王 華 馬志新，2，*

（1.暨南大學管理學院，廣東廣州 510632；2.暨南大學人力資源開發(fā)與管理處，廣東廣州 510632）

0 引言

在始于四川省成都市，止于西藏自治區(qū)拉薩市2200 多公里的川藏公路上（以下簡稱川藏線），近年來涌現(xiàn)出成群結(jié)隊的騎行旅游者逐夢“西藏朝圣之旅”。川藏線騎行旅游者的行程大致在20～30 天，在目的地拉薩的停留時間則不超過1 周，其間除了需要付出極大的勇氣和耐力之外，還要面臨惡劣天氣、高原反應、地質(zhì)災害、艱險路況等挑戰(zhàn)（張朝枝等，2017）。雖然旅行條件如此艱險，川藏線騎行旅游者仍然絡繹不絕，他們的動機和目的是什么？意義何在？根據(jù)旅游決策理論，一旦旅游者感覺行游比例（travel-time ratio）極度不匹配，旅游目的地流量勢必會嚴重減少（Can，2013）。但顯然，該理論難以解釋川藏線騎行旅游現(xiàn)象。

目前關于騎行旅游的研究主要集中于騎行旅游者行為特征、騎行旅游產(chǎn)品的供給與需求、騎行旅游影響等主題（Cope，2003；Lunsdon et al.，2004；萬亞軍 等，2011；楊洪 等，2012；鄧冰 等，2015），也有少量研究涉及騎行旅游動機（Ritchie，1998）、騎行旅游體驗（胡傳東等，2015；張朝枝等，2017）。旅游動機作為旅游行為產(chǎn)生的原動力，詮釋了旅游需要的內(nèi)驅(qū)性，對旅游行為具有直接的作用（謝彥君，2011）。大眾旅游情境下，旅游動機作為旅游滿意度、旅游期望、重游意愿和目的地忠誠等構(gòu)念的前因變量，是影響旅游者感知和旅游者行為的關鍵變量。特殊旅游情境下，旅游動機也開始受到關注，但較少涉及其對旅游滿意度、主觀幸福感影響的實證研究（王芳 等，2015；Kim et al.，2015；Chen et al.，2016）。就川藏線騎行旅游者而言，其旅游體驗指向凈化心靈和自我實現(xiàn)的“朝圣之旅”（崔慶明等，2014），體驗被儀式化，被賦予了與個體幸福相關的意義（胡傳東等，2015；張朝枝等，2017）。因此，本文擬以旅游動機理論為基礎，探索川藏線騎行旅游情境下的旅游動機及其對主觀幸福感的影響效應，主要包括以下研究問題：第一，川藏線騎行者的旅游動機及其維度是什么？第二，旅游動機與旅游滿意度、主觀幸福感之間的關系如何？對于這些問題的研究有利于深化理解特種旅游活動的旅游動機及其影響效應，為我國日趨興起的戶外旅游產(chǎn)品開發(fā)乃至全域旅游規(guī)劃建設提供指導。

1 文獻回顧與研究假設

1.1 旅游動機

動機產(chǎn)生于人的需要，人為了滿足需要或?qū)崿F(xiàn)某種需要而產(chǎn)生了行為的動機（王寧等，2008）。旅游動機是旅游行為產(chǎn)生的原動力，它由旅游需要激發(fā)，是具體旅游行為的內(nèi)在驅(qū)力，并對旅游行為具有直接的指導作用（謝彥君，2011）。因此，旅游動機是影響旅游者行為的主要因素，被視為旅游行為背后的一個關鍵變量和動力（Crompton，1979；張宏梅 等，2005）。

現(xiàn)代旅游動機理論大多建立在馬斯洛的需求層次理論上。馬斯洛將人的需要劃分為生理、安全、歸屬與愛、尊重、自我實現(xiàn)5 個層次，人的需要的滿足通常依循該層次順序，但也可能會跳過低層次需要而直接尋求滿足較高層次的需要（謝彥君，2011）。皮爾斯依據(jù)馬斯洛需求層次理論提出旅行生涯階梯（TCL）和旅行生涯模式（TCP）理論。TCL 理論將人們的旅行需求由低到高依次劃分為放松、安全、關系、自尊與發(fā)展、自我實現(xiàn)5 個層次，人們會隨著旅行經(jīng)驗的豐富而向更高層次的旅游動機邁進（王寧等，2008）；TCP 理論則在實證研究基礎上總結(jié)出14 個旅游動機因素，這些旅游動機按重要程度被劃分為核心層、核心外圍和外層3 個層次，進一步闡明了旅游動機的動態(tài)演變和多重維度（Pearce et al.，2005）。上述經(jīng)典理論為旅游動機的后續(xù)研究奠定了基礎，但由于旅游動機的復雜性、動態(tài)性和多維性，仍需要針對不同旅游情境下的旅游動機及其影響進行深入的實證研究。

