主—客價值共創(chuàng)行為意向的形成機制
——基于計劃行為理論擴展模型的解釋

程衛(wèi)進，李紫薇，程 雨，劉根固，程遂營

（河南大學 文化產(chǎn)業(yè)與旅游管理學院，河南 開封 475001）

0 引言

2015 年11 月，中央財經(jīng)領導小組第十一次會議首次提出“著力加強供給側結構性改革”；2016 年1 月，國家旅游工作會議強調(diào)“大力推進旅游供給側改革”。旅游供給結構的不平衡、不合理、不能適應升級型的市場消費和多元化的市場需求等，嚴重制約了我國旅游業(yè)的持續(xù)與健康發(fā)展。因此，要不斷加快轉變旅游發(fā)展方式，全面深化旅游供給側改革，以解決旅游業(yè)發(fā)展所面臨的旅游產(chǎn)品結構和供給效率優(yōu)化、旅游市場資源配置和企業(yè)創(chuàng)新等問題［1］。有學者認為，旅游體驗、產(chǎn)業(yè)融合等是推進鄉(xiāng)村文化旅游供給側改革的切入點［2］；也有學者提出，對旅游業(yè)進行供給側改革應當注重“游客旅游體驗的基本價值和追加價值”［3］。旅游體驗價值是游客在旅行或在旅游地停留過程中感知到的總體收益，包括游客與旅游地居民、服務提供商、其他游客等共同創(chuàng)造的體驗價值［4］。在旅游需求日趨旺盛、體驗消費逐漸大眾化普及化的背景之下，提升旅游體驗價值已成為塑造旅游地核心競爭力和吸引外地游客的重要戰(zhàn)略保障。

作為旅游地的核心利益相關者，居民被認為是游客最直接接觸和對游客旅游體驗價值具有重大影響的群體［5］。旅游地居民憑借其擁有的日常生活場域、有關旅游地的信息等資源與外來游客共創(chuàng)旅游體驗價值，從而提高游客的重游意愿和推薦意愿，這對于旅游地的可持續(xù)發(fā)展具有重要的意義［6］。然而，當前有關旅游體驗價值共創(chuàng)的研究主要集中在游客與游客、游客與服務提供商之間的價值共創(chuàng)，缺乏對居民與游客價值共創(chuàng)（主——客價值共創(chuàng)）的關注［7］。Bimonte等［8］認 為，在 旅 游 發(fā) 展 過 程 中，居 民與游客具有同等重要的地位，忽略居民的作用不利于對旅游體驗價值共創(chuàng)概念內(nèi)涵及其影響機制的全面認識，也不利于旅游業(yè)的可持續(xù)發(fā)展?，F(xiàn)有研究主要從旅游發(fā)展感知視角探討主——客價值共創(chuàng)的前因，亟待增加新的預測變量和引入新的理論模型對主——客價值共創(chuàng)進行詮釋。

旅游研究領域，計劃行為理論（Theory of Planned Behavior，TPB）常常被用來解釋居民和旅游者的行為決策過程［9］。計劃行為理論模型包含了個人的意志因素（主觀規(guī)范、行為態(tài)度）和非意志因素（知覺行為控制），已被實踐證明能夠很好地解釋人類紛繁復雜的行為意向和實際行為［10］。但計劃行為理論目前仍然缺乏在主——客價值共創(chuàng)研究中的運用，且忽略了人地情感對居民行為的影響作用?；诖?，本文在計劃行為理論的基礎上納入地方依戀對研究模型進行擴展，并選取河南省開封市主城區(qū)作為案例地，分析旅游目的地居民主——客價值共創(chuàng)行為意向的影響因素和形成機制，并探究促進我國旅游供給側改革和旅游目的地可持續(xù)發(fā)展的管理啟示。

1 理論背景與模型構建

1.1 主——客價值共創(chuàng)

伴隨著大眾旅游的蓬勃發(fā)展，游客需求已經(jīng)從簡單對旅游產(chǎn)品外在功效帶來的實用價值的喜愛轉向追求更加個性化、品質化的旅游體驗享受。游客不再滿足于被動地接受旅游地提供的旅游產(chǎn)品和服務，而是希望能夠參與到旅游產(chǎn)品的開發(fā)和旅游體驗價值的創(chuàng)造過程中。旅游業(yè)是一個動態(tài)的服務網(wǎng)絡，為居民、游客、旅游企業(yè)、政府等利益相關者提供價值共創(chuàng)的機會。在這些利益相關者中，旅游地居民扮演了十分重要的角色，旅游業(yè)發(fā)展與游客旅游體驗均需要居民的熱情好客才能實現(xiàn)其價值共創(chuàng)。Sharpley［11］認為旅游的本質是游客與居民之間的互動，而這種互動體驗會影響游客的滿意度、幸福感和未來行為。在此基礎上，Lin等［5］提出了居民——游客價值共創(chuàng)的概念，徐彤等［6］將其發(fā)展為主——客價值共創(chuàng)。

