有研究者发现，游客不当行为是使旅游目的地环境遭到破坏的重要原因[1]。旅游景区对游客的环境责任行为普遍是粗放式管理，对游客的异质性特征缺乏系统性识别，管理效能因此十分有限[2]，所以在管理过程中，深入了解游客游憩体验偏好是景区实行高效管理的重要策略[3]。同时，地方依恋对塑造游客环境责任行为会产生重要影响[4]。因此，探究不同类型游客的游憩体验偏好、地方依恋与环境责任行为之间的关系是应对旅游目的地游客不当环境责任行为的现实需要。
观光旅游以观光为主，观光旅游者短时集聚容易引发超负荷环境承载[5]的问题。相较而言，体育旅游作为活动参与导向型业态，主要依托山地、滨海等自然资源发展互动性运动项目，凭借其低资源消耗等特点在促进实现可持续发展目标上具有独特作用[6]。尽管有大量的现象表明，体育旅游者确实比观光旅游者更注重环保，然而现有研究成果对这一现象的验证仍不充分。首先，已有文献多数聚焦于阐释观光旅游者的环境责任行为的影响因素及其作用机制，对体育旅游者环境责任行为的研究仍有不足。其次，现有文献在不同人群比较维度上的研究明显不足，缺乏对不同旅游类型游客环境责任行为差异的系统性阐释以及对其机制的深入探讨。最后，在研究方法上，当前的研究多数采用单一方法分析游客环境责任行为，这种单一的研究路径难以全面揭示游客环境责任行为的内在机制。
基于以上，本研究运用结构方程模型（SEM）和模糊集定性比较（fsQCA）方法探究体育旅游者与观光旅游者的环境责任行为是否存在显著差异，如果有，进一步分析游憩体验偏好与地方依恋如何通过差异化路径驱动两类游客的环境责任行为、地方依恋是否在游憩体验偏好影响环境责任行为时产生中介作用以及该作用是否因旅游类型而异。
1 文献综述与研究假设
1.1 游憩体验偏好与环境责任行为
Manfredo等研究者认为游憩体验偏好是对休闲活动的期望，旨在实现心理和生理目标[7]。Borrie等研究者随后扩展了这一理论，提出游憩体验偏好是个体、环境和活动产生交互作用的结果，通过心理评估界定[8]。以上研究表明，游憩体验偏好是多维度的心理现象，涉及个体与环境之间的复杂互动以及个体内在的心理评价机制。后续有研究者基于期望理论的分析发现，个体对旅游目的地的偏好显著影响其行为，这引起了学界对游憩体验偏好的关注。游憩体验偏好在环境心理学、休闲游憩和市场营销领域被用以评估恢复性环境[9]、恢复体验[9]、满意度[10]的积极影响。然而，以往研究尚未验证其与环境责任行为之间的关联，但是笔者根据已有文献推测游客游憩体验偏好对其环境责任行为有促进作用。
基于以上，提出如下假设。
H1：游憩体验偏好对环境责任行为有显著的正向影响。
H2：相较观光旅游者，体育旅游者的游憩体验偏好更有助于激发自身的环境责任行为。
1.2 地方依恋与环境责任行为
地方依恋是人地情感联结的纽带，随着游客对旅游目的地的认同和情感增强，其更愿意为保护旅游目的地的环境作出努力。地方依恋通常伴随着对环境的深层次认同，这种认同可以增强个体对环境的责任感，从而作用于环境责任行为。例如：蔡礼彬等学者从个人和环境契合层面证实了地方依恋会对环境责任行为产生直接作用[17]；Liu等学者在研究登山者环境责任行为影响机制时发现，地方依恋对环境责任行为产生了积极作用[18]；Yamashita等研究者发现，跑步者的地方依恋通过关注环境间接影响其环境责任行为[19]；张婷等学者以北京奥林匹克森林公园为例进行的研究也同样验证了地方依恋对环境责任行为有着明显的促进作用[20]。总之，多数研究者认为，游客对旅游目的地依恋越强，对保护环境的支持度越高[21]。
基于以上，本研究提出以下假设。
H3：地方依恋对环境责任行为有显著的正向影响。
H4：相较观光旅游者，体育旅游者的地方依恋更易激发其产生环境责任行为。
1.3 游憩体验偏好与地方依恋