在騎行旅游情境下，關于旅游動機及其影響的研究成果非常有限。就騎行旅游動機來看，Ritchie（1998）通過問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)，新西蘭南島騎行者旅游動機可歸納為自主與成就、獨處、探索、身體挑戰(zhàn)、尋找類似或避免類似、社會交往、逃避社會等；胡傳東等（2015）基于網(wǎng)絡游記內(nèi)容將川藏線騎行旅游動機分為8 類：追求夢想、體驗風土人情、放松心情、人生感悟、自我實現(xiàn)、紀念青春、獵奇求異、豐富人生，但囿于網(wǎng)絡文本表達上的局限性與隨意性，旅游動機的真實性和準確性還有待驗證。

1.2 旅游動機與主觀幸福感

關于主觀幸福感的定義并不唯一，例如快樂、生活質(zhì)量和生活滿意度等皆可反映主觀幸福感構(gòu)念（Gilbert et al.，2004）。Shin 等（1978）從快樂的角度將主觀幸福感定義為個體根據(jù)自身標準對生活質(zhì)量的總體評價；Veenhoven（1991）認為主觀幸福感是個體對其總體生活質(zhì)量高低程度的判斷；Diener（2012）提出主觀幸福感是人們對自身生活滿意程度的認知評價。綜合來看，對主觀幸福感的界定雖略有差異，但主要內(nèi)涵相似，本文沿用Diener（2012）的觀點，將主觀幸福感定義為旅游者在返程后對自身生活滿意程度的綜合性感知和評價。

根據(jù)動機理論，個體某一行為的內(nèi)驅(qū)力往往會影響個體的具體感知（Atkinson et al.，1957；Wolfe et al.，2004）。Iso-Ahola（1989）提出動機是推動旅游者行為的關鍵力量，旅游動機也會影響旅游者的感知和評價。旅游動機體現(xiàn)了旅游者自身的需要，當需要被滿足時就會帶來幸福感的提升（Iso-Ahola，1980）?，F(xiàn)有研究也已驗證了旅游動機與主觀幸福感的關系。Kim 等（2015）認為主觀幸福感更多地強調(diào)了個體的體驗性，可以作為旅游動機的結(jié)果變量，并證實徒步旅游者的旅游動機正向影響主觀幸福感進而影響旅游者行為意向。而在旅游動機的具體維度上，已有研究發(fā)現(xiàn)享受自然環(huán)境、逃離日常生活維度是影響徒步旅游者主觀幸福感的重要因素，追求親密關系和健康生活、逃避、學習維度亦對徒步旅游者主觀幸福感產(chǎn)生影響（Iso-Ahola，1989；Kim et al.，2015）。

在川藏線騎行旅游情境中，選擇去川藏線騎行旅游源于旅游者心底的真實需要，這些需要是主觀幸福感的重要組成部分。當旅游者完成川藏線騎行旅游后，其需要得以滿足，內(nèi)心得到了一定程度的升華，找尋到了人生意義，進而主觀幸福感得以提升（Kim et al.，2015）。因此，本文提出如下假設：

H1：川藏線騎行者的旅游動機（維度）正向影響主觀幸福感。

1.3 旅游滿意度的中介效應

旅游滿意度的概念源于顧客滿意度，顧客滿意度是消費者對產(chǎn)品或服務滿足自身需要程度的判斷（Oliver，1993），旅游滿意度則被視為旅游期望和實際旅游體驗對比的結(jié)果（Pizam et al.，1978）。旅游滿意度是一種對整體旅游體驗的評價，包括對目的地景觀、設施設備及接待服務等方面滿足其旅游需求的綜合評價（Baker et al.，2000），當游客對旅游目的地體驗滿意，則表明旅游目的地滿足了旅游者需要（Fang et al.，2000）。

