目的地國家形象、游客特征偏差與出游意向
——主效應及調(diào)節(jié)效應

韓慧林 鄒統(tǒng)釬

（1.北京開放大學旅游管理學院，北京 100081；2.北京第二外國語學院中國文化和旅游產(chǎn)業(yè)研究院，北京 100024）

0 引言

2021 年5 月，習近平總書記在主持十九屆中央政治局第三十次集體學習時強調(diào)，“講好中國故事，傳播好中國聲音，展示真實、立體、全面的中國，是加強我國國際傳播能力建設的重要任務”，再次從政府層面強調(diào)了國家形象傳播的重要性。國家形象作為本國經(jīng)濟的“保護傘”，其重要性日益凸顯。Kotler等（2002）在提到國家形象時指出，國家可以作為一種品牌或者產(chǎn)品去營銷，其形象會影響該國的投資、旅游和留學。根據(jù)Gunn（1972）的研究，目的地形象分為原生形象和引致形象兩種?，F(xiàn)有研究主要集中于對引致形象的探討，對原生形象與游客態(tài)度的關系缺乏關注。目前來越多的游客將目的地國家形象作為評價和選擇境外旅游目的地的一個重要依據(jù)（Chen et al.，2016；于鵬等，2016）。明確揭示目的地國家形象與游客態(tài)度之間的內(nèi)在關系具有重要的意義。但現(xiàn)有研究者對這一關系的認知并不一致，部分研究者認為目的地國家形象能夠?qū)τ慰蛻B(tài)度產(chǎn)生積極影響，但也有研究者指出目的地“原產(chǎn)國效應”并不顯著，這說明目的地國家效應存在一定的邊界條件。在全球化的消費背景下，民族中心主義（Ethnocentrism）是消費者對本國產(chǎn)品的一種心理偏好，以及導致消費者偏見的重要原因（Shimp et al.，1987），因此在研究目的地國家效應時，不應該忽視游客民族中心主義這一重要的游客心理變量。另外，根據(jù)精細加工可能性模型（Elaboration Likelihood Model，ELM），消費者在產(chǎn)品評價時遵循“中心路徑”或“邊緣路徑”處理信息，路徑的選擇取決于消費者對產(chǎn)品的涉入水平和熟悉程度（Petty et al.，1986）。目的地國家形象在游客出游決策中屬于典型的“邊緣路徑”信息，在不同的游客涉入度和目的地熟悉度條件下，目的地國家效應可能會存在一定的差異。因此，為了更準確地揭示目的地國家效應背后的作用機制，在分析目的地國家效應時還應該將游客涉入度和目的地熟悉度兩個游客特征變量納入研究模型。

中國的旅游市場正在飛速發(fā)展，出境旅游市場潛力巨大。根據(jù)中國旅游研究院發(fā)布的《2020年中國出境旅游行業(yè)市場現(xiàn)狀及發(fā)展前景分析》數(shù)據(jù)，2019年，中國公民出境旅游人數(shù)高達1.55 億人次，在地區(qū)構成上，出游日本的比例高達20%，成為中國游客的首選目的地。2020年至2021年受全球新冠疫情的影響，中國的出境旅游基本上處于停滯和盤整狀態(tài)，但在中國游客的出境旅游目的地中，日本仍然穩(wěn)居前三。日本為何能一直得到中國游客的青睞和認同是一個值得深思的問題。由于政治和歷史原因，中國潛在游客對日本存在“愛恨情仇”的矛盾心理。例如，很多中國消費者由于日本美麗的風景、友善的人民和中日文化一脈相承等十分喜愛日本，但同時又因為眾所周知的原因?qū)θ毡居兴锤校钜晃痰龋?021）。因此，本文選擇日本這一特殊的旅游目的地作為典型案例進行研究，試圖通過分析中國潛在游客對日本國家形象的認知，深入探究目的地國家效應背后的作用機制，著重分析游客民族中心主義、游客涉入度和目的地熟悉度條件下目的地國家效應的異同，進一步檢驗目的地國家效應的作用邊界。本文不但從新的視角拓展了目的地原生形象相關理論的縱深發(fā)展，還通過研究目的地國家形象的作用邊界，解釋現(xiàn)有研究結論的不一致性，拓展ELM 模型的適用邊界，并為旅游目的地開展營銷實踐和拓展海外旅游市場提供有意義的借鑒。

