背包客身份認(rèn)同對(duì)主觀(guān)幸福感的影響

趙麗君，陳鋼華，2*，胡憲洋

（1.中山大學(xué)旅游學(xué)院，廣東 珠海 519082； 2.中山大學(xué)旅游發(fā)展與規(guī)劃研究中心，廣東 廣州 510275；3.陜西師范大學(xué)地理科學(xué)與旅游學(xué)院，陜西 西安 710119）

改革開(kāi)放以來(lái)，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)、社會(huì)的迅猛發(fā)展，社會(huì)利益日趨多元，社會(huì)心態(tài)也逐漸分化。部分個(gè)體積極向上、理性和平、自尊自信；另一部分個(gè)體則對(duì)自我的認(rèn)識(shí)、定位愈發(fā)模糊，容易產(chǎn)生焦慮、不安等情緒，威脅其心理健康［1］。背包旅行能為當(dāng)代個(gè)體提供一種追尋自我的途徑［2］。由于旅行持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)、行程安排自主、注重交流與互動(dòng)，能為背包客提供展露自我的“自由空間”，構(gòu)建與“生活世界”不一樣的自我，即建構(gòu)背包客身份認(rèn)同［3-7］。已有研究表明，農(nóng)村流動(dòng)人口、黨員等群體的身份認(rèn)同能顯著提升其主觀(guān)幸福感［8-10］。那么，背包客在“旅游世界”中形成的身份認(rèn)同是否也能顯著提升其主觀(guān)幸福感，從而為他們的心理健康帶來(lái)積極效益呢？這是一個(gè)亟待系統(tǒng)研究的理論問(wèn)題。

背包客身份認(rèn)同是個(gè)體對(duì)背包客群體的歸屬認(rèn)知，包含自我歸類(lèi)、群體自我評(píng)價(jià)、群體自我價(jià)值3個(gè)維度［11］。 根據(jù)社會(huì)認(rèn)同理論（social identity theory，SIT），個(gè)體對(duì)于群體屬性的內(nèi)化程度影響個(gè)體心理塑造［12］，促進(jìn)積極的自我概念［13］，并能增強(qiáng)個(gè)體歸屬感、信任感、安全感和支持感，為個(gè)體提供應(yīng)對(duì)變化、挫折、挑戰(zhàn)的心理資源［14］，最終形成持續(xù)的幸福感源泉。 且根據(jù)自我決定理論（selfdetermination theory，SDT），關(guān)系、自主和能力3 種內(nèi)在的基本心理需要的滿(mǎn)足從根本上決定了一個(gè)人的幸福感［15］。自我歸類(lèi)是指將自己歸屬于背包客群體的一員，帶來(lái)群體歸屬感，并與其他群體成員建立友好關(guān)系，彼此相互提供社會(huì)支持［16］，滿(mǎn)足“關(guān)系”需要；群體自我評(píng)價(jià)中的“獨(dú)立”“自主”［3，6，11］，能滿(mǎn)足背包客“自主”的基本心理需要；群體自我價(jià)值所蘊(yùn)含的背包客身份的價(jià)值和意義，能提升背包客對(duì)自我能力的感知［17］，滿(mǎn)足“能力”的需要?；谏鲜隼碚摵蛯?duì)文獻(xiàn)的梳理，有理由推測(cè)，背包客身份認(rèn)同可通過(guò)滿(mǎn)足以上3 種基本心理需要，提升其主觀(guān)幸福感。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)背包客身份認(rèn)同對(duì)主觀(guān)幸福感的影響機(jī)制，本文引入自尊作為中介變量。自尊是社會(huì)認(rèn)同影響群體成員心理和行為的重要解釋變量，是社會(huì)認(rèn)同與心理健康兩者關(guān)系中的重要中介變量［18-19］。具體而言，根據(jù)社會(huì)認(rèn)同理論，人們通過(guò)群體間的社會(huì)比較，肯定“內(nèi)群體”相對(duì)于“外群體”的優(yōu)勢(shì)，從而提高自尊［18］，而自尊是主觀(guān)幸福感的重要預(yù)測(cè)因素［20］。由此，推測(cè)自尊在背包客身份認(rèn)同與主觀(guān)幸福感的關(guān)系中可能存在中介作用。

綜上，本研究將在社會(huì)認(rèn)同理論和自我決定理論的雙重指引下，嘗試構(gòu)建背包客身份認(rèn)同、自尊和主觀(guān)幸福感之間關(guān)系的理論模型，并進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。在理論方面，將進(jìn)一步完善有關(guān)背包客心理健康和生命質(zhì)量的研究體系；同時(shí)，將對(duì)身份認(rèn)同與主觀(guān)幸福感關(guān)系的研究拓展至非慣常環(huán)境，為這一領(lǐng)域的研究提供新的理論視角。在實(shí)踐方面，對(duì)進(jìn)一步在我國(guó)推廣背包旅行與促進(jìn)可持續(xù)發(fā)展具有指導(dǎo)意義。

