疫情常態(tài)化防控下居民風(fēng)險感知與旅游行為意向研究※

柯 山 金博聞 潘 輝

(1.閩江學(xué)院，福建 福州 350108；2.福建農(nóng)林大學(xué)，福建 福州 350002)

新冠疫情不僅喚起了公眾的生態(tài)意識，還讓我們重新審視人與自然的關(guān)系以及人的行為方式[1-2]。在公共突發(fā)事件中，公眾對事件的態(tài)度、社會輿論的廣泛關(guān)注以及非理性行為都與突發(fā)事件所帶來的風(fēng)險密切相關(guān)[3]。公眾對疫情的風(fēng)險感知不僅取決于疫情本身的性質(zhì)、嚴(yán)重性、影響程度等因素，還受公眾自身對疫情的態(tài)度和認(rèn)知影響。在疫情常態(tài)化防控的旅游行為意向發(fā)生中，公眾的行為方式會如何變化呢？通過文獻(xiàn)回顧，發(fā)現(xiàn)從風(fēng)險感知與旅游行為意向方向研究的文章，主要有對地震、臺風(fēng)、霧霾、污染災(zāi)害等的研究，而對傳染疾病疫情方面的研究較少。當(dāng)前多數(shù)學(xué)者研究疫情對經(jīng)濟(jì)的影響，對公眾風(fēng)險感知和旅游行為意向變化影響較少。因此，在疫情常態(tài)化防控時期，基于計劃行為理論，本文引入風(fēng)險感知變量，以福州居民為調(diào)查對象，研究居民在疫情常態(tài)化防控下旅游行為意向的影響機(jī)制及變化，以期為旅游業(yè)恢復(fù)與高質(zhì)量發(fā)展提供相關(guān)建議。

1 相關(guān)文獻(xiàn)研究

1.1 風(fēng)險感知相關(guān)研究

對風(fēng)險感知的研究可以追溯到1965年Sowby提出的風(fēng)險感知對比方法[4]。經(jīng)過學(xué)者們長年多角度探討，風(fēng)險感知的研究范式可分為兩個方面：心理測量范式和社會文化范式。心理測量范式是在1978年由Fischhoff等提出，通過調(diào)查問卷對人們的風(fēng)險和收益感知進(jìn)行不同維度的測量[5]。Douglas等(1982)提出社會文化范式，風(fēng)險是基于某個社會、文化背景，被認(rèn)為是社會和文化的產(chǎn)物[6]。在風(fēng)險感知結(jié)構(gòu)研究中，Slovic(1987)通過問卷調(diào)查不同公眾群體之間風(fēng)險認(rèn)知，結(jié)果指出風(fēng)險感知應(yīng)包含風(fēng)險災(zāi)難性、不可控程度、可知性等相關(guān)因素[7]。Terpstra(2011)主要從恐懼程度、后果嚴(yán)重性和可能性三個方面來測量風(fēng)險感知，探討居民對洪水的風(fēng)險感知[8]。謝曉非在研究環(huán)境中的風(fēng)險認(rèn)知特征時，則從“影響程度”“可控性”“了解程度”等6個維度來測量[9]。時勘(2003)在探討我國居民對SARS的風(fēng)險感知情況時,采用了對風(fēng)險的熟悉程度和對風(fēng)險的恐懼程度兩個維度來測量[10]。王皖曦(2016)在研究民眾對突發(fā)公共事件風(fēng)險認(rèn)知特點時，采用了可控性、熟悉性、恐懼性、自然性4個維度設(shè)計問卷[11]。

1.2 旅游行為意向相關(guān)研究

國外學(xué)者Soocheong(2009)認(rèn)為通過旅游者的行為意向來預(yù)測其行為更為有效[12]。還有學(xué)者們研究發(fā)現(xiàn)，消費者的滿意度與其行為意向之間有顯著正相關(guān)關(guān)系，消費者首次購買后的再購和推薦等行為均取決于消費者滿意度的高低[13]。國內(nèi)學(xué)者對旅游行為意向的研究始于20世紀(jì)80年代，計劃行為理論和顧客價值理論是研究的主要理論依據(jù)。寶貢敏(2010)等學(xué)者對行為意向的研究采用旅游者的重游度和推薦度來衡量。[14]郭英之(2015)等學(xué)者通過對居民的問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)，在釣魚島政治風(fēng)波發(fā)生之后，中國旅游者對去日本的選擇意向發(fā)生了明顯的改變。[15]