主——客價值共創(chuàng)是價值共創(chuàng)理論在旅游領域內(nèi)的延伸，可以概括為旅游地居民在與游客的互動過程中為游客創(chuàng)造更高的體驗價值［12］。Lin 等［5］指出，價值共創(chuàng)主要包括3 個方面的內(nèi)容：價值共創(chuàng)平臺、價值共創(chuàng)主體和價值共創(chuàng)結果。在旅游場景中，價值共創(chuàng)平臺為旅游目的地，價值共創(chuàng)主體為游客、居民和旅游服務提供商等，價值共創(chuàng)結果為旅游體驗價值、重游意愿和推薦意愿等。主——客價值共創(chuàng)對于主、客雙方均有重要的意義。一方面，旅游地居民為游客提供交通、景點、餐廳、酒店等方面的信息，介紹本地的生活方式、民俗風情和傳統(tǒng)歷史文化等，能夠幫助游客獲得更好的旅游體驗［6］；另一方面，游客的旅游體驗需求得到滿足后會產(chǎn)生重游意愿和推薦意愿，進而為旅游地帶來持續(xù)的競爭力［13］。因此，鼓勵居民參與到游客旅游體驗價值創(chuàng)造之中是明智之舉，且勢在必行。

近年來，陸續(xù)有學者對主——客價值共創(chuàng)問題進行了研究。如，Lin等［5］實證分析了居民旅游發(fā)展感知、生活滿意度對居民——游客價值共創(chuàng)的影響；Chen等［14］考察了居民旅游發(fā)展感知、居民——游客價值共創(chuàng)、主觀幸福感的關系；徐彤等［6］探討了居民旅游發(fā)展感知、地方依戀與主——客價值共創(chuàng)意愿的關系；Lan等［7］在非物質文化遺產(chǎn)旅游背景下研究了居民旅游發(fā)展感知、情感團結對居民——游客價值共創(chuàng)的預測作用；張江馳等［15］從旅游凝視視角探究了城市邊緣型社區(qū)居民與游客的價值共創(chuàng)機制。然而，上述研究對主——客價值共創(chuàng)的探討仍然存在不足。這些研究要么基于社會交換理論，從旅游發(fā)展感知角度考察居民主——客價值共創(chuàng)的外在動因，要么從生活滿意度、情感團結、地方依戀等層面探討居民主——客價值共創(chuàng)的內(nèi)部動機，而居民主——客價值共創(chuàng)意愿的形成是一個復雜的過程，需要一個較為完整的理論框架對其進行詮釋。鑒于此，本文結合計劃行為理論和地方依戀理論，探索旅游地居民主——客價值共創(chuàng)行為意向的形成機制，以期進一步深化和拓展主——客價值共創(chuàng)理論。

1.2 計劃行為理論與主——客價值共創(chuàng)

計劃行為理論來源于理性行為理論（Theory of Reasoned Action，TRA），是預測和解釋個體行為的基礎理論之一。TRA 假設個體的主觀規(guī)范（Subjective Norms，SN）和 行 為 態(tài) 度（Attitude Towards Behaviour，ATB）能夠影響其行為意向（Behavioral Intention，BI），行為意向進一步驅動個體行為［16］。在大多數(shù)情況下，個體的行為意向和實際行為并不完全由主觀意志決定，還會受到能力、時間、資源、機會等非意志因素的影響。為了突破這一局限，Ajzen［10］增加了知覺行為控制（Perceived Behavioural Control，PBC）變量，進而形成計劃行為理論。