1 文獻(xiàn)回顧及假設(shè)的提出

1.1 背包客身份認(rèn)同

人們渴望沖破生活的“牢籠”，尋求生命的自由與解放［21］。旅游世界便是作為自由空間而存在的。在此，旅游者可以揭開(kāi)“面紗”，展露真實(shí)的自己，甚至建構(gòu)另外一個(gè)自我［3］。在眾多旅游體驗(yàn)類(lèi)型中，背包旅行因持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)、采取自主旅游形式、熱愛(ài)與他人互動(dòng)，最能擔(dān)此重任［3］。背包客在旅游世界中探索到與日常生活世界不一樣的自我，從而建構(gòu)背包客身份認(rèn)同［3-7，22］。

在背包客身份認(rèn)同的3 個(gè)維度中［11］，背包客自我歸類(lèi)，即認(rèn)同自己為背包客群體的一員，突出群體成員身份意識(shí)。例如，背包客通常將自己與普通大眾游客做比較，用“我們”和“他們”相互區(qū)分，認(rèn)為自己是“背包客”“旅行者”，拒絕別人稱(chēng)他們?yōu)椤奥糜握摺薄坝慰汀?，認(rèn)為自己與普通旅游者，存在“依賴(lài)與獨(dú)立”“一致與個(gè)性”等本質(zhì)區(qū)別。總之，背包客通過(guò)自我歸類(lèi)提高群體認(rèn)同感并鞏固其社會(huì)身份［11］。

群體自我評(píng)價(jià)蘊(yùn)含個(gè)體對(duì)背包客群體共有特征的評(píng)價(jià)，代表背包客群體的行為規(guī)范。背包客擁有獨(dú)特的旅行方式和旅行文化，例如，在旅游世界中的穿著打扮、旅行裝備。具體而言，背包客的通常形象是“身著沖鋒衣、肩負(fù)背包、腳穿登山鞋”。這些裝備不僅是他們應(yīng)對(duì)戶(hù)外惡劣環(huán)境的慣用工具，而且成為他們身份的象征符號(hào)［3，11］。背包客采用自助旅行的方式，獨(dú)立制訂彈性旅行計(jì)劃，限制旅行預(yù)算，偏好長(zhǎng)期旅行，積極與其他旅游者和目的地居民進(jìn)行互動(dòng)、交流，具有冒險(xiǎn)精神，不畏風(fēng)險(xiǎn)，偏好遠(yuǎn)離大眾游客的旅游目的地，追求原真性的旅行體驗(yàn)等［4，7，11］，遵循群體規(guī)范，將自己與普通大眾游客相區(qū)分，在背包客群體內(nèi)為自己贏(yíng)得更高評(píng)價(jià)，并將一些不符合背包客群體規(guī)范及價(jià)值觀(guān)的人稱(chēng)為“偽背包客”，不承認(rèn)他們是背包客群體成員［23］。

群體自我價(jià)值反映了個(gè)體對(duì)背包客身份價(jià)值的感知和評(píng)價(jià)，具體包含：首先，背包旅行（當(dāng)一名背包客）對(duì)個(gè)體的成長(zhǎng)和發(fā)展具有重要意義［6-7，11］。陳鋼華等［24-25］將通過(guò)背包旅行實(shí)現(xiàn)的個(gè)人發(fā)展劃分為能力的提升、技能的豐富、世界觀(guān)的改變、自我意識(shí)的增強(qiáng)、情緒的調(diào)整。其次，背包旅行能積極促進(jìn)背包客的人生轉(zhuǎn)折。許多背包客將背包旅行作為人生的過(guò)渡階段（例如，畢業(yè)后步入社會(huì)、發(fā)生家庭變故、經(jīng)歷感情危機(jī)、遭遇工作瓶頸等）。最后，背包旅行（作一名背包客）對(duì)于目的地和社會(huì)發(fā)展有重要意義，不僅能促進(jìn)目的地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展（例如，提供就業(yè)機(jī)會(huì)，宣傳和提升目的地形象）［26-27］，而且對(duì)增強(qiáng)目的地居民的文化自信、保護(hù)目的地傳統(tǒng)文化、促進(jìn)社區(qū)文化變遷有積極意義［28］。背包旅行注重保護(hù)目的地生態(tài)環(huán)境，有利于促進(jìn)旅游可持續(xù)發(fā)展［29］。

1.2 背包客身份認(rèn)同與主觀(guān)幸福感的關(guān)系

主觀(guān)幸福感是指人們對(duì)生活質(zhì)量的總體評(píng)價(jià)以及由此產(chǎn)生的積極情感主導(dǎo)的心理狀態(tài)，具有一定的主觀(guān)性、穩(wěn)定性和整體性［30］。DIENER 等［30］將主觀(guān)幸福感劃分為生活滿(mǎn)意度、積極情感和消極情感3 個(gè)維度。生活滿(mǎn)意度是個(gè)體按自己的標(biāo)準(zhǔn)對(duì)生活狀況的總體評(píng)價(jià)，為主觀(guān)幸福感的認(rèn)知成分。積極情感和消極情感則是個(gè)體在實(shí)際生活中感受到的情感體驗(yàn)，為主觀(guān)幸福感的情感成分［31］。

