旅游感知制约对出游行为的影响机理

周美静， 邓昭明， 许春晓

（1.中南大学商学院，湖南长沙410083； 2.中国科学院地理科学与资源研究所，北京100101；3.湖南师范大学旅游学院，湖南长沙410081）

一、引言

休闲旅游作为现代人的一种重要生活方式，有助于促进人类健康、提升居民生活幸福感、满足人民群众对美好生活的向往[1，2]。然而，在现实生活中，受某些条件的限制，人们通常无法“任性”地出游。那么，是哪些因素制约了居民出游行为，又如何破除这些制约因素，从而促进居民出游行为的形成呢？本文基于旅游感知制约视角探讨居民出游行为的阻碍与疏通机制。

有关休闲及旅游制约的研究始于20世纪80年代。北美地区学者最先关注到休闲制约的现象。早期研究基于“偏好-制约-参与”的假设，认为制约因素会限制休闲参与，并且难以克服[3]。20世纪80年代后期，Crawford和Godbey[4]提出了个体（Intrapersonal）、人际（Interpersonal） 和结构（Structural）三维休闲制约模型，并指出休闲制约不仅影响休闲参与，还影响休闲偏好。20世纪90年代，一个新的思考维度——制约协商策略（Constraints Negotiation Strategies）进入研究者视野。Jackson等[5]认为制约不一定导致个体放弃休闲参与，他们会视情况采取协商策略以达成心愿。21世纪初，旅游研究领域开始借鉴休闲研究成果，探讨旅游决策过程中的制约因素问题。旅游感知制约的研究对象涉及一般旅游活动、特定人群和特种旅游活动。金钱、时间、物质和心理成本、年龄和健康状况都为可能的制约因素[6-8]。Pennington-Gray等[9]研究得出三维休闲制约模型同样适用于基于自然的旅游活动（观鸟、徒步等）。

随着研究的推进，学者们将休闲制约的研究逐渐拓展到休闲与旅游研究领域，进而调查了国内老年人、女性或特定旅游行为群体的旅游感知制约及其关联性因素[10-12]，也有基于全国样本的国民休闲制约调查分析[13]。李享等[10]得出北京市中老年人出国旅游最重要的制约因素为心理安全。宋瑞和沈向友[13]指出中国居民面临来自7个方面的休闲制约，并在环境、他人态度和家庭支持等方面表现出中国特色。Gao和Kerstetter[14]使用深度访谈法揭示了中国老年女性的旅游感知制约因素和旅游协商策略。Ying和Terry[15]同样采用访谈方法得出挪威的中国留学生的旅游感知制约包括缺乏信息和设备以及缺乏技能而导致的风险感知等，此外，他们还总结出感知制约影响旅游活动的类型、频率和目的地的选择，但它们不会阻止旅行和旅游活动的参与，因为部分制约因素产生效应取决于个体协商阻碍的意愿和动机。Wen等[16]发现中国老年人出境游客的个别旅游感知制约因素（如感知无能）显著增加了习得性无助（learned helplessness），而制约协商可以减少习得性无助。Dale和Ritchie[17]发现人际约束对计划的或实际的研学旅游行为具有重要影响。

总体而言，国内外关于休闲与旅游感知制约的研究已在基本概念界定和构成维度方面取得了不少进展，研究主题日趋广泛，并呈现出由现象描述向机制与过程探究的趋势[18]。然而，基于感知制约视角的居民出游行为形成机理尚缺少系统探索和深入阐释。因此，本研究拟从旅游感知制约角度出发，基于态度理论和制约协商理论，构建感知制约-制约协商策略-出游行为的概念模型，选择代表性城市收集数据，探索城市居民出游行为的阻碍及疏通机理，给旅游行业管理者和政策制定者提供理论借鉴。

二、研究假设

（一）旅游感知制约

在休闲研究中，感知制约是指限制或阻止居民参与、享受休闲旅游的因素[19]。本文将旅游者在出游决策过程中感知到的制约因素定义为旅游感知制约。McGuire[20]识别出时间、社交、健康等5种因素制约了45岁以上群体的出游行为。Gilbert和Hudson[21]发现时间、家庭、经济等因素制约了滑雪爱好者出游。Lee等[22]发现旅游制约加强了残疾人的习得性无助，进而降低出游意向。Hung和Petrick[23]则证实旅游感知制约程度越大，旅游者选择游轮旅游的意向越低。此外，Gu[24]得出感知制约负向影响国民出境旅游行为。综上，提出以下研究假设：