游憩体验偏好通常可以体现游客参与游憩活动的预期目标，游客基于探索自然、促进健康或逃避日常生活压力的内在偏好对游憩场所形成初步评价[25]。如果游憩地点满足游客的期望，则会触发其产生积极情绪，这些情绪会随着时间推移而与特定地点紧密关联，从而使游客对游憩地点形成情感依恋[26]。有研究者发现，如果游客的游憩体验偏好在旅游过程中得以满足，就会增强其对该旅游目的地的地方依恋。Kil等研究者从身心健康、逃避压力、享受大自然、怀旧4个维度证实了游客达到旅游预期与其地方依恋正向相关[27]。Kyle等研究者在分析美国大型城市公园周边居民体验偏好与地方依恋之间的相关关系时发现，学习经历和自主选择对地方认同有积极影响，促进健康对地方依恋有积极影响[28]。Kil等研究者对不同程度的地方依恋的游客的游憩体验偏好进行分析后发现，游客对森林的依恋程度越高，对多样化的游憩体验偏好越强[29]。
基于以上，本研究提出以下假设。
H5：游憩体验偏好对地方依恋有显著的正向影响。
H6：相较观光旅游者，体育旅游者的游憩体验偏好更易激发其产生地方依恋。
1.4 地方依恋在游憩体验偏好影响环境责任行为时产生的作用
上述分析表明，地方依恋在游憩体验偏好影响环境责任行为时会产生重要作用。从认知行为理论和地方依恋理论而言，当游客的实际旅游体验与参加游憩活动前的认知评估相符时，会触发其积极情绪，这些情绪的连续积累可以促进其与该旅游目的地之间的深层次情感联结的形成，从而可以激发其产生环境责任行为。鉴于观光旅游与体育旅游在旅游性质、旅游动机、旅游行为等方面存在差异，所以本研究提出以下假设。
H7: 地方依恋在游憩体验偏好影响环境责任行为时会产生中介作用。
H8: 相较观光旅游者，体育旅游者的地方依恋在其游憩体验偏好影响环境责任行为时产生的中介效应更显著。
2 研究设计
2.1 问卷发放地的选取
海南省以其得天独厚的滨海旅游资源已发展成国内外知名的海岛型旅游胜地，同时还是中国和东南亚地区重要的滨海城市休闲及康养旅居目的地，并且开展了如帆船、帆板、冲浪等诸多水上运动项目。基于此，本研究选取了海南省比较典型的2个旅游景点，分别是以体育旅游为主的海口XX海滩和以观光旅游为主的三亚XX海角游览区，并且在这2个旅游景点发放了问卷。这2个旅游景点均以其海滨风光而著称，可以使游客获得绝佳的观赏体验和休闲体验。其中：XX海角游览区位于海南省三亚市，是欣赏热带滨海风景的极佳游览地；海口XX海滩则位于海南省海口市，是海口市最大的海水浴场，现已发展为集国际帆船帆板训练及比赛基地、国际游艇俱乐部、海滨游泳场、水上运动中心等旅游配套服务为一体的体育旅游胜地。
2.2 问卷设计
本研究的调查问卷共有2个部分。
第一部分为游憩体验偏好、地方依恋和环境责任行为调查题项。为了确保问卷的有效性和科学性，本研究所涉及的各变量题项均选自相关领域的成熟量表，并根据本研究问卷发放地的特征进行了适当的调整和修订。具体包括以下几个方面。1）游憩体验偏好的调查题项参考了相关研究成果[7,29]，并结合访谈结果确定了6个维度，即享受大自然、逃避压力、获得成就感、学习知识与技能、分享经验与见闻、促进身心健康，以此6个维度作为调查体育旅游者和观光旅游者游憩体验偏好的关键指标。2）地方依恋的评估则参考相关研究成果[33]设定了地方认同和地方依赖2个维度。3）环境责任行为也参考相关研究成果[34]设定了问卷维度。问卷所有题项均依据利克特7级评分量表进行评分，旨在评估受访者在各个调查维度的态度强度，从而为本研究提供量化的数据支撑。在问卷设计完成后，邀请专家评判了问卷的合理性和可行性，并根据建议进行了修订。
第二部分为受访者人口统计学特征，包括年龄、性别、受教育程度、月收入等。
2.3 问卷发放及回收
本研究采用现场发放问卷的方式展开调查。其中：XX海角游览区问卷发放时间为2024年4—5月，共发放535份，实际收回510份，有效问卷为500份，问卷回收率达到95.3%，有效率为93.4%；XX海滩问卷发放时间为2024年5—6月，共发放600份，收回545份，有效问卷为500份，回收率达到90.8%，有效率为91.7%。
