旅游目的地形象類型對游客情緒喚醒和擁護的影響
——謠言和個體涉入的調節作用

許春曉，張中昱

（湖南師范大學 旅游學院，湖南 長沙 410081）

情緒是個體對事物的一種心理反應，并且影響到個體的行為。旅游作為一種特殊的消費方式，從某種意義上而言，也是一種情緒體驗。具體而言，情緒能使人們對旅游目的地產生積極的意圖和行為，并且作為參與旅游的重要動機，影響其對目的地的選擇以及重游和推薦意愿[1-2]。

對于游客來說，其旅游需求及旅游行為都會受到情緒的影響。具體而言，游客因目的地形象而產生的情緒，會促使其作出是否出游的決定[3]。旅游目的地形象是游客對旅游地的整體感知，對其行為、情緒、意愿等都有著顯著影響。它不僅反映了游客對目的地屬性的真實評價，也是連接該地區和游客之間的紐帶，影響著游客的情緒和行為意愿[4]。既有研究表明，不同類型的旅游目的地形象之間存在差異，不同的旅游目的地形象很可能會導致游客產生不同的情緒反應和行為[5]。目前，國內對不同旅游目的地形象的影響差異研究較少，基于此，本研究考察了旅游目的地形象類型對游客情緒喚醒的不同影響。

游客選擇旅游目的地、作出旅游決策等都會受到目的地形象的影響。不同的游客選擇旅游目的地可能與不同的情緒反應與行為相關聯[6]。擁護是指游客發自內心的對旅游目的地基于公眾支持的行為，是游客認同和支持的體現，預示著其將產生積極的重游意向[7]。擁有積極情緒的游客會形成更高的擁護[8]。游客感知到良好的目的地形象會使其產生更積極的行為意向，并且會影響其他游客對該目的地的旅游意向[9]。

謠言會影響人們的情緒，甚至可能引發嚴重的社會危害。網絡謠言會影響人們的安全感和信任，并由此產生負面情緒，導致其作出非理性的判斷，增加對社會危機的敏感性[10]。個體對于謠言的情緒和行為，會受到事件模糊性和重要性的影響，事件越重要，謠言產生的影響就越強烈[11]。也就是說，個體對于謠言的反應與其同謠言的相關性即個體涉入有關。涉入感越強的個體對相應的信息更加關注，由此會產生更為強烈的情緒反應[12]。同樣，游客對謠言的涉入程度不同，由此導致的情緒反應也不同。游客對謠言涉入程度的作用是否會在不同旅游目的地形象對游客情緒喚醒的影響中有所不同，學界對這一課題關注較少，值得深入研究。

本研究根據Selby等人[13]對旅游目的地形象的分類，基于心理圖像理論，研究不同旅游目的地形象（即樸素形象和再評價形象）之間的差異。在此基礎上，基于SOR理論，構建理論模型，分析旅游目的地形象類型對情緒喚醒和擁護的影響，并進一步探討情緒喚醒在旅游目的地形象和擁護之間的中介作用，以及謠言和個體涉入在旅游目的地形象和情緒喚醒之間的潛在調節作用。

一、文獻綜述與研究假設

（一）旅游目的地形象

形象是人們對各種信息進行處理后的知覺結果。旅游目的地形象是人們對于旅游目的地的心理表征[14]。國外學者大多認為旅游目的地形象是游客自身態度的體現，主要由認知、評價和意愿三種成分構成[15]；而國內學者普遍將其與旅游目的地各要素相結合，認為其是游客對旅游目的地各方面感知的綜合[16]。基于不同的角度，對旅游目的地形象的界定會有所區別，但其本質指向一致，即游客對旅游目的地各種產品和服務的綜合感知、評價等。

國外學者對旅游目的地形象有系統性分類。Gunn[17]基于游客是否受市場的影響，將旅游目的地分為原生形象和誘導形象。Fakeye等人[14]在此基礎上提出了混合形象說，即旅游目的形象為游客在實地游覽中，對新信息和原信息進行處理得到的形象。Grosspietsch[18]從供給角度出發，將其分為游客感知形象和目的地傳送形象。以游客體驗為基礎的旅游目的地形象，更能夠反映游客的需求[19]。本研究采用Selby等人[13]的分類標準，基于游客認知，將旅游目的地形象分為樸素形象和再評估形象。樸素形象是指潛在游客在訪問目的地之前，根據原有信息所形成的形象；再評估形象是指游客到訪目的地之后，在其所感知信息的基礎上形成的形象。

