旅游感知制約對出游行為的影響機理

周美靜， 鄧昭明， 許春曉

（1.中南大學商學院，湖南長沙410083； 2.中國科學院地理科學與資源研究所，北京100101；3.湖南師范大學旅游學院，湖南長沙410081）

一、引言

休閑旅游作為現(xiàn)代人的一種重要生活方式，有助于促進人類健康、提升居民生活幸福感、滿足人民群眾對美好生活的向往[1，2]。然而，在現(xiàn)實生活中，受某些條件的限制，人們通常無法“任性”地出游。那么，是哪些因素制約了居民出游行為，又如何破除這些制約因素，從而促進居民出游行為的形成呢？本文基于旅游感知制約視角探討居民出游行為的阻礙與疏通機制。

有關休閑及旅游制約的研究始于20世紀80年代。北美地區(qū)學者最先關注到休閑制約的現(xiàn)象。早期研究基于“偏好-制約-參與”的假設，認為制約因素會限制休閑參與，并且難以克服[3]。20世紀80年代后期，Crawford和Godbey[4]提出了個體（Intrapersonal）、人際（Interpersonal） 和結構（Structural）三維休閑制約模型，并指出休閑制約不僅影響休閑參與，還影響休閑偏好。20世紀90年代，一個新的思考維度——制約協(xié)商策略（Constraints Negotiation Strategies）進入研究者視野。Jackson等[5]認為制約不一定導致個體放棄休閑參與，他們會視情況采取協(xié)商策略以達成心愿。21世紀初，旅游研究領域開始借鑒休閑研究成果，探討旅游決策過程中的制約因素問題。旅游感知制約的研究對象涉及一般旅游活動、特定人群和特種旅游活動。金錢、時間、物質和心理成本、年齡和健康狀況都為可能的制約因素[6-8]。Pennington-Gray等[9]研究得出三維休閑制約模型同樣適用于基于自然的旅游活動（觀鳥、徒步等）。

隨著研究的推進，學者們將休閑制約的研究逐漸拓展到休閑與旅游研究領域，進而調查了國內老年人、女性或特定旅游行為群體的旅游感知制約及其關聯(lián)性因素[10-12]，也有基于全國樣本的國民休閑制約調查分析[13]。李享等[10]得出北京市中老年人出國旅游最重要的制約因素為心理安全。宋瑞和沈向友[13]指出中國居民面臨來自7個方面的休閑制約，并在環(huán)境、他人態(tài)度和家庭支持等方面表現(xiàn)出中國特色。Gao和Kerstetter[14]使用深度訪談法揭示了中國老年女性的旅游感知制約因素和旅游協(xié)商策略。Ying和Terry[15]同樣采用訪談方法得出挪威的中國留學生的旅游感知制約包括缺乏信息和設備以及缺乏技能而導致的風險感知等，此外，他們還總結出感知制約影響旅游活動的類型、頻率和目的地的選擇，但它們不會阻止旅行和旅游活動的參與，因為部分制約因素產(chǎn)生效應取決于個體協(xié)商阻礙的意愿和動機。Wen等[16]發(fā)現(xiàn)中國老年人出境游客的個別旅游感知制約因素（如感知無能）顯著增加了習得性無助（learned helplessness），而制約協(xié)商可以減少習得性無助。Dale和Ritchie[17]發(fā)現(xiàn)人際約束對計劃的或實際的研學旅游行為具有重要影響。

總體而言，國內外關于休閑與旅游感知制約的研究已在基本概念界定和構成維度方面取得了不少進展，研究主題日趨廣泛，并呈現(xiàn)出由現(xiàn)象描述向機制與過程探究的趨勢[18]。然而，基于感知制約視角的居民出游行為形成機理尚缺少系統(tǒng)探索和深入闡釋。因此，本研究擬從旅游感知制約角度出發(fā)，基于態(tài)度理論和制約協(xié)商理論，構建感知制約-制約協(xié)商策略-出游行為的概念模型，選擇代表性城市收集數(shù)據(jù)，探索城市居民出游行為的阻礙及疏通機理，給旅游行業(yè)管理者和政策制定者提供理論借鑒。