H1a：旅游感知制约对出游行为有显著的负向影响

（二）旅游态度

态度理论是社会心理学的重要理论，常应用于行为的解释性研究。态度被证实对个体行为（意图）产生影响[25]。在消费者行为学中，态度指消费者对客体、属性和利益的情感反应。Boninger等[26]指出人们感知到事物对自身有利或与自身直接相关时，他们对事物的重要性感知程度便越高，态度越积极。学者们还发现态度与个体对旅游价值和意义的感知密切相关，并影响旅游决策行为[27，28]。因此，态度理论是连接感知制约与出游行为的理论基础。

感知制约阻碍旅游和休闲偏好的形成，从而进一步降低旅游和休闲的参与度与满意度。Chen和Petrick[29]发现旅游感知制约对于旅游的重要性感知有负向影响。运用计划行为理论，Lam和Hsu[27]认为某些制定好的计划最终没有实行的原因通常源于由制约因素构成或引致的控制信念。

在消费者行为学领域，态度一直被认为是消费行为的前因[30，31]，态度能够预测潜在行为和实际行为[32]，并可以直接影响行为[33]。Dodd[34]和Leonidou等[35]在旅游领域证明了积极的态度有助于促成出游行为。据此，提出以下研究假设：

H1b：旅游感知制约对旅游态度有显著的负向影响

H2a：旅游态度对居民的出游行为有显著的正向影响

（三）旅游态度表现行为

旅游态度表现行为（Attitude-Expressive Behaviors）是指由态度驱动的行为表现。具有更积极的态度表现行为的人群对于态度相关的信息表现出更浓厚的兴趣。Ajzen等[32]指出，当个人对行为的态度越积极，其行为意图越强烈。Visser等[36]也发现态度有可能促使个人表达自己的态度并引发某些行为（信息关注、话题讨论等），且行为表现越强烈，越能推动个体实践该行为。Chen和Petrick[37]将旅游态度表现行为解释为“旅游者对旅游经历的讨论和对旅游信息的兴趣”。他们发现旅游感知制约对这两项表现行为均有负向影响，但旅游的感知重要性（态度的构成因素之一）对表现行为有正向影响，而表现行为正向影响旅游行为。据此，提出以下研究假设：

H1c：旅游感知制约对旅游态度表现行为有显著的负向影响

H2b：旅游态度对旅游态度表现行为有显著的正向影响

H3：旅游态度表现行为对出游行为有显著的正向影响

（四）制约协商策略

与态度理论相同，制约协商是解释出游行为的另一条重要理论线索。个体为参与休闲旅游活动而努力克服旅游制约的现象称为制约协商[5]，所采取的策略即为制约协商策略。制约协商理论表明，感知制约是否阻碍休闲或旅游行为取决于制约是否能被成功协商。因而，制约协商策略被认为是感知制约和旅游行为之间的中介变量，Hung和Petrick[38]针对游轮旅游者的研究证实了这一观点。

具体而言，感知制约可使个体触发协商机制，调动协商资源，以降低制约对旅游休闲活动的负向影响。残疾人为了实现出游会采取调整行程、寻找旅行同伴和使用辅助设备等制约协商策略[39]。因此，制约协商策略能够提高休闲和旅游参与度[40]。Shaw等[41]发现即使休闲制约存在，加拿大居民也能够采取相应策略保持一定程度的休闲参与。制约协商策略可以通过减少感知制约来降低个人的不适感，从而缩小旅游态度与出游行为之间的差距[17]。据此，本文提出以下研究假设：

H1d：旅游感知制约对制约协商策略有显著正向影响

H4：制约协商策略对出游行为有显著正向影响

基于以上研究假设，本研究构建如图1的概念模型。

三、研究设计

（一）变量测量

旅游感知制约从个体、人际和结构制约3个维度进行衡量，个体制约是指个体心理状况和条件，包括个人因素、态度、宗教信仰、情绪等；人际制约包括个体与其他成员（同事、朋友和家人等）之间的社会互动因素；结构制约包括金钱、时间和机会方面的因素。测试语句来自Nyaupane等[42]的研究，并增设与工作、体力和放松有关的3项指标。在增设的指标中，与工作相关的指标来自Gilbert和Abdullah[43]，属于结构制约维度。与体力和放松有关的2项指标来自Van Heck和Vingerhoets[44]，属于个体制约维度。3个测项的补充使得量表更为全面。

