避暑度假地主客环境责任行为影响因素研究——以重庆市黄水镇为例.pdf

第29卷第3期江 苏 理 工 学 院 学 报JOURNAL OF JIANGSU UNIVERSITY OF TECHNOLOGYVol.29，No.3Jun.，20232023年6月重庆是我国长江流域著名的“火炉”城市，每年夏季极端高温天气频发。近年来，随着国民生活水平的提高，人们对生活质量的追求也在提升，避暑度假旅游发展得更加火热。重庆石柱县黄水镇作为重庆典型的避暑度假地之一，拥有珍贵的避暑资源，已逐渐成为成熟的避暑旅游度假地。通过百度指数搜索发现，黄水镇的搜索高峰期一般在七月初到八月底，由于避暑旅游具有季节性、地域性、重复性、大众性和组合性的特征1，在该时段，会有数十万游客涌入黄水镇，产生的大量生活垃圾、使用的大量水电资源，势必会给避暑地带来一定的环境压力，使避暑时间段游客的体验感、满意度降低。同时，由此又可能产生一系列的环境破坏，需要黄水镇当地居民在非避暑时段仍然承受。这些负面影响可能导致当地居民对于环境责任行为和游客环境责任态度的变化，甚至会引起当地居民和避暑游客之间的环境矛盾。基于避暑度假地游客重游率高的特点，加上近年来避暑房地产产业的发展，游客对于黄水的依恋和认同程度也在不断改变，进而影响到游客的环境责任行为。当地居民和避暑游客对于避暑地的环境认知、态度、情感和地方依恋的不同，导致他们对黄水的环境责任意向也大不相同。因此，厘清避暑季节游客的环境责任行为与非避暑季节当地居民的环境责任行为的意向与特征，可以避免当地居民与游客之间环境矛盾的产生，引导双方实施更加合适的环境责任行为，能够增加避暑度假地的游客满意度与忠诚度，也有利于避暑旅游度假地的可持续发展。由于旅游发展可能导致旅游地发生环境危机并影响其可持续发展，因此对环境责任行为（En-vironmentally Responsible Behavior，ERB）的研究逐避暑度假地主客环境责任行为影响因素研究以重庆市黄水镇为例孙天怡，王 昕，龚 凤，张罗雪（重庆师范大学 地理与旅游学院，重庆401331）收稿日期：2023-04-24基金项目：重庆市社会科学基金资助项目“重大公共卫生安全事件下旅游目的地应急响应能力及其社会协同治理体系研究以重庆市为例”（21SKGH408）；国家社会科学基金项目“三峡库区旅游扶贫风险与返贫干预机制研究”(18XSH013)作者简介：孙天怡，硕士研究生，主要研究方向为旅游开发与规划；王昕，教授，主要研究方向为旅游地开发与管理；龚凤，硕士研究生，主要研究方向为旅游开发与规划；张罗雪，硕士研究生，主要研究方向为旅游开发与规划。摘要：通过探讨游客和当地居民的环境责任行为意向及影响因素，以促进避暑旅游地的可持续发展。基于KAP理论，结合人际、人地关系构建了主客环境责任行为的结构方程模型，并进行了实证分析。结果表明：当地居民的环境认知、环境态度、人际关系与地方依恋对其环境责任行为均具有显著正向影响；人际关系对地方依恋具有显著影响；游客的环境态度、人际关系与地方依恋对其环境责任行为具有显著正向影响；在环境认知对环境责任行为的影响中，环境态度具有中介效应；各维度内，游客与当地居民的测评结果存在较大的差异。关键词：环境责任行为；当地居民；游客；避暑度假地；黄水镇中图分类号：F590.8文献标识码：A文章编号：2095-7394（2023）03-0047-1248第29卷江 苏 理 工 学 院 学 报渐成为学术界的热门话题。环境责任行为的研究范围广、内涵丰富，在术语表达方面也尚不统一。Borden2首次使用了“环境责任行为”这一术语；李秋成3将环境责任行为定义为由个体或群体内在环境态度驱动的补救环境问题的行为。与环境责任行为相同的环境术语还有亲环境行为4、环境关怀行为5、环境友好行为6、可持续行为7等。多学科以不同的立场和理论描述了环境责任行为，虽然术语不同，但彼此研究内容联系紧密。