主題公園擁擠感知對游客滿意度的影響機理

邢杰 梁旺兵 常承明 高雪琴

[關鍵詞]主題公園;擁擠感知;游客滿意度;情緒;中介效應

作為一種通過游園線索提煉和創意策劃活動開展滿足游客多樣化休閑娛樂需求的現代旅游目的地形態，主題公園在國內獲得了長足發展，已然成為都市旅游的重要載體。據主題娛樂協會與艾奕康設計與咨詢公司聯合發布的《2019全球主題公園和博物館報告》，中國有3家主題公園集團（長隆集團、華僑城集團、華強方特集團）進入全球主題公園集團前10位。甘肅省主題公園近年來也步入了快速發展軌道，大型、超大型園區不斷出現，其中以嘉峪關方特歡樂世界、方特絲路神畫、蘭州西部恐龍水樂園等最具代表性。主題公園假日經濟特征顯著，對一日游市場依賴度高，容量最大化和資源有效利用成為決定其經營成敗的關鍵[1]。在發展過程中，國內市場需求持續增長、人均旅游資源占有量不足、基礎設施建設滯后、出游時間相對集中、新型營銷方式介入等多重因素疊加，使擁擠成為困擾主題公園和游客的普遍問題。每逢節假日，數以千計的游客涌入主題公園，“爭奪”園區空間，過度使用場館設施，導致游客體驗時間與排隊時間失衡、滿意度低下，對主題公園高質量發展構成了威脅。擁擠問題成為主題公園不得不正視和解決的重要課題。緩解游客擁擠感知、提升游客滿意度成為實現主題公園高質量發展的重要途徑。

國外圍繞擁擠與滿意度的關系開展的一系列研究，廣泛涉及山岳旅游地[2]93、接待領域[3]88、國家公園[4]109、城郊自然公園[5]1、節會[6]293 等眾多情境，而對游樂型主題公園涉及的較少。研究框架上，相關研究以直接討論擁擠（感知）對游客滿意度影響的居多，通過構建結構方程模型檢驗特定變量———如目的地吸引力[7]1258 等在二者之間的中介效應的較少。盡管不少成果都暗示情緒極有可能在擁擠感知與游客滿意度之間扮演中介角色，但實質性的證據卻仍然匱乏。與此同時，國內旅游擁擠研究主要集中于擁擠的特征及調控[8]961、擁擠群體系統結構與運行機理[9]120、旅游擁擠事件的成因及作用路徑[10]159、旅游擁擠感知機理及差異性[11]1377 等議題，很少有研究從社會和心理層面解析擁擠感知對游客滿意度的影響機理。鑒于此，本研究遵照SOR 概念框架（stimulus-organism-response， 即“刺激-機體-反應”模型），將物理擁擠感知（physical crowding， 或簡寫為PhC）、心理擁擠感知（psychological crowding，或簡寫為PsC）、正性情緒（positive emotion，或簡寫為PE）、負性情緒（negative emotion， 或簡寫為NE）、游客滿意度（tourist satisfaction， 或簡寫為TS）納入結構模型，借助中介效應分析等方法，以揭示擁擠感知對游客滿意度的影響機理的部分事實，回答包括“情緒是否在擁擠感知與游客滿意度之間起到顯著的中介作用”在內的若干問題。

1 SOR框架搭建

SOR模型由環境學家Mehrabian和Russell提出，是一種用于探究外部環境刺激對個體認知或情緒反應的影響，進而預測個體響應行為的理論模型[12]。其中，“刺激”主要指外部環境因素，“機體”指個體對外部環境刺激產生的認知或情緒反應，“反應”指個體對認知或情緒變化做出的響應及結果[13]。本研究旨在從心理層面解析擁擠感知對游客滿意度的影響機理，尤其是檢驗情緒在擁擠感知與游客滿意度之間的中介效應。SOR 框架恰恰為本研究結構模型構建提供了依據。首先，游客擁擠感知作為一個源自旅游環境中空間密度的復合概念，是游客普遍經受的外部刺激因素，符合SOR 模型對“stimulus”因素的界定。為了分離擁擠感知的不同面向對游客滿意度的影響，本研究對物理擁擠感知與心理擁擠感知做了區分。其次，由游客擁擠感知引發的情緒，是典型的外部環境刺激的產物，與SOR模型對“organism”因素的界定一致。鑒于“游客正、負情緒往往在同一消費情境中同時被激發”的觀點不斷得到證實，本研究也將游客面對擁擠時的情緒體驗劃分成了正性情緒、負性情緒兩個類別。最后，作為游客對旅游體驗（其中就包含情緒體驗）的綜合評價和響應結果，Eroglu 等[14]、Mummalaneni[15]、Su等[16]558 都傾向于將游客滿意度作為SOR模型的響應部分，即“response”因素。至此，由stimulus因素（物理擁擠感知PhC、心理擁擠感知PsC）、organism 因素（正性情緒PE、負性情緒NE）以及response因素（游客滿意度TS）構成的SOR框架初步搭建完成，為接下來結構模型的構建奠定了基礎。