社會(huì)認(rèn)同理論認(rèn)為，個(gè)體對(duì)于群體屬性的內(nèi)化程度影響個(gè)體心理的塑造［12-14］，能增強(qiáng)個(gè)體的歸屬感、信任感、安全感和支持感，為個(gè)體提供用于應(yīng)對(duì)變化、挫折和挑戰(zhàn)的心理資源［20］。此外，來(lái)源于所屬群體的價(jià)值觀(guān)、目標(biāo)也能賦予個(gè)體生活的目的和意義，為個(gè)體提供生活、奮斗的動(dòng)力［32］，從而為個(gè)體帶來(lái)持續(xù)的幸福感源泉，減少抑郁，促進(jìn)積極情感，增加生活滿(mǎn)意度等［33］。

針對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口［9］、黨員［11］和教師［34］的研究都證實(shí)了身份認(rèn)同對(duì)主觀(guān)幸福感的積極影響。此外，現(xiàn)有研究也表明，維持高水平的民族認(rèn)同對(duì)主觀(guān)幸福感有積極影響［35］。由此可見(jiàn)，背包客身份認(rèn)同與主觀(guān)幸福感之間可能也存在顯著正相關(guān)。

根據(jù)自我決定理論，關(guān)系、自主和能力是跨人群、跨文化普遍存在的心理需要；對(duì)3 種基本心理需要感到滿(mǎn)足的程度與幸福感呈正相關(guān)，且每種需要對(duì)幸福感的貢獻(xiàn)都是獨(dú)一無(wú)二的［15，36］。如果基本心理需要得到滿(mǎn)足，那么個(gè)體就會(huì)沿著健康的道路發(fā)展，從而體驗(yàn)持續(xù)的幸福感［37］。因此，有利于滿(mǎn)足關(guān)系、自主、能力等基本心理需要的因素可提升幸福感；相反，有損于滿(mǎn)足基本心理需要的因素則會(huì)降低幸福感。

在實(shí)證方面，已有研究證實(shí)基本心理需要的滿(mǎn)足對(duì)幸福感有積極的預(yù)測(cè)作用［36，38］。例如，REIS等［38］的研究表明，3 種基本心理需要的滿(mǎn)足程度能獨(dú)立預(yù)測(cè)積極感情水平。MILYAVSKAYA 等［36］則在家庭、工作單位、學(xué)校等生活領(lǐng)域證實(shí)了基本心理需要的滿(mǎn)足與主觀(guān)幸福感之間存在正相關(guān)關(guān)系。

在3 種基本心理需要中，“關(guān)系”是指能得到重要人的關(guān)懷與接納，具有歸屬感，得到較高的社會(huì)支持［39］。人際關(guān)系是幸福感的本質(zhì)特征，是幸福感最活躍、最突出的構(gòu)成要素和影響因素［40］。由此可見(jiàn)，“關(guān)系”對(duì)幸福感而言是十分重要的。

對(duì)背包客而言，通過(guò)自我歸類(lèi)，將自己歸為背包客群體成員，產(chǎn)生群體歸屬感，并與群體內(nèi)其他成員建立聯(lián)系［6-7，11］，從而可能促進(jìn)個(gè)體“關(guān)系”心理需要的滿(mǎn)足和幸福感的提升。據(jù)此提出以下假設(shè)：

H1：背包客的自我歸類(lèi)對(duì)主觀(guān)幸福感產(chǎn)生正向影響。

H1a：背包客的自我歸類(lèi)對(duì)生活滿(mǎn)意度產(chǎn)生正向影響。

H1b：背包客的自我歸類(lèi)對(duì)積極情感產(chǎn)生正向影響。

根據(jù)“自主”被定義為自我管理的自由，是一種促進(jìn)成長(zhǎng)與適應(yīng)功能的心理需要［15］。“自主”基于個(gè)體的內(nèi)在興趣和價(jià)值觀(guān)［41］，具有獨(dú)立、自由、自我調(diào)節(jié)、自我管理的涵意［42］，能夠使人感到活動(dòng)和目標(biāo)是自我選擇的。在以往研究的基礎(chǔ)上，苗元江［43］提出，自主是一種自我調(diào)節(jié)、內(nèi)部控制的感覺(jué)。有研究表明，缺乏自主性會(huì)降低個(gè)體生活滿(mǎn)意度，并令個(gè)體對(duì)生活產(chǎn)生沮喪或其他消極情感［44］。

在背包客群體自我評(píng)價(jià)中，獨(dú)特的旅行方式、旅行文化和個(gè)性特質(zhì)等是個(gè)體對(duì)背包客群體共有特征的評(píng)價(jià)，同時(shí)也是背包客“自主”的集中體現(xiàn)。首先，背包旅行作為一種特殊的出行方式，蘊(yùn)含個(gè)體強(qiáng)烈的內(nèi)在動(dòng)機(jī)（例如，自我成長(zhǎng)、人際交往等），個(gè)體處于內(nèi)在興趣、自我選擇的狀態(tài)［45］。其次，背包客倡導(dǎo)自主精神，按照自我意愿，自由、獨(dú)立地制訂旅行計(jì)劃，并采取自助旅行的方式［6-7，11］，體現(xiàn)個(gè)體自我調(diào)節(jié)、自我管理和自我控制的能力。此外，背包旅行有利于錘煉其獨(dú)特的個(gè)性特質(zhì)，例如，獨(dú)立、自主、自由等特質(zhì)［11］。這些特質(zhì)均能增強(qiáng)個(gè)體的自主性。