众多学者在不同视角下对于环境责任行为进行了丰富的单维度或多维度的测量研究：Smith-Sebasto8以美国大学生为访谈对象，开发了6个维度的量表；Lee等人9运用德尔菲法开发了7个维度的量表；Kaiser10从生态系统平衡的视角对环境责任行为的表现进行了建构，划分了生态系统环境责任行为的7个维度；李秋成11基于关系、集体、广义社会资本等对环境责任行为进行了划分；Chiu等人12针对生态旅游中对环境负责行为的测量，建立了单维度的概念性模型；贾衍菊13基于地方特征和地方依恋等理论，建立了单维的旅游者环境责任行为理论模型。总的来说，以上学者们的研究视角相对较为单一，基本都是以居民整体或旅游者整体为对象来测量。因此，本文以游客与当地居民不同的环境责任行为意向为切入点，分析主客群体环境责任行为的差异。一、理论基础与模型构建（一一）理论基础理论基础“知-信-行”理论（Knowledge，Attitude/Belief，Practice，简称KAP）是用来解释个人的认知通过态度改变行为的理论，是一种行为干预理论。该理论认为，人的行为改变是通过获取知识，进而由正确的认知产生态度和信念，最终形成行为的连续过程。“知”是对相关知识的认识和理解，“信”是正确的信念和积极的态度，“行”是行动14。该理论普遍应用于健康教育和医疗工作中，通过宣传健康知识促进目标人群形成正确的健康信念和态度，从而形成积极的健康行为，达到预防或延缓疾病的目的。王金营15将其引入环境社会学领域，以“知-信-行”理论为基础设计量表，考察居民的认知和态度是否会改变他们的防护行为，结果证明KAP理论也可延伸适用于医疗以外的研究领域。因此，本文尝试以KAP理论为基础，探究避暑度假地主客人群对于环境的认知、态度及行为的关系。基于此，做出如下假设：H11：环境认知显著正向影响当地居民的环境态度；H12：环境认知显著正向影响游客的环境态度；H21：环境认知显著正向影响当地居民的环境责任行为；H22：环境认知显著正向影响游客的环境责任行为；H31：环境态度显著正向影响当地居民的环境责任行为；H32：环境态度显著正向影响游客的环境责任行为。（二二）重要概念重要概念1 1.人际关系人际关系人际关系泛指人与人交往所产生的各种关系，例如朋友关系、家庭关系、师徒关系等。Scan-nell16认为，如果某一地点可以促进个体与他人间的人际关系，个体将会对这一地点产生依恋感。Hammitt17认为，这种依恋感会让人们进而产生对地方的归属感。在黄水，群体性的主要交际活动为跳广场舞。通过这项活动能促进参与者人际关系的建立和功能性依赖的产生，使游客对黄水产生地方依恋，进而影响游客的环境责任行为。当地居民如果在与游客的互动中建立了友好的人际关系，就可能更乐意为游客提供好的度假环境；游客之间、当地居民之间的友好交往也会使其产生对地方的归属感，从而提高环境责任意识。王晶18在人际、人地关系视角下探究了旅游地居民的亲环境行为，得出当地居民的人际关系对于亲环境行为有一定影响的结论。这对于研究避暑度假地游客与当地居民的人际关系对于各自环境责任行为意向的影响也有一定的借鉴意义，据此假设如下：H41：人际关系显著正向影响当地居民的地方依恋；H42：人际关系显著正向影响游客的地方第3期孙天怡，等：避暑度假地主客环境责任行为影响因素研究以重庆市黄水镇为例49依恋；H51：人际关系显著正向影响当地居民的环境责任行为意向；H52：人际关系显著正向影响游客的环境责任行为意向。2 2.地方依恋地方依恋地方依恋是近年来国内外地理学界人地情感联结研究的热点，对人与环境互动中产生的情感联系有重要的解释能力19。Williams20建立了地方依恋的理论框架，由人对地方认同的情感性依恋，地方提供给人设施而引起的功能性依赖组成。一方面，避暑度假地作为当地居民的家乡，是他们居住生长的地方，其成长的过程也是与自然互动的过程，自然而然会产生地方认同。另一方面，避暑度假地是避暑游客夏季纳凉的地方，由于避暑度假活动的重复性特征，许多避暑度假者会多次到一个度假地进行避暑活动，有些游客甚至会在避暑地购买房产，舒适的气候和设施会使避暑旅游者对避暑地产生地方依赖。当地居民与避暑旅游者对避暑地的地方依恋会影响他们对避暑地环境责任行为的意向，因此，本研究将地方依恋作为环境责任行为意向的影响因素，提出如下假设：H61：地方依恋显著正向影响当地居民的环境态度；H62：地方依恋显著正向影响游客的环境态度；H71：地方依恋显著正向影响当地居民的环境责任行为意向；H72：地方依恋显著正向影响游客的环境责任行为意向。