不同的旅游目的地形象之間的差異是細分市場和營銷的重要依據。根據心理圖像理論，個體與現實之間存在一種由媒介構成的 “擬態環境” 。個體心理圖像的形成要經過現實再到擬態，根據兩者的偏差，得到強化或重塑，最終形成心理圖像[20]。當媒介傳達給個體與原有形象不同的信息時，心理圖像便會產生一個重塑的過程。即，游客的旅游體驗可能會使其感知到的目的地形象同潛在游客的旅游目的地形象存在差異。不少研究也表明，已游群體和未游群體感知到的旅游目的地形象存在顯著差異[5]。從功能-心理維度來講，相對于未游群體，已游群體的目的地形象更為積極。基于此，提出假設H1。

H1：樸素形象與再評價形象存在顯著差異。

（二）目的地形象與情緒喚醒

情緒作為一種情感狀態，是人們感知和體驗的直接產物。維度理論認為，情緒是復雜多變的，其基于情緒的效價，將情緒分成兩個維度：愉悅度和喚醒度[21]。愉悅度是指個體感到滿意和滿足的程度；喚醒度是個體興奮、活躍、刺激或警覺的程度[22]。認知是情緒的基礎。游客對于目的地的認知，會使其產生積極或消極情緒。具體而言，游客會被目的地的屬性所吸引，從而產生情緒反應[23]。不同種類的旅游目的地會喚醒游客不同程度的情緒，更具吸引力的目的地能喚醒游客更積極的情緒。潛在游客感知到的目的地形象會顯著積極地影響游客的情緒，進而促使游客產生重游和推薦意愿[24]。旅游廣告等宣傳手段會對游客的情緒和動機產生刺激，游客的情緒也會受到旅游體驗的影響，會隨著對目的地形象感知的變化而變化[25-26]。因此，樸素形象與再評價形象對情緒喚醒的影響可能存在差異。基于此，提出假設 H2、H2a。

H2：旅游目的地形象對情緒喚醒具有正向影響。

H2a：相較于樸素形象，再評價形象對情緒喚醒具有更強烈的積極影響。

（三）目的地形象與擁護

擁護作為顧客忠誠的一種形式，類似于口碑，是顧客自發地進行傳播、宣傳品牌或產品的正向口碑的一種行為[27]。顧客的擁護能促進產品或品牌的長遠發展，有利于企業形成長期競爭優勢。品牌形象作為顧客消費的前因，是其基于經驗和認知形成的綜合評價，并且會對顧客的擁護行為產生影響[28]。

在旅游環境中，游客會受到目的地的吸引而作出旅游決策。相關研究表明，游客感知到的旅游目的形象會對其行為意愿產生影響，特別是重游和推薦意愿。游客更愿意選擇自己熟悉且經歷愉快體驗的目的地，進而產生擁護行為[29]。完善和提高目的地形象，不僅能對游客滿意度產生積極影響，還有助于提高游客的行為意向[9]。可見，旅游目的地形象對游客擁護具有正向影響，并且樸素形象和再評價形象產生的影響可能存在差異。基于此，提出假設H3、H3a。

H3：旅游目的地形象對游客擁護具有正向影響。

H3a：相比于樸素形象，再評價形象對游客擁護具有更強烈的積極影響。

（四）情緒喚醒的中介作用

情緒是消費者反應的主要驅動力，喚醒度則是人們行為意向的首要因素。研究認為，相對于愉悅，喚醒對個人的記憶起著更為重要的作用[30]。無論是積極情緒還是消極情緒，不同程度的喚醒都會對游客的行為意向產生影響。例如，審美情緒會刺激游客的出游動機，影響其對目的地的選擇，并且對其重游和推薦意愿產生影響[3]。如前所述，旅游目的地形象及情緒都會對擁護產生影響。因此，情緒喚醒也可能會在旅游目的地形象和擁護之間起中介作用。情緒在不同經歷對正面口碑影響中的中介作用已被驗證[31]。根據S-O-R理論，個體經歷刺激產生內部狀態，從而觸發反應。這里，刺激（S）主要指個體的外在刺激，包括各種物理環境和經驗因素；機體（O）則被視為包括個體情緒反應在內的內在過程，其在外部刺激和隨后的反應之間起中介作用；反應（R）通常表現為對某一事物的趨近或規避的最終行為。因此，游客對某一目的地形象的感知，可能引發其情緒反應（喚醒），并最終產生行為（擁護）。基于此，提出假設H4。