二、研究假設

（一）旅游感知制約

在休閑研究中，感知制約是指限制或阻止居民參與、享受休閑旅游的因素[19]。本文將旅游者在出游決策過程中感知到的制約因素定義為旅游感知制約。McGuire[20]識別出時間、社交、健康等5種因素制約了45歲以上群體的出游行為。Gilbert和Hudson[21]發(fā)現(xiàn)時間、家庭、經(jīng)濟等因素制約了滑雪愛好者出游。Lee等[22]發(fā)現(xiàn)旅游制約加強了殘疾人的習得性無助，進而降低出游意向。Hung和Petrick[23]則證實旅游感知制約程度越大，旅游者選擇游輪旅游的意向越低。此外，Gu[24]得出感知制約負向影響國民出境旅游行為。綜上，提出以下研究假設：

H1a：旅游感知制約對出游行為有顯著的負向影響

（二）旅游態(tài)度

態(tài)度理論是社會心理學的重要理論，常應用于行為的解釋性研究。態(tài)度被證實對個體行為（意圖）產(chǎn)生影響[25]。在消費者行為學中，態(tài)度指消費者對客體、屬性和利益的情感反應。Boninger等[26]指出人們感知到事物對自身有利或與自身直接相關時，他們對事物的重要性感知程度便越高，態(tài)度越積極。學者們還發(fā)現(xiàn)態(tài)度與個體對旅游價值和意義的感知密切相關，并影響旅游決策行為[27，28]。因此，態(tài)度理論是連接感知制約與出游行為的理論基礎。

感知制約阻礙旅游和休閑偏好的形成，從而進一步降低旅游和休閑的參與度與滿意度。Chen和Petrick[29]發(fā)現(xiàn)旅游感知制約對于旅游的重要性感知有負向影響。運用計劃行為理論，Lam和Hsu[27]認為某些制定好的計劃最終沒有實行的原因通常源于由制約因素構成或引致的控制信念。

在消費者行為學領域，態(tài)度一直被認為是消費行為的前因[30，31]，態(tài)度能夠預測潛在行為和實際行為[32]，并可以直接影響行為[33]。Dodd[34]和Leonidou等[35]在旅游領域證明了積極的態(tài)度有助于促成出游行為。據(jù)此，提出以下研究假設：

H1b：旅游感知制約對旅游態(tài)度有顯著的負向影響

H2a：旅游態(tài)度對居民的出游行為有顯著的正向影響

（三）旅游態(tài)度表現(xiàn)行為

旅游態(tài)度表現(xiàn)行為（Attitude-Expressive Behaviors）是指由態(tài)度驅動的行為表現(xiàn)。具有更積極的態(tài)度表現(xiàn)行為的人群對于態(tài)度相關的信息表現(xiàn)出更濃厚的興趣。Ajzen等[32]指出，當個人對行為的態(tài)度越積極，其行為意圖越強烈。Visser等[36]也發(fā)現(xiàn)態(tài)度有可能促使個人表達自己的態(tài)度并引發(fā)某些行為（信息關注、話題討論等），且行為表現(xiàn)越強烈，越能推動個體實踐該行為。Chen和Petrick[37]將旅游態(tài)度表現(xiàn)行為解釋為“旅游者對旅游經(jīng)歷的討論和對旅游信息的興趣”。他們發(fā)現(xiàn)旅游感知制約對這兩項表現(xiàn)行為均有負向影響，但旅游的感知重要性（態(tài)度的構成因素之一）對表現(xiàn)行為有正向影響，而表現(xiàn)行為正向影響旅游行為。據(jù)此，提出以下研究假設：

H1c：旅游感知制約對旅游態(tài)度表現(xiàn)行為有顯著的負向影響

H2b：旅游態(tài)度對旅游態(tài)度表現(xiàn)行為有顯著的正向影響

H3：旅游態(tài)度表現(xiàn)行為對出游行為有顯著的正向影響

（四）制約協(xié)商策略

與態(tài)度理論相同，制約協(xié)商是解釋出游行為的另一條重要理論線索。個體為參與休閑旅游活動而努力克服旅游制約的現(xiàn)象稱為制約協(xié)商[5]，所采取的策略即為制約協(xié)商策略。制約協(xié)商理論表明，感知制約是否阻礙休閑或旅游行為取決于制約是否能被成功協(xié)商。因而，制約協(xié)商策略被認為是感知制約和旅游行為之間的中介變量，Hung和Petrick[38]針對游輪旅游者的研究證實了這一觀點。