（三三）模型构建模型构建本文基于 KAP 理论，引入主客人际关系与主客地方依恋两个变量，以当地居民与游客为主体作出7个方面的假设；结合SEM模型探究主客的环境认知、环境态度、人际关系、地方依恋对其环境责任行为的影响；建立了结构方程模型（见图1），并以当地居民和游客为主体分别检验模型假设，以此得出对环境责任行为的影响机理。图1主客环境责任行为理论模型二、实证分析（一一）问卷设计问卷设计调研问卷按调查对象分为当地居民和游客两类，问卷测量量表设计主要借鉴了环境责任行为意向研究的相关成熟量表与已有的实证研究量表，加上访谈时因居民与游客态度不同而得出的部分题项。对环境认知、环境态度、环境责任行为的测评则借鉴了刘佳21的海滨风景区环境责任行为测评量表，增加了旅游者与当地居民态度对比的题项；人际关系、地方依恋方面借鉴了刘斌22的避寒旅游地环境责任行为量表。以上题项的设计与变量表征都是基于当地居民与避暑旅游者双向展开，测量采用李克特5点评分法，分值为15分。（二二）问卷收集问卷收集课题组于2022年78月重庆避暑旅游的高峰时段在黄水镇展开调研。为保证数据的真实性，采取了纸质问卷面对面发放的形式，保证被调研对象是避暑游客和黄水当地居民。发放问卷的方式为街头随机发放；为提高有效性，采取了一对一解释题项并填写量表的方式；调研地点在黄水镇50第29卷江 苏 理 工 学 院 学 报表1公众期望KMO和Bartlett检验项目名称KMO 取样适切性量值巴特利特球形度检验指标名称近似卡方自由度显著性数值0.7741 848.599136.0000.000人群聚集的主要街道。第一次现场发放并收回260份，第二次发放并收回180份，其中有效问卷共计406份，有效率为92.2%。有效问卷中，当地居民的问卷204份，避暑旅游者问卷202份。问卷调查结果显示，受访者中：性别构成方面，男性占比43.1%，女性占比56.9%；年龄结构方面，15岁以下占比8.3%，1544岁的占比52.5%，4559岁占比22.2%，60岁以上占比17.0%；学历构成方面，高中及以下占比 45.1%，本专科占比51.0%，研究生及以上占比3.9%；职业构成方面，学生占45.6%，离退休人员占21.2%，自由职业者占15.5%，企业职工占11.1%，事业单位人员占5.9%，农民占0.7%。（三三）结果分析结果分析1 1.探索性因子分析探索性因子分析运用SPSS24对问卷的信效度进行可靠性分析，问卷整体克隆巴赫为0.790，各维度克隆巴赫系数均在 0.700 以上，表明问卷整体信度较高。KMO 和 Bartlett 球 形 检 验，结 果 如 表 1 所 示：KMO 值为 0.774，Bartlett 球形度检验卡方值为1 848.599，显著性水平为 0.0000.001，即公众期望的统计检验显著；表明各维度的 KMO 值与 Bartlett 卡方值皆在可接受范围内，问卷适合进行效度分析。要进行因子负荷矩阵与方差贡献率分析，先需要对样本进行探索性因子分析。因此，通过主成分分析的方法对量表17个指标进行降维提取因子。采用凯撒正态化最大方差法提取的共同因子，选取特征值大于 1 的作为公因子，最终提取到5个主因子，分别为环境认知、环境态度、人际关系、地方依恋与环境责任行为意向。探索性因子分析结果如表2所示，可见旋转后的累计方差贡献率达到62.708%，各维度的因子累计方差贡献率皆在可接受范围内，能够较充分地反映原始数据，说明公众期望具有较好的结构效度。