旅游滿意度的前因變量主要包括旅游動機和旅游期望（Ryan et al.，2000）。旅游動機直接影響旅游滿意度。旅游動機提示著旅游者的需要（Yoon et al.，2005）。當個體的特定需要被激發(fā)，動機就會產(chǎn)生在期望參數(shù)之中，而期望參數(shù)與實際體驗的對比決定了滿意的水平（Pearce，1982）。Caber 等（2016）對土耳其登山旅游者的研究發(fā)現(xiàn)，探索新奇攀登點是拉力動機中影響登山旅游者滿意度的重要因素，挑戰(zhàn)則是推力動機中影響旅游者滿意度的重要因素。上述研究表明，當旅游動機得以實現(xiàn)后，旅游者就會呈現(xiàn)出正面且積極的滿意狀態(tài)。

越來越多的研究者關注旅游能否提高人們對于生活的幸福認知（Albayrak et al.，2018）。Oppermann 等（1994）提出類似于度假這種令人記憶深刻和有意義的體驗，而不只是消費物質(zhì)商品，可以提高參與者的主觀幸福感。Richards（1999）認為度假活動提供了生理和精神上的放松和休憩，能夠為個人發(fā)展和個性追求、社會利益提供空間，進而提升幸福感。Neal 等（1999）發(fā)現(xiàn)旅游者對旅游服務的滿意度會影響主觀幸福感。Sirgy 等（2011）也證實旅游滿意度能夠直接正向影響旅游者的主觀幸福感。

在川藏線騎行旅游情境中，騎行者的旅游動機本質(zhì)上反映旅游者的需要，而旅游滿意度是對整個騎行旅游體驗的評價，當騎行者對整體旅游體驗滿意時，表明其需要得到了滿足，因而會帶來幸福感。事實上，Woo 等（2016）對老年人的旅游動機、旅游限制、休閑滿意度和主觀幸福感之間關系的研究已經(jīng)證實，旅游動機能夠直接正向影響主觀幸福感，休閑滿意度在旅游動機和主觀幸福感之間起中介作用?；谝陨险撌?，本文提出如下假設：

H2：川藏線騎行者的旅游動機（維度）正向影響旅游滿意度。

H3：川藏線騎行者的旅游滿意度正向影響主觀幸福感。

H4：旅游滿意度在川藏線騎行者旅游動機（維度）和主觀幸福感之間起中介作用。

綜上所述，本文從動機理論的視角，構(gòu)建了川藏線騎行旅游情境下的旅游動機、旅游滿意度和主觀幸福感三者關系的理論模型（見圖1）。該模型不僅凸顯了旅游動機（維度）對于主觀幸福感的影響作用，也強調(diào)了旅游滿意度在旅游動機（維度）與主觀幸福感之間的橋梁作用。

圖1 研究模型

2 研究方法

2.1 量表獲取與修正

2.1.1 旅游滿意度與主觀幸福感量表

對旅游滿意度和主觀幸福感的測量采用較為成熟的量表。旅游滿意度的測量參照Yoon等（2005）的研究，主要包括“本次旅行總體上與你的期望相比如何？”“此次旅行值得你花費時間和努力嗎？”“總體上，你是否對川藏線騎行旅游感到滿意？”3 個測量題項。主觀幸福感的測量借鑒Sirgy 等（2011）的量表，包括“旅行后，我的生活更有質(zhì)量了”“我的生活更幸福了”“我的生活更豐富多彩了”“我的生活滿意度提高了”4個測量題項。對題項采用Likert五點式計量，1代表“非常不同意”，5代表“非常同意”。

2.1.2 旅游動機量表的修正

由于川藏線騎行旅游活動的特殊性，目前還未有可直接引用的成熟的旅游動機量表，需要結(jié)合已有相關量表進行修訂。

川藏線騎行者旅游動機原始題項的生成。采用扎根理論方法對深度訪談資料進行系統(tǒng)歸納，確定旅游動機的原始題項。對騎行旅游者的深度訪談分兩次進行，第一次在2013年7月11日至8月5日，一位作者實地體驗川藏線騎行，沿途參與觀察并訪談同行騎友10 人，整理訪談文本約4 萬字；為提高訪談信息飽和程度，又于2016 年3 月14 日至5 月16 日進行了第二次調(diào)研，通過微信群和QQ 群篩選川藏線騎行旅游者樣本，采用實地訪談與電話訪談相結(jié)合的方式共訪談21 人，整理訪談文本約10 萬字。此后，基于扎根理論方法運用Nvivo 11 plus 軟件分析原始訪談文本，提煉了20 個川藏線騎行旅游動機題項，再結(jié)合Ritchie（1998）和Chen 等（2014）的量表，共得到包含52個題項的川藏線騎行者旅游動機原始題項庫。