具體而言，感知制約可使個體觸發(fā)協(xié)商機制，調動協(xié)商資源，以降低制約對旅游休閑活動的負向影響。殘疾人為了實現(xiàn)出游會采取調整行程、尋找旅行同伴和使用輔助設備等制約協(xié)商策略[39]。因此，制約協(xié)商策略能夠提高休閑和旅游參與度[40]。Shaw等[41]發(fā)現(xiàn)即使休閑制約存在，加拿大居民也能夠采取相應策略保持一定程度的休閑參與。制約協(xié)商策略可以通過減少感知制約來降低個人的不適感，從而縮小旅游態(tài)度與出游行為之間的差距[17]。據(jù)此，本文提出以下研究假設：

H1d：旅游感知制約對制約協(xié)商策略有顯著正向影響

H4：制約協(xié)商策略對出游行為有顯著正向影響

基于以上研究假設，本研究構建如圖1的概念模型。

三、研究設計

（一）變量測量

旅游感知制約從個體、人際和結構制約3個維度進行衡量，個體制約是指個體心理狀況和條件，包括個人因素、態(tài)度、宗教信仰、情緒等；人際制約包括個體與其他成員（同事、朋友和家人等）之間的社會互動因素；結構制約包括金錢、時間和機會方面的因素。測試語句來自Nyaupane等[42]的研究，并增設與工作、體力和放松有關的3項指標。在增設的指標中，與工作相關的指標來自Gilbert和Abdullah[43]，屬于結構制約維度。與體力和放松有關的2項指標來自Van Heck和Vingerhoets[44]，屬于個體制約維度。3個測項的補充使得量表更為全面。

制約協(xié)商策略通過改編Loucks-Atkinson和Mannel[45]的休閑制約協(xié)商策略量表進行測量，包括改變人際關系、加強時間管理和提升經(jīng)濟管理3個維度，共8條測量語句。改變人際關系維度通過“我會尋找年齡相仿的人一起去”和“我會尋找有共同愛好的人一起去”2條測項來測量；“加強時間管理”維度的測量語句包括:“我會根據(jù)自己的空余時間考慮是否出游”“努力提前做好事情，以便有時間出去旅游”和“提前計劃好事情”；“提升經(jīng)濟管理”維度的測試語句為:“事先將旅游的預算攢出來”“減少其他項目的開支以便出去旅游”和“我會根據(jù)預算來決定是否出去旅游”。旅游感知制約和制約協(xié)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。

圖1 概念模型

旅游態(tài)度的量表改編自Lam和Hsu[27]的5分制語義差異量表，共4條測試語句，分別是：旅游對我來說，是“不重要的-重要的”（AT1）、“有害的-有益的”（AT2）、“不愉悅的-愉悅的”（AT3）、“無趣的-有趣的”（AT4），分值越大，表示旅游態(tài)度越積極。旅游態(tài)度表現(xiàn)行為分為2個維度：對旅游信息的關注和對旅游話題的討論，每一個維度有3條測試語句，均來自Visser等[36]的研究。

出游行為是一個相對寬泛的概念，包括出游決策行為和旅游者空間行為[46]。在本研究中，考慮到愉悅旅游經(jīng)歷是提升主觀幸福感的重要途徑，出游行為被定義為居民愉悅的出游經(jīng)歷的頻次，代表旅游經(jīng)歷的參與強度和質量[37]。其測量參考Kerstetter等[47]的研究，共3條測試語句：過往的愉悅的旅游經(jīng)歷（的次數(shù)），愉悅的過夜旅游經(jīng)歷（的次數(shù)），以及在自己所居住的市（州）以外地方的愉快旅游經(jīng)歷（的次數(shù)），回答項采用6分制量表，0次計0分，5次及以上計5分。