1 文獻回顧與研究假設

1.1 國家形象與目的地國家效應

1.1.1 國家形象

國家形象（Country Image）是營銷領域的重要概念，源于傳統(tǒng)的原產(chǎn)國效應研究。由于研究視角的差異，國家形象在現(xiàn)有文獻中有很多提法，如原產(chǎn)國形象、國家形象、國家品牌形象等。國家形象具有多維性，Nagashima（1977）指出，國家形象是消費者對某個國家的固有觀念，主要由該國的整體產(chǎn)品質(zhì)量、經(jīng)濟水平、歷史傳統(tǒng)等方面反映。Samiee（1994）認為，國家形象是某個國家在消費者心中產(chǎn)生的“刻板效應”（County Stereotyping Effect，CSE），即消費者對某個國家持有的固有觀念，這種形象來源于消費者對該國政治、經(jīng)濟、產(chǎn)品等因素的綜合評價和感知。Hsieh等（2004）認為，國家形象包含3 個層面，即整體國家形象、品類國家形象及特定產(chǎn)品國家形象，其中整體國家形象的影響范圍更大。隨后，汪濤等（2012）、Andehn 等（2016）指出，國家形象應該從整體績效形象、整體制度形象和產(chǎn)品類屬形象3個方面進行衡量，這一觀點得到了大多數(shù)研究者的認同。

國家效應（Country Effect）是國家形象對消費者的產(chǎn)品評價和購買決策產(chǎn)生的影響效應，消費者會因為不同的國家形象而對同等水平的產(chǎn)品進行排序（Roth et al.，1992）。國家形象的“光環(huán)效應”能夠為本國的商品走向國際市場發(fā)揮重要作用，強勢的國家形象能夠在海外消費者評價本國商品的過程中產(chǎn)生積極影響。一般來講，消費者更傾向于選擇來自國家形象較好的國家的產(chǎn)品或服務，這可能是為了彰顯社會地位、符合社會規(guī)范、炫耀財富、減少感知風險等（Batra et al.，2000；Kotler et al.，2002；Wang et al.，2012）。許多研究者應用聯(lián)想網(wǎng)絡記憶模型對國家效應進行了解釋，這一模型很好地詮釋了國家形象的“刻板效應”假說，也解釋了現(xiàn)實生活中的一些現(xiàn)象，我們在日常生活中會下意識地對來自不同國家的產(chǎn)品加以歸類，如看到德國產(chǎn)品可能會想到“高精尖”，看到美國產(chǎn)品可能會想到“科技先進”，看到瑞士手表可能會聯(lián)想到“身份”和“地位”。

1.1.2 目的地國家效應

目的地形象是人們對目的地的信念、想法與印象的總和（Crompton，1979）。Gunn（1972）最早將目的地形象分為原生形象和引致形象兩種，其中，原生形象是潛在游客基于新聞報道或自身已有的知識經(jīng)驗所形成的對旅游目的地的第一印象，是內(nèi)生的；而引致形象是指由于旅游目的地有意識的商業(yè)促銷推動而產(chǎn)生的形象，是外生的。在旅游研究領域，目的地國家形象是指游客對目的地國家的經(jīng)濟、政治、文化等屬性特征的固有認知和一致性信念（Chen et al.，2013；穆雪茗 等，2017）。從這個角度來講，目的地國家形象屬于原生形象的范疇。