川藏線騎行者旅游動機題項的優(yōu)化。通過焦點小組訪談對52 個川藏線騎行者旅游動機原始題項進行評價、確認及優(yōu)化后，得到包含38 個題項的川藏線騎行者旅游動機初步修正題項庫。對這些題項采用Likert 五點式計量，1 代表“非常不同意”，5代表“非常同意”。

2.1.3 問卷預調(diào)查

于2017 年10 月1 日—10 月7 日，通過微信和QQ 平臺的川藏線騎行旅游群組發(fā)放預調(diào)查問卷，共發(fā)放問卷100 份，收回100 份，回收率和有效率為100%。預調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，旅游動機、旅游滿意度、主觀幸福感量表的Cronbach’sα值分別為0.943、0.738、0.924，均大于0.700 的判斷標準，表明問卷各變量測量題項的內(nèi)部一致性較好。因此，保留預調(diào)研所使用的旅游動機、旅游滿意度和主觀幸福感量表的全部題項，形成正式調(diào)查問卷。

2.2 數(shù)據(jù)收集與分析

于2017 年10 月10 日—10 月31 日進行正式問卷調(diào)查，在社交軟件平臺發(fā)放電子問卷。首先加入有關川藏線騎行旅游的交流群，在征得群主或管理員同意后，邀請近一年內(nèi)具有川藏線騎行旅游經(jīng)歷的群內(nèi)成員以自愿的方式填寫調(diào)查問卷。為提高問卷的填寫質(zhì)量和回收率，接受問卷調(diào)查者會獲得小禮品或紅包獎勵。最終，共收回調(diào)查問卷530份，刪除其中問項填寫不完整、問項打分高度一致性及填寫時間不足90秒的問卷后，剩余有效問卷520份，有效率為98.1%。本文主要采用SPSS 17.0、AMOS 22.0等軟件對調(diào)查問卷數(shù)據(jù)進行分析。

被調(diào)查者以男性為主，占樣本總數(shù)的85.8%。年齡在18～39 歲的被調(diào)查者最多，占83.5%。文化程度為大專及以上者所占比例最高，達61.5%。職業(yè)方面，學生所占比例最高，達36.5%；其次為自由職業(yè)者，占21.6%；再次為公司/企業(yè)職員，占19.4%。月收入在2000 元及以下、2001 元至4000 元、4001 元至6000 元的被調(diào)查者比例分別為33.8%、26.5%和18.1%。從旅行方式來看，獨行者占44.6%，和親友一起騎行的占28.3%。

3 數(shù)據(jù)分析結(jié)果

3.1 變量檢驗分析

采用極大似然法建構(gòu)模型，需首先對觀測變量進行正態(tài)性檢驗。45 個觀測題項（包括38 個旅游動機題項、3 個旅游滿意度題項和4 個主觀幸福感題項）的偏度系數(shù)絕對值介于0.021～1.555，均小于3.000，峰度系數(shù)絕對值介于0.008～2.814，均小于10.000，樣本數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布，適合進一步分析（KLINE，1998）。為檢驗同源方差的嚴重程度，本文采用單因素檢驗方法，將所有題項進行因子分析以驗證是否由一個因子解釋了所有變異（Podsakoffp，2003）。經(jīng)檢驗，第一因子的方差解釋率為18.633%，低于臨界值25.000%，說明不存在明顯的共同方法偏差問題。信度檢驗顯示，旅游動機、旅游滿意度、主觀幸福感量表的Cronbach’sα值分別為0.947、0.796、0.916，均大于0.700 的判斷標準，表明問卷各變量測量題項的內(nèi)部一致性較好。

3.2 探索性因子分析

為了探知川藏線騎行者旅游動機因子構(gòu)成，隨機抽取520 份有效問卷的50%進行探索性因子分析。川藏線騎行旅游動機量表Cronbach’sα系數(shù)為0.943，KMO樣本測度值為0.920，Bartlett 球體檢驗近似卡方值為5794.756（df=820，Sig=0.000），適合做探索性因子分析。我們采用主軸因子法提取公因子，以最大方差法進行正交旋轉(zhuǎn)，提取特征值大于1 的因子。經(jīng)過多次探索性因子分析，刪除載荷值低于0.500 及雙負載的14 個題項，最終得到包括6 個維度共24 個題項的川藏線騎行者旅游動機量表，6個因子的累計解釋方差達65.035%。通過分析每個維度的含義和特征，我們將川藏線騎行者旅游動機的6 個因子分別命名為“社會交往”“自我實現(xiàn)”“享受自然”“放松釋壓”“追求新奇”和“獨處探索”（見表1）。