2 相關文獻綜述

2.1 擁擠的界定與主要成分

Stokols指出，擁擠是個人對空間的需求未得到滿足而產生的負面感受[17]275。Shelby進一步規范了擁擠的界定：“特定條件下，空間密度超過特定值而產生的負面評價”[18]。環境心理學、行為心理學也都強調了擁擠的“壓力和動機屬性”。由此可見，擁擠是“個體對空間密度的主觀心理反應”，而非單純的空間概念。因此，擁擠感知既取決于空間密度，也受到其他可能干擾個體目標實現的外界刺激的影響?！懊芏取狈从程囟臻g的物理特征，“擁擠”則是個體對包括空間密度在內的環境狀況的負面感知[17]276。關于密度與擁擠關系的一系列研究，揭示了較強的正相關、中度相關、微弱的正相關以及毫不相關四種不同結果[19]107?？梢姡臻g密度并不必然導致擁擠感知或與擁擠有關的負面影響。

Worchel的“雙因素理論”將擁擠感知解釋為個人空間遭到侵犯后的歸因過程[20]。游客擁擠感知———一種主要由“人”和空間密度構筑的多維結構，同樣源自游客個人空間受到擠壓所觸發的環境歸因過程。Stokols的“挫敗”說區分了擁擠感知的兩個基本面向———中性擁擠感知與個人擁擠感知[21]。中性擁擠感知主要來自物理環境對個體活動的限制（如景區交通擁堵限制了游客的活動），個人擁擠感知雖然也涉及物理環境限制，但主要與其他外界環境干擾有關（如過多的游客影響了景區場館游覽體驗）?？紤]到游客在旅游環境這一典型次生環境中的空間需求特征，游客間的互動勢必對游客審美體驗產生干擾（如游客間的互動破壞了游覽興致），“社交擁擠感知”的概念隨后被提出[7]1253。不難發現，不論是個人擁擠感知還是社交擁擠感知，都主要與“人”有關，是游客關于其他游客“在場”及游客間的互動對旅游體驗可能造成的影響的負面評價。鑒于此，本研究嘗試用心理擁擠感知的概念替代上述個人擁擠感知與社交擁擠感知之和，同時為了確保字面上的嚴謹性，用物理擁擠感知（PhysicalCrowding， PhC）的概念替代中性擁擠感知的概念，以反映空間密度對游客活動的物理限制。物理擁擠感知與心理擁擠感知構成游客擁擠感知的主要成分。

2.2 擁擠感知的產生及影響因素

Brehm 的“行為約束模型”指出，人類有維持行為自由的基本愿望，當個人行為因為他人的存在而受到限制或變得不可能時，就會導致該場景下的擁擠感[22]。這種解釋同樣適用于旅游情境。Absher認為，戶外游憩區的高密度是導致游客擁擠感知的主要原因[23]。Stokols則強調擁擠是一個涉及場景、活動以及個人等眾多信息的綜合概念[24]，高密度并不必然導致擁擠感知。近年來又有學者提出，過度的社會刺激和對他人不當行為的識別是游客擁擠感知產生的根本原因[2]94。綜合以上觀點，擁擠感知是在特定密度條件下，游客心理能力與外界環境刺激（如空間密度、其他游客“在場”、游客間的互動等）相互作用的產物，當游客接收到的外界刺激超出其心理能力并對其達成體驗預期造成干擾時，擁擠感知便會產生。