基于上述分析，有理由推測(cè)，個(gè)體在通過(guò)背包旅行體驗(yàn)構(gòu)建身份認(rèn)同的過(guò)程中，隨著群體自我評(píng)價(jià)水平的提升，個(gè)體“自主”心理需要的滿(mǎn)足程度也得以提升，從而獲得更高水平的主觀(guān)幸福感。據(jù)此提出以下假設(shè)：

H2：背包客的群體自我評(píng)價(jià)對(duì)主觀(guān)幸福感產(chǎn)生正向影響。

H2a：背包客的群體自我評(píng)價(jià)對(duì)生活滿(mǎn)意度產(chǎn)生正向影響。

H2b：背包客的群體自我評(píng)價(jià)對(duì)積極情感產(chǎn)生正向影響。

“能力”是指?jìng)€(gè)體能有效改變內(nèi)外環(huán)境，有較高的效能感。持續(xù)的效能感對(duì)幸福感的提升有積極作用。BANDURA［46］的研究發(fā)現(xiàn)，自我效能感通過(guò)影響個(gè)體處理應(yīng)激能力及個(gè)體的動(dòng)機(jī)與行為保持心理健康。自我效能感令個(gè)體變得樂(lè)觀(guān)積極，自信心增強(qiáng)，從而提升主觀(guān)幸福感［47］。在背包旅行情境下，有理由推測(cè)，背包客群體自我價(jià)值中蘊(yùn)含的自我成長(zhǎng)、社會(huì)貢獻(xiàn)等能提升背包客的效能感［17］，提升個(gè)體的自信心和樂(lè)觀(guān)積極的水平，從而提升個(gè)體的主觀(guān)幸福感。據(jù)此提出以下假設(shè)：

H3：背包客的群體自我價(jià)值對(duì)主觀(guān)幸福感產(chǎn)生正向影響。

H3a：背包客的群體自我價(jià)值對(duì)生活滿(mǎn)意度產(chǎn)生正向影響。

H3b：背包客的群體自我價(jià)值對(duì)積極情感產(chǎn)生正向影響。

1.3 背包客身份認(rèn)同與自尊的關(guān)系

已有研究普遍證實(shí)了民族認(rèn)同、種族認(rèn)同、國(guó)家認(rèn)同等與自尊之間的相關(guān)性［48］。根據(jù)社會(huì)認(rèn)同理論，積極地進(jìn)行群體區(qū)分可有效提高社會(huì)認(rèn)同，從而提升自尊水平［49］。因此，對(duì)于背包客而言，自我歸類(lèi)表明個(gè)體認(rèn)同自己是背包客群體一員，將背包客群體劃分為“內(nèi)群體”，將大眾游客群體等劃分為“外群體”。群體自我評(píng)價(jià)蘊(yùn)含的內(nèi)容是背包客群體的行為規(guī)范，也是與大眾游客群體進(jìn)行比較時(shí)的重要維度?；诖?，個(gè)體將自己所在的背包客群體與大眾游客群體進(jìn)行積極區(qū)分，形成比較優(yōu)勢(shì)，從而提升自尊水平［7，11］。

此外，自尊包含個(gè)體對(duì)自我能力、價(jià)值的評(píng)價(jià)［50］。群體自我價(jià)值也可能通過(guò)改變個(gè)體對(duì)自我價(jià)值、自我能力的感知和評(píng)價(jià)影響自尊水平。據(jù)此提出以下假設(shè)：

H4：背包客身份認(rèn)同對(duì)自尊產(chǎn)生正向影響。

H4a：背包客的自我歸類(lèi)對(duì)自尊產(chǎn)生正向影響。

H4b：背包客的群體自我評(píng)價(jià)對(duì)自尊產(chǎn)生正向影響。

H4c：背包客的群體自我價(jià)值對(duì)自尊產(chǎn)生正向影響。

1.4 自尊與主觀(guān)幸福感的關(guān)系

自尊涉及個(gè)體對(duì)自身的總體判斷，主觀(guān)幸福感則是個(gè)體對(duì)生活的總體判斷，兩者均屬于總體評(píng)價(jià)性變量［51］。個(gè)體自尊對(duì)主觀(guān)幸福感正向影響的預(yù)測(cè)作用已被證實(shí)［20，52］。例如，嚴(yán)標(biāo)賓等［52］提出，自尊與主觀(guān)幸福感顯著正相關(guān)。對(duì)背包客而言，同樣可能存在更高水平的自尊帶來(lái)更高水平的主觀(guān)幸福感的情況。據(jù)此提出以下假設(shè)：

H5：背包客的自尊對(duì)主觀(guān)幸福感產(chǎn)生正向影響。

H5a：背包客的自尊對(duì)生活滿(mǎn)意度產(chǎn)生正向影響。H5b：背包客的自尊對(duì)積極情感產(chǎn)生正向影響。H6：自尊在背包客身份認(rèn)同對(duì)主觀(guān)幸福感的影響中起中介作用。