表1 探索性因子分析結(jié)果

3.3 驗證性因子分析

對探索性因子分析得到的旅游動機量表，使用剩余的另一半問卷數(shù)據(jù)進行驗證性因子分析。川藏線騎行旅游動機量表的總體Cronbach’sα系數(shù)為0.809，說明量表總體內(nèi)部一致性較好，各維度的Cronbach’sα系數(shù)除“獨處探索”為0.660 外，其余均在臨界值0.700 以上，說明在維度層面上，量表內(nèi)部一致性也良好（Nunnally，1978）。川藏線騎行旅游動機6 個因子的組合信度（CR）均大于0.600 的判別標準，表明信度較好（Chin，1998）。效度方面，川藏線騎行旅游動機各個測量題項的標準化因子載荷介于0.500～0.800，均大于0.500 的判別標準，且各因子均在p＜0.001 的水平上達到顯著，各因子的平均提取方差（AVE）均大于0.400 的判別標準，說明該量表具有良好的聚合效度（Chin，1998）。

表2 驗證性因子分析結(jié)果

3.4 測量模型驗證

采用AMOS 22.0軟件的最大似然估計對概念模型的測量模型進行驗證性因子分析，各項模型擬合指標值分別為：χ2=1123.134，p＜0.001，χ2/df=2.766，RMSEA=0.058，CFI=0.911，IFI=0.911，TLI=0.898，SRMR=0.043。各項模型擬合指標良好，說明概念模型的測量模型與實際數(shù)據(jù)擬合程度較好。

測量模型中所有潛變量的組合信度介于0.666～0.917，均大于判別標準0.600，表明所有潛變量均具有較好的信度。所有測量題項的標準化因子載荷介于0.536～0.876，均大于0.500 的判別標準，且所有題項均在p＜0.001 的水平上達到顯著，說明量表具有良好的聚合效度。所有潛變量的平均提取方差介于0.403～0.734，說明所有潛變量的聚合效度尚可。判別效度如表3 所示，川藏線騎行者旅游動機各維度、旅游滿意度、主觀幸福感間的相關系數(shù)介于0.264～0.545，均小于0.800 的閾值標準，各維度的平均提取方差的平方根也均大于各相關系數(shù)，說明判別效度較好。綜上，測量模型的聚合效度和判別效度較好，模型質(zhì)量較高。

表3 判別效度檢驗

3.5 路徑分析

運用AMOS 22.0 軟件進行路徑分析，概念模型的結(jié)構(gòu)模型擬合結(jié)果顯示：χ2=77.235，p＜0.001，χ2/df=1.796，RMSEA=0.039，CFI=0.991，IFI=0.991，TLI=0.983，SRMR=0.023。因此，概念模型的結(jié)構(gòu)模型達到了模型適配標準。

如圖2 所示，直接效應檢驗發(fā)現(xiàn)，在旅游動機6 個維度中，只有社會交往（β=0.210，p＜0.001）和自我實現(xiàn)（β=0.181，p＜0.001）對主觀幸福感有顯著的正向影響，H1部分成立。自我實現(xiàn)（β=0.129，p＜0.05）、享受自然（β=0.365，p＜0.001）、放松釋壓（β=0.192，p＜0.001）均對旅游滿意度有顯著的正向影響，H2部分成立。旅游滿意度（β=0.338，p＜0.001）對主觀幸福感有顯著的正向影響，H3成立。

采用AMOS 22.0中偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap 法進行旅游滿意度的中介作用檢驗，Bootstrapping 次數(shù)為2000（王海燕等，2006）。檢驗結(jié)果顯示，旅游滿意度（β=0.044，p＜0.01）在自我實現(xiàn)與主觀幸福感間起部分中介作用，在“享受自然→旅游滿意度→主觀幸福感”路徑（β=0.123，p＜0.01）和“放松釋壓→旅游滿意度→主觀幸福感”路徑（β=0.065，p＜0.01）顯著，即在享受自然、放松釋壓與主觀幸福感間存在完全中介效應，H4得到部分驗證。