計劃行為理論認為，個體意欲采納某一行為的程度（即行為意向）在該模型中處于核心地位，且受到主觀規(guī)范、知覺行為控制和行為態(tài)度的驅動［17］。在主——客互動情境下，主觀規(guī)范是旅游地居民對是否參與游客旅游體驗價值共創(chuàng)所感受到的社會壓力，這種壓力主要來自于周圍的參照人群，如家人、朋友、同事等［18］；知覺行為控制是旅游地居民意圖與游客共創(chuàng)旅游體驗價值而感知到的可能存在的困難，反映了居民實施該行為受制于能力、時間、資源、機會等非意志因素的程度［17］。主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度則是旅游地居民對參與游客旅游體驗價值共創(chuàng)這一行為有利或不利的評價［16］。主——客價值共創(chuàng)行為意向是旅游地居民對參與游客旅游體驗價值共創(chuàng)這一行為的考量，體現(xiàn)在居民為幫助游客獲得更好的旅游體驗所愿意付出的努力程度［19，20］。當前，計劃行為理論已經(jīng)被廣泛應用于社會科學的各個研究領域，在旅游研究中，它也被普遍用來分析旅游者的目的地決策行為、文明旅游行為、自行車旅游行為、出境游行為、游憩休閑行為等［21］。近年來，已有學者將計劃行為理論運用到對顧客或游客價值共創(chuàng)行為的闡釋當中。如，Xiao 等［22］使用計劃行為理論探索了服務業(yè)中顧客與企業(yè)價值共創(chuàng)行為的機制；左湘［23］借助計劃行為理論探究了游客參與體驗價值共創(chuàng)行為的過程。但計劃行為理論在旅游地居民主——客價值共創(chuàng)意向形成機制中的應用尚處于空白狀態(tài)。

根據(jù)計劃行為理論，個體的行為意向受到主觀規(guī)范、知覺行為控制和行為態(tài)度的驅動。換言之，更強的主觀規(guī)范、知覺行為控制和更加積極的行為態(tài)度會顯著增強個體實施某一行為的意向［24］。另外，主觀規(guī)范和知覺行為控制還對行為態(tài)度具有顯著的影響作用，并通過行為態(tài)度對行為意向產(chǎn)生間接影響。如，厲新建等［20］、張圓剛等［21］分別發(fā)現(xiàn)主觀規(guī)范和知覺行為控制對虛擬旅游者態(tài)度、鄉(xiāng)村旅游者態(tài)度具有顯著的正向影響；劉佳等［25］的研究顯示，行為態(tài)度在主觀規(guī)范、知覺行為控制與旅游者游艇旅游行為意向之間具有顯著的中介作用；Zhang等［26］證實鄉(xiāng)村旅游者行為態(tài)度中介了主觀規(guī)范、知覺行為控制對鄉(xiāng)村旅游行為意向的影響。這些實證研究表明：一方面，計劃行為理論模型中的變量存在積極的關系，通常是主觀規(guī)范、知覺行為控制、行為態(tài)度與行為意向存在正向關聯(lián)，行為態(tài)度在主觀規(guī)范、知覺行為控制與行為意向之間存在中介作用；另一方面，計劃行為理論模型中各變量的假設關系可運用到不同的旅游研究情境。現(xiàn)有研究已經(jīng)證明了計劃行為理論變量假設關系在顧客價值共創(chuàng)和旅游體驗價值共創(chuàng)情境下的適用性［22，23］。本文推測計劃行為理論模型中各變量的假設關系在主——客價值共創(chuàng)情境下同樣適用，據(jù)此提出以下假設：假設H1：主觀規(guī)范顯著正向影響主——客價值共創(chuàng)行為意向；假設H2：知覺行為控制顯著正向影響主——客價值共創(chuàng)行為意向；假設H3：主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度顯著正向影響主——客價值共創(chuàng)行為意向；假設H4：主觀規(guī)范顯著正向影響主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度；假設H5：知覺行為控制顯著正向影響主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度；假設H6：主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度在主觀規(guī)范與主——客價值共創(chuàng)行為意向之間具有顯著的中介作用；假設H7：主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度在知覺行為控制與主——客價值共創(chuàng)行為意向之間具有顯著的中介作用。

1.3 地方依戀與主——客價值共創(chuàng)

地方依戀（Place Attachment）起源于環(huán)境心理學，是人與地方在互動的過程中逐漸建立起來的情感聯(lián)系［27］。作為探究人——地關系的重要理論，地方依戀在旅游研究中已經(jīng)得到普遍的應用。由于計劃行為理論模型在解釋居民或旅游者行為時忽略了地方情感的影響作用，地方依戀也經(jīng)常被研究者用來擴展計劃行為理論模型，如Anton 等［28］、周玲強等［29］將地方依戀添加到計劃行為理論模型中，有效提高了模型的解釋能力。