表2公众期望的探索性因子分析初始特征值总计2.6371.0560.8760.8280.607方差百分比27.54711.0259.1518.6476.338累积/%27.54738.57347.72456.37062.708提取载荷平方和总计2.6371.0560.8760.8280.607方差百分比27.54711.0259.1518.6476.338累积/%27.54738.57347.72456.37062.708旋转载荷平方和总计1.6621.4010.9121.2980.731方差百分比17.35814.6319.52613.5547.638累积/%17.35831.98941.51655.07062.708第3期孙天怡，等：避暑度假地主客环境责任行为影响因素研究以重庆市黄水镇为例51表3观测变量信息潜在变量环境认知EC环境态度EA人际关系HR地方依恋PA环境责任行为意向ERB观测变量EC1避暑度假地的生态环境会受到破坏EC2避暑度假地的环境承载能力有一定限度EC3避暑度假地的空间和资源是有限的EA1我应该主动保护度假地的环境EA2保护度假地的环境是明智的EA3我应该在生活中随时注意环境保护HR1避暑度假时间中认识了许多当地人/游客HR2我喜欢与当地人/居民交流HR3我与当地居民/游客的交往很友好PA1黄水镇是一个值得居住的地方PA2黄水镇有舒适的环境PA3我喜欢在黄水镇生活PA4黄水镇未来会发展的更加美好ERB1当我看到不利于度假区环境的行为时，我会报告给管理机构ERB2当我看到破坏度假区环境的行为，我会主动提醒ERB3我会主动保护度假区的环境，例如做宣传志愿者、主动捡垃圾等ERB4我会节约用水用电、采取环保行为标准化因子载荷当地居民0.3760.3280.8120.8930.6520.6220.7121.0000.5970.7280.4090.5410.8950.8440.7570.6030.764标准化因子载荷游客0.4650.8030.6800.8450.4920.2870.7581.0000.2230.6860.7850.8050.7490.6530.7440.8010.617组合信度当地居民0.5670.7630.8230.7300.835组合信度游客0.6980.5410.8430.8430.802P显著性-0.000*0.000*-0.000*0.000*-0.000*0.000*-0.000*0.000*0.000*-0.000*0.000*0.000*注：*代表在1%水平上的显著。2 2.验证性因子分析验证性因子分析运用Amos24对结构模型进行验证性因子分析，结果见表3。由表可见，除当地居民的环境认知与游客的环境态度外，组合信度值（CR）均大于0.6，证明同一维度的观察变量之间有较好的可信性，模型内在质量理想23。3 3.模型拟合度检验及修正模型拟合度检验及修正运用 Amos24 对初始结构模型进行参数估计 分 析，模 型 的 初 始 拟 合 指 数x2=299.523、DF=111.000、x2/DF=2.6983、RMSEA=0.0840.8，均在可接受范围内。通过添加残差项之间的相关路径及删减不合适题项PA1，不断修正得到绝对适配度x2=283.056、DF=97、x2/DF=2.918、RMSEA=0.098、RMR=0.045，绝对拟合值均为良好；CFI=0.814、IFI=0.824 均大于可接受阈值 0.8，说明模型拟合度合理；精 简 适 配 度 PCFI=0.663、PNFI=0.610，均 大 于0.5。修正后的模型拟合度较好，信度效度良好，适合作为环境责任行为影响机理的验证模型。4 4.路径分析与假设检验路径分析与假设检验黄水镇避暑度假地的主客环境责任行为结构方程模型路径分析与假设检验结果见表4，建构模型见图2，对照分析可得出以下结论。52第29卷江 苏 理 工 学 院 学 报表4当地居民与游客的结构方程模型路径分析与假设检验当地居民潜在变量环境认知地方依恋环境认知环境态度人际关系地方依恋人际关系观测变量环境态度环境态度环境责任行为环境责任行为环境责任行为环境责任行为地方依恋标准化系数0.2260.4690.2790.3160.2950.3340.033标准误0.1730.0900.2050.1030.0770.1050.073Z2.8515.6763.5733.6764.7404.1370.439P0.004*0.000*0.000*0.000*0.000*0.000*0.660游客潜在变量环境认知地方依恋环境认知环境态度人际关系地方依恋人际关系观测变量环境态度环境态度环境责任行为环境责任行为环境责任行为环境责任行为地方依恋标准化系数0.3200.053-0.1190.2220.3890.2050.264标准误0.1580.0920.1430.1040.0630.0910.054Z3.2090.650-1.2932.0754.6542.4763.363P0.001*0.5160.1960.038*0.000*0.013*0.001*注：*、*分别代表在1%、5%水平上的显著。