（二）樣本采集

選擇長沙市作為調研地發(fā)放問卷。長沙市為湖南省省會，是湖南省的政治、經(jīng)濟和文化中心，2018年GDP總量為11 003.41億元，居全國城市第13位，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為50 792元，農(nóng)村居民人均可支配收入為29 714元，居民旅游消費水平較高，是具有一定代表性的研究區(qū)域。數(shù)據(jù)收集采用結構化調查問卷和攔截式面訪的方式進行，調查地點為岳麓山風景名勝區(qū)、黃興路步行街、烈士公園、南郊公園、居民小區(qū)等人流量較大的休閑旅游場所。本次調研對象限定為長沙市城區(qū)常住人口，即實際居住在城區(qū)半年及以上的人口。若調查對象不符合條件，則終止調查。為保證抽取的樣本具有代表性，調研人員采取準等距抽樣（Quasi-Systematic Sampling，QSS）方法，在各場所或道路的出入口，每隔2人發(fā)放一份問卷。等距抽樣法（Systematic Sampling，SS）與準等距抽樣法不同之處在于，前者先將總體人口隨機排列，隨機選擇抽樣起點，再以總體和樣本量的比值作為間隔抽取樣本，而后者的調查地點和抽樣間隔由研究人員指定。由于城市人口規(guī)模較大，且每個抽樣點總人口量難以統(tǒng)計，本文采用準等距抽樣法。本次調查共發(fā)放問卷550份，剔除缺失較多和隨意填涂的問卷，保留有效問卷519份，有效回收率為94.4%。

（三）樣本特征

利用描述性統(tǒng)計方法，分析得出樣本特征。性別方面，男性為260人，女性為259人，分別占50.1%和49.9%，男女比例相當。年齡以15—24歲、25—34歲為主，分別為255人（49.1%）、159人（30.6%）；15歲以下、35—44歲、45—59歲、60歲及以上的分別占1%、8.7%、8.7%、1.7%。未婚者323人、已婚無小孩35人、已婚有小孩151人、其他5人，分別占62.2%、6.7%、29.1%、1%。職業(yè)以專業(yè)技術人員56人、服務和銷售人員95人、學生127人、個體經(jīng)營者72人為主，有效百分比分別為10.8%、18.3%、24.5%、13.9%；國家公務員、商務管理人員、工人、農(nóng)民、軍人、教師醫(yī)師律師、離退休人員、暫時無業(yè)者所占比例較小，比值范圍為1%—8.3%。個人平均每月稅前總收入以3 001—5 000元、5 001—8 000元居多，分別為109和114人，占21.0%、22.0%；無收入、1000元以下、1 000—3 000元、8 001—10 000元、10 001—20 000元、20 000元以上的人數(shù)分別為37人、9人、65人、84人、57人和44人，分別占比7.1%、1.7%、12.5%、16.2%、11.0%和8.5%。

（四）數(shù)據(jù)分析方法

利用SPSS21.0統(tǒng)計軟件進行描述性統(tǒng)計分析，計算變量均值和標準差，考察觀測數(shù)據(jù)分布的集中趨勢和離散程度。利用AMOS21.0軟件進行結構方程模型分析，主要采用驗證性因素分析（Confirmatory Factor Analysis，CFA）估算測量模型的擬合優(yōu)度、信度和效度，并采用路徑分析檢驗結構模型驗證研究假設。

四、數(shù)據(jù)分析

（一）描述性統(tǒng)計

人際制約、個體制約和結構制約的均值分別為2.885、2.698和3.121，說明居民的結構制約感知較強。改變人際關系、加強時間管理、提升經(jīng)濟管理三類策略的均值分別為3.777、3.842和3.568，總體得分相對較高。旅游信息關注度、討論旅游頻次的均值分別為3.079和2.909，處于中等水平。旅游態(tài)度4項指標均值范圍為3.51—3.89，處于中等偏上水平。出游行為的3項指標的均值分別為3.549、3.187和3.312，其中市（州）外旅游次數(shù)較低。出游行為標準差范圍為1.400—1.529，說明出游行為變異相對較大。其他測量指標的標準差范圍為0.740—1.169，離散程度較低。