H4：情緒喚醒在旅游目的地形象對擁護的影響中起中介作用。

（五）謠言的調節作用

謠言是一種沒有根據、未得到證實的信息，其在一定時間和范圍內具有廣泛傳播的特性[32]。網絡謠言則是在網絡中，通過各種媒介進行傳播的、未被檢驗的事件或問題[33]。謠言特別存在于涉及安全和災難性的事件中。謠言不僅會導致人們作出錯誤的判斷，還會引發一系列經濟、政治、社會危機[34]。網絡謠言的廣泛傳播會刺激人們的不良情緒，從而產生一些非理性的判斷和暴力行為[10]。具體在旅游領域，謠言會降低旅游者的安全感和信任，增強其危機感，進而對游客的出游行為產生影響[35]。基于此，提出假設H5、H5a。

H5：謠言在旅游目的地形象對情緒喚醒的影響中起調節作用。

H5a：謠言存在的情況下，相較于樸素形象，再評價形象對情緒喚醒具有更強烈的影響。

（六）個體涉入的調節作用

涉入是指個體感知到的對于事物的相關性，也就是事物對于個體而言的重要性[36]。相關研究表明，游客的個體涉入在目的地網站對目的地形象的影響中起中介作用[37]。不同群體的涉入程度會對其目的地形象感知、出游前的決策行為、旅行中的購買行為以及旅行后的重游和推薦意愿行為產生影響[38-40]。本研究中，個體涉入主要指人們與謠言的關聯度。由于個體涉入程度不同，其對信息重要性的感知也會存在差異，從而會產生不同的反應[41]。個體涉入程度的不同會對謠言的傳播以及個體的情緒產生直接影響。基于此，提出假設 H6、H6a、H6b、H6c。

H6：個體對謠言的涉入程度在旅游目的地形象對情緒喚醒的影響中起調節作用。

H6a：相較于樸素形象，個體對謠言的涉入程度在再評價形象對情緒喚醒影響中的作用更大。

H6b：個體對謠言涉入程度較低時，其在旅游目的地形象對情緒喚醒的影響中有顯著作用。

H6c：個體對謠言涉入程度較高時，其在旅游目的地形象對情緒喚醒的影響中沒有顯著作用。

二、研究設計及結果分析

本研究通過控制外部和不重要的變量，設計了4個實驗來驗證所提出的假設。實驗一是初步實驗，測試旅游目的地形象類型（樸素形象和再評價形象）之間是否存在顯著差異（H1）。在此基礎上，進行其余3個實驗，來驗證圖1所示的各變量之間的關系。實驗二考察了旅游目的地形象類型、情緒喚醒、擁護之間的關系（H2、H3、H4）。實驗三考察了謠言在旅游目的地形象類型對情緒喚醒影響中的調節作用（H5、5a）。實驗四考察了游客對謠言的個體涉入程度在旅游目的地形象類型對情緒喚醒影響中的調節作用（H6，6a，6b，6c）。

圖1 理論模型

（一）實驗一：旅游目的地形象類型

1. 實驗方法

實驗一考察了旅游目的地形象類型，即樸素形象和再評價形象之間的潛在差異。通過1名不參與后續實驗的研究人員發布公告，招募國內兩所高校的195名大學生作為被試者。實驗一選擇山西省壺口瀑布為旅游目的地，以大學生為研究對象，主要原因有以下兩點：第一，壺口瀑布是國家4A級景區，中國第二大瀑布，全國知名度較高；第二，學生群體的同質性有助于確保研究的內部效度。調查對象主要為女性（56.9%），年齡集中在18～25歲之間（90.3%）。在實驗過程中，通過詢問被試者 “是否到訪過壺口瀑布” 將其分為兩組：樸素形象（n=100）和再評價形象（n=95）。

首先，被試者被要求閱讀壺口瀑布的景區介紹并觀看旅游宣傳片。之后，被試者需要完成一份由兩部分組成的問卷。根據既有研究[42]使用的量表，本實驗采用7點量表（1=強烈不同意，7=強烈同意）進行測量，包括 “我認為該旅游目的地是一個令人興奮和有趣的地方” 等5個題項。該量表被認為是可靠的（α=0.926）。