目的地國家效應概念是國家效應概念的引申，是目的地國家形象在游客對該國旅游目的地評價和出行決策中所產(chǎn)生的影響效應（Fiske et al.，2002；Chen et al.，2016）。出游意向是指在特定時間內(nèi)，游客去特定目的地旅游的可能性，屬于購買意向的一種（Jang et al.，2009）。已有研究揭示了目的地國家形象與出游意向之間存在顯著的因果關系（Litvin et al.，2001；Nadeau et al.，2008；Chen et al.，2016），這為本文的研究提供了重要的理論基礎。Kotler等（2002）研究指出，良好的國家形象是吸引國際游客和海外投資的重要手段。Elliot等（2013）采用案例研究法，通過分析韓國潛在游客對美日兩國國家形象的認知，發(fā)現(xiàn)國家情感形象能夠直接影響游客對旅游目的地的接受能力。Nadeau 等（2008）把目的地形象置于一個更為廣泛的國家形象情境之中檢驗了目的地國家效應，發(fā)現(xiàn)國家形象會通過目的地形象對現(xiàn)實游客的未來旅游意向產(chǎn)生重要影響。國內(nèi)研究者于鵬等（2016）、穆雪茗等（2017）也再次檢驗了目的地國家效應的存在。綜上所述，由于旅游產(chǎn)品具有無形性、體驗性特點，游客在出境旅游決策中會承擔更大的心理風險，此時目的地國家形象的“背書”效應就會凸顯，良好的目的地國家形象能夠有效降低游客的心理感知風險，提升出游意向?；谏鲜龇治?，本文提出假設：

H1：目的地國家形象顯著正向影響游客出游意向。

1.2 目的地國家效應：游客民族中心主義的主效應和調(diào)節(jié)效應

全球化背景下從消費心理角度考察游客的出國旅游意向，不能忽視民族中心主義的作用。民族中心主義是一種價值理念，反映了個人對本民族、國家的“中心性”和“優(yōu)越性”的認知偏差，民族中心主義傾向較強的消費者會以本民族為中心，認為購買外國產(chǎn)品有損國內(nèi)經(jīng)濟和就業(yè)，會毫無保留地支持國貨，拒絕購買國外產(chǎn)品（Shimp et al.，1987）。很顯然，民族中心主義最直接的影響便是消費者對國外產(chǎn)品的購買意愿（Dodds et al.，1991；韓睿等，2005），很多研究也證實了民族中心主義能夠顯著提升消費者對國內(nèi)產(chǎn)品的需求水平（Sharma，2015；Watson et al.，2000；Wang et al.，2012）。

現(xiàn)有研究明確揭示游客民族中心主義和游客出游決策之間存在顯著的影響關系，這為本文的研究提供了重要的理論基礎。例如，Stepchenkova 等（2018）研究發(fā)現(xiàn)，游客民族中心主義能夠?qū)τ慰偷某鲇我庠府a(chǎn)生直接或間接的負向影響；王倩文等（2021）的研究也指出，游客民族中心主義能夠?qū)β糜我庠府a(chǎn)生顯著的負向影響。通過分析現(xiàn)有研究成果不難理解，游客在對國外旅游目的地評價時同樣會受到民族中心主義的影響。一方面，民族中心主義會直接影響游客的出游意向，民族中心主義傾向較強的游客出于保護本國經(jīng)濟、維護本土產(chǎn)業(yè)的目的更傾向于選擇國內(nèi)旅游目的地。另一方面，民族中心主義也是目的地國家形象對游客出游意向影響過程中的一個重要情景因素。原因在于，當游客評價國外旅游目的地時，雖然目的地國家形象是一個重要的外部參考線索，但當游客的民族中心主義傾向較強時，由于游客的“國貨意識”，更愿意選擇國內(nèi)出游，此時目的地國家形象的影響效應較弱；相反，當游客的民族中心主義傾向較弱時，目的地國家效應就會凸顯。基于上述分析，本文提出假設：