基于以上分析，構(gòu)建如圖1 所示的概念模型。

圖1 概念模型Fig.1 Theoretical model of this research

2 研究方法

2.1 測(cè)量量表

對(duì)背包客身份認(rèn)同的測(cè)量選用陳鋼華等［11］編制的背包客身份認(rèn)同量表（16 個(gè)題項(xiàng)）。代表性的題項(xiàng)有“我是一名典型的背包客”“背包客有獨(dú)特的旅行方式”和“背包旅行（作一名背包客）能增強(qiáng)我的自我認(rèn)同感”等。測(cè)量主觀(guān)幸福感的量表來(lái)自苗元江［43］編制的綜合幸福問(wèn)卷（11 個(gè)題項(xiàng)）。生活滿(mǎn)意度維度的代表性題項(xiàng)有“我的生活大多數(shù)方面與我的理想吻合”和“我的生活狀況良好”；積極情感的測(cè)度則從“高興”“愛(ài)”“愉快”“感激”“快樂(lè)”和“自豪”6個(gè)題項(xiàng)展開(kāi)。自尊測(cè)量采用的是羅森博格自尊量表的中文版［53］。自尊量表的措辭效應(yīng)為二因子結(jié)構(gòu)，即正向陳述題項(xiàng)和反向陳述題項(xiàng)各屬于一個(gè)獨(dú)立因子，而實(shí)質(zhì)上2 個(gè)維度測(cè)量的是同一自尊特質(zhì)［54］。由于，負(fù)面陳述題項(xiàng)存在一定的測(cè)量偏差，影響測(cè)量效度［55］，因此，本研究只保留6 個(gè)正向陳述題項(xiàng)。

預(yù)測(cè)試于2019 年8 月5—9 日在成都?jí)糁脟?guó)際青年旅舍進(jìn)行。向中國(guó)背包客發(fā)放問(wèn)卷48 份，回收有效問(wèn)卷48 份（有效率100%）。對(duì)33 個(gè)題項(xiàng)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，26 個(gè)題項(xiàng)的得分均值接近或大于4，說(shuō)明受訪(fǎng)者普遍認(rèn)同所測(cè)項(xiàng)目。從數(shù)據(jù)偏度和峰度看，偏度絕對(duì)值低于1.093，峰度絕對(duì)值低于1.300，符合正態(tài)分布標(biāo)準(zhǔn)。由此可見(jiàn)，問(wèn)卷的題項(xiàng)設(shè)置基本合理。

2.2 數(shù)據(jù)收集

基于以往研究［6，11，24-25］，本研究將背包客操作性地定義為大多數(shù)時(shí)間居住在青年旅舍、以背包作為主要行李工具的自助旅行者。問(wèn)卷發(fā)放的對(duì)象為中國(guó)背包客。問(wèn)卷發(fā)放和回收的時(shí)間及地點(diǎn)如下：

第1 階段為2019 年8 月10—31 日，在成都?jí)糁脟?guó)際青年旅舍，共發(fā)放問(wèn)卷271 份，回收有效問(wèn)卷262 份，有效回收率96.68%。

第2 階段為2019 年12 月26 日至2020 年1 月9日。在麗江背包十年青年旅舍，共發(fā)放問(wèn)卷140 份，回收有效問(wèn)卷138 份，有效回收率98.57%。

在上述2 個(gè)正式調(diào)研時(shí)段，合計(jì)發(fā)放411 份問(wèn)卷，回收有效問(wèn)卷400 份，有效回收率為97.32%。

3 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

3.1 旅行特征和社會(huì)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征的描述性分析

在旅行特征方面，受訪(fǎng)者普遍具有豐富的背包旅行經(jīng)驗(yàn)，背包旅行次數(shù)為4～10 次和10 次以上的受訪(fǎng)者分別占39.00%和27.50%，背包旅行次數(shù)為1～3 次的受訪(fǎng)者占33.50%。在旅行時(shí)長(zhǎng)方面，普遍較長(zhǎng)，旅行時(shí)長(zhǎng)在6～10，11～20 和20 d 以上的分別占31.25%，31.25% 和26.75%；旅行時(shí)長(zhǎng)在1～5 d的僅占8.25%。在性別及年齡方面，男性略多（58.25%），且普遍較為年青（21～35 歲，占71.75%；20 歲及以下，占19.25%；36～50 歲，占8.50%；51～65 歲，占0.50%）。在教育背景方面，受訪(fǎng)者的受教育程度普遍較高，50.75%的受訪(fǎng)者具有本科學(xué)歷，其次分別為大專(zhuān)（20.50%）、高中（13.75%）、研究生及以上（13.00%）。在職業(yè)方面，學(xué)生（34.25%）和企業(yè)職工（24.00%）較多，其次分別為個(gè)體工商戶(hù)（10.25%）、政府及事業(yè)單位職工（7.75%）和其他（23.75%）。在收入方面，個(gè)人月收入低于1 500 元的受訪(fǎng)者最多，占33.75%，其次分別為高于7 500 元的（30.25%）和6 001～7 500 元的（10.75%）。

3.2 正態(tài)性、信度和效度檢驗(yàn)