影響因素研究是旅游擁擠研究的核心內容[19]111。除空間密度外，擁擠預期[3]92、等待時間[25]、游憩體驗[5]13 等也都對游客擁擠感知存在影響。國內案例研究也發現，社會密度、環境因子、游客個人特點等都會顯著影響游客擁擠感知[8]962。擁擠感知影響因素研究為主題公園從源頭上開展擁擠治理指出了方向。

3 結構方程模型構建

3.1 擁擠感知與游客滿意度

Gronroos將游客滿意度界定為“游客感知到的服務及體驗質量與預期質量的比較結果”[26]。作為旅游體驗的綜合評價[16]560，游客滿意度對游客目的地選擇、旅游產品消費、重游意愿[27]、重游決策[28]、忠誠度[29]、推薦行為[30]及旅游企業盈利能力[31]有重要影響，是旅游景區和目的地管理的關鍵。

擁擠感知對游客滿意度有顯著影響。Vaske指出，擁擠感知可以作為工具對目的地游客滿意度進行評估[32]114。羅艷菊、NEUTS 等研究顯示擁擠感知會導致游客滿意度下降[33]，[34]2149，部分研究發現擁擠感知與游客滿意度不相關[4]120，只有極少量來自國外森林休閑游客、受保護地區游客及河流消遣游客的研究得出擁擠感知對游客滿意度存在正向影響。目前，新冠疫情仍未消除，感染風險的存在提高了游客的空間需求，游客對物理擁擠和心理擁擠敏感性增強，Kim 等人對節會擁擠的研究關于擁擠感知（指心理擁擠感知）或增進游客滿意度的假設[6]300 恐難成立。基于以上分析，本研究提出如下假設：H1：物理擁擠感知負向影響游客滿意度;H2：心理擁擠感知負向影響游客滿意度。

3.2 擁擠感知與情緒體驗

游客擁擠感知作為一個“心理—環境”過程，取決于游客對“喚起”（個人空間被侵犯乃至任何增加人際親密感的行為都可能導致游客被“喚起”）的解釋。積極的解釋引發正性情緒，消極的解釋導致負性情緒，兩種情緒往往同時出現、彼此滲透，共同勾畫出游客有失和諧甚至完全矛盾的情緒經歷。正如Larsen等人所言，正負情緒同時被激活的現象在很多消費情境甚至某些高壓狀況下大量存在[35]。

擁擠感知極易引發游客焦慮、煩躁甚至恐慌等負性情緒[9]122。擁擠感知與游客負性情緒的關聯還會因游客與目的地之間的社會價值差異而得到進一步強化。旅游擁擠事件感知更是會極大破壞游客的情緒和心態[10]164。Sever指出，情緒反應是檢驗游客擁擠耐受力的重要標準[5]11。游客擁擠感知大多對情緒體驗產生負向影響，這種影響主要通過助長負性情緒、抑制正性情緒兩種途徑來實現。此前研究多強調擁擠感知對負性情緒的助長，而忽視了對正性情緒的抑制。綜合以上觀點，本研究提出如下假設： H3：物理擁擠感知負向影響正性情緒;H4：心理擁擠感知負向影響正性情緒;H5：物理擁擠感知正向影響負性情緒;H6：心理擁擠感知正向影響負性情緒。

3.3 情緒體驗與游客滿意度

情緒反應是游客消費體驗認知評估的重要前提，是消費后行為（如滿意度、地方依戀、目的地選擇、重游意圖及忠誠度等）的決定因素之一，在滿意度生成過程中發揮著重要作用。零售、旅游領域的不少證據表明，不論積極情緒抑或消極情緒都對滿意度存在顯著影響。Su， Nawijn等都證實，積極情緒正向影響滿意度[16]562，消極情緒負向影響滿意度[36]2391。在享樂情境中，“快樂”“興趣”“積極”“敬畏”等正性情緒成為決定游客滿意度的關鍵因素，“遺憾”“失望”“不愉快”“恐懼”等負性情緒則對游客滿意度有一定損害，為數寥寥的研究發現負性情緒對游客滿意度有積極作用。綜上，大多數研究支持正性情緒正向影響游客滿意度、負性情緒負向影響游客滿意度，少量研究發現負性情緒對游客滿意度存在正向影響。基于此，