H2：游客民族中心主義負向影響出游意向。

H3：目的地國家效應受游客民族中心主義的負向調(diào)節(jié)，游客民族中心主義傾向越強，目的地國家效應越不明顯。

1.3 目的地國家效應：目的地熟悉度的主效應和調(diào)節(jié)效應

“熟悉度”一詞源于心理學，近年來，隨著熟悉度理論在營銷領域的運用和發(fā)展，其逐漸被引入旅游研究領域。研究者們基于ELM 模型發(fā)現(xiàn)，消費者對產(chǎn)品的熟悉程度能夠從整體上影響其對產(chǎn)品的評價機制（Petty et al.，1986）。當產(chǎn)品熟悉度高時，消費者能夠更有效地利用產(chǎn)品本身釋放的信息評價產(chǎn)品，過往的消費知識、經(jīng)驗也更有助于產(chǎn)品的甄別和篩選（朱翊敏等，2012；寧昌會等，2016）；當產(chǎn)品熟悉度低時，由于消費者對產(chǎn)品沒有足夠的經(jīng)驗去判斷，在產(chǎn)品評價過程中更容易受到第三方信息的干擾（Park et al.，2008）。在旅游營銷研究中，目的地熟悉度是指游客擁有的與目的地相關的旅行知識和經(jīng)驗。也有研究者認為除了游客的到訪經(jīng)歷，目的地熟悉度還應該涵蓋游客旅行前對目的地的相關信息檢索（Baloglu，2001a；Mackay et al.，1997）。現(xiàn)有研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，游客先前的旅行經(jīng)驗會直接導致游客對目的地感知的差異。Pearce（1982）、Phelps（1986）、Milman 等（1995）使用縱向比較的方法，分析了游客在旅行前后對目的地感知的差異，發(fā)現(xiàn)首次游覽、重復游覽和未到訪游客對相同目的地的感知有很大的不同，重復游覽的游客對目的地的感知風險更低，再次出游的可能性更大。從已有研究可以看出，目的地熟悉度能夠?qū)τ慰统鲇我庀虍a(chǎn)生重要影響。鑒于此，本文提出以下假設：

H4：目的地熟悉度顯著正向影響游客出游意向。

同樣，根據(jù)ELM 模型，我們推斷目的地熟悉度是目的地國家形象對游客出游意向影響過程中的重要情景變量。具體來講，當目的地熟悉度高時，由于對將要前往的目的地具有豐富的旅行知識和經(jīng)驗，游客會根據(jù)自己所掌握的信息對目的地進行直接判斷，此時目的地國家形象這個外部線索的參考價值會明顯降低，目的地國家效應將會受到抑制；相反，當目的地熟悉度低時，由于游客對目的地不熟悉，在判斷和評估時更容易受到外部信息的干擾，此時目的地國家形象將是游客評價旅游目的地過程中的一個重要線索和依據(jù)，因此目的地國家效應不受影響?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設：

H5：目的地國家效應受目的地熟悉度的負向調(diào)節(jié)，游客對目的地熟悉度越高，目的地國家效應越弱。

1.4 目的地國家效應：涉入度的調(diào)節(jié)效應

“涉入度”（Involvement）源于“自我涉入”概念，是指消費者基于自身需求、利益和價值觀對某種事物的認知和內(nèi)在需要程度（Krugman，1965）。根據(jù)ELM 模型，人們遵循“中心路徑”或“邊緣路徑”加工和處理信息，路徑的選擇取決于人們對信息加工的涉入程度（Petty et al.，1986）。在高涉入度條件下，信息接收者會選擇“中心路徑”處理信息，在廣泛搜索信息的基礎上將思維重點放在說服性信息上，信息內(nèi)容本身對接收者的態(tài)度影響更大；在低涉入度條件下，由于信息接收者缺乏搜集和處理信息的動機，會傾向于選擇“邊緣路徑”處理信息，他們不會耗費過多的精力對信息內(nèi)容進行精細加工，而更可能去關注一些非核心因素，如信息來源、可靠性或權威性等（Prendergast et al.，1984）。Joan 等（1992）發(fā)現(xiàn)，涉入度能夠顯著調(diào)節(jié)產(chǎn)品品牌與消費者態(tài)度之間的關系。Dholakia 等（2010）、孫國輝等（2015）的研究也得出了類似的結論。

根據(jù)ELM 模型，在游客不同的涉入度條件下，目的地國家效應可能會存在一定的差異。具體來講，在高涉入度條件下，游客遵循“中心路徑”處理信息，在出游決策中更關注目的地本身的屬性，如旅游資源特色、旅游服務質(zhì)量、旅游配套設施等反映目的地自身特征的因素，此時目的地國家效應將會減弱；相反，在低涉入度條件下，游客遵循“邊緣路徑”處理信息，與出游意向相關的外圍信息如廣告、促銷、“來源國形象”等外部線索發(fā)揮的作用更為明顯，此時目的地國家效應不會受到影響。綜合以上分析，本文提出假設：