2. 實驗結果

對實驗一的結果采用獨立樣本t檢驗來驗證假設H1。結果表明，到訪過該旅游目的地即再評價形象組的旅游目的地形象（M=5.699,SD=1.268）顯著高于未到訪過該旅游目的地即樸素形象組（M=4.300,SD=1.163），兩者之間的差異具有顯著性（t=8.037，p〈0.001），驗證了假設H1。

（二）實驗二：旅游目的地形象和擁護

1. 實驗方法

實驗二采用單因素實驗設計，由1名不參與后續實驗的研究人員發布公告，從兩所國內高校招募199名沒有參與實驗一的學生進行實驗。實驗二選擇山西省五臺山為旅游目的地，以大學生為研究對象，原因是：第一，五臺山是國家5A級景區，是中國佛教四大名山之一，在國內極富盛名；第二，大學生群體具有同質性，并且大學生是中國最活躍的游客群體之一。實驗二的被試者主要為女性（62.8%），年齡集中在18～25歲（96.5%）。

首先，被試者被要求閱讀五臺山的景區介紹并觀看旅游宣傳片。之后，被試者需要完成一份由3部分組成的問卷。參考既有研究[43]，本實驗采用7點量表來測量情緒喚醒程度，將前往該目的地旅游設定為 “刺激的” “令人興奮的” “愉快的” 和 “有趣的” 4個選項；采用Fullerton[27]的單維擁護量表來測量擁護，其包括 “向其他人正面宣傳該目的地” “向其他人推薦該目的地” 和 “鼓勵親友來該目的地旅游” 3個題項。兩個量表都被認為是可靠的（α情緒喚醒=0.904,α擁護=0.911）。

2. 實驗結果

以旅游目的地形象類型為自變量，以情緒喚醒/擁護為因變量，采用獨立樣本t檢驗來驗證假設H2、H2a、H3和H3a。結果表明，再評價形象組的情緒喚醒程度（M=5.188,SD=1.492）顯著高于樸素形象組（M=4.169,SD=1.306，t=5.134，p＜0.001）；相較于樸素形象組（M=4.474,SD=1.323），再評價形象組（M=5.674,SD=1.517）更易產生游客擁護行為（t=5.934，p＜0.001），驗證了假設H2、H2a、H3和H3a。

采用Process中包括自變量、中介變量和因變量的模型4來檢驗中介模型，中介效應采用Bootstrap方法進行檢驗。結果表明，情緒喚醒在旅游目的地形象類型和擁護之間起部分中介作用（ 直 接 效 應：b=0.361,SE=0.126,LLCI=0.113,ULCI=0.610； 間 接 效 應：b=0.838,SE=0.175,LLCI=0.508,ULCI=1.187），驗證了假設 H4。

（三）實驗三：謠言和旅游目的地形象

1. 實驗方法

實驗三考察謠言如何影響旅游目的地形象類型和游客情緒喚醒之間的關系。實驗采用2（樸素形象或再評價形象）×2（存在或不存在）的被試者間因子設計，選擇湖南省張家界天門山旅游景區為旅游目的地，并依據2017年 “張家界索道斷裂” 的謠言加工成虛擬實驗材料。被試者被要求閱讀張家界天門山的景區介紹并觀看旅游宣傳片；然后，無謠言組需要完成一份由三部分組成的問卷，而有謠言組則需要閱讀虛擬材料： “一個聲稱‘張家界天門山玻璃棧道破裂導致多人傷亡’的視頻被瘋狂傳播。視頻中，一群人行走在索道上，索道突然斷裂，混亂的搶救場面、凄慘的哭叫聲……” ，并觀看相關視頻，然后根據真實感受完成問卷。

研究人員隨機邀請98名大學生（不參加后續實驗）參與前測。首先，通過詢問每個被試者是否認為所提供的情景 “可能在現實生活中發生” 來衡量情景的真實性，結果，大多數被試者（85.1%）表示情景 “可能在現實生活中發生” ；其次，通過詢問被試者 “是否之前閱讀過這些信息” 來衡量實驗的客觀性，結果，大部分被試者（94.9%）表示沒有閱讀過這些材料。

實驗三采用截取的方法，選取參觀湖南省長沙市橘子洲的205名游客進行實驗，被試者特征如表1所示。

表1 實驗三被試者特征

被試者被隨機分配到4種不同的情景：無謠言的樸素形象組（53人）、有謠言的樸素形象組（49人）和無謠言的再評價形象組（51人）、有謠言的再評價形象組（52人）。被試者性別分布較為均勻（女性為50.2%，男性為49.8%），年齡主要集中在18～35歲（78.6%）。被試者的情緒喚醒（α=0.806）和擁護（α=0.857）使用與實驗二相同的量表進行測量。