（a）当地居民模型第3期孙天怡，等：避暑度假地主客环境责任行为影响因素研究以重庆市黄水镇为例53（b）游客模型图2主客环境责任行为结构方程模型（1）当地居民的环境认知对环境态度、环境认知对环境责任行为、环境态度对环境责任行为、地方依恋对环境态度、人际关系对环境责任行为、地方依恋对环境责任行为的影响系数分别为0.226、0.279、0.316、0.469、0.295、0.334，以上路径分别在5%、1%、1%、1%、1%、1%的统计水平上显著，证明假设H1、H2、H3、H5、H6、H7均成立。避暑度假地作为当地居民的家乡，只有在其具有较强的环境认知时，会影响当地居民的环境态度与行为；当地居民对家乡的地方依恋，也会使其自觉产生保护当地环境的行为；当地居民与其他居民或游客间的良好人际关系，同样会促进当地居民自觉行使环境责任行为；当地居民的人际关系对地方依恋没有显著正向影响；当地居民之间、当地居民与游客的人际关系不足以影响当地居民的地方依恋。（2）游客的环境认知对环境态度、环境态度对环境责任行为、人际关系对环境责任行为、地方依恋对环境责任行为、人际关系对地方依恋的影响系数分别为0.320、0.222、0.389、0.205、0.264，以上路径均呈现显著性，证明假设H1、H3、H4、H5、H7成立。游客的环境态度对于游客环境认知与环境责任行为有中介效应；当游客的环境认知积极影响其环境态度时，才会正向影响环境责任行为；游客与当地居民良好的人际关系会增强游客的地方依恋，从而正向影响其环境责任行为；游客的环境认知对环境责任行为没有直接正向影响，但通过对环境态度的正向影响间接影响环境责任行为；游客的地方依恋对环境态度不足以产生显著性正向影响。5 5.各维度下的主客差异检验各维度下的主客差异检验（1）环境认知维度下的主客差异检验。对当地居民和游客的环境认知均值进行t检验，结果见表5。可见，EC2在F检验下的显著性为0.000，即“避暑度假地的环境承载能力有一定限度”；在此题项下，采用不假定等方差同时t检验中呈现显著性，即当地居民和游客对于此题项的测量有显著54第29卷江 苏 理 工 学 院 学 报表5主客环境认知的独立样本检验项目EC1EC2EC3假设假定等方差不假定等方差假定等方差不假定等方差假定等方差不假定等方差组统计个案数204202204202204202平均值3.563.603.503.804.004.03莱文方差等同性检验F2.08614.5090.529显著性0.1490.0000.468平均值等同性t检验t-0.605-0.605-3.617-3.620-0.530-0.530自由度404.000402.777404.000398.955404.000401.914显著性（双尾）0.5460.5460.0000.0000.5960.596项目EA1EA2EA3假设假定等方差不假定等方差假定等方差不假定等方差假定等方差不假定等方差组统计个案数204202204202204202平均值4.344.434.344.294.224.04莱文方差等同性检验F1.8661.46515.802显著性0.1730.2270.000平均值等同性t检验t-1.310-1.3110.7390.7392.3052.306自由度404.000398.456404.000403.087404.000402.825显著性（双尾）0.1910.1910.4600.4600.0220.022表6主客环境态度的独立样本检验差异。从平均值来看，游客对于环境承载能力的认知更强。而 EC1、EC3 的显著性分别为 0.149、0.468，均大于0.05，即当地居民和游客对于“避暑度假地的生态环境会受到破坏”“避暑度假地的空间和资源是有限的”认知基本无差异，但从均值上看，游客的认知稍高于当地居民。（2）环境态度维度下的主客差异检验，检验结果见表6。