H6：目的地國家效應受涉入度的負向調(diào)節(jié)，游客涉入度越高，目的地國家效應越弱。

圖1 概念模型

2 研究設計與數(shù)據(jù)分析

2.1 變量測量

本文的變量測量分為兩大部分。第一部分為理論模型中潛變量的測量。本文對研究模型中所涉及的潛變量測量均借鑒了國內(nèi)外成熟量表，題項的測量采用了Likert5 分量表。其中，“1”表示“完全不同意”，“5”表示“完全同意”。具體來講，目的地國家形象的測量借鑒了Andehn 等（2016）、汪濤等（2012）的研究，從整體績效形象、整體制度形象和產(chǎn)品類屬形象3個層次衡量。其中，“整體績效形象”是指消費者對一國經(jīng)濟發(fā)展水平的整體評價和認知，主要反映該國的經(jīng)濟發(fā)展程度；“整體制度形象”主要是消費者對一國的市場體系和國家制度的感知，其中人民生活水平的高低是評判國家制度好壞的重要標準；“產(chǎn)品類屬形象”是消費者對產(chǎn)品所屬行業(yè)的整體感知，在本文中是被試對日本旅游行業(yè)的評價。出游意向的測量參照了Jang 等（2009）的成熟量表；游客民族中心主義的測量借鑒了Alden 等（2006）等的研究；涉入度的測量采用了Zaichkowsky（1994）的PII 量表；最后，目的地熟悉度的測量借鑒了Baloglu（2001b）和Maestro等（2007）的做法，按照被試“是否去過日本旅游劃”分為“高目的地熟悉度”和“低目的地熟悉度”兩種，并分別設置成虛擬變量“1”和“0”。第二部分為人口統(tǒng)計學變量的測量，本文將被試的年齡、性別、收入和受教育程度作為控制變量處理。

2.2 數(shù)據(jù)收集

根據(jù)研究目的，本文選取中國潛在游客作為被試。數(shù)據(jù)收集采用問卷調(diào)查的方法，主要分兩個階段進行。第一階段是問卷的預測試，這個階段共發(fā)放問卷50份，主要是針對問卷的邏輯順序和措辭進行修正，并對問卷的信度和效度進行了初步檢驗，以確保能夠滿足研究要求。第二階段是正式問卷的發(fā)放，受疫情影響，正式數(shù)據(jù)全部采用“問卷星”平臺線上收集。根據(jù)推拉效應理論，除了客源地的“拉力”因素，出境旅游需要一定的經(jīng)濟基礎和閑暇時間作為“推力”支撐。因此，本文的被試對象集中在收入和學歷層次相對較高的群體。在具體操作過程中，我們首先對滿足條件的被試進行篩選，并將網(wǎng)絡問卷鏈接分享到相應的微信群和QQ 群。同時，為了增強樣本的代表性，本文在調(diào)查中采用了便利抽樣配合目的性抽樣的技術。具體來講，在線收集300份問卷后，我們對所收集的數(shù)據(jù)進行了簡單的樣本統(tǒng)計學特征分析，發(fā)現(xiàn)樣本的年齡和學歷有很大的相似性，年齡在35 歲以上的樣本占79.4%，研究生學歷的樣本占65.1%，這可能與通過朋友圈渠道進行微信群和QQ群采集數(shù)據(jù)的形式有關。因此，在隨后的調(diào)查中盡量選取了其他年齡階段和學歷群體的被試，該階段共采集樣本372份。