1.3 風(fēng)險感知與行為意向關(guān)系的研究

風(fēng)險感知和行為意向關(guān)系的研究在不同的領(lǐng)域表現(xiàn)各異。在風(fēng)險管理領(lǐng)域，李華強(qiáng)(2011)研究發(fā)現(xiàn)市民的風(fēng)險感知與對災(zāi)害的積極反應(yīng)行為有著顯著的正相關(guān)[16]。王怡婉(2017)在研究居民面對臺風(fēng)風(fēng)險感知時則發(fā)現(xiàn)謹(jǐn)慎行為意向、消極行為意向和積極行為意向與風(fēng)險感知無關(guān)。[17]在旅游領(lǐng)域，彭建(2016)調(diào)查北京居民對霧霾的風(fēng)險感知發(fā)現(xiàn)，逃離北京的行為意向與風(fēng)險感知呈正顯著相關(guān)[18]。由此可見，在面對風(fēng)險的時候，人們的行動和行動意向會根據(jù)不同的風(fēng)險情況發(fā)生變化。

1.4 計劃行為理論研究

在旅游領(lǐng)域基于計劃行為理論的研究也有大量的實證與分析。在理論模型的驗證中，最先是針對目的地旅游意向與旅游決策的研究。隨著研究深入發(fā)現(xiàn)：影響旅游行為意向的三個核心因子除行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制之外，還受其他一些因子影響。Quintal和Lee(2010)在調(diào)查旅游者對目的地的感知中，將風(fēng)險和不確定因素加入計劃行為理論，該模型很好地擬合了數(shù)據(jù)[19]。

2 研究假設(shè)與模型設(shè)計

2.1 研究假設(shè)

2.1.1 風(fēng)險感知與居民旅游行為態(tài)度

Freedman(1974)認(rèn)為態(tài)度由認(rèn)知、感情和行動傾向構(gòu)成，認(rèn)知會影響態(tài)度的形成。[20]Sjoberg(2010)認(rèn)為風(fēng)險感知與行為之間存在多重因素的影響，高風(fēng)險感知的人的行動容易產(chǎn)生變化。[21]聶韋琪(2019)以東山島為例，通過問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)低碳旅游認(rèn)知影響居民旅游行為態(tài)度。[22]

基于此，提出假設(shè)H1：風(fēng)險感知與居民旅游行為態(tài)度呈正向影響。

2.1.2 主觀規(guī)范與居民旅游行為意向

計劃行為理論框架下提出主觀規(guī)范是行為意向的有效驅(qū)動因素。徐娟(2014)研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)周圍團(tuán)體的行動和態(tài)度都傾向于某類意向時，這類意向會更強(qiáng)，因此，主觀規(guī)范對行動意圖的影響有顯著的正相關(guān)影響。[23]本文主要討論重要的社會群體對居民旅游行為意向的影響，當(dāng)個體感受到“重要他者”在疫情下的旅游行為示范或是對于這一行為持贊成或否定觀點時是否能夠促成自身的行為意向。

基于此，提出假設(shè)H2：主觀規(guī)范對居民旅游行為意向存在顯著正向影響。

2.1.3 行為態(tài)度與居民旅游行為意向

基于計劃行為理論研究框架，行為態(tài)度直接影響行為意向，并能有效地解釋與預(yù)測行為意向。楊萍(2017)基于TPB修正模型調(diào)查中國游客在境外消費行為，發(fā)現(xiàn)行為態(tài)度對行為意向呈顯著正向關(guān)系。[24]本文研究在疫情下常態(tài)化防控時期，居民對旅游的認(rèn)識與評價是否同樣能有效干預(yù)行為意向。

基于此，提出假設(shè)H3：行為態(tài)度對居民旅游行為意向存在顯著正向影響。

2.1.4 知覺行為控制與居民旅游行為意向

Ajzen(1991)在研究中發(fā)現(xiàn)，知覺行為控制也是影響個體決策的重要因素，知覺行為控制能力越強(qiáng)越會驅(qū)動更高的行為意向。[25]韋興鳳(2019)以西江千戶苗寨為例，基于TPB擴(kuò)展模型發(fā)現(xiàn)社區(qū)居民的知覺行為控制對參與鄉(xiāng)村旅游意向具有顯著直接的正向影響。[26]在本文研究中，知覺行為控制因素應(yīng)用于疫情下旅游情境是否同樣具有解釋效力？