当地居民与游客在环境态度维度下，EA3题项的F检验显著性为0.000，在不假定等方差的假设下，t检验显著性为0.0220.05，具备显著性，即当地居民与游客对于“我在生活中应随时注意环境保护”有显著差异。从均值上看，当地居民的态度更加积极。EA1、EA2在假定等方差下t检验均大于0.05，即在环境态度维度下当地居民和游客的身份差异对环境态度均不具备差异性，当地居民与游客对于环境保护都具有积极意愿。第3期孙天怡，等：避暑度假地主客环境责任行为影响因素研究以重庆市黄水镇为例55表7主客人际关系的独立样本检验项目HR1HR2HR3假设假定等方差不假定等方差假定等方差不假定等方差假定等方差不假定等方差组统计个案数204202204202204202平均值3.633.203.503.343.813.98莱文方差等同性检验F0.4554.02510.382显著性0.5000.0450.001平均值等同性t检验t4.7324.7291.8341.833-2.332-2.333自由度404.000398.586404.000392.424404.000399.921显著性（双尾）0.0000.0000.0670.0680.0200.020表8主客地方依恋的独立样本检验项目PA1PA2PA3PA4假设假定等方差不假定等方差假定等方差不假定等方差假定等方差不假定等方差假定等方差不假定等方差组统计个案数204202204202204202204202平均值4.163.923.613.943.653.914.293.74莱文方差等同性检验F1.54512.15313.20415.704显著性0.2150.0010.0000.000平均值等同性t检验t3.1873.188-4.419-4.420-2.844-2.8466.6636.654自由度404.000401.097404.000403.887404.000393.153404.000372.935显著性（双尾）0.0020.0020.0000.0000.0050.0050.0000.000（3）人际关系维度下的主客差异检验，具体检验结果见表7。HR1、HR2、HR3在人际关系维度下的F检验中显著性分别为 0.500、0.045、0.001，即HR1采用假定等方差分析的t检验呈现显著性，表明当地居民与游客“在避暑度假中认识了许多当地人/游客”的测量项中有显著差异。从均值来看，当地居民中经营店铺、饭店等人员，更易与游客建立友好的人际关系。HR2、HR3 采用不假定等方差t检验显著性分别为0.068、0.020，均不具有显著性，即主客群体对“我喜欢与当地人/居民交流”的题项测量中不存在差异，而双方对于“我与当地居民/游客的交往很友好”的测量项上存在显著差异。从均值来看，游客认为避暑地人际关系更加友好。（4）地方依恋维度下的主客差异检验，检验结果见表 8。从表 8 可以看出，PA1、PA2、PA3、PA4在t检验中均呈现显著性，即当地居民与游客在地方依恋维度下具有明显差异性。从均值来看，当地居民对于“黄水镇是一个值得居住的地方”“黄水镇未来会发展的更加美好”的意愿更强烈，归属感和自豪感更强；而游客对于“黄水镇有舒适的环境”“我喜欢在黄水镇生活”的认知更强烈，其地方依恋更受避暑度假地环境舒适程度的影响。56第29卷江 苏 理 工 学 院 学 报项目ERB1ERB2ERB3ERB4假设假定等方差不假定等方差假定等方差不假定等方差假定等方差不假定等方差假定等方差不假定等方差组统计个案数204202204202204202204202平均值3.843.564.053.753.933.603.954.01莱文方差等同性检验F1.0148.6796.1510.240显著性0.3150.0030.0140.624平均值等同性t检验t3.2243.2243.8333.8303.9423.940-0.882-0.882自由度404.000403.502404.000388.720404.000400.864404.000403.883显著性（双尾）0.0010.0010.0000.0000.0000.0000.3780.378表9主客环境责任行为的独立样本检验（5）环境责任行为维度下的主客差异检验，结果见表 9。