精神依恋，并有效推动形成文化遗产保护的内生力量。

②地方认同显著正向影响主观幸福感，同时主观幸福感又会显著正向影响遗产保护行为。可以发现，地方认同是影响游客对于旅游目的地积极态度的重要前置条件，能够有效提升个人主观幸福感。此外，研究显示游客的主观幸福感是推动文化遗产保护行为形成的关键情感动力。

③文化参与显著正向影响地方认同、主观幸福感及遗产保护行为。这表明，文化参与是连接游客与目的地的重要纽带，也是形成积极体验情感的重要前提。游客通过文化参与不仅能够深化对乡村旅游地的地方感知、形成积极情感，同时也能激发文化遗产保护的意愿和行为。

④文化参与和主观幸福感在空间感知与遗产保护行为之间具有显著的中介作用。积极的文化参与能够提高游客的空间感知力，使其更专注于乡村旅游空间及其所承载的文化内涵，从而促进情感及态度的转变，并驱动遗产保护行为的具体实践。

⑤旅游经历在游客文化参与与遗产保护行为的影响关系中起到显著的负向调节作用。具体来说，相较于旅游经历丰富的游客，旅游经历相对较少的游客在文化参与过程中，其遗产保护意愿更易被激发，并有力转化为实际保护行动。未来应注重构建主客互动的友好型旅游目的地，吸引更多游客参与到文化互动中，增强对当地文化遗产的感知、认同与保护意愿。

4.2 讨论

本文对乡村旅游高质量发展具有一定的启示：①加强乡土文化保护和旅游空间营造。在乡村旅游地的规划和建设中，应尽量避免破坏当地的生态环境和真实的文化氛围，减少过度商业化的景观呈现，打造沉浸感的游览空间，增强游客对于文化遗产的认知理解和情感共鸣，有效激发其文化遗产保护意愿。②注重培育并引导游客地方认同与积极情感体验。构建轻松愉悦的互动空间氛围，打造高质量的文化交流活动，引导游客与乡村旅游目的地建立稳定的情感联结，促进其主观幸福感的显著提升。③构建多元化的动态文化参与机制。整合数字化技术手段创新游客参与方式，提升文化参与主动性，增强游客对地方文化的认同感与归属感，进而推动其转化为参与文化遗产保护的实际行动。

本研究存在一定的局限性，未来需要进一步深入探讨。一方面，研究主要基于截面数据进行分析，而游客的空间感知与主观幸福感通常呈现动态变化的特征，后续有必要对调查对象展开持续跟踪研究。另一方面，本研究选取遵义市的乡村旅游地作为案例，虽具有较好的典型性和代表性，但结论的普适性尚需进一步验证。未来可以进一步拓展时间维度，并纳入更多样化的案例地，以提升研究结论的外部效度。

参考文献

原文顺序 | 文献年度倒序 | 文中引用次数倒序

[1]	薛芮, 余吉安. 基于地方品牌建构的乡村文化旅游活化路径[J]. 经济地理, 2022, 42(6):198-205. DOI

[2]	黄震方, 陆林, 苏勤, 等. 新型城镇化背景下的乡村旅游发展——理论反思与困境突破[J]. 地理研究, 2015, 34(8):1409-1421. DOI

[3]	王金伟, 陆林, 徐虹, 等. 乡村振兴视域下旅游社区治理现代化:科学内涵、关键议题与战略路径[J]. 中国生态旅游, 2025, 15(1):1-18. DOI

[4]	黄向, 吴亚云. 地方记忆:空间感知基点影响地方依恋的关键因素[J]. 人文地理, 2013, 28(6):43-48.

[5]	郭斯琪, 史春云, 钱月祥, 等. 旅游发展视角下乡村主客共享公共空间的演变与案例分析[J]. 现代城市研究, 2024(2):29-35.

[6]	张杰, 麻学锋. 湖南省乡村旅游地空间分异及影响因素——以五星级乡村旅游区为例[J]. 自然资源学报, 2021, 36(4):879-892. DOI

[7]	宋雨新, 孙业红, 袁正, 等. 旅游发展影响下农业文化遗产社区韧性感知研究——以河北宣化传统葡萄园为例[J]. 中国生态旅游, 2021, 11(3):363-374. DOI

[8]	朱学同, 张蓓蓓, 刘锐, 等. 生态文明视阈下乡村旅游者环境责任行为研究[J]. 中国农业资源与区划, 2020, 41(2):305-312.