在XX海角游览区的受访者中：从性别分析，男性和女性的比例相对均衡，男性占比为48.2%，女性占比为51.8%；从年龄分析，受访者年龄集中在20~39岁，占比为62.5%；从学历分析，本科最多，占比为44.2%；从月收入分析，受访者月收入在5 001~8 000元的最多，占比为28%；从职业分析，事业单位工作人员最多，占比为31.2%；从到访次数及天数分析，仅在海南旅游过1次的最多，占比为51%，且大多游览4天及以上；从到访目的分析，以观光游览为主，占比为72%。
在海口XX海滩的受访者中：从性别分析，男性和女性人数各占一半；从年龄分析，20~29岁的居多，占比为34.4%；从学历分析，本科的占比最大，为37.2%；从月收入分析，30.2%的受访者每月收入在2 000元及以下；从职业分析，26.2%的受访者为学生，23.2%的受访者为企事业单位工作人员，12.6%的受访者为个体经营者；从到访次数及天数分析，仅在海南旅游过1次的受访者最多，占比为48.4%，其中旅游天数是4天及以上的受访者占比为34%；从到访目的分析，以运动休闲为主，占比为70.4%。
3 环境责任行为的影响因素分析（SEM）
3.1 共同方法变异偏差检验
本研究的数据主要通过自我报告法采集，可能存在共同方法变异偏差的风险。为了评估共同方法变异偏差的潜在影响，本研究使用2种方法进行检验。1）运用Harman单因子检验对全部变量进行探索性因素分析。分析结果表明，体育旅游受访者的数据和观光旅游受访者的数据未旋转的第一个因子对总方差的解释比例分别为 44.16% 和 33.72% ，均低于 50% ，说明共同方法变异偏差并未对数据质量产生显著影响。2）本研究在结构方程模型中增加了潜在方法因子，具体方法是在该模型中增加一个共同方法因子，并将所有题项同时加载到理论构念和该方法因子中。通过比较增加方法因子前后的模型拟合度，从中发现主要拟合指标（如χ2/df、CFI、RMSEA）未发生显著变化，表明共同方法变异偏差对本研究的结果影响有限。
3.2 信度和效度分析
表1 结构方程模型检验结果 |
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表2 区分效度分析结果 |
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注：对角线上的数值为均方差抽取量（AVE）的平方根。 |
3.3 研究假设检验
3.3.1 潜变量与研究假设模型的适配度检验
本研究使用“AMOS 26.0”统计软件对潜变量与研究假设模型的适配度进行了检验，并运用极大似然法得出相关检验结果。检验结果显示，体育旅游和观光旅游的研究假设模型均得出良好的拟合结果。其中：1）体育旅游模型拟合参数为χ2/df=2.195、RMSEA=0.049、CFI=0.839、TLI=0.946、IFI=0.949、GFI=0.839、NFI=0.91、AGFI=0.821;2）观光旅游模型拟合参数为χ2/df=1.807、RMSEA=0.040、CFI=0.947、TLI=0.944、IFI=0.948、GFI=0.868、NFI=0.890、AGFI=0.853。
3.3.2 研究假设的结构方程模型检验结果
使用结构方程模型分别检验研究假设，结果表明H1、H3、H5均成立。具体结果（见表3）为：1）体育旅游受访者的游憩体验偏好对其环境责任行为（β=0.571，p<0.001）和地方依恋（β=0.827，p<0.001）均有显著的正向影响，地方依恋对其环境责任行为（β=0.211，p=0.029）也有显著正向影响；2）观光旅游受访者的游憩体验偏好对其环境责任行为（β=0.515，p<0.001）和地方依恋（β=0.676，p<0.001）也同样具有显著的正向影响，地方依恋对环境责任行为（β=0.179，p=0.011）具有积极促进作用。
表3 直接效应检验结果 |
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注：***表示p<0.001。 |