基于此，提出假設(shè)H4：知覺行為控制因素對居民旅游行為意向存在顯著正向影響。

2.1.5 風(fēng)險感知與居民旅游行為意向

Sitkin(1995)等認(rèn)為個體做出的風(fēng)險決策與他們的風(fēng)險感知水平呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)。[27]余穎(2019)調(diào)查消費者在九寨溝地震后的旅游意愿，發(fā)現(xiàn)風(fēng)險感知與消費者的旅游意愿呈負(fù)相關(guān)。[28]在居民旅游行為意向的研究中，疫情的風(fēng)險感知是否影響居民旅游行為意向，值得研究。

基于此，提出假設(shè)H5：風(fēng)險感知對居民旅游行為意向存在負(fù)向影響。

2.1.6 人口學(xué)因素與風(fēng)險感知、主觀規(guī)范、行為態(tài)度和知覺行為控制及行為意向之間的關(guān)系

王皖曦(2016)通過研究突發(fā)公共衛(wèi)生事件，發(fā)現(xiàn)民眾對事件風(fēng)險認(rèn)知在年齡、文化程度等人口學(xué)特征上呈現(xiàn)差異。[11]

基于此，提出假設(shè)H6：不同人口統(tǒng)計學(xué)特征對各變量存在差異。

2.2 模型設(shè)計

模型設(shè)計見圖1所示。

圖1 基于計劃行為理論的旅游行為意向模型

3 材料與研究方法

3.1 問卷設(shè)計

調(diào)查問卷共分五部分：風(fēng)險感知量表、計劃行為理論量表、居民旅游行為意向量表、居民在疫情前后旅游行為意向選擇變化部分、人口特征學(xué)部分。前三部分的量表包括風(fēng)險感知(10個問題)，主觀規(guī)范(3個問題)，行為態(tài)度(3個問題)，知覺行為控制(3個問題)和行為意向(3個問題)，共22個問題均采用李克特量表計分，得分越高表示風(fēng)險感知越高、感知壓力越小、態(tài)度越積極、知覺行為控制力越高、居民旅游行為意向越強(qiáng)。第四部分居民在疫情前后旅游行為意向選擇變化的調(diào)查，主要是用來統(tǒng)計居民旅游行為意向變化及疫情常態(tài)化下居民對旅游行為的選擇，包括出游交通、出行距離、目的地類型、旅游動機(jī)等，共4個問題。第五部分是居民基本信息，包括性別、年齡、受教育程度、從事職業(yè)、月收入水平，共5個問題。問卷題型設(shè)計包括單選題、多選題。

3.2 問卷發(fā)放和回收

為了保障問卷的有效性和可信性，于2020年9月向業(yè)內(nèi)人士以及普通居民各發(fā)放25份問卷做預(yù)調(diào)研，根據(jù)預(yù)調(diào)研反饋的結(jié)果進(jìn)行修正完善。正式問卷調(diào)查于2020年11月開始，為保證樣本的科學(xué)性，隨機(jī)進(jìn)行問卷的線上分享填寫和實地發(fā)放，前后歷時13天，共發(fā)放600份，收回問卷600份，剔除無效問卷后，最終得到592份有效問卷，有效率98.6%。最終將有效問卷數(shù)據(jù)導(dǎo)入SPSS 25.0軟件進(jìn)行處理分析。