制约协商策略通过改编Loucks-Atkinson和Mannel[45]的休闲制约协商策略量表进行测量，包括改变人际关系、加强时间管理和提升经济管理3个维度，共8条测量语句。改变人际关系维度通过“我会寻找年龄相仿的人一起去”和“我会寻找有共同爱好的人一起去”2条测项来测量；“加强时间管理”维度的测量语句包括:“我会根据自己的空余时间考虑是否出游”“努力提前做好事情，以便有时间出去旅游”和“提前计划好事情”；“提升经济管理”维度的测试语句为:“事先将旅游的预算攒出来”“减少其他项目的开支以便出去旅游”和“我会根据预算来决定是否出去旅游”。旅游感知制约和制约协商策略均采用李克特5分制量表，1代表非常不同意，5代表非常同意。

图1 概念模型

旅游态度的量表改编自Lam和Hsu[27]的5分制语义差异量表，共4条测试语句，分别是：旅游对我来说，是“不重要的-重要的”（AT1）、“有害的-有益的”（AT2）、“不愉悦的-愉悦的”（AT3）、“无趣的-有趣的”（AT4），分值越大，表示旅游态度越积极。旅游态度表现行为分为2个维度：对旅游信息的关注和对旅游话题的讨论，每一个维度有3条测试语句，均来自Visser等[36]的研究。

出游行为是一个相对宽泛的概念，包括出游决策行为和旅游者空间行为[46]。在本研究中，考虑到愉悦旅游经历是提升主观幸福感的重要途径，出游行为被定义为居民愉悦的出游经历的频次，代表旅游经历的参与强度和质量[37]。其测量参考Kerstetter等[47]的研究，共3条测试语句：过往的愉悦的旅游经历（的次数），愉悦的过夜旅游经历（的次数），以及在自己所居住的市（州）以外地方的愉快旅游经历（的次数），回答项采用6分制量表，0次计0分，5次及以上计5分。

（二）样本采集

选择长沙市作为调研地发放问卷。长沙市为湖南省省会，是湖南省的政治、经济和文化中心，2018年GDP总量为11 003.41亿元，居全国城市第13位，城镇居民人均可支配收入为50 792元，农村居民人均可支配收入为29 714元，居民旅游消费水平较高，是具有一定代表性的研究区域。数据收集采用结构化调查问卷和拦截式面访的方式进行，调查地点为岳麓山风景名胜区、黄兴路步行街、烈士公园、南郊公园、居民小区等人流量较大的休闲旅游场所。本次调研对象限定为长沙市城区常住人口，即实际居住在城区半年及以上的人口。若调查对象不符合条件，则终止调查。为保证抽取的样本具有代表性，调研人员采取准等距抽样（Quasi-Systematic Sampling，QSS）方法，在各场所或道路的出入口，每隔2人发放一份问卷。等距抽样法（Systematic Sampling，SS）与准等距抽样法不同之处在于，前者先将总体人口随机排列，随机选择抽样起点，再以总体和样本量的比值作为间隔抽取样本，而后者的调查地点和抽样间隔由研究人员指定。由于城市人口规模较大，且每个抽样点总人口量难以统计，本文采用准等距抽样法。本次调查共发放问卷550份，剔除缺失较多和随意填涂的问卷，保留有效问卷519份，有效回收率为94.4%。