地方依戀通常被認為是由地方依賴（Place Dependence，PD）和地方認同（Place Identification，PI）構成的二維結構［30］。其中，地方依賴是個人對地方的功能性依戀，當?shù)胤教峁┝藵M足個人需求的相關條件，并允許個人達成其目的時，個人便會形成對地方的依賴；地方認同屬于個人對地方的情感性依戀，反映了個人在心理上賦予地方的象征意義，一但形成地方認同，個人便會把地方視為自我身份的一部分，其自尊、歸屬感和自我效能感等都會得到增強［28］。在現(xiàn)有研究中，已有少數(shù)學者從旅游者層面探討了地方依戀與價值共創(chuàng)的關系［31］，或從居民視角考察地方依戀對價值共創(chuàng)行為的驅動效應［6，15］。然而，目前有關地方依戀與主——客價值共創(chuàng)關系的研究文獻仍然比較有限，二者之間的關系也不夠明晰。一些學者的研究顯示地方依賴、地方認同均與主——客價值共創(chuàng)呈正相關關系［32］，而另一些學者卻發(fā)現(xiàn)僅有地方認同對主——客價值共創(chuàng)的影響顯著［6］。出現(xiàn)這種不一致現(xiàn)象既緣于研究群體的差異性，也有可能是地方依戀對主——客價值共創(chuàng)的影響效應受到其他因素的干擾。因此，需要進一步針對不同群體檢驗地方依戀與主——客價值共創(chuàng)的關系，以探究地方依戀在與其他變量共同作用于主——客價值共創(chuàng)時的效應值情況。

旅游地居民的地方依戀是居民與周圍環(huán)境長期相互作用而形成的相對穩(wěn)定的情感，情感上的認同和歸屬是促使居民采取特定行為的重要前提和基礎。眾多研究發(fā)現(xiàn)，居民對地方的依戀情感能夠顯著影響其對旅游業(yè)發(fā)展的態(tài)度和支持行為。如，唐文躍等［33］認為，居民對鄉(xiāng)村旅游地的地方依戀與其資源保護態(tài)度有著顯著的正相關關系；蔡溢等［34］指出，少數(shù)民族村寨居民的地方依戀是其文化保護態(tài)度的前因。旅游地居民的地方依戀程度越高，對發(fā)展旅游的態(tài)度就越積極，這些積極態(tài)度進一步體現(xiàn)在對旅游業(yè)發(fā)展的支持行為上，如歡迎游客到來并友善對待他們［35］。主——客價值共創(chuàng)本質上屬于居民對當?shù)芈糜螛I(yè)發(fā)展的一種支持行為，其核心在于幫助游客獲得更好的旅游體驗，以實現(xiàn)旅游地的可持續(xù)發(fā)展［5］。當居民對旅游地持較為強烈的地方依戀時，其對參與主——客價值共創(chuàng)的態(tài)度會更加積極，進而也更愿意傾注更多的時間、精力和資源等參與主——客價值共創(chuàng)，支持當?shù)芈糜螛I(yè)發(fā)展［6，15］。據(jù)此，本文提出以下假設：假設H8：地方依賴顯著正向影響主——客價值共創(chuàng)行為意向；假設H9：地方認同顯著正向影響主——客價值共創(chuàng)行為意向；假設H10：地方依賴顯著正向影響主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度；假設I11：地方認同顯著正向影響主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度；假設H12：主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度在地方依賴與主——客價值共創(chuàng)行為意向之間具有顯著的中介作用；假設H13：主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度在地方認同與主——客價值共創(chuàng)行為意向之間具有顯著的中介作用。

1.4 理論模型構建

基于計劃行為理論，模型和上述研究假設，本文構建了關于旅游地居民主——客價值共創(chuàng)行為意向的結構關系模型，如圖1 所示。

圖1 研究理論模型Figure 1 Research theoretical model

2 研究設計

2.1 案例地選擇

開封市坐落于黃河中下游平原東部，地處河南省中東部，是首批國家歷史文化名城和中原經(jīng)濟區(qū)核心城市之一。開封市現(xiàn)轄龍亭區(qū)、祥符區(qū)、順河回族區(qū)、禹王臺區(qū)、鼓樓區(qū)、城鄉(xiāng)一體化示范區(qū)和蘭考縣、通許縣、杞縣、尉氏縣，總面積6266km2。開封市歷史文化底蘊深厚、旅游資源豐富，目前擁有國家5A級和4A級旅游景區(qū)10 家、全國重點文物保護單位24 處。除了悠久的歷史以外，開封市還擁有久負盛名的節(jié)事活動和數(shù)不勝數(shù)的特色美食。開封市每年都會舉辦“清明文化節(jié)”“菊花文化節(jié)”等國際性節(jié)事活動，吸引了無數(shù)國內(nèi)外游客；同時，灌湯包、鯉魚焙面、汴京烤鴨、開封鍋貼等地道美食令眾多外地食客慕名前來。大量游客的涌入為開封市經(jīng)濟發(fā)展注入了勃勃生機，使旅游業(yè)在開封市國民經(jīng)濟體系中占據(jù)重要的地位。根據(jù)《開封市A 級旅游景區(qū)名錄》，開封的重點景區(qū)（如清明上河園、開封府、鐵塔公園、萬歲山、大宋武俠城等）集中分布在主城區(qū)。通常情況下，開封主城區(qū)主要包括龍亭區(qū)、鼓樓區(qū)、順河回族區(qū)、禹王臺區(qū)、祥符區(qū)［36］，而最新成立的城鄉(xiāng)一體化示范區(qū)歸龍亭區(qū)建制，故本文將其視為龍亭區(qū)的一部分。綜上，本文選取由龍亭區(qū)、鼓樓區(qū)、順河回族區(qū)、禹王臺區(qū)、祥符區(qū)構成的開封市主城區(qū)作為研究案例地。