特別地，考慮到后疫情時期游客的出游意愿可能會受到疫情風險感知等因素的影響，本文將正式問卷的收集時間設定在2021年3月至6月，恰逢2021年東京奧運會舉辦的前100天（日本東京奧運會的舉辦時間是2021年7月23日至8月8日），這期間日本的疫情防控措施嚴謹，疫情控制平穩(wěn)，能夠有效降低潛在游客的心理恐懼。此外，中國旅游研究院發(fā)布的《2020 年中國出境旅游行業(yè)分析報告市場深度分析與發(fā)展前景研究》指出，疫情對出境旅游帶來的影響只是短暫的，在調(diào)研中發(fā)現(xiàn)只有2%的受訪者認為疫情對出游的影響周期在12 個月以上，23%的受訪者認為影響周期將在6～12個月，但有52%的受訪者認為影響周期將在4～6個月（觀研天下分析師團隊，2020）?？梢钥闯?，全球疫情所造成的游客系統(tǒng)性風險感知，不會對研究結論造成實質(zhì)性的偏差。正式調(diào)查問卷共收集到672 份，剔除內(nèi)容不完整或有明顯錯誤的問卷后，最終得到有效問卷581 份，有效回收率為86.5%。樣本的人口統(tǒng)計學分布如表1所示。

從表1 可以看出，樣本構成中，大專/本科及以上學歷的占86.6%，收入5000 元以上的占82.4%。樣本結構與研究對象的旅游消費特性比較接近，更有利于得到普適性的結論。

表1 樣本基本統(tǒng)計學狀況（N=581）

2.3 信度和效度檢驗

2.3.1 信度檢驗

本文采用了Cronbach’s α 系數(shù)值判定對問卷信度，數(shù)據(jù)檢驗結果如附表所示?？梢钥闯?，目的地國家形象、游客民族中心主義、涉入度和出游意向4 個潛變量的內(nèi)部一致性系數(shù)值在0.754～0.832 之間，均超過了0.700 的臨界值水平（Nunnally，1959），這說明問卷整體上具有較高的信度水平。

2.3.2 效度檢驗

本文對問卷效度的檢驗包括內(nèi)容效度和結構效度兩個方面。特別地，對結構效度的檢驗又從收斂效度和區(qū)分效度兩個方面進行。首先，在內(nèi)容效度檢驗方面，本文所涉及潛變量的測量量表均來自國內(nèi)外代表性文獻，已經(jīng)經(jīng)過了多次檢驗，因此內(nèi)容效度能夠得到保證。其次，本文采用驗證性因子分析法（CFA）進行收斂效度檢驗，測試結果如附表所示，每個潛變量測量項目的標準載荷系數(shù)均大于0.600，組合信度（CR）均大于0.800，平均提取方差（AVE）均大于0.500，這滿足了收斂效度的檢測標準（Fornell et al.，1981），說明問卷的收斂效度較好。最后，本文對區(qū)分效度的檢驗結果如表2所示。可以看出，各潛變量之間的相關系數(shù)值在0.047～0.527之間，且均小于AVE 的平方根，這表明問卷的區(qū)分效度較好。因此，總體上問卷數(shù)據(jù)在信度和效度水平上能夠滿足研究需求。此外，本文使用Harman的單因素檢測方法來測試同源性方差。結果表明，第一個因子的方差解釋率為29.507%，小于50.000%，這表明研究數(shù)據(jù)的同源性變異并不嚴重，不會對研究結論產(chǎn)生實質(zhì)性干擾。

表2 變量均值、標準差及相關系數(shù)（N=581）

2.4 假設檢驗結果

本文使用Baron等（1986）提出的層級回歸分析模型檢驗文中假設。為了方便對回歸結果進行解讀并降低回歸過程中多重共線性的影響，在回歸分析之前，本文首先對各連續(xù)變量按均值進行了數(shù)據(jù)中心化處理，并對回歸系數(shù)進行了標準化處理。

2.4.1 直接效應檢驗

為檢驗主變量目的地國家形象的直接影響效應，本文進行了分層逐步回歸。首先，以出游意向為因變量，將目的地國家形象和控制變量（性別、年齡、收入和教育程度）作為自變量同時加入回歸模型，數(shù)據(jù)回歸結果見表3模型（1）?？梢钥闯?，在控制了人口統(tǒng)計學變量后，目的地國家形象對出游意向具有顯著的正向影響（β=0.293，t=5.72）。接下來，在模型（1）的基礎上逐步加入游客民族中心主義和目的地熟悉度兩個變量對因變量逐步回歸，回歸結果如模型（2）和模型（3）所示。在加入上述兩個變量后，目的地國家形象對出游意向的影響依然顯著（β=0.271，t=5.26；β=0.264，t=5.05），這說明中國潛在游客對日本國家形象的感知和評價對其出游日本的意向有著重要影響。因此，假設H1得到了支持和驗證。在模型（2）和模型（3）中，游客民族中心主義的回歸系數(shù)都顯著為負（β=-0.132，t=-3.17；β=-0.102，t=2.40），這表明游客民族中心主義對出游意向具有顯著的負向影響，即中國潛在游客的民族中心主義傾向越強，其出游日本的意向越弱。因此，假設H2得到了驗證。最后，從模型（3）的回歸結果還可以看出，目的地熟悉度的回歸系數(shù)正向顯著（β=0.198，t=4.79），這表明游客對目的地熟悉度越高，出游意向越強。因此，假設H4得到了支持和驗證。