2. 實驗結果

采用2×2的方差分析方法，以旅游目的地形象類型和謠言為自變量，以情緒喚醒為因變量，對假設H5和H5a進行檢驗。結果顯示，其存在統計學意義上的交互作用（F3,201=26.770,p〈0.001）（見圖2，情緒喚醒呈現為估算邊際平均值）。采用獨立樣本t檢驗確定調節效應的方向。在有謠言的情況下，再評價形象組的情緒喚醒（M=5.096,SD=0.720，t=8.198,p〈0.001）顯著高于樸素形象組（M=4.306,SD=1.187），假設H5和H5a得到驗證。價形象）×3（較高、中等或較低個體涉入程度）的因子設計，考察個體涉入程度在旅游目的地形象類型對游客情緒喚醒的影響中可能起到的潛在調節作用，從而擴展實驗三的結果。具體而言，與樸素形象相比，在再評價形象下，檢驗個體涉入程度的增強是否會對游客的情緒喚醒產生更大的影響。實驗四選擇湖南省湘潭市韶山景區為旅游目的地，并依據2017年 “張家界纜車起火” 的謠言，加工成虛擬實驗材料。所有被試者先被要求閱讀韶山的景區介紹并觀看旅游宣傳片；然后，無謠言組需要完成一份由四部分組成的問卷，而有謠言組則需要閱讀虛擬材料： “近日，一則聲稱‘韶山吊纜起火導致多人傷亡’的視頻被瘋狂傳播。視頻中，正在空中運行的吊纜突然起火，火勢越來越大，濃煙滾滾，數十名游客喪生，沒有一絲逃生機會……” ，在觀看相關視頻之后，其根據真實感受完成問卷。

圖2 謠言的調節作用

研究人員隨機邀請了114名大學生（不參加后續實驗）參與前測。按照與實驗三的相同步驟確定情景的真實性和實驗的客觀性。大多數被試者（95.6%）表示情景是真實的，并且大部分被試者（98.2%）表示沒有閱讀過這些材料信息。

實驗四截取了前往湖南省長沙市岳麓山旅游的游客（被試者的特征見表2）進行實驗，過程與實驗三基本一致。

表2 實驗四被試者特征

采用Process中包括自變量、調節變量、中介變量和因變量的模型7對調節中介模型進行檢驗，使用Bootstrap方法分析調節中介效應。結果表明，謠言在旅游目的地形象類型對游客擁護的影響中起調節作用，情緒喚醒起中介作用。總的來說，旅游目的地形象類型通過中介變量情緒喚醒對擁護產生影響（b=-0.708,SE=0.237,LLCI=-1.717,ULCI=-0.242）。將中介效應分解到不同的謠言條件下，發現無論有無謠言，中介效應都顯 著（ 有 謠 言：b=1.387,SE=0.165,LLCI=1.061,ULCI=1.708；無謠言：b=0.679,SE=0.187,LLCI=0.320,ULCI=1.055）。

（四）實驗四：個體涉入和旅游目的地形象

1. 實驗方法

在有謠言的條件下，采用2（樸素形象或再評

將個體涉入分為較高、中等、較低三組。304名被試者被隨機分配到6種不同情景中：對謠言的個體涉入程度較高（n=37）、中等（n=61）、較低（n=43）的樸素形象組，對謠言的個體涉入程度較高（n=45）、中等（n=80）或較低（n=38）的再評價形象組。

為了測試被試者的個體涉入程度，本實驗采用Zaichkowsky等人[44-45]開發的量表，選擇7點量表（1=強烈不同意，7=強烈同意）進行測量，包括 “這條信息對我來說非常重要” “這條信息產生的后果與我息息相關” 和 “我很在意這類信息” 三個題項。該量表表現出足夠的可靠性（α=0.916）。被試者的情緒喚醒（α=0.846）和擁護（α=0.848）測量采用與先前實驗相同的量表。