各測(cè)量題項(xiàng)偏度的絕對(duì)值均低于1.118，峰度的絕對(duì)值均低于0.717，表明數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布標(biāo)準(zhǔn)（偏度絕對(duì)值小于3，峰度絕對(duì)值小于8）［56］，可進(jìn)一步分析。用SmartPLS 3.0 軟件中的驗(yàn)證性因子進(jìn)一步檢驗(yàn)各個(gè)構(gòu)念（潛變量）的信度、聚合效度和區(qū)別效度，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，題項(xiàng)PA-6、BIS-11 的因子載荷較低（＜0.7），分別為0.497 和0.674。參考以往研究［17，57］，按照因子載荷由低到高的順序逐一刪除上述題項(xiàng)，刪除后模型中仍有足夠數(shù)量的可靠題項(xiàng)，可再次進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析和其他統(tǒng)計(jì)分析。

用Cronbach'sα系數(shù)檢驗(yàn)量表的信度。如表1所示，各個(gè)潛變量的Cronbach'sα系數(shù)均高于0.7，表明內(nèi)部一致性良好。聚合效度指同一結(jié)構(gòu)維度（潛變量）下不同測(cè)量題項(xiàng)（觀(guān)察變量）的相關(guān)程度。所有測(cè)量題項(xiàng)（觀(guān)察變量）的因子載荷均高于推薦門(mén)檻值0.7，所有潛變量的平均方差提取量（AVE）均大于臨界值0.5，組合信度（CR）均大于0.7，表明聚合效度良好。就區(qū)別效度而言，各測(cè)量題項(xiàng)在所屬潛變量上的因子載荷均大于在其他潛變量上的因子載荷；AVE 的平方根均大于其與其他潛變量的相關(guān)系數(shù)（表2）；任意2 個(gè)潛變量之間的區(qū)分效度異性單性比（heterotrait-monotrait ratio，HTMT）均在0.279～0.627，小于閾值0.85。以上結(jié)果表明，潛變量之間存在足夠的區(qū)別效度。

表1 聚合效度、內(nèi)部一致性參數(shù)Table 1 Convergent validity and reliability

表2 構(gòu)念相關(guān)系數(shù)及AVE 平方根矩陣Table 2 Correlations for the constructs and the square root of AVE

3.3 多重共線(xiàn)性和共同方法偏差檢驗(yàn)

多重共線(xiàn)性是指構(gòu)念之間存在較高的相關(guān)性，導(dǎo)致模型估計(jì)失真。因此，采用方差膨脹因子（variance inflation factor，VIF）檢驗(yàn)多重共線(xiàn)性。SmartPLS 3.0 分析發(fā)現(xiàn)，外部模型VIF 值為1.607～3.852，內(nèi)部模型VIF 值為1.221～2.040，小于閾值5，表明多重共線(xiàn)性不會(huì)威脅后續(xù)研究模型驗(yàn)證的有效性。

共同方法偏差指由相同的測(cè)量環(huán)境、相同的數(shù)據(jù)來(lái)源、測(cè)量題項(xiàng)本身的特征、共同的題項(xiàng)語(yǔ)境等造成的人為共變，這種人為共變可能導(dǎo)致研究結(jié)果出現(xiàn)偏差［58］。因此，采用成熟量表，并在不同時(shí)間段、不同地點(diǎn)分別進(jìn)行2 次數(shù)據(jù)收集，以盡可能避免出現(xiàn)偏差。研究還通過(guò)Harman 單因素檢驗(yàn)法檢驗(yàn)共同方法偏差［58］。具體而言，用SPSS 22.0 軟件進(jìn)行探索性因子分析發(fā)現(xiàn)，第1 個(gè)因子只能解釋33.21%的方差，低于40%的閾值［58］。表明不存在某個(gè)因子解釋力過(guò)大的情況。因此，共同方法偏差不會(huì)影響后續(xù)研究結(jié)果的有效性。

3.4 研究假設(shè)檢驗(yàn)

用SmartPLS 3.0 軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行迭代運(yùn)算，并根據(jù)運(yùn)算結(jié)果評(píng)估結(jié)構(gòu)模型：（1）用R2判斷模型的預(yù)測(cè)能力。判定系數(shù)R2用于衡量?jī)?nèi)生潛變量的總變異程度，F(xiàn)ALK 等［59］推薦的R2的最小容忍值為0.1，表1 中，所有潛變量的R2均超過(guò)0.1，表明模型的預(yù)測(cè)能力符合要求。（2）用Q2衡量?jī)?nèi)生潛變量的預(yù)測(cè)相關(guān)性。通過(guò)運(yùn)行SmartPLS 3.0 軟件的Blindfolding 程序計(jì)算Q2，表1 中，所有內(nèi)生潛變量的Q2值均大于0，表明模型具有良好的預(yù)測(cè)能力。（3）通過(guò)整體擬合優(yōu)度（GoF）判斷模型的整體預(yù)測(cè)能力。GoF 為共同度均值和判定系數(shù)R2均值的幾何平均數(shù)，其中，共同度均值等同于A(yíng)VE，本研究模型的GoF 為0.395，高于臨界值0.36，表明模型具有較強(qiáng)的整體預(yù)測(cè)能力。