表3 直接效應分層檢驗結果（N=581）

2.4.2 調(diào)節(jié)效應檢驗

為檢驗游客民族中心主義、目的地熟悉度和涉入度3個變量的調(diào)節(jié)效應，本文同樣建立了分層回歸分析模型。具體步驟如下：第一步，做因變量對自變量和調(diào)節(jié)變量的回歸；第二步，做因變量對自變量、調(diào)節(jié)變量和自變量與調(diào)節(jié)變量的交互項的回歸，若自變量×調(diào)節(jié)變量的偏回歸系數(shù)顯著，則表明調(diào)節(jié)效應顯著。表4中模型（1）～模型（4）顯示了加入調(diào)節(jié)變量后的回歸結果?？梢钥闯?，在加入調(diào)節(jié)變量后，主變量目的地國家形象的回歸系數(shù)依然在1%水平上顯著。模型（2）～模型（4）數(shù)據(jù)顯示，游客民族中心主義與目的地國家形象的交互項對出游意向具有顯著的負向影響，這說明游客民族中心主義能夠顯著調(diào)節(jié)目的地國家效應。因此，假設H3 得到了驗證。在模型（3）～模型（4）的回歸中，目的地熟悉度與目的地國家形象的交互項對出游意向的影響并不顯著（β=-0.023，t=-0.49；β=-0.025，t=-0.54），這在一定程度上說明了目的地國家效應的發(fā)揮獨立于目的地熟悉度的高低。因此，假設H5沒有得到支持。最后，從模型（4）的回歸結果還可以看出，涉入度對目的地國家效應具有顯著的負向調(diào)節(jié)作用（β=-0.076，t=-2.28），這說明游客越重視出游，就越關注目的地的本身屬性，目的地國家形象的“暈輪效應”也越弱，進一步從游客心理視角揭示了目的地國家效應背后的作用機制。因此，假設H6 得到了支持和驗證。

為保證實證結果的可靠性，本文針對調(diào)節(jié)效應分別進行了分組檢驗（見表5）：首先，按游客民族中心主義的中位數(shù)將樣本分為“低民族中心主義”（低于等于中位數(shù)）與“高民族中心主義”（大于中位數(shù)）兩組分別進行回歸，回歸結果見表5 模型（1）和模型（2），可以看出，目的地國家效應僅在“低民族中心主義”組顯著（β=0.407，t=8.62），在“高民族中心主義”組中，目的地國家形象沒有發(fā)揮影響效應（β=0.013，t=0.45）。其次，按照游客“是否”去過日本將目的地熟悉度也分為高、低兩組分別進行回歸，回歸結果見表5 模型（3）和模型（4），可以看出，目的地國家效應在“低熟悉度”組和“高熟悉度”組中都顯著，且差異不大（低熟悉度組：β=0.207，t=2.31；高熟悉度組：β=0.213，t=2.45）。最后，按涉入度的中位數(shù)按樣本分為“低涉入度”（低于等于中位數(shù)）與“高涉入度”（大于中位數(shù)）兩組分別進行回歸，回歸結果見表5 模型（5）和模型（6），可以看出，盡管目的地國家效應在“低涉入度”組和“高涉入度”組中都顯著，但在“低涉入度”組中目的地國家形象的系數(shù)值和顯著性（β=0.672，t=7.49）都遠大于“高涉入度”組（β=0.026，t=1.85）?？傮w來講，表5 的分組檢驗結果與表4 的交叉變量檢驗結果基本一致，進一步支持和驗證了本文的假設H3、H5和H6。