[9]	陈志军, 徐飞雄. 乡村民宿旅游地游客忠诚度影响因素及作用机制——基于ABC态度模型视角的实证分析[J]. 经济地理, 2021, 41(5):232-240. DOI

[10]	王一睿, 周庆华, 杨晓丹, 等. 城市公共空间感知的过程框架与评价体系研究[J]. 国际城市规划, 2022, 37(5):80-89.

[11]	贾衍菊, 祝铭瑶, 张娇娇, 等. 旅游目的地感知对游客公民行为的影响——基于山东、青海的实证研究[J]. 干旱区资源与环境, 2023, 37(2):186-193.

[12]	许峰, 董玉洁. 遗产空间中的文化接触与认同构建——基于喀什和青州古城的案例解析[J]. 民俗研究, 2025(4):103-113,159.

[13]	周建新, 王福如. 城市漫游的人文机理与景观再造[J]. 南京社会科学, 2024(9):148-156.

[14]	宋晓, 王淑华. 非遗旅游街区旅游者地方认同的建构及验证——基于表征与非表征的双重视角[J]. 地域研究与开发, 2024, 43(2):119-124,138.

[15]	闫昕, 晏雄, 解长雯, 等. 红色旅游者主观幸福感的链式生成机理研究[J]. 干旱区资源与环境, 2023, 37(3):178-185.

[16]	张圆刚, 田文娟. 乡村旅游地返乡从业者幸福感的形成机制研究[J]. 人文地理, 2025, 40(1):124-133.

[17]	孙佼佼, 谢彦君. “塔布空间”:一种宗教遗产地的体验营造与文化保护机制:以西藏若干寺庙及其宗教文化景观为例[J]. 旅游学刊, 2020, 35(11):90-100.

[18]	王帅, 范蒙, 邬友, 等. 地方性感知、地方认同与好客行为——以内蒙古敖鲁古雅乡生态移民为例[J]. 旱区资源与环境, 2024, 38(9):199-208.

[19]	Proshansky H M, Fabian A K, Kaminoff R. Place-identity:Physical world socialization of the self[J]. Journal of Environmental Psychology, 1983, 3(1):57-83. DOI

[20]	Zou Y, Yang Y, Li Y, et al. How do tourists' heritage spatial perceptions affect place identity?A case study of Quanzhou,China[J]. Journal of Hospitality and Tourism Management, 2023, 55:460-470. DOI

[21]	余润哲, 黄震方, 何昭丽, 等. 动机视角下乡村旅游者主观幸福感的驱动机制研究——以皖南传统古村落为例[J]. 旅游科学, 2022, 36(6):90-105.

[22]	Zhang H, Cai L, Zhang J. Effects of cultural ecosystem services on visitors' subjective well-being:Evidences from China's national park and flower expo[J]. Journal of Travel Research, 2022, 62(4):768-781. DOI

[23]	程卫进, 程遂营, 刘强. 旅游地社会责任、地方依恋对环境责任行为的影响研究——以长沙市岳麓山风景名胜区为例[J]. 地域研究与开发, 2022, 41(5):112-118.

[24]	苏明明, 王梦晗, 王欣然, 等. 国家文化公园游憩涉入、地方依恋与旅游者保护行为的关系研究——以大运河(北京段)为例[J]. 干旱区资源与环境, 2023, 37(12):162-171.

[25]	耿达, 吴紫伊. 国外文化参与衡量与政策应用探析[J]. 四川图书馆学报, 2023(6):22-30.

[26]	方世敏, 崔澳琳. 旅游涉入对游客地方依恋的影响——以感知价值为中介[J]. 旅游导刊, 2025, 9(1):1-20. DOI

[27]	Cho A. Exploring the diverse impact of cultural participation on happiness:The moderating influence of social capital and subjective social status[J]. Journal of Asian Sociology, 2024, 53(2):95-125.