2. 實驗結果

以旅游目的地形象類型和個體涉入程度為自變量，情緒喚醒為因變量，采用2×3方差分析對假設H6、H6a、H6b和H6c進行檢驗。結果表明，其存在有統計意義的交互作用（F5,298=9.630,p〈0.001），假設H6得到驗證（見圖3，情緒喚醒呈現為估算邊際平均值）。采用獨立樣本t檢驗確定調節效應的方向。結果顯示，個體涉入程度越低，相較于樸素形象（M=4.401,SD=1.450），再評價形象的情緒喚醒（M=5.763,SD=1.013）顯著程度更高（t=4.944,p〈0.001）。當個體涉入程度為中等時，再評價形象組的情緒喚醒（M=5.316,SD=0.909）顯 著 高 于 樸 素 形 象 組（M=4.676,SD=1.072；t=3.829,p〈0.001）；而當個體涉入程度較高時，再評價形象組的情緒喚醒（M=5.128,SD=0.988）與樸素形象組的差異不顯著（M=4.689,SD=1.111；t=1.891,p〉0.05），假設H6a、H6b和H6c得到驗證。

圖3 個體涉入的調節作用

實驗四采用Process中的模型7對調節中介模型進行檢驗，并采用Bootstrap方法分析調節中介效應。個體涉入程度在旅游目的地形象類型對擁護的影響中起調節作用，游客的情緒喚醒起中介作用。總的來說，旅游目的地形象類型會通過中介變量情緒喚醒對擁護產生影響（W1：b=-0.529,SE=0.242,LLCI=-0.999,ULCI=-0.052；W2：b=-0.676,SE=0.272,LLCI=-1.219,ULCI=-0.149）。將中介效應分解到不同的個體涉入程度，檢驗結果表明：當個體涉入程度較低時，中介作用顯著（b=0.997,SE=0.215,LLCI=0.588,ULCI=1.430）；當個體涉入程度中等時，中介作用顯著（b=0.468,SE=0.129,LLCI=0.217,ULCI=0.727）；當個體涉入程度較高時，中介作用不顯著（b=0.321,SE=0.170,LLCI=-0.009,ULCI=0.663）。

三、結果和討論

本研究基于心理圖像理論及SOR理論，對兩種旅游目的地形象（樸素形象與再評價形象）的差異性進行了檢驗，并研究了游客的情緒喚醒在旅游目的地形象類型和擁護之間的中介作用，以及謠言和游客的個體涉入在旅游目的地形象類型對情緒喚醒影響中的潛在調節作用。檢驗結果表明：（1）樸素形象和再評價形象存在顯著差異，再評價形象顯著高于樸素形象。（2）與樸素形象相比，再評價形象對情緒喚醒和游客擁護具有更積極的作用；情緒喚醒在旅游目的地形象類型對擁護的影響中發揮部分中介作用。（3）無論謠言存在與否，情緒喚醒在旅游目的地形象類型和擁護之間都起部分中介作用；謠言弱化了再評價形象對情緒喚醒的積極影響。（4）當個體涉入程度較低或中等時，情緒喚醒的中介效應依然存在；當個體涉入程度較高時，這種效應會減弱。

以上研究結果表明，不同的旅游目的地形象之間存在顯著差異，且旅游目的地形象類型對游客情緒喚醒及擁護具有重要影響。為此，旅游目的地應提供積極的喚醒方式，鼓勵再評價形象的游客發生擁護行為；而對于樸素形象的游客，則可以使用 “刺激的” “令人興奮的” “愉快的” “有趣的” 方式，宣傳推廣旅游目的地。同時，考慮到謠言與旅游目的地形象類型的交互作用，旅游目的地應及時對謠言進行澄清，加強對言論的篩選和審核，對不法行為進行嚴厲處置，并做好信息公開工作；監管部門應積極開展打擊 “網絡謠言” 的系列宣傳活動，向游客宣傳謠言的危害性以及辨別方式，提高游客對謠言的辨別能力，并有效阻止游客進一步傳播謠言；游客需提高自身的謠言辨別能力和防范意識，在沒有看到官方信息時，不輕信來歷不明的消息，更不去傳播這些信息。

本研究還存在一些不足。首先，本研究僅選取幾個景區為例進行實驗，未來研究可增加景區樣本量。其次，本研究選取謠言和個體涉入程度作為調節變量，未考慮其他變量在旅游目的地形象類型對情緒喚醒影響中的調節作用。最后，本研究將旅游目的地形象分為樸素形象和再評價形象兩種類型，未來研究可從其他分類方式上來探討旅游目的地形象對游客喚醒和擁護的影響。