在假设H1、H3、H5均成立的基础上，本研究根据路径标准化系数评估变量间的影响强度，结果如下。1）体育旅游受访者的游憩体验偏好影响其环境责任行为的标准化路径系数为0.571，而观光旅游受访者的相应路径系数为0.515，说明体育旅游受访者的游憩体验偏好对其环境责任行为的影响显著于观光旅游受访者，因此，H2成立。2）体育旅游受访者和观光旅游受访者的地方依恋影响其环境责任行为的标准化路径系数分别为0.211和0.179。这一结果进一步说明，相较观光旅游受访者，体育旅游受访者的地方依恋对其环境责任行为的影响更显著，说明H4成立。3）体育旅游受访者的游憩体验偏好影响其地方依恋的标准化路径系数为0.827，而观光旅游受访者的相应路径系数为0.676，说明体育旅游受访者的游憩体验偏好对其地方依恋的影响显著于观光旅游受访者，说明H6成立。
使用Bootstrap法对地方依恋的中介作用进行了实证分析。分析结果表明，体育旅游受访者的95%置信区间为0.068~0.187，观光旅游受访者的95%置信区间为0.053~0.167，说明地方依恋在游憩体验偏好作用于环境责任行为时起了一定的中介作用。因此，H7成立。
同样根据路径标准化系数评估变量间的影响强度，地方依恋在游憩体验偏好影响环境责任行为时起了一定的中介作用，体育旅游受访者和观光旅游受访者的中介效应标准化路径系数分别为0.030和0.029，表明体育旅游受访者的地方依恋在游憩体验偏好影响环境责任行为时产生的中介作用显著于观光旅游受访者。因此，H8成立。
综上所述，与观光旅游受访者相比，体育旅游受访者的游憩体验偏好和地方依恋对其环境责任行为的影响更显著，同时，其地方依恋在游憩体验偏好影响其环境责任行为时产生的中介效应也更为显著。这说明体育旅游在促进旅游目的地环境保护方面有优势，体育旅游者参与的活动更依赖自然环境，对旅游目的地自然环境的依恋会增强其环保意识。可见，这种由情感驱动环境责任行为的效应在体育旅游情境中更为明显。
4 环境责任行为组态构型分析（fsQCA）
4.1 变量的选取与校准
基于参考文献和实证分析结果，本研究以享受大自然、逃避压力、获得成就感、学习知识与技能、分享经验与见闻、促进身心健康、地方认同、地方依赖8个变量作为条件变量，以环境责任行为作为结果变量。首先，对各变量取平均值。其次，根据相关研究者提出的标准，按照完全隶属95%、交叉模糊点50%以及完全不隶属5%对体育旅游受访者和观光旅游受访者的数据分别进行校准[35]。
4.2 单一条件的必要性分析
数据校准后，通过检验各条件变量的必要性，判断各变量是否是游客环境责任行为的必要条件。各变量的必要性分析结果显示（见表4），所有条件变量的一致性均小于0.9，表明单一条件变量不能构成受访游客产生环境责任行为的必要条件。因此，需要进一步进行条件组态分析。
表4 单一条件的必要性分析 |
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注：在布尔代数逻辑运算中，“~”表示非或否定的集合关系。 |
4.3 条件组态的充分性分析
运用模糊集定性比较法识别条件变量的不同组态构型。在参数设定上，本研究根据样本规模将案例频数阈值设定为4，原始一致性阈值设定为0.8，PRI一致性阈值设定为0.75。对体育旅游和观光旅游两类受访者的环境责任行为的8个前因变量进行组态分析。结果显示，体育旅游受访者的环境责任行为组态路径总体一致性为0.936，总体覆盖度为0.484；观光旅游受访者的环境责任行为组态路径总体一致性为0.923，总体覆盖度为0.594。上述指标均超过相关研究者提出的模型适配度阈值标准（总体覆盖度>0.9；总体一致性>0.2）[36]，表明本研究的组态构型具有良好的解释力和预测效度。通过分析发现，体育旅游受访者产生环境责任行为的影响因素路径组合有3个，观光旅游受访者产生环境责任行为的影响因素路径组合有6个。通过分析体育旅游受访者和观光旅游受访者的环境责任行为影响因素路径发现，大部分前因变量以核心条件或辅助条件存在，说明这些前因变量对环境责任行为有显著的正向影响。
4.3.1 体育旅游受访者的环境责任行为组态构型分析