2.2 問卷設計

調(diào)查問卷主要由兩個部分構成：第一部分為基本人口學統(tǒng)計信息，包括性別、年齡、受教育程度、職業(yè)、家庭人均月收入、居住地；第二部分為變量測量量表，包括主觀規(guī)范、知覺行為控制、主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度、地方依賴、地方認同、主——客價值共創(chuàng)行為意向。各變量均采用李克特7 級量表進行測量，1——7 分別表示“非常不同意——非常同意”。變量測量題項均來自于現(xiàn)有成熟量表，并結合具體情境進行適當調(diào)整，以保證問項更加符合研究實際。其中，主觀規(guī)范、知覺行為控制、主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度參 考 了 凌 歡 等［37］、田 澤 民 等［38］和 王 昶 等［39］的研究；地方依賴和地方認同沿用了王雪等［40］的研究；主——客價值共創(chuàng)行為意向則借鑒了Lin 等［5］、徐彤等［6］和Lan等［7］的研究。量表內(nèi)容詳見表1。

表1 變量測量題項及描述性統(tǒng)計結果Table 1 Variable measurement items and descri ptive statistical results

2.3 數(shù)據(jù)收集

在正式調(diào)查之前，課題組成員對開封市主城區(qū)居民進行了預調(diào)查。預調(diào)查一共發(fā)放了100 份調(diào)查問卷并全部回收，其中，有效問卷為92 份。對有效調(diào)查問卷的分析結果顯示，主觀規(guī)范、知覺行為控制、主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度、地方依賴、地方認同、主——客價值共創(chuàng)行為意向的Cronbach′sα值依次為0.924、0.878、0.929、0. 851、0. 882、0.967，均 大 于0.7，且各構念測量題項的因子載荷值皆大于0.5，且在0.001 水平下顯著，表明研究量表具有較好的信度和效度。正式調(diào)查于2021 年7 月20 日至8 月31日分批在開封市主城區(qū)進行，根據(jù)各區(qū)域的面積大小，分別在祥符區(qū)、龍亭區(qū)、順河回族區(qū)、鼓樓區(qū)、禹王臺區(qū)實地發(fā)放130 份、120 份、100 份、100 份、100 份調(diào)查問卷，共計550 份調(diào)查問卷。剔除信息不完整等無效調(diào)查問卷后，最終得到有效問卷501 份，有效率為91.09%。需要指出的是，課題組成員在發(fā)放問卷前均向受訪者解釋了何為“旅游體驗價值共創(chuàng)”，并列舉了實際的例子，在受訪者充分理解該概念的前提下才繼續(xù)開展調(diào)研。

3 結果及分析

3.1 樣本基本特征和變量描述性分析

有效樣本的基本特征具體如表2 所示。

表2 樣本基本信息統(tǒng)計結果（N=501）Table 2 Statistical results of sample basic information（N=501）

從性別上看，男女比例比較均衡，其中：男性占比為46.51%，女性占比為53.49%；樣本的年齡集中分布于18——44 歲之間，占比達77.85%；受教育程度普遍較高，擁有大專及以上學歷的樣本占比為62.47%；家庭人均月收入集中于2001——5000 元之間，占比為63.47%；來自于祥符區(qū)、龍亭區(qū)、順河回族區(qū)、鼓樓區(qū)、禹王臺區(qū)的樣本依次占比為22.36%、21.56%、18.76%、19.16%、18.16%。主觀規(guī)范、知覺行為控制、主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度、地方依賴、地方認同、主——客價值共創(chuàng)行為意向6 個構念的總體體均值都超過了5，其中，主——客價值共創(chuàng)行為意向的總體均值高達6.247，表明開封市主城區(qū)居民具有強烈的主——客價值共創(chuàng)意愿。