（三）样本特征

利用描述性统计方法，分析得出样本特征。性别方面，男性为260人，女性为259人，分别占50.1%和49.9%，男女比例相当。年龄以15—24岁、25—34岁为主，分别为255人（49.1%）、159人（30.6%）；15岁以下、35—44岁、45—59岁、60岁及以上的分别占1%、8.7%、8.7%、1.7%。未婚者323人、已婚无小孩35人、已婚有小孩151人、其他5人，分别占62.2%、6.7%、29.1%、1%。职业以专业技术人员56人、服务和销售人员95人、学生127人、个体经营者72人为主，有效百分比分别为10.8%、18.3%、24.5%、13.9%；国家公务员、商务管理人员、工人、农民、军人、教师医师律师、离退休人员、暂时无业者所占比例较小，比值范围为1%—8.3%。个人平均每月税前总收入以3 001—5 000元、5 001—8 000元居多，分别为109和114人，占21.0%、22.0%；无收入、1000元以下、1 000—3 000元、8 001—10 000元、10 001—20 000元、20 000元以上的人数分别为37人、9人、65人、84人、57人和44人，分别占比7.1%、1.7%、12.5%、16.2%、11.0%和8.5%。

（四）数据分析方法

利用SPSS21.0统计软件进行描述性统计分析，计算变量均值和标准差，考察观测数据分布的集中趋势和离散程度。利用AMOS21.0软件进行结构方程模型分析，主要采用验证性因素分析（Confirmatory Factor Analysis，CFA）估算测量模型的拟合优度、信度和效度，并采用路径分析检验结构模型验证研究假设。

四、数据分析

（一）描述性统计

人际制约、个体制约和结构制约的均值分别为2.885、2.698和3.121，说明居民的结构制约感知较强。改变人际关系、加强时间管理、提升经济管理三类策略的均值分别为3.777、3.842和3.568，总体得分相对较高。旅游信息关注度、讨论旅游频次的均值分别为3.079和2.909，处于中等水平。旅游态度4项指标均值范围为3.51—3.89，处于中等偏上水平。出游行为的3项指标的均值分别为3.549、3.187和3.312，其中市（州）外旅游次数较低。出游行为标准差范围为1.400—1.529，说明出游行为变异相对较大。其他测量指标的标准差范围为0.740—1.169，离散程度较低。

表1 测量模型的拟合优度检验

（二）测量模型检验

采用CFA方法，并运用极大似然估计法（Maximum Likelihood Estimate，MLE）评估旅游感知制约、制约协商策略、旅游态度表现行为的二阶因子模型，以及总体模型的拟合优度、信度和效度。拟合优度由表1中11项适配指标进行测量，信度由内部一致性α系数（Cronbach coefficien）t和组合信度（Composite Reliability，CR）反映，其值大于0.7时表示信度较好。效度包括聚合效度和区分效度。一般认为，标准化因子载荷大于0.5、T值较大且在5%水平下显著、潜变量平均提取方差（Average Variance Extracted，AVE）大于0.5时，变量的聚合效度较好。如果变量的相关系数范围为0.3—0.8，且相关系数小于AVE的平方根，则认为变量的区分效度较好。

对旅游感知制约和制约协商策略进行二阶CFA检验，结果显示模型拟合良好（见表1）。如表2所示，旅游感知制约各观测项的标准化因子载荷范围为0.501—0.892，均大于0.5，T值范围为5.674—16.500，且在1‰（双尾）水平下显著。人际制约、个体制约和结构制约的AVE值分别为0.605、0.510、0.508，均大于0.5，说明变量的聚合效度较好；3个潜变量的组合信度分别为0.749、0.787、0.800；α系数分别为0.726、0.837、0.789，说明变量具有较好的信度。3个潜变量的相关系数分别为0.499、0.322、0.422，均小于AVE的平方根，说明潜变量之间的区分效度较好。

同理，对制约协商策略进行二阶CFA检验，结果显示模型拟合良好（见表1）。各观测项的标准化因子载荷范围为0.690—0.916，均大于0.5，T值范围为13.613—21.799，且均在1‰（双尾）水平下显著。改变人际关系、加强时间管理和提升经济管理的AVE值分别为0.712、0.663、0.565，均大于0.5，说明变量的聚合效度较好；3个潜变量的组合信度分别为0.831、0.854、0.794；α系数分别为0.824、0.851、0.786，说明变量具有较好的信度。3个潜变量的相关系数分别为0.501、0.669和0.687，均小于AVE的平方根，说明潜变量之间的区分效度较好。