[28]	张圆刚, 黄业坚, 程静静, 等. 城市居民压力源对幸福感的影响研究——基于乡村旅游休闲参与的测度[J]. 地理研究, 2019, 38(4):971-987. DOI

[29]	杨娱, 田明华, 黄三祥, 等. 公众认知、情感对公众参与古树名木保护与管理的行为意向影响研究——以北京市为例[J]. 干旱区资源与环境, 2019, 33(7):49-55.

[30]	Pinke-Sziva I, Keller K, Kovács L. Smart positioning:How smart technologies can increase the attractiveness of heritage tourism destinations? The case of a small-scale Hungarian heritage city[J]. Journal of Heritage Tourism, 2023, 19(5):762-780. DOI

[31]	许婧, 王群. 自然旅游地游客生态情感与环境责任行为的关系——以黄山风景区为例[J]. 中国生态旅游, 2024, 14(2):359-374. DOI

[32]	Su L, Swanson S R. The effect of destination social responsibility on tourist environmentally responsible behavior:Compared analysis of first-time and repeat tourists[J]. Tourism Management, 2017, 60(6):308-321. DOI

[33]	王金伟, 鹿广娟, 张丽艳, 等. 气候变化感知对城市居民冰雪旅游环境责任行为的影响机制——以北京市为例[J]. 地理研究, 2022, 42(2):440-457

[34]	董引引, 曲颖. 目的地依恋记忆的动态表征:从初游到重游的情感迁移——以海南岛为例[J]. 旅游学刊, 2022, 37(7):95-106.

[35]	秦兆祥, 王悦, 谭慕华, 等. 红色村落旅游空间主客视觉感知分异及其影响因素——以内蒙古塔布赛村为例[J]. 人文地理, 2024, 39(6):183-192.

[36]	王佳果, 杨海鑫, 郑密. 旅游者感知文化距离对民族文化遗产体验意愿影响机制[J]. 热带地理, 2022, 42(1):55-66. DOI

[37]	吕兴洋, 刘涛, 谢小凤, 等. 回忆疗愈:过往旅游经历对老年人不幸福感的治愈作用研究[J]. 旅游学刊, 2023, 38(6):74-89.

[38]	曹子健. 贵州有757个“中国传统村落”数量居中国前列[EB/OL]. 中国新闻网, https://www.chinanews.com.cn/sh/2025/01-10/10351233.shtml,2025-01-10.

[39]	张岚, 周玮, 朱明远. 空间视角下城市感知形象对游客重游意向的影响效应研究[J]. 城市发展研究, 2016, 23(1):111-115.

[40]	Yin J, Ji Y, Ni Y. How does cultural confidence awaken community citizenship behaviors?The moderating effect of cultural involvement[J]. Journal of Hospitality and Tourism Management, 2023, 55:425-434. DOI

[41]	吴偲, 朱竑, 李军. 艺术旅游与地方感的相互关系研究——以粤港澳大湾区大学生群组为例[J]. 旅游学刊, 2022, 37(4):116-127.

[42]	Kim H, Lee S, Uysal M, et al. Nature-based tourism:Motivation and subjective well-being[J]. Journal of Travel & Tourism Marketing, 2015, 32(1):S76-S96.

[43]	Su L, Hsu M K, Boostrom R E. From recreation to responsibility:Increasing environmentally responsible behavior in tourism[J]. Journal of Business Research, 2020, 109:557-573. DOI

[44]	唐文跃. 九寨沟旅游者地方感对资源保护态度的影响[J]. 长江流域资源与环境, 2011, 20(5):574-578.

[45]	Fornell C, Larcker D F. Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error[J]. Journal of Marketing Research, 1981, 18(1):39-50. DOI

[46]	Henseler J, Ringle M C, Sarstedt M. A new criterion for assessing discriminant validity in variance-based structural equation modeling[J]. Journal of the Academy of Marketing Science, 2015, 43(1):115-135. DOI

[47]	朱钰, 郑屹然, 尹默. 统计学意义下的多重共线性检验方法[J]. 统计与决策, 2020, 36(7):34-36.

[48]	Hu L, Bentler P M. Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis:Conventional criteria versus new alternatives[J]. Structural Equation Modeling, 1999, 6(1):1-55. DOI

[49]	温忠麟, 叶宝娟. 中介效应分析:方法和模型发展[J]. 心理科学进展, 2014, 22(5):731-745. DOI

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