4 結(jié)果與分析

4.1 數(shù)據(jù)樣本的人口統(tǒng)計學(xué)特征分析

在592份有效樣本中，從性別構(gòu)成來看，有效問卷中的男性為188人，占有效問卷的31.8%；女性為404人，占有效問卷的68.2%，整體上看，男性比例低于女性比例。從年齡構(gòu)成來看，年齡分布主要集中在18～29歲，占總數(shù)的49.1%；其次集中在30～45歲，占總數(shù)的32.5%。從教育程度構(gòu)成來看，調(diào)查對象受教育程度主要集中在大學(xué)，占總數(shù)的60.5%；其次主要集中在大專，占總數(shù)的17.3%，說明調(diào)查對象受教育水平較高。從職業(yè)構(gòu)成來看，學(xué)生比例最大，占總數(shù)46.2%，其余職業(yè)構(gòu)成較均勻，公司職員、其他職業(yè)、個體戶、教師分別占總數(shù)的15.4%、14.7%、12.9%、10.8%。從調(diào)查對象月收入水平來看，月收入低于3 000元的總數(shù)最多，為278人，高于8 000元的總數(shù)最少，僅為68人，占總數(shù)的11.5%。

4.2 測量模型信效度分析

數(shù)據(jù)分析得出風(fēng)險感知量表、計劃行為理論量表及行為意向量表的KMO值分別為0.836、0.799、0.711；巴特利特球形檢驗近似卡方值分別為1 182.433、1 164.321、330.627；自由度分別為45、36、4；三個量表P=0.00<0.05，達(dá)到顯著性水平，說明量表數(shù)據(jù)很適合進(jìn)行因子分析。通過內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach’s α值進(jìn)行問卷的信度檢測，三個量表的Cronbach’s α值分別為0.849、0.805、0.821，均大于0.8，說明量表的信度較好，設(shè)計合理。

4.3 模型檢驗與分析

4.3.1 探索性因子分析

根據(jù)以上各量表信效度檢驗的結(jié)果，可知符合因子分析標(biāo)準(zhǔn)。本文運用SPSS25.0進(jìn)行因子分析。

根據(jù)表1因子分析表，風(fēng)險感知量表析出3個公因子，分別命名為風(fēng)險感知熟悉性、風(fēng)險感知恐懼性和風(fēng)險感知不可控性。原主觀規(guī)范中B3項中“媒體對新冠疫情的相關(guān)報道對您的出游影響很大”，因子負(fù)載系數(shù)低于0.5，故刪除此項。

表1 自變量因子分析表

根據(jù)表2，行為意向量表析出一個因子，方差貢獻(xiàn)率和累計解釋度是一樣的，為74.191%。

表2 因變量因子分析表

4.3.2 變量間相關(guān)關(guān)系驗證分析

在對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析之前，采用Pearson相關(guān)分析法對自變量和因變量進(jìn)行分析，研究其相關(guān)性質(zhì)及影響程度。

(1)風(fēng)險感知與行為態(tài)度相關(guān)分析：風(fēng)險感知熟悉性和行為態(tài)度之間的顯著性指標(biāo)0.185>0.01，表示在0.01的顯著性水平上，風(fēng)險感知熟悉性和行為態(tài)度之間不存在相關(guān)性。風(fēng)險感知恐懼性和行為態(tài)度之間的指標(biāo)0.271，風(fēng)險感知不可控性顯著性指標(biāo)0.438，說明風(fēng)險感知恐懼性、風(fēng)險感知不可控性和行為態(tài)度之間不存在相關(guān)性。故假設(shè)H1不成立。

(2)主觀規(guī)范與旅游行為意向相關(guān)分析：主觀規(guī)范和旅游行為意向之間的顯著性指標(biāo)0.00<0.01，表示在0.01的顯著性水平上，Pearson相關(guān)系數(shù)值為0.434，因此主觀規(guī)范與旅游行為意向呈顯著正相關(guān)，即居民主觀規(guī)范越強(qiáng)，其旅游行為意向就越強(qiáng)。故假設(shè)H2得到初步驗證。

(3)知覺行為控制與旅游行為意向相關(guān)分析：知覺行為控制和旅游行為意向之間的顯著性指標(biāo)0.00<0.01，表示在0.01的顯著性水平上，Pearson相關(guān)系數(shù)值為0.435，為正數(shù)，因此知覺行為控制與旅游行為意向之間呈顯著相關(guān)，即居民的知覺行為控制越強(qiáng)，其旅游行為意向就越強(qiáng)。故假設(shè)H3得到初步驗證。

(4)行為態(tài)度與旅游行為意向相關(guān)分析：行為態(tài)度和旅游行為意向之間的顯著性指標(biāo)0.00<0.01，表示在0.01的顯著性水平上，Pearson相關(guān)系數(shù)值為0.435，為正數(shù)，因此行為態(tài)度與旅游行為意向之間呈顯著正相關(guān)，即居民行為態(tài)度越積極，其旅游行為意向就越強(qiáng)。故假設(shè)H4得到初步驗證。