体育旅游受访者产生环境责任行为有3个核心路径（见表5）。1）大自然疗愈驱动型（C1）：以获得成就感和地方认同为核心条件，以享受大自然、逃避压力、学习知识与技能、分享经验与见闻、促进身心健康为辅助条件。体育旅游受访者通过参加亲近大自然的体育活动释放压力，同时通过知识与技能的学习强化自身环境责任行为。2）学习依赖驱动型（C2）：当获得成就感和地方认同处于较高水平时，其他条件不变的情况下，促进身心健康和地方依赖能作为可相互替代的辅助条件触发体育旅游受访者的环境责任行为。该路径的原始覆盖度最高（0.439），表明这一路径是体育旅游受访者最主要的环境责任行为产生机制，凸显了地方依赖对环境责任行为产生的重要影响。3）压力释放驱动型（C3）：该路径具有最高的一致性（0.956），作为产生环境责任行为结果的充分条件最有效。该路径的辅助条件是享受大自然、逃避压力、地方依赖，而不需要学习知识与技能、分享经验与见闻、促进身心健康作为辅助条件。此路径产生的环境责任行为更依赖于享受大自然、逃避压力与地方依赖，说明有一部分体育旅游受访者将环境责任行为作为享受大自然和逃避压力的一种方式。
表5 受访者环境责任行为的充分前因条件组态 |
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注： |
表示该条件是核心条件； 
表示该条件是辅助条件；$\otimes$表示缺少该辅助条件；空格表示该条件可有可无。4.3.2 观光旅游受访者的环境责任行为组态构型分析
观光旅游受访者产生环境责任行为有6个核心路径（见表5），可归纳为3类差异化条件驱动机制。1）综合辅助型（S1）。在该条件驱动下，环境责任行为的产生以学习知识与技能和促进身心健康为核心条件，以享受大自然、逃避压力、获得成就感、分享经验与见闻为辅助条件，需要2种条件共同作用。这一路径的原始覆盖度（0.408）最大，表明该路径是观光旅游受访者最主要的环境责任行为产生机制。该路径尤其与走马观花式观光旅游受访者的行为特征相符，说明即使缺乏与旅游目的地的情感联结，通过学习知识与技能、促进身心健康这2个条件的协同作用，仍能有效激发观光旅游受访者产生环境责任行为。2）情感驱动型（S2）。在该条件驱动下，环境责任行为的产生以促进身心健康和地方认同为核心条件，以享受大自然、逃避压力、获得成就感、分享经验与见闻、地方依赖为辅助条件。该路径充分体现了保护环境的动机，当受访者对旅游目的地产生强烈的情感联结时，这种情感力量能有力激发其环境责任行为。3）多元协同最优型（S3系列）。在该条件驱动下，环境责任行为的产生以学习知识与技能、促进身心健康和地方认同为核心条件，同时根据不同辅助条件的组合，衍生出4个差异化子路径。其一是注重体验大自然、激励成就感、分享经验与见闻相结合的教育优化型（S3a）。其二是强调逃避压力、获得成就感、分享经验与见闻的压力转化型（S3b）。其三是强调与大自然的接触、调节压力、分享经验与见闻的平衡发展型（S3c）。其四是不依赖于外部分享经验与见闻，而是通过其他辅助条件产生同样行为的自主协同型（S3d）。上述驱动机制体现于深度旅游受访者或长期旅居受访者，其环境责任行为既缘于环保知识与技能储备，也依赖于旅游者与旅游目的地的情感联结。
对比以上3类条件驱动机制可以发现，观光旅游的S3a子路径的一致性最高，说明“享受大自然*获得成就感*学习知识与技能*分享经验与见闻*促进身心健康*地方认同*地方依赖”的条件组态更能解释观光旅游受访者的环境责任行为①。
4.4 受访者环境责任行为驱动机制分析
体育旅游受访者与观光旅游受访者在环境责任行为的驱动机制上有显著差异（如图1所示）。体育旅游受访者的环境责任行为主要受获得成就感和地方认同的情感驱动，通过这种内在驱动因素，形成一种主动型情感驱动机制。这种机制体现了体育旅游受访者主动保护环境的行为特质。相比之下，观光旅游受访者的环境责任行为反映出更为复杂的多元驱动机制。促进身心健康在观光旅游受访者的所有行为路径中都产生了不可或缺的作用，而学习知识与技能、情感认同这2个核心条件则随着旅游体验程度体现出动态互补的关系。这一发现表明，观光旅游受访者的环境责任行为本质上是以促进身心健康为主的双条件驱动产生的。