圖2 路徑系數(shù)分析結(jié)果

4 結(jié)論與討論

4.1 結(jié)論

基于動機理論，本文在川藏線騎行旅游情境下，采用混合研究方法，研究旅游動機的構(gòu)成維度及其與旅游滿意度、主觀幸福感之間的關系，得出以下結(jié)論：

（1）川藏線騎行者的旅游動機由社會交往、自我實現(xiàn)、享受自然、放松釋壓、追求新奇和獨處探索6個維度構(gòu)成。其中，社會交往、自我實現(xiàn)、追求新奇、獨處探索等維度基本上與Ritchie（1998）關于新西蘭南島騎行旅游者動機的研究結(jié)論類似，但川藏線騎行者并沒有逃避社會的動機，而具有享受自然和放松釋壓的動機。這可能與中國騎行旅游剛剛興起有關，由于騎行者的旅游經(jīng)驗參差不齊，因此旅游動機涵蓋了從“放松”到“自我實現(xiàn)”的幾乎所有層次（王寧等，2008）。

（2）旅游動機中的社會交往和自我實現(xiàn)維度對川藏線騎行旅游者的主觀幸福感有著直接正向影響，旅游動機中的享受自然和放松釋壓維度通過旅游滿意度也會對主觀幸福感產(chǎn)生間接影響，但旅游動機中的追求新奇和獨處探索維度對主觀幸福感的影響未達顯著水平。這表明在不同旅游情境下，旅游動機各維度對主觀幸福感的影響不同。需要指出的是，在川藏線騎行旅游情境中，社會交往和自我實現(xiàn)動機的實現(xiàn)是旅游者主觀幸福感提升的直接源泉，也是川藏線騎行旅游者所追求的重要意義，這與張朝枝等（2017）的研究互為印證。

（3）在川藏線騎行旅游活動中，旅游滿意度在旅游動機對騎行者主觀幸福感影響上起中介作用，并且完全中介于享受自然、放松釋壓維度對主觀幸福感的影響，部分中介于自我實現(xiàn)維度對主觀幸福感的影響。這表明在川藏線騎行旅游情境下“旅游動機-旅游滿意度-主觀幸福感”的關系模型得到驗證，這有助于深化理解諸如騎行、徒步、探險等特種旅游活動對于提升旅游者主觀幸福感的作用。

4.2 討論

川藏線騎行旅游相比于傳統(tǒng)大眾旅游形式，雖具有挑戰(zhàn)系數(shù)高、難度系數(shù)大、路途艱險且充滿未知的特征，但仍成為眾多旅游者前赴后繼的選擇。本文研究發(fā)現(xiàn)，正如許多騎行者所描述的“身體在煉獄，心靈在天堂”，旅游者正是在川藏線騎行過程中社會交往需求和自我實現(xiàn)需求得到滿足，內(nèi)心獲得了不同程度的升華，找尋到了人生的意義，進而主觀幸福感得以提升。因此，在騎行、徒步、探險等非傳統(tǒng)大眾旅游形式日益盛行的時代，突破傳統(tǒng)的“圈禁式”的景點開發(fā)模式，通過設計具有挑戰(zhàn)性的旅游線路或旅游活動以滿足旅游者自我實現(xiàn)動機和社會交往動機，對我國全域旅游開發(fā)建設具有啟示意義。

然而，值得反思和深入研究的是，旅游動機的追求新奇、獨處探索維度對旅游滿意度和主觀幸福感的影響都不顯著?？赡艿慕忉屖牵_實存在不少旅游者是因為一時沖動、盲目追求新奇動機才去騎行川藏線，隨著騎行前期的新奇體驗、獨處享受逐漸退去，孤單寂寞、艱辛勞累乃至身體傷痛接踵而至，尋求結(jié)伴同行、突破自我轉(zhuǎn)而成為騎行者堅持完成旅程的主要動機，并最終影響了旅游者的滿意度和主觀幸福感。

當然，因受案例地的可進入性和調(diào)研成本限制，本文采用的是線上問卷調(diào)查而非實地面對面抽樣調(diào)查方式，雖有前期的實地訪談數(shù)據(jù)基礎，但問卷數(shù)據(jù)的可靠性難免受影響。此外，由于研究案例的特殊性，相關結(jié)論是否具有普適性，也有待未來進一步檢驗。