3.2 測量模型分析

本文運用Amos22.0 軟件構建圖1 對應的測量模型。從整體擬合優(yōu)度來看，χ2/df = 3.221 ＜5，RMSEA =0.067 ＜0.08，RMR = 0.044 ＜0.05，GFI =0.887 ＜0.9，CFI = 0.958 ＞0.9，IFI = 0.958 ＞0.9，TLI =0.950 ＞0.9，NFI =0.940 ＞0.9，RFI =0.929 ＞0.9。GFI 略小于0.9，但Bentler［41］認為當CFI ＞0.9時，GFI的閾值可以調(diào)整為0.85。因此，測量模型的各項擬合指標均達到了最低標準，表明測量模型與數(shù)據(jù)擬合效果較好。各構念的組合信度CR 介于0.846——0.962 之間，大于0.7；Cronbach′sα值介于0.829——0.962 之間，大于0.7，說明量表的信度較高，測量模型具有較好的穩(wěn)定性［42］（表3）。各構念測量題項的標準化因子載荷介于0.669——0.939 之間，大于0.5；平均方差抽取量AVE 介于0.649——0.853之間，大于0.5，表明各構念的收斂效度得到了滿足［43］。在區(qū)分效度上，各構念的AVE平方根均大于任意兩個構念之間的相關系數(shù)（表4），反映了構念之間的區(qū)分效度良好，可以繼續(xù)進行結構方程模型分析［44］。

表3 驗證性因子分析結果Table 3 Confirmatory factor analysis results

（續(xù)表3）

表4 區(qū)分效度檢驗結果Table 4 Test results of discriminant validity

3.3 結構關系初始模型檢驗與修正

本文使用極大似然法對結構關系初始模型進行參數(shù)估計，但該結構關系初始模型的大多數(shù)擬合指標并未達到Bentler 的推薦閾值［41］。為了使結構關系初始模型更好地與樣本數(shù)據(jù)擬合，本文參照邱宏亮的研究［45］，并結合潛變量之間的殘差修正指數(shù)，建立主觀規(guī)范、地方依賴、地方認同、知覺行為控制之間的關聯(lián)，并構建新的結構關系模型。通過對比發(fā)現(xiàn)，修正模型的各項擬合指標均優(yōu)于初始模型（表5），且符合標準，說明修正后新的關系模型與樣本數(shù)據(jù)擬合較好。

表5 初始假設模型與修正模型的擬合度比較Table 5 Comparison of the fitting degree between the initial assumption model and the modifi ed model

依據(jù)修正后新的關系模型的輸出結果，本文整理得到最終的結構關系模型，具體如圖2 所示。假設檢驗結果顯示（表6），除假設H2、假設H8、假設H11被拒絕之外，其他假設都通過了檢驗。具體表現(xiàn)在：主觀規(guī)范、主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度、地方認同對主——客價值共創(chuàng)行為意向具有顯著的正向影響（β=0.167，p ＜ 0. 001；β = 0. 654，p ＜ 0. 001；β=0.195，p ＜0.01），因此假設H1、假設H3、假設H9成立；主觀規(guī)范、知覺行為控制、地方依賴對主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度具有顯著的正向影響（β=0.393，p ＜0.001；β = 0. 208，p ＜ 0. 001；β = 0. 316，p ＜0.001），因此假設H4、假設H5、假設H10得到支持；知覺行為控制（β= -0.047，p ＞0.05）、地方依賴（β= -0.210，p ＞0.05）對主——客價值共創(chuàng)行為意向的影響、地方認同（β= 0.051，p ＞0.05）對主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度的影響不顯著（p ＞0.05），因此假設H2、假設H8、假設H11未獲得支持。

圖2 修正后的結構關系模型檢驗結果Figure 2 Test results of modified structural relationship model

表6 假設檢驗結果Table 6 Hypothesis test results

3.4 中介效應檢驗

本文采用Bootstrap法檢驗主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度的中介效應。Bootstrap 法是目前使用比較廣泛和被認為是最有效的中介效應檢驗手段，其檢驗標準是：若95%的置信區(qū)間不包括0，則中介效應成立，否則中介效應不成立［46］。運用Amos22.0 軟件，設置重復抽樣次數(shù)為5000 次，置信區(qū)間為95%，旅游地居民主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度中介效應檢驗結果如表7 所示。