值得注意的是，促进身心健康对两类旅游受访者的环境责任行为产生的作用有显著差异。在体育旅游情境中，促进身心健康在3个组态路径中作为影响环境责任行为的条件有3种情况，即不是辅助条件、是辅助条件、可有可无，说明其具有可替代性，并且产生的作用容易受其他条件影响。而在观光旅游情境中，促进身心健康则是产生环境责任行为的核心条件。这进一步凸显了两类旅游者在环境责任行为驱动机制上的本质区别。
5 研究结果
1）游憩体验偏好和地方依恋均能正向影响环境责任行为，游憩体验偏好正向影响地方依恋，地方依恋在游憩体验偏好影响环境责任行为时产生了一定的中介作用。
2）相较于观光旅游受访者，一是体育旅游受访者的游憩体验偏好和地方依恋对其环境责任行为的影响更显著，二是体育旅游受访者的游憩体验偏好对其地方依恋的影响更显著，三是体育旅游受访者的地方依恋在游憩体验偏好影响其环境责任行为时产生的中介作用更显著。从可持续发展角度来说，体育旅游通过强化环保情感联结等方式，体现出相较观光旅游更为显著的环境责任行为促进优势。
3）模糊集定性比较分析结果显示，大部分前因变量以核心条件或辅助条件存在，表明享受大自然、逃避压力、获得成就感、学习知识与技能、分享经验与见闻、促进身心健康、地方认同、地方依赖这些前因变量对环境责任行为这一结果变量具有显著的正向影响。
4）获得成就感与地方认同是触发体育旅游受访者环境责任行为的核心条件，体育旅游受访者通过内在驱动以及与旅游目的地的情感联结形成一种主动型情感驱动机制，体现了体育旅游受访者主动保护环境的行为特质。观光旅游受访者的环境责任行为则具有更为复杂的多元驱动机制，促进身心健康在观光旅游受访者的所有环境责任行为路径中都具有不可或缺的作用，进一步佐证了观光旅游受访者促进身心健康的动机对环境责任行为的积极影响。
6 讨论
1）以往的研究虽然提出了体验型旅游者和观赏型旅游者在环境责任行为上存在差异[10]，但缺乏详细论证和科学验证。基于此，本研究在海南省选择了2个分别以体育旅游和观光旅游为主的海边游览区，并将其作为问卷发放地，探究了体育旅游和观光旅游2种不同旅游类型的游客的游憩体验偏好对其环境责任行为的驱动机制，从对比的视角增加了游憩体验偏好这一变量，拓展了环境责任行为的研究视域。本研究发现，相较观光旅游者，体育旅游者的游憩体验偏好更易激发其环境责任行为。
3）从fsQCA的分析结果来说，学习知识与技能、促进身心健康、地方认同是观光旅游受访者的环境责任行为的核心条件。体育旅游受访者的环境责任行为的核心条件则是获得成就感和地方认同。这种差异缘于2类旅游形态的本质属性区别：体育旅游以体验运动项目或观看职业体育赛事为核心诉求，其行为动力源自运动沉浸产生的自我实现需求[38]，具有挑战性的活动往往可以使人进入心流体验状态，这种沉浸式体验能有效促进情感联结的形成，而随着旅游者的地方认同强化，其对环境负面影响的感知敏锐度也会提升[39]，进而可以将其对旅游目的地的情感依恋转化为对旅游目的地的环境保护行为。而观光旅游者尽管在知识与技能学习过程中能将环保意识进行内化，但是通过观光、休闲活动形成的是工具理性导向的环境认知[40]，当环境责任行为从外在约束转化为情感联结时，其行为稳定性才能发生质的变化。
4）结合环境责任行为影响路径和机制，本研究为精准干预旅游者环保行为提供了理论框架，应根据不同类型的旅游者实施差异化策略。针对体育旅游者，建议将旅游目的地的活动与其自然资源紧密结合，在活动中融入环保元素，设计环保挑战徽章进阶体系、环保赛事积分法等成就感量化工具，同时创新环境保护者叙事框架，通过深度互动活动强化游客的情感联结。针对观光旅游者，建议推广健康养生旅游，开发以健康为主题的旅游服务或产品，以多种方式宣传环保知识，引导游客将保护环境的认知进行内化与行为转化。此外，旅游目的地应完善环保设施，健全激励游客主动产生环境责任行为的机制，如举办环保行动积分兑换礼品等活动。通过差异化策略和普遍性措施的结合，促进旅游目的地更有效地引导游客保护环境。
7 研究局限及展望
注释:
① “享受大自然*获得成就感*学习知识与技能*分享经验与见闻*促进身心健康*地方认同*地方依赖”中的“*”表示和或并且。