(5)風(fēng)險感知與旅游行為意向相關(guān)分析：風(fēng)險感知熟悉性和旅游行為意向之間的顯著性指標(biāo)0.893>0.01，表示風(fēng)險感知熟悉性和旅游行為意向之間不存在相關(guān)性。風(fēng)險感知恐懼性和旅游行為意向之間的顯著性指標(biāo)0.037<0.05，表示在0.05顯著性水平上，Pearson相關(guān)系數(shù)值為-0.121，為負(fù)數(shù)，說明風(fēng)險感知恐懼性和旅游行為意向呈負(fù)相關(guān)，即居民對疫情越恐懼，旅游行為意向就越低。風(fēng)險感知不可控性和旅游行為意向之間的顯著性指標(biāo)0.017，說明風(fēng)險感知不可控性和旅游行為意向呈負(fù)相關(guān)，即居民認(rèn)為疫情不可控程度越高，旅游行為意向就越低。故H5部分得到初步驗證。

4.3.3 模型逐步分層回歸分析

為了進(jìn)一步研究風(fēng)險感知、主觀規(guī)范、行為態(tài)度、知覺行為控制4個自變量對因變量旅游行為意向的影響程度，基于以上其相關(guān)性研究結(jié)果，采用逐步多元回歸分析。以風(fēng)險感知的恐懼性、不可控性、主觀規(guī)范、行為態(tài)度、知覺行為控制5個因子為自變量，以旅游行為意向因子為因變量，建立回歸方程，分析如表3所示。

表3 逐步分層回歸分析

通過回歸分析發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險感知恐懼性、不可控性、主觀規(guī)范、行為態(tài)度和知覺行為控制與旅游行為意向之間存在著顯著性相關(guān)。從Beta值可以看出各個自變量對旅游行為意向程度的高低，其中行為態(tài)度對居民旅游行為意向影響程度最大，其次為主觀規(guī)范和風(fēng)險感知不可控性?；谥鸩椒謱踊貧w分析結(jié)果，建立旅游行為意向的多元性回歸方程：旅游行為意向(F6)=0.937+(-0.036)F1+(-0.101)F2+0.15F3+0.107F4+0.45F5。

4.3.4 疫情前后居民旅游行為意向選擇變化分析

為進(jìn)一步研究居民旅游行為意向選擇變化，問卷第四部分對居民在疫情前后旅游行為意向選擇進(jìn)行統(tǒng)計。結(jié)果顯示，在疫情發(fā)生前，居民對出游的交通方式選擇較均勻，疫情發(fā)生下，52%的居民更愿意選擇自駕出行，對公共交通方式的選擇減少，說明疫情對旅游交通影響較大。在疫情發(fā)生前，超過50%的居民愿意去福建省外的城市旅游，而在疫情下27%的居民選擇福州市內(nèi)周邊游，41%的居民愿意在福建省內(nèi)旅游，說明在疫情下大多居民不愿意選擇長途旅游。對于旅游目的地的選擇，在疫情前后居民都更傾向去自然風(fēng)景區(qū)、歷史古跡區(qū)和生態(tài)旅游區(qū)，但占比是有所變化的。居民對自然風(fēng)景區(qū)的選擇由30%上升到38%，對生態(tài)旅游風(fēng)景區(qū)的選擇由13%上升至18%，說明疫情發(fā)生后居民更愿意回歸大自然，體驗生態(tài)環(huán)境。其他目的地類型占比都有所降低。旅游動機(jī)方面，享受田園風(fēng)光的占比疫情前后都是最高的。旅游動機(jī)發(fā)生最大變化的是回歸生態(tài)，由9%上升到15%。逃避壓力的占比由6%上升到10%，滿足健康生活的占比由8%上升到11%。體驗新奇感受的占比則由14%下降到5%，社會交往的占比則由7%下降到4%。