通過(guò)SmartPLS3.0 軟件的Bootstrapping 程序檢驗(yàn)假設(shè)路徑。將抽樣次數(shù)設(shè)置為5 000，結(jié)果如圖2 和表3 所示，（1）自我歸類(lèi)與生活滿(mǎn)意度呈顯著正相關(guān)（β=0.151，t=2.628，p＜0.01），假設(shè)H1a 成立。（2）自我歸類(lèi)與積極情感呈顯著正相關(guān)（β=0.147，t=2.305，p＜0.05），假設(shè)H1b 成立。（3）群體自我評(píng)價(jià)與生活滿(mǎn)意度、積極情感的正相關(guān)關(guān)系均不顯著，拒絕假設(shè)H2a、H2b。（4）群體自我價(jià)值與生活滿(mǎn)意度（β=0.139，t=2.307，p＜0.05）、積極情感（β=0.172，t=2.371，p＜0.05）呈顯著正相關(guān)，假設(shè)H3a、H3b 成立。

表3 路徑假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果Table 3 Results of path hypothesis test

圖2 結(jié)構(gòu)模型結(jié)果Fig.2 Results of the structural model

注 對(duì)角線(xiàn)上的數(shù)值為AVE 的平方根。

在背包客身份認(rèn)同的3 個(gè)維度中，群體自我評(píng)價(jià)（β=0.131，t=2.053，p＜0.05）、群體自我價(jià)值（β=0.359，t=5.481，p＜0.001）與自尊呈顯著正相關(guān)，因此，假設(shè)H4a、H4b 成立，拒絕假設(shè)H4c。自尊與生活滿(mǎn)意度（β=0.461，t=8.417，p＜0.001）、積極情感（β=0.232，t=4.283，p＜0.001）呈顯著正相關(guān)，假設(shè)H5a、H5b 成立。

3.5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

利用SmartPLS 3.0 軟件的Bootstrapping 程序檢驗(yàn)中介效應(yīng)。將抽樣次數(shù)設(shè)置為5 000，首先，需要判斷間接效應(yīng)是否顯著，若不顯著則表明不存在中介效應(yīng)，若顯著則需進(jìn)一步判斷直接效應(yīng)是否顯著，若直接效應(yīng)顯著，則存在部分中介效應(yīng)，若直接效應(yīng)不顯著，則為完全中介效應(yīng)。

群體自我價(jià)值對(duì)生活滿(mǎn)意度的間接效應(yīng)顯著（β=0.166，t=4.642，p＜0.001），且如表3 所示直接效應(yīng)顯著（β=0.139，t=2.307，p＜0.05）。因此，自尊在群體自我價(jià)值與生活滿(mǎn)意度之間起部分中介作用。群體自我價(jià)值對(duì)積極情感的間接效應(yīng)顯著（β=0.083，t=3.203，p＜0.01），且如表3 所示直接效應(yīng)顯著（β=0.172，t=2.371，p＜0.05）。因此，自尊在群體自我價(jià)值與積極情感之間也起部分中介作用?？梢?jiàn)，自尊僅在群體自我價(jià)值與主觀(guān)幸福感（生活滿(mǎn)意度和積極情感）之間起部分中介作用，而在自我歸類(lèi)、群體自我評(píng)價(jià)與主觀(guān)幸福感之間的中介作用不顯著。

4 結(jié)論與討論

4.1 結(jié) 論

研究結(jié)果表明，背包客身份認(rèn)同的自我歸類(lèi)維度、群體自我價(jià)值維度均對(duì)背包客的主觀(guān)幸福感存在顯著正向影響；同時(shí)，自尊在群體自我價(jià)值和主觀(guān)幸福感之間存在部分中介效應(yīng)?；诖?，進(jìn)一步對(duì)背包客心理健康與生命質(zhì)量的研究體系進(jìn)行完善。

4.2 理論啟示

4.2.1 背包客身份認(rèn)同與主觀(guān)幸福感的關(guān)系

研究發(fā)現(xiàn)，背包客的自我歸類(lèi)水平越高，越認(rèn)可自己為背包客群體成員，其群體歸屬感越高，并得到更多來(lái)自其他群體成員的社會(huì)支持，從而提升個(gè)體“關(guān)系”基本心理需要的滿(mǎn)足水平，以增加主觀(guān)幸福感。同時(shí)，背包客群體自我價(jià)值水平越高，通過(guò)背包客身份獲得的自我價(jià)值感、自我效能感的提升越大，對(duì)生活更加樂(lè)觀(guān)、自信，從而以更加積極的態(tài)度認(rèn)識(shí)和應(yīng)對(duì)事物，體驗(yàn)更多的積極情感，并影響個(gè)體對(duì)自身生活質(zhì)量的評(píng)價(jià)，生活滿(mǎn)意度得以提升，主觀(guān)幸福感也更強(qiáng)。