表1 測量模型的擬合優(yōu)度檢驗

（二）測量模型檢驗

采用CFA方法，并運用極大似然估計法（Maximum Likelihood Estimate，MLE）評估旅游感知制約、制約協(xié)商策略、旅游態(tài)度表現(xiàn)行為的二階因子模型，以及總體模型的擬合優(yōu)度、信度和效度。擬合優(yōu)度由表1中11項適配指標進行測量，信度由內部一致性α系數(shù)（Cronbach coefficien）t和組合信度（Composite Reliability，CR）反映，其值大于0.7時表示信度較好。效度包括聚合效度和區(qū)分效度。一般認為，標準化因子載荷大于0.5、T值較大且在5%水平下顯著、潛變量平均提取方差（Average Variance Extracted，AVE）大于0.5時，變量的聚合效度較好。如果變量的相關系數(shù)范圍為0.3—0.8，且相關系數(shù)小于AVE的平方根，則認為變量的區(qū)分效度較好。

對旅游感知制約和制約協(xié)商策略進行二階CFA檢驗，結果顯示模型擬合良好（見表1）。如表2所示，旅游感知制約各觀測項的標準化因子載荷范圍為0.501—0.892，均大于0.5，T值范圍為5.674—16.500，且在1‰（雙尾）水平下顯著。人際制約、個體制約和結構制約的AVE值分別為0.605、0.510、0.508，均大于0.5，說明變量的聚合效度較好；3個潛變量的組合信度分別為0.749、0.787、0.800；α系數(shù)分別為0.726、0.837、0.789，說明變量具有較好的信度。3個潛變量的相關系數(shù)分別為0.499、0.322、0.422，均小于AVE的平方根，說明潛變量之間的區(qū)分效度較好。

同理，對制約協(xié)商策略進行二階CFA檢驗，結果顯示模型擬合良好（見表1）。各觀測項的標準化因子載荷范圍為0.690—0.916，均大于0.5，T值范圍為13.613—21.799，且均在1‰（雙尾）水平下顯著。改變人際關系、加強時間管理和提升經(jīng)濟管理的AVE值分別為0.712、0.663、0.565，均大于0.5，說明變量的聚合效度較好；3個潛變量的組合信度分別為0.831、0.854、0.794；α系數(shù)分別為0.824、0.851、0.786，說明變量具有較好的信度。3個潛變量的相關系數(shù)分別為0.501、0.669和0.687，均小于AVE的平方根，說明潛變量之間的區(qū)分效度較好。

表4 潛變量相關矩陣與平均提取方差

旅游態(tài)度表現(xiàn)行為CFA分析的擬合優(yōu)度良好（見表1）。觀測項的標準化因子載荷范圍為0.740—0.852，均大于0.5，T值范圍為16.751—20.409，都在1‰（雙尾）水平下顯著。旅游信息關注度和討論旅游頻次的AVE值分別為0.623、0.671，均大于0.5，說明變量的聚合效度較好。兩個潛變量的組合信度分別為0.832、0.860，α系數(shù)分別為0.830、0.857，說明變量測量的信度較好。潛變量的相關系數(shù)為0.685，小于AVE的平方根，說明潛變量間有較好的區(qū)分效度。

以上檢驗證實4個潛變量的測量具有良好的信度和效度，下一步對總體模型進行CFA分析。表1顯示總體模型的擬合指數(shù)都達到臨界值。由表3可知，觀測變量標準化因子載荷范圍為0.628—0.899，T值范圍為12.385—22.707，均在1‰（雙尾）水平下顯著，AVE值均大于0.5，說明總體上變量的聚合效度較好。α系數(shù)為0.720—0.891，組合信度均大于0.7，說明變量的信度良好。如表4所示，潛變量間的相關系數(shù)均小于AVE的平方根，說明潛變量的區(qū)分效度較好。

（三）SEM分析

CFA分析證實總體測量模型具有較好的信度和效度，可進行下一步的結構模型檢驗。依據(jù)概念模型繪制預設路徑模型，采用MLE方法對路徑系數(shù)估計，初次擬合結果顯示模型未達到適配標準，根據(jù)修正指標提示，增設AT2與AT4的誤差項的共變關系，模型最終達到適配標準（見表1）。