從表7 可見，旅游地居民主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度在主觀規(guī)范、知覺行為控制、地方依賴與旅游地居民主——客價值共創(chuàng)行為意向之間均存在顯著的中介效應，Percentile 95%置信區(qū)間和Bias - corrected 95%置信區(qū)間內(nèi)均不包含0，對應的標準化效應值依次為0.257、0.136、0.206，假設H6、假設H7、假設H12成立。然而，旅游地居民主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度在地方認同與旅游地居民主——客價值共創(chuàng)行為意向之間的中介效應不顯著，Percentile 95%置信區(qū)間和Bias- corrected 95%置信區(qū)間內(nèi)均包含0，因此假設H13被拒絕。

表7 中介效應檢驗結果Table 7 Intermediary effect test results

4 結論與啟示

4.1 結論

本文以計劃行為理論為基礎框架，進一步納入地方依戀對研究模型進行了擴展，嘗試從意志、非意志、地方情感3 個層面探究旅游地居民主——客價值共創(chuàng)行為意向的影響因素及形成機制。主要結論如下：主觀規(guī)范、地方認同、主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度顯著正向影響主——客價值共創(chuàng)行為意向；主觀規(guī)范、地方依賴、知覺行為控制顯著正向影響主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度；主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度在主觀規(guī)范、地方依賴、知覺行為控制與主——客價值共創(chuàng)行為意向之間具有顯著的中介作用；在相同情境下，主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度（β= 0.654，p ＜0.001）對主——客價值共創(chuàng)行為意向的預測作用遠遠超過主觀規(guī)范（β= 0. 167，p ＜0. 001）和 地 方 認 同（β= 0. 195，p ＜0.01），這說明主觀意志仍然是旅游地居民參與主——客價值共創(chuàng)的主要驅動因素。

4.2 理論貢獻

第一，本文驗證了計劃行為理論在旅游地居民主——客價值共創(chuàng)情境中的適用性。以往以計劃行為理論為框架的研究主要從顧客或游客等視角探討價值共創(chuàng)行為［22，23］，而本文則創(chuàng)造性地將計劃行為理論運用到旅游地居民主——客價值共創(chuàng)研究當中，不但有效拓展了計劃行為理論的應用范疇，而且也為居民主——客價值共創(chuàng)行為提供了的新的理論解釋框架。研究結論表明，主觀規(guī)范、主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度對主——客價值共創(chuàng)行為意向具有顯著的正向影響，知覺行為控制對主——客價值共創(chuàng)行為意向的影響不顯著，該結論與Park 等［47］的研究相似，但與Lam等［48］、Wu等［49］的研究并不完全一致。實際上，Ajzen［10］曾指出主觀規(guī)范、知覺行為控制和行為態(tài)度能否用來解釋行為意向在不同研究情境和行為場景中會得到不同的結果。石京等［50］也發(fā)現(xiàn)，在不同國家、不同類型活動的研究中，計劃行為理論變量之間的影響關系和顯著性水平也不盡相同，這與特定的歷史文化特征和行為特征緊密聯(lián)系，表明計劃行為理論能夠有效解釋人類行為產(chǎn)生的驅動力，且能夠比較分析不同條件下的行為機制。此外，本文還發(fā)現(xiàn)主觀規(guī)范、知覺行為控制對行為態(tài)度具有顯著的正向影響，該結論與厲新建等［20］、張圓剛等［21］學者的研究相互印證。本文的研究結論也進一步支持了劉佳等［25］、Zhang等［26］的研究，他們認為行為態(tài)度在主觀規(guī)范、知覺行為控制與行為意向之間起到了中介作用。在本文中，雖然知覺行為控制對行為意向的影響不顯著，但是能夠通過行為態(tài)度對行為意向產(chǎn)生間接影響，說明旅游地居民的主——客價值共創(chuàng)行為意向既能夠由主觀規(guī)范、行為態(tài)度等主觀意志因素直接驅動，也受到諸如能力、時間、機會等非意志因素的間接影響。