4.3.5 人口統(tǒng)計學(xué)特征差異分析

采用獨立樣本T檢驗方法和單因子方差分析法對不同性別群體進(jìn)行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：性別和年齡在各個因素中不存在差異。學(xué)歷在主觀規(guī)范變量上不存在差異，但在其他變量上存在顯著性差異，其表現(xiàn)為學(xué)歷越高，均值越高。在職業(yè)維度上，風(fēng)險感知恐懼性變量、主觀規(guī)范變量、行為態(tài)度變量呈無顯著性差異。風(fēng)險感知熟悉性中個體戶的均值最高，且明顯高于其他職業(yè)。風(fēng)險感知可控性中教師的均值最高，且明顯高于其他職業(yè)。學(xué)生在知覺行為控制上、旅游行為意向上的均值最高，說明學(xué)生容易受到自身的能力、金錢等影響。不同月收入水平的群體在風(fēng)險感知熟悉性、風(fēng)險感知可控性、主觀規(guī)范上存在顯著性差異，其月收入8 000元以上的群體在均值最高，受到的影響越大。

綜上，根據(jù)探索性因子分析、相關(guān)分析、逐步回歸分析、獨立樣本檢驗及單因素方差分析，得到相關(guān)的驗證結(jié)果。其中H1風(fēng)險感知與居民旅游行為態(tài)度呈正向影響的假設(shè)不成立；H2主觀規(guī)范對居民旅游行為意向存在顯著正向影響的假設(shè)成立；H3行為態(tài)度對居民旅游行為意向存在顯著正向影響的假設(shè)成立；H4知覺行為控制因素對居民旅游行為意向存在顯著正向影響的假設(shè)成立；H5風(fēng)險感知對居民旅游行為意向存在負(fù)向影響的假設(shè)部分成立；H6不同人口統(tǒng)計學(xué)特征對各變量存在差異的假設(shè)部分成立。

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

疫情的發(fā)生對旅游行業(yè)造成了巨大的沖擊，引起社會各界的廣泛關(guān)注，從風(fēng)險感知角度出發(fā)，結(jié)合計劃行為理論，采用回歸分析法研究居民在新冠疫情下風(fēng)險感知與旅游行為意向變化。

通過回歸分析發(fā)現(xiàn)，各因素都與旅游行為意向呈顯著關(guān)系，其中計劃行為理論的3個維度與旅游行為意向呈顯著正相關(guān)，行為態(tài)度對旅游行為意向影響最大，說明具有較強(qiáng)的預(yù)測力。風(fēng)險感知恐懼性和不可控性對旅游行為意向呈顯著負(fù)相關(guān)，風(fēng)險感知不可控性對旅游行為意向影響最大，說明居民對疫情不可控的風(fēng)險感知在一定程度上會影響居民旅游意愿。

通過對疫情前后居民的旅游行為意向選擇進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)居民在疫情前對交通的方式選擇更傾向公共交通，對旅游目的地的選擇主要是國內(nèi)城市，喜歡去自然風(fēng)景區(qū)、歷史古跡區(qū)、旅游度假區(qū)游玩，主要是以享受自然田園風(fēng)光、體驗新奇感受、探求訪友等目的。在疫情發(fā)生后，超過50%的居民轉(zhuǎn)變?yōu)樽择{出游，旅游目的地主要集中在市內(nèi)和省內(nèi)，更愿意到自然風(fēng)景區(qū)、旅游生態(tài)區(qū)游玩，主要以享受自然田園風(fēng)光、滿足健康生活和逃避壓力目的，對社會交往這一旅游動機(jī)選擇減少。

通過對性別、年齡、學(xué)歷、職業(yè)和月收入水平在各個因素上的差異進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)性別和年齡在各個因素都不存在差異。不同學(xué)歷水平的群體在風(fēng)險感知熟悉性、風(fēng)險感知恐懼性、風(fēng)險感知不可控性、知覺行為控制、行為態(tài)度和旅游行為意向上均存在顯著性差異，且學(xué)歷水平越高，影響越明顯。在職業(yè)維度上，風(fēng)險感知熟悉性中個體戶受影響最高，風(fēng)險感知可控性中教師的影響最深，知覺行為控制上學(xué)生受影響的程度最大。另外，月收入8 000元以上的群體在風(fēng)險感知熟悉性、風(fēng)險感知可控性、主觀規(guī)范方面表現(xiàn)最為顯著。