表4 潜变量相关矩阵与平均提取方差

旅游态度表现行为CFA分析的拟合优度良好（见表1）。观测项的标准化因子载荷范围为0.740—0.852，均大于0.5，T值范围为16.751—20.409，都在1‰（双尾）水平下显著。旅游信息关注度和讨论旅游频次的AVE值分别为0.623、0.671，均大于0.5，说明变量的聚合效度较好。两个潜变量的组合信度分别为0.832、0.860，α系数分别为0.830、0.857，说明变量测量的信度较好。潜变量的相关系数为0.685，小于AVE的平方根，说明潜变量间有较好的区分效度。

以上检验证实4个潜变量的测量具有良好的信度和效度，下一步对总体模型进行CFA分析。表1显示总体模型的拟合指数都达到临界值。由表3可知，观测变量标准化因子载荷范围为0.628—0.899，T值范围为12.385—22.707，均在1‰（双尾）水平下显著，AVE值均大于0.5，说明总体上变量的聚合效度较好。α系数为0.720—0.891，组合信度均大于0.7，说明变量的信度良好。如表4所示，潜变量间的相关系数均小于AVE的平方根，说明潜变量的区分效度较好。

（三）SEM分析

CFA分析证实总体测量模型具有较好的信度和效度，可进行下一步的结构模型检验。依据概念模型绘制预设路径模型，采用MLE方法对路径系数估计，初次拟合结果显示模型未达到适配标准，根据修正指标提示，增设AT2与AT4的误差项的共变关系，模型最终达到适配标准（见表1）。

图2 假设检验结果

路径系数估计结果显示，旅游感知制约对旅游态度有显著的负向影响（β=-0.164，T=-3.068，P=0.015）；旅游感知制约对出游行为的负向效应达到显著水平（β=-0.154，T=-2.845，P=0.004）；旅游感知制约对制约协商策略的正向效应为0.115（T=2.206，P=0.027）；旅游态度对其表现行为具有显著正向影响（β=0.244，T=4.762，P＜0.001）；旅游态度对出游行为的正向效应达到显著水平（β=0.195，T=3.547，P＜0.001）；旅游态度表现行为对出游行为的正向效应为0.356（T=5.762，P＜0.001）；制约协商策略对出游行为的影响显著（β=0.189，T=1.219，P=0.023）。这 说 明H1a、H1b、H1d、H2b、H2a、H3、H4这7个假设均得到证实。然而，旅游感知制约对旅游态度表现行为的正向影响不显著（β=0.046，T=0.869，P=0.385），说明H1c未通过验证。假设检验结果如图2所示。

五、结论与启示

（一）研究结论

本研究以长沙市居民为样本，检验了感知制约对城市居民出游行为的影响机理。研究结果显示，感知制约视角下的出游行为形成有态度机制和制约协商机制两种，包括4条基本路径:（1）感知制约→出游行为；（2）感知制约→态度→出游行为；（3）感知制约→态度→行为表现→出游行为；（4）感知制约→制约协商策略→出游行为。本研究的理论贡献在于将态度与制约协商策略两个中介变量引入结构模型，从旅游感知制约视角，对城市居民的出游行为影响机理进行了较为完整的解释。

第一，旅游感知制约对出游行为产生直接的负向影响，其标准化总效应为-0.154，说明感知制约增加1个单位，居民的出游行为便降低0.154个单位，这与Gu[24]、许春晓和姜漫[48]的研究结论一致。前者得出中国出境旅游者的感知制约对出游决策具有负向效应，后者证实了高铁选乘制约对选乘意向有显著的负向影响。

第二，旅游感知制约对旅游态度有显著的负向影响，这支持了Chen和Petrick[37]的研究结论。与Gu[24]的研究结论不同，感知制约对旅游态度表现行为的负向影响在本文中未得到证实，研究样本的差异可能是最主要的原因。Gu的研究对象是中国出境游客，其出游决策比本文研究的城市居民的出游决策面临的制约因素可能更多、更复杂。

第三，态度对其表现行为和出游行为均有显著正向影响。态度对其表现行为的标准化效应值为0.244，对出游行为的标准化总效应为0.273。此条研究结论证实了旅游活动中存在态度越积极、旅游信息的关注度越高、参与旅游讨论的频次也就越高的规律。这与Chen和Petrick[29]的研究结果一致。本研究发现态度行为表现正向显著影响出游行为（β=0.343），表明旅游态度表现行为在一定程度上可以预测出游行为的发生。