圖2 假設檢驗結果

路徑系數(shù)估計結果顯示，旅游感知制約對旅游態(tài)度有顯著的負向影響（β=-0.164，T=-3.068，P=0.015）；旅游感知制約對出游行為的負向效應達到顯著水平（β=-0.154，T=-2.845，P=0.004）；旅游感知制約對制約協(xié)商策略的正向效應為0.115（T=2.206，P=0.027）；旅游態(tài)度對其表現(xiàn)行為具有顯著正向影響（β=0.244，T=4.762，P＜0.001）；旅游態(tài)度對出游行為的正向效應達到顯著水平（β=0.195，T=3.547，P＜0.001）；旅游態(tài)度表現(xiàn)行為對出游行為的正向效應為0.356（T=5.762，P＜0.001）；制約協(xié)商策略對出游行為的影響顯著（β=0.189，T=1.219，P=0.023）。這 說 明H1a、H1b、H1d、H2b、H2a、H3、H4這7個假設均得到證實。然而，旅游感知制約對旅游態(tài)度表現(xiàn)行為的正向影響不顯著（β=0.046，T=0.869，P=0.385），說明H1c未通過驗證。假設檢驗結果如圖2所示。

五、結論與啟示

（一）研究結論

本研究以長沙市居民為樣本，檢驗了感知制約對城市居民出游行為的影響機理。研究結果顯示，感知制約視角下的出游行為形成有態(tài)度機制和制約協(xié)商機制兩種，包括4條基本路徑:（1）感知制約→出游行為；（2）感知制約→態(tài)度→出游行為；（3）感知制約→態(tài)度→行為表現(xiàn)→出游行為；（4）感知制約→制約協(xié)商策略→出游行為。本研究的理論貢獻在于將態(tài)度與制約協(xié)商策略兩個中介變量引入結構模型，從旅游感知制約視角，對城市居民的出游行為影響機理進行了較為完整的解釋。

第一，旅游感知制約對出游行為產(chǎn)生直接的負向影響，其標準化總效應為-0.154，說明感知制約增加1個單位，居民的出游行為便降低0.154個單位，這與Gu[24]、許春曉和姜漫[48]的研究結論一致。前者得出中國出境旅游者的感知制約對出游決策具有負向效應，后者證實了高鐵選乘制約對選乘意向有顯著的負向影響。

第二，旅游感知制約對旅游態(tài)度有顯著的負向影響，這支持了Chen和Petrick[37]的研究結論。與Gu[24]的研究結論不同，感知制約對旅游態(tài)度表現(xiàn)行為的負向影響在本文中未得到證實，研究樣本的差異可能是最主要的原因。Gu的研究對象是中國出境游客，其出游決策比本文研究的城市居民的出游決策面臨的制約因素可能更多、更復雜。

第三，態(tài)度對其表現(xiàn)行為和出游行為均有顯著正向影響。態(tài)度對其表現(xiàn)行為的標準化效應值為0.244，對出游行為的標準化總效應為0.273。此條研究結論證實了旅游活動中存在態(tài)度越積極、旅游信息的關注度越高、參與旅游討論的頻次也就越高的規(guī)律。這與Chen和Petrick[29]的研究結果一致。本研究發(fā)現(xiàn)態(tài)度行為表現(xiàn)正向顯著影響出游行為（β=0.343），表明旅游態(tài)度表現(xiàn)行為在一定程度上可以預測出游行為的發(fā)生。

第三，制約協(xié)商策略在感知制約與出游行為關系中起中介作用。這一結論表明感知制約對制約協(xié)商策略有顯著的正向影響，而制約協(xié)商策略對出游行為具有正向效應，因此，旅游感知制約越大，制約協(xié)商的意愿越強，出游行為越有可能發(fā)生。以上結論印證了Chen和Petrick[29]的研究發(fā)現(xiàn)，進一步證實了居民出游行為形成的制約協(xié)商機制。