5.2 相關(guān)建議

根據(jù)分析結(jié)論，為了更好地激發(fā)居民在疫情常態(tài)化防控時期旅游行為意向的形成，促進(jìn)旅游行業(yè)的復(fù)蘇，從風(fēng)險感知、主觀規(guī)范、行為態(tài)度和知覺行為控制方面，以及人口統(tǒng)計學(xué)、疫情前后意向變化方面提出相關(guān)建議。

第一，在疫情常態(tài)化防控時期，景區(qū)的大量人流狀況會增加居民對旅游風(fēng)險的感知，從而降低居民的旅游行為意向。因此，景區(qū)既要做好疫情防控，又要積極迎客，“兩手都要硬”的要求倒逼景區(qū)管理升級。在常態(tài)化防控下，景區(qū)已經(jīng)對“限量、預(yù)約、錯峰”達(dá)成共識，接下來應(yīng)采取科技手段提前做好引導(dǎo)和預(yù)警工作，通過大數(shù)據(jù)實行限流，控制單日游客總量，實行線上門票、纜車、餐飲、購物、住宿預(yù)約等措施，逐步實現(xiàn)智慧管理和智慧服務(wù)，通過大數(shù)據(jù)管理和細(xì)節(jié)服務(wù)的提升，讓游客降低風(fēng)險感知的同時獲得更安全、更貼心的游覽體驗，得到更好的精神享受。

第二，行為態(tài)度是影響旅游行為意向程度最大的因素，政府部門應(yīng)加強(qiáng)旅游發(fā)展的正面引導(dǎo)宣傳，讓居民正確對待疫情常態(tài)化防控時期的旅游市場。旅游企業(yè)則應(yīng)了解疫情下居民的需求，確保旅游的體驗質(zhì)量和價值不變，逐步調(diào)節(jié)居民的行為信念，改善對疫情常態(tài)化時期旅游的消極看法。

第三，隨著國內(nèi)信息越來越透明，疊加疫情對于線上生活的強(qiáng)化，景區(qū)為增加客戶黏性，應(yīng)加快推動線上推廣與銷售，更多地通過短視頻、直播、Vlog等新媒體形式向居民進(jìn)行傳播，通過提高家人朋友的認(rèn)識同時利用家人朋友的示范效應(yīng)，增強(qiáng)家人朋友對個體決策的影響，促進(jìn)居民旅游行為意向的形成。

第四，受此次疫情的影響，居民和旅游景區(qū)收入也受到不同程度的影響。政府前期已通過發(fā)放旅游消費券、降低景區(qū)門票或?qū)嵭忻忾T票等措施鼓勵居民旅游，后期可以結(jié)合彈性休假、錯峰休假等政策，激發(fā)居民旅游行為意向。同時政府應(yīng)加大旅游景區(qū)的資金扶持力度，鼓勵A(yù)級旅游景區(qū)在疫情期間對其經(jīng)營場所進(jìn)行改造升級，對智慧景區(qū)、游客中心、旅游廁所、停車場、游步道等公共服務(wù)設(shè)施的提升改造同步安排補助資金；加快兌現(xiàn)獎補資金，優(yōu)化年度旅游發(fā)展資金兌現(xiàn)手續(xù)，對跨年度驗收獎補的旅游項目和活動，可預(yù)先支付，疫情結(jié)束后再組織驗收，以此支持旅游企業(yè)應(yīng)對疫情共渡難關(guān)。

第五，根據(jù)人口學(xué)特征變量，以及對居民對疫情前后旅游行為意向選擇的研究，發(fā)現(xiàn)不同職業(yè)的居民對旅游產(chǎn)品的喜好，在交通、出行距離、目的地選擇和旅游動機(jī)都發(fā)生了變化。后疫情時期，旅游市場需求正在發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化，大眾更關(guān)注近郊康養(yǎng)休閑類旅游方式，家庭游、周邊休閑游等成為趨勢。在旅游產(chǎn)品方面，要組織專業(yè)旅行社和旅游線路策劃機(jī)構(gòu)進(jìn)行討論和研判，加大鄉(xiāng)村旅游、康養(yǎng)旅游、體育旅游等重點線路的開發(fā)和提升力度，推出可促進(jìn)游客身心健康的新線路，不斷適應(yīng)市場需求新變化。