在环境责任行为维度下的F检验中，ERB1、ERB4 采 用 假 定 等 方 差 的t检 验，ERB2、ERB3采用不假定等方差的t检验。在t检验结果中，ERB1、ERB2、ERB3 均在 0.05 的统计水平上呈现显著性，表明当地居民对于避暑地更具有环境保护意识，在环境责任行为意向上更有积极性。三、结论与建议（一一）结论结论1 1.环境责任行为模型影响路径与假设方面环境责任行为模型影响路径与假设方面基于KAP理论，经检验当地居民环境责任行为结构方程模型中，假设H11（环境认知显著正向影响当地居民的环境态度）、H21（环境认知显著正向影响当地居民的环境责任行为）、H31（环境态度显著正向影响当地居民的环境责任行为）、H51（人际关系显著正向影响当地居民的环境责任行为意向）、H61（地方依恋显著正向影响当地居民的环境态度）、H71（地方依恋显著正向影响当地居民的环境责任行为意向）均成立。当地居民的环境认知、环境态度、地方依恋均正向影响其环境责任行为。同时，在环境认知、地方依恋对环境责任行为的正向影响中，环境态度具有中介效应。在游客环境责任行为结构方程模型中，假设H12（环境认知显著正向影响游客的环境态度）、H32（环境态度显著正向影响游客的环境责任行为）、H42（人际关系显著正向影响游客的地方依恋）、H52（人际关系显著正向影响游客的环境责任行为）、H72（地方依恋显著正向影响游客的环境责任行为意向）均成立。游客的环境态度、人际关系与地方依恋均对环境责任行为有显著正向影响，环境认知通过环境态度的中介效应对环境责任行为产生间接影响。2 2.各测评维度的主客差异方面各测评维度的主客差异方面（1）环境认知维度：对避暑旅游地环境承载能力的认知方面，当地居民与游客存在显著差异；游客的平均受教育水平较高，更能认识到避暑度假地环境承载力的有限性。（2）环境态度维度：当地居民更注意在生活中随时保护环境。（3）人际关系维度：当地居民认识了更多的游客，因为当地居民往往经营着各种店铺，更易与游客认识；而游客与当地居民或其他游客的人际交往更加友好。（4）地方依恋维度：当地居民对于黄水镇的归属感和自豪感更强，而游客对于黄水度假地的环境依赖更强。总体看来，当地居民与游客的环境责任行为具有不同的特点，当地居民作为度假地的主人，维护、促进环境保护的积极性更高。第3期孙天怡，等：避暑度假地主客环境责任行为影响因素研究以重庆市黄水镇为例57（二二）建议建议主客环境责任行为结构方程模型证实了环境认知、环境态度、人际关系、地方依恋，对主客的环境责任行为有显著的正向影响。环境认知和人际关系不仅直接影响主客的环境责任行为，也通过正向影响环境态度和地方依恋，进一步影响主客的环境责任行为。因此，避暑度假地的管理者可以通过环境宣传、教育活动或者拍摄环境保护影片，帮助当地居民和游客树立正向的环境认知与积极的环境态度，从而促进主客的环境责任行为。黄水镇政府时常在政府广场、大剧院广场、黄连文化广场等地举办各种文艺活动，一定程度上促进了黄水度假地人群的人际交往。黄水镇政府可以举办更多具有黄水地方特色、土家族特色的活动，吸引更多的人积极参加，加强主客的人际关系，丰富人们的体验，提升游客的归属感，从而增强游客和当地居民环境保护的主人翁意识。当地政府应不断完善和提升城镇基础设施、公共设施，以提高游客对黄水镇的地方依赖及当地居民的自豪感和归属感，从而促进主客的环境责任行为。参考文献：1 罗燕.贵州避暑旅游品牌战略研究D.广州：暨南大学，2010：21-22.2 BORDEN R J，SCHETTINO A P.Determinants of environ-mentally responsible behaviorJ.The Journal of Environ-mental Education，1979，10（4）：35-39.3 李秋成.人地、人际互动视角下旅游者环境责任行为意愿的驱动因素研究D.杭州：浙江大学，2015：12.4 KOLLMUSS 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