（二）啟示

本研究結論可為旅游管理部門和企業(yè)提供一定的啟示。

第一，打破居民的旅游感知制約。旅游感知制約被證實是出游行為的負向影響因素，其中結構制約（時間、花費、工作學習或家庭等）和個體制約（體力、風險、旅游愛好等）的感知得分較高，應成為關注的重點。具體而言，政府和企業(yè)可從制度設計和具體執(zhí)行兩方面著手。首先，要降低國民休閑旅游的花費。例如，推進公共博物館、紀念館、愛國主義教育示范基地及城市休閑公園等游憩空間的免費開放，落實國家公園制度，穩(wěn)定景區(qū)門票價格，并逐步實行低票價，鼓勵旅游企業(yè)采取靈活多樣的方式給予旅游者優(yōu)惠等。其次，要保障居民有更多的旅游休閑時間，如落實帶薪休假制度、推行2.5天休假模式、探索中小學春假與秋假等。第三，政府應優(yōu)化旅游安全設施和目的地治安環(huán)境，以降低旅游感知風險。企業(yè)應提升旅游服務質量和安全保障，優(yōu)化游覽內容，豐富旅游體驗，打破旅游者出游或購買旅游產(chǎn)品的個體制約。

第二，引導城市居民形成積極的旅游態(tài)度。態(tài)度是正向影響出游行為的因素，其中重要性、有益性兩種態(tài)度的均值稍低，可著重提升。目的地政府應宣傳旅游對于提升身心健康、拓展社會關系、增加生活樂趣的積極作用。企業(yè)則應跳出低價營銷思維，在營銷理念中強調旅游給城市居民帶來的綜合體驗價值。同時，旅游產(chǎn)品設計要彰顯健康、益智和愉悅等多種功能。

第三，促進城市居民的旅游態(tài)度表現(xiàn)行為。態(tài)度表現(xiàn)行為是影響出游行為的積極因子，但得分較低（“對旅游信息的關注度”和“討論旅游的頻次”的得分分別為3.079和2.909）。為此，政府應擴大旅游休閑活動公益宣傳的覆蓋面，并改善旅游的公共宣傳方式和內容，讓旅游信息更加可讀和有趣。企業(yè)應深入理解互聯(lián)網(wǎng)時代的傳播邏輯，注重在線社區(qū)的建設與社交媒體的應用，拓展旅游信息的傳播途徑，并提升營銷有效性。此外，旅游空間和場所要注重營造現(xiàn)場感，旅游活動要增強參與性與體驗性，以生動的形式傳播文化，以巧妙的方式講述故事，以新奇的手法制造驚喜，讓游客印象深刻而又回味無窮，從而增強居民討論旅游的動機和頻率。

第四，提高居民制定制約協(xié)商策略的能力。在改變人際關系、加強時間管理和提升經(jīng)濟管理三類協(xié)商策略中，提升經(jīng)濟管理得分最低，說明旅游消費預算及其管理是居民制定協(xié)商策略的薄弱環(huán)節(jié)。因此，一方面，政府需要始終致力于提高社會福利水平和國民可支配收入，提升居民旅游消費能力；另一方面，政府和企業(yè)要做好旅游目的地營銷和產(chǎn)品打造，提升旅游活動對居民的吸引力，從而增加旅游支出在居民消費總支出中的占比。

六、研究局限與展望

第一，量表設計方面，旅游感知制約量表借鑒的國外學者開發(fā)的量表，盡管其信度和效度均達到標準，但測量內容可能存在跨文化差異。因此，后續(xù)研究可以利用量表開發(fā)程序，開發(fā)出面向中國居民的量表，增加測量的精準性。第二，抽樣調查方面，本研究以湖南省長沙市居民為調查對象，研究結論跨省乃至跨國應用具有一定的局限性，后續(xù)研究可選擇其他城市居民，或者進行大規(guī)模抽樣調查，以得出更具普適性的國民出游形成機理。第三，假設驗證方面，盡管以往理論和文獻可以支撐本研究所有假設，但是仍有少數(shù)假設未通過檢驗，相關變量在出游行為形成中的作用有待后續(xù)研究進一步證實。此外，本文采用旅游感知制約和制約協(xié)商策略的二階因子模型，沒有細致探討個體制約、人際制約和結構制約分別對居民出游行為的阻礙機制，以及相對應的三條制約協(xié)商策略對出游行為的疏通機制，相信未來更為深入的研究能揭示更多的潛存規(guī)律和機理。