表4 調(diào)節(jié)效應分層檢驗結果（N=581）

表5 調(diào)節(jié)效應的分組檢驗結果（N=581）

3 結論與啟示

本文以日本為旅游目的地國家，以中國潛在游客為研究對象，通過層級回歸分析模型檢驗了目的地國家效應，重點分析了目的地國家效應的作用邊界。研究發(fā)現(xiàn)，目的地國家形象對游客出游意向具有顯著的正向影響，再次驗證了目的地國家形象存在“暈輪效應”。為了深入分析目的地國家效應的作用邊界，本文在主效應模型的基礎上引入了游客民族中心主義、目的地熟悉度和涉入度3 個反映游客特征的變量。研究發(fā)現(xiàn)，游客民族中心主義不但會直接影響游客的出游意向，還會負向調(diào)節(jié)目的地國家效應，這與已有研究成果一致。本文還進一步發(fā)現(xiàn)，目的地熟悉度能夠?qū)τ慰统鲇我庀虍a(chǎn)生直接顯著的影響，但并不是目的地國家形象發(fā)揮影響效應的外部條件，這一結果與ELM 模型的內(nèi)在評價機制存在一定偏差，展現(xiàn)了目的地國家形象在特定條件下對游客出游意向影響的特殊性。旅游行業(yè)的高度敏感性是引致目的地國家效應特殊性的一個重要原因。游客在出境旅游決策中，很容易受到目的地國家形象的影響，在某些條件下這種影響力甚至超越了目的地本身的吸引力。當客源國與目的地所在國之間發(fā)生沖突時，很容易引起客源國游客的“消費者敵意”，導致“隱形壁壘”的產(chǎn)生。例如，2012 年中日釣魚島爭端發(fā)生期間，中國赴日旅游人數(shù)下降了近40%（Kim et al.，2016）；2014 年中菲南海爭端期間，中國公民前往菲律賓旅行人數(shù)減少了50%（Cheng et al.，2017）。此外，這也說明了目的地國家形象塑造的重要性。隨著旅游產(chǎn)品同質(zhì)化現(xiàn)象越來越嚴重，游客從“品質(zhì)中心”日益轉(zhuǎn)向“品味中心”，目的地國家形象是影響游客出境旅游決策的重要因素，高知名度和美譽度的國家形象能夠為本國旅游經(jīng)濟“保駕護航”。對于存在民族情結的潛在游客而言，目的地國家效應更明顯，更容易導致潛在游客產(chǎn)生“來源國偏見”。此外，在營銷領域中，涉入度常被看作是影響消費者產(chǎn)品評價的重要情景變量，為了更準確地揭示目的地國家效應背后的作用機制，本文在分析目的地國家效應時也將涉入度作為調(diào)節(jié)變量引入研究模型。研究發(fā)現(xiàn)，目的地國家效應的發(fā)揮同樣受游客涉入度的調(diào)節(jié)，這在一定程度上說明了游客越重視出游，就越關注旅游目的地的本身屬性，目的地國家形象的“暈輪效應”也越弱，再次從游客視角揭示了目的地國家形象發(fā)揮影響效應的重要情景。

需要說明的是，本文還存在以下不足。首先，受疫情影響，本文正式的數(shù)據(jù)收集全部采用線上形式，并在調(diào)查中采用了便利抽樣配合目的性抽樣的技術?？紤]到研究結論的普適性，未來的研究，在條件允許的情況下，可以采用線下和線上相結合的方式進行數(shù)據(jù)采集，并采用隨機抽樣收集數(shù)據(jù)。其次，本文在檢驗目的地國家效應時，研究模型中所涉及的自變量、調(diào)節(jié)變量均來自同一被試。雖然通過檢驗本文并不存在嚴重的共同方法偏差問題，但在未來的研究中可以采用實驗法來提升變量測量的準確性。最后，本文僅從游客特征視角檢驗了目的地國家形象的作用邊界，未涉及更廣泛層面的檢驗，未來研究應該考慮從多視角進行更多的邊界效應驗證。