第三，制约协商策略在感知制约与出游行为关系中起中介作用。这一结论表明感知制约对制约协商策略有显著的正向影响，而制约协商策略对出游行为具有正向效应，因此，旅游感知制约越大，制约协商的意愿越强，出游行为越有可能发生。以上结论印证了Chen和Petrick[29]的研究发现，进一步证实了居民出游行为形成的制约协商机制。

（二）启示

本研究结论可为旅游管理部门和企业提供一定的启示。

第一，打破居民的旅游感知制约。旅游感知制约被证实是出游行为的负向影响因素，其中结构制约（时间、花费、工作学习或家庭等）和个体制约（体力、风险、旅游爱好等）的感知得分较高，应成为关注的重点。具体而言，政府和企业可从制度设计和具体执行两方面着手。首先，要降低国民休闲旅游的花费。例如，推进公共博物馆、纪念馆、爱国主义教育示范基地及城市休闲公园等游憩空间的免费开放，落实国家公园制度，稳定景区门票价格，并逐步实行低票价，鼓励旅游企业采取灵活多样的方式给予旅游者优惠等。其次，要保障居民有更多的旅游休闲时间，如落实带薪休假制度、推行2.5天休假模式、探索中小学春假与秋假等。第三，政府应优化旅游安全设施和目的地治安环境，以降低旅游感知风险。企业应提升旅游服务质量和安全保障，优化游览内容，丰富旅游体验，打破旅游者出游或购买旅游产品的个体制约。

第二，引导城市居民形成积极的旅游态度。态度是正向影响出游行为的因素，其中重要性、有益性两种态度的均值稍低，可着重提升。目的地政府应宣传旅游对于提升身心健康、拓展社会关系、增加生活乐趣的积极作用。企业则应跳出低价营销思维，在营销理念中强调旅游给城市居民带来的综合体验价值。同时，旅游产品设计要彰显健康、益智和愉悦等多种功能。

第三，促进城市居民的旅游态度表现行为。态度表现行为是影响出游行为的积极因子，但得分较低（“对旅游信息的关注度”和“讨论旅游的频次”的得分分别为3.079和2.909）。为此，政府应扩大旅游休闲活动公益宣传的覆盖面，并改善旅游的公共宣传方式和内容，让旅游信息更加可读和有趣。企业应深入理解互联网时代的传播逻辑，注重在线社区的建设与社交媒体的应用，拓展旅游信息的传播途径，并提升营销有效性。此外，旅游空间和场所要注重营造现场感，旅游活动要增强参与性与体验性，以生动的形式传播文化，以巧妙的方式讲述故事，以新奇的手法制造惊喜，让游客印象深刻而又回味无穷，从而增强居民讨论旅游的动机和频率。

第四，提高居民制定制约协商策略的能力。在改变人际关系、加强时间管理和提升经济管理三类协商策略中，提升经济管理得分最低，说明旅游消费预算及其管理是居民制定协商策略的薄弱环节。因此，一方面，政府需要始终致力于提高社会福利水平和国民可支配收入，提升居民旅游消费能力；另一方面，政府和企业要做好旅游目的地营销和产品打造，提升旅游活动对居民的吸引力，从而增加旅游支出在居民消费总支出中的占比。

六、研究局限与展望

第一，量表设计方面，旅游感知制约量表借鉴的国外学者开发的量表，尽管其信度和效度均达到标准，但测量内容可能存在跨文化差异。因此，后续研究可以利用量表开发程序，开发出面向中国居民的量表，增加测量的精准性。第二，抽样调查方面，本研究以湖南省长沙市居民为调查对象，研究结论跨省乃至跨国应用具有一定的局限性，后续研究可选择其他城市居民，或者进行大规模抽样调查，以得出更具普适性的国民出游形成机理。第三，假设验证方面，尽管以往理论和文献可以支撑本研究所有假设，但是仍有少数假设未通过检验，相关变量在出游行为形成中的作用有待后续研究进一步证实。此外，本文采用旅游感知制约和制约协商策略的二阶因子模型，没有细致探讨个体制约、人际制约和结构制约分别对居民出游行为的阻碍机制，以及相对应的三条制约协商策略对出游行为的疏通机制，相信未来更为深入的研究能揭示更多的潜存规律和机理。