第二，本文將地方依戀整合到TPB 模型中，不但再次證實了地方情感對旅游地居民主——客價值共創(chuàng)行為的預測作用，而且有效提高了模型的解釋能力，有助于深化對居民主——客價值共創(chuàng)行為的認識。在已有主——客價值共創(chuàng)研究文獻中，學者們多從旅游發(fā)展感知的角度討論居民主——客價值共創(chuàng)的驅動機制［5-7］，認為物質利益是居民參與主——客價值共創(chuàng)的基礎和前提。也有學者從地方情感［12］和旅游凝視［15］視角剖析了居民主——客價值共創(chuàng)形成的人際影響機制和情感機制，增加了居民主——客價值共創(chuàng)的預測維度。但是，這些研究要么忽略了地方情感在居民行為產(chǎn)生中的關鍵作用，要么沒有看到極易影響居民行為決策的時間、資源、機會等客觀因素、參照群體壓力和行為態(tài)度評價等。本文將地方依戀整合到計劃行為理論模型中，以探究旅游地居民主——客價值共創(chuàng)行為意向的形成機制，研究發(fā)現(xiàn)地方認同顯著正向影響居民主——客價值共創(chuàng)行為意向，地方依賴則通過主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度對居民主——客價值共創(chuàng)行為意向產(chǎn)生間接影響。該結論與徐彤等［6］的研究結果相似，即地方認同能夠直接預測居民主——客價值共創(chuàng)，而地方依賴需要通過某些傳導機制才能發(fā)揮效用。因此，本文不但在某種意義上進一步擴充了地方情感與旅游地居民主——客價值共創(chuàng)行為之間的中介變量，而且在一定程度上也突破了以往單純從利益交換視角、人際關系視角或地方情感視角考察居民主——客價值共創(chuàng)行為的研究局限，有助于較為全面地理解和認識居民主——客價值共創(chuàng)行為。

4.3 實踐啟示

首先，充分重視居民及其參照群體的主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度。相較于通過“管理制度”促使居民參與主——客價值共創(chuàng)，引導和培育居民自發(fā)形成主——客價值共創(chuàng)意識在理論上能夠更好地應對旅游發(fā)展中的社區(qū)參與問題。旅游地政府、景區(qū)管理人員等應大力宣傳主——客價值共創(chuàng)的內(nèi)涵和意義，鼓勵和引導居民以正確的方式與外來游客共創(chuàng)旅游體驗價值。同時，充分發(fā)揮主觀規(guī)范的作用，通過營造良好社會氛圍、社區(qū)氛圍和家庭氛圍等增進居民主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度。

其次，積極搭建主——客互動平臺，為居民參與游客旅游體驗價值共創(chuàng)提供機會。調(diào)研結果表明，受訪者的“主——客價值共創(chuàng)行為態(tài)度”和“主——客價值共創(chuàng)行為意向”的得分較高，而“知覺行為控制”的得分較低，反映了案例地受訪者雖然主——客價值共創(chuàng)態(tài)度和意愿都比較強烈，但是缺乏相應的資源、機會和平臺等。因此，旅游地政府、景區(qū)管理人員等應搭建相關平臺，以方便居民與外來游客接觸互動，共創(chuàng)旅游體驗價值。如，在景區(qū)、社區(qū)等地適量增設文化交流中心、游客咨詢處，聘請當?shù)鼐用褡鳛橐痪€服務人員，同時加強對居民的培訓，不斷提高他們與游客共創(chuàng)旅游體驗價值的能力。此外，還可以舉辦各種凸顯地方文化特色的旅游節(jié)慶活動，增加居民與游客接觸的機會。

第三，不斷強化居民的地方依戀，從地方情感上增強居民的主——客價值共創(chuàng)意愿。旅游地管理部門可通過加強居民的歷史文化教育、培育居民地方文化認同感和自豪感、提高公共服務水平、完善社會保障、改善衛(wèi)生環(huán)境等手段強化居民的地方認同感和依賴感，進而提高主——客價值共創(chuàng)行為意向，促進旅游業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

4.4 局限與展望

本文為探究旅游地居民主——客價值共創(chuàng)行為意向的驅動因素和形成機制提供了新的理論視角和模型框架，但也存在不足之處：①只選取了開封市主城區(qū)作為案例地，研究結果的普適性有待進一步檢驗，未來可選擇多個案例地進行橫向比較研究和縱向追蹤研究，以提高研究效度。②將地方依戀納入計劃行為理論模型中，對該理論模型進行了擴展，雖然能夠從主觀意志、非主觀意志和地方情感3 個方面預測居民的主——客價值共創(chuàng)行為意向，但是還不夠全面，應在此基礎上繼續(xù)添加內(nèi)外部變量，進一步增強模型的預測和解釋能力。③使用單一維度對主——客價值共創(chuàng)行為意向進行測量，測量結果不夠精細化，未來可參考對顧客、游客等群體的測量量表進一步細分維度，并檢驗各個預測變量對每個維度的影響。另外，已有學者研究了主——客價值共創(chuàng)的結果（主觀幸福感）［14］，居民的主——客價值共創(chuàng)行為能否直接影響游客滿意度、重游意愿和推薦意愿等有待進一步探索。