4.2.2 背包客身份認(rèn)同與自尊的關(guān)系

研究發(fā)現(xiàn)，背包客身份認(rèn)同的群體自我評(píng)價(jià)、群體自我價(jià)值維度能顯著正向影響自尊。其中，群體自我評(píng)價(jià)聚焦于背包客的獨(dú)特旅行方式、旅行文化、個(gè)性特質(zhì)，而這些內(nèi)容構(gòu)成了與普通大眾游客區(qū)分的重要維度。背包客據(jù)此與普通大眾游客進(jìn)行比較，并認(rèn)為自己的旅行方式、旅行文化、個(gè)性特質(zhì)等“優(yōu)于”普通大眾游客，因而獲得比較優(yōu)勢(shì)，提升自尊水平［7］。群體自我價(jià)值則蘊(yùn)含“背包客”身份給予個(gè)體的價(jià)值體驗(yàn)，包括通過(guò)背包旅行實(shí)現(xiàn)個(gè)人成長(zhǎng)、提升自我認(rèn)同，以及背包旅行過(guò)程中對(duì)目的地和社會(huì)產(chǎn)生的貢獻(xiàn)等［11］。自尊則是個(gè)體對(duì)自我能力和自身價(jià)值的整體性評(píng)價(jià)和情感體驗(yàn)。因此，背包客群體自我價(jià)值通過(guò)影響個(gè)體的自我價(jià)值感建構(gòu)，從而對(duì)自尊產(chǎn)生正向影響。

4.2.3 自尊與主觀(guān)幸福感的關(guān)系

背包客的自尊對(duì)主觀(guān)幸福感有顯著正向影響。與普通個(gè)體一樣，自尊是主觀(guān)幸福感最可靠、最有力的預(yù)測(cè)指標(biāo)［20，52］。高自尊水平伴隨更高的群體自我評(píng)價(jià)，從而促進(jìn)個(gè)體生活滿(mǎn)意度的提升［52］。并且，自尊蘊(yùn)含個(gè)體的自我接納與自我喜愛(ài)，因此，背包客自尊水平越高，對(duì)待自己的態(tài)度越積極，越容易帶來(lái)積極的情感［20］。

4.2.4 自尊的中介效應(yīng)

中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果表明，自尊在群體自我價(jià)值與主觀(guān)幸福感之間存在部分中介效應(yīng)。群體自我價(jià)值注重對(duì)能力的認(rèn)知和評(píng)價(jià)，自尊則是個(gè)體對(duì)自我能力和自身價(jià)值的整體性評(píng)價(jià)和情感體驗(yàn)［50］。群體自我價(jià)值有助于建構(gòu)個(gè)體對(duì)自我的認(rèn)知和評(píng)價(jià)，進(jìn)而影響情感認(rèn)同，塑造自尊。因此，群體自我價(jià)值感知越高的個(gè)體產(chǎn)生的自尊水平越高，對(duì)自己持有更加積極的態(tài)度，帶來(lái)更高的主觀(guān)幸福感體驗(yàn)［20，52］。本研究在旅游情境下驗(yàn)證了自尊作為社會(huì)認(rèn)同與群體成員心理解釋變量的中介作用。

4.3 實(shí)踐啟示

首先，研究證實(shí)了背包客身份認(rèn)同為背包客個(gè)體帶來(lái)的幸福效益，進(jìn)一步挖掘了背包旅行的積極意義，有助于更全面地認(rèn)識(shí)背包旅行，消除對(duì)背包客、背包旅行的偏見(jiàn)，打消“背包旅行浪費(fèi)時(shí)間”等顧慮。其次，各級(jí)政府、非政府組織應(yīng)鼓勵(lì)背包旅行，并將其作為一種與正規(guī)教育互補(bǔ)的促進(jìn)心理健康發(fā)展的重要渠道進(jìn)行宣傳。同時(shí)，需增加對(duì)背包旅行產(chǎn)業(yè)的政策及資金支持力度，完善相應(yīng)的法律法規(guī)，加強(qiáng)背包旅行的安全保障，營(yíng)造良好的發(fā)展環(huán)境。此外，應(yīng)考慮優(yōu)化調(diào)整我國(guó)休假制度，為背包旅行創(chuàng)造更有利的閑暇時(shí)間和條件。最后，研究結(jié)論有利于加強(qiáng)背包旅行相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的信心，并更好地理解背包客市場(chǎng)，改進(jìn)運(yùn)營(yíng)模式和服務(wù)水平。

4.4 研究局限及展望

對(duì)背包客身份認(rèn)同與主觀(guān)幸福感之間的關(guān)系進(jìn)行了積極探索，但從研究?jī)?nèi)容和研究設(shè)計(jì)看，仍存在一定的局限性。首先，采用自陳量表測(cè)量主觀(guān)幸福感，盡管這一方法有良好的測(cè)量信效度，但自陳量表測(cè)得的幸福感易受思維定式、記憶偏差等因素的影響，也可能會(huì)隨當(dāng)時(shí)心境及其他因素的變化而變化。因此，自陳量表無(wú)法全面、準(zhǔn)確地揭示幸福感。未來(lái)，可采用混合研究方法，即采用自陳量表和非自陳量表相結(jié)合等方法（例如，生理和行為測(cè)量法、昨日重現(xiàn)法等）進(jìn)行數(shù)據(jù)采集，以更全面地測(cè)量幸福感。其次，雖然考察了背包客身份認(rèn)同對(duì)幸福感的影響及自尊的中介效應(yīng)，但背包客身份認(rèn)同對(duì)幸福感的影響還可能通過(guò)其他中介變量實(shí)現(xiàn)。因此，未來(lái)可引入其他中介變量（例如，社會(huì)支持等）和調(diào)節(jié)變量（例如，人格特質(zhì)等），以完善有關(guān)背包客身份認(rèn)同影響主觀(guān)幸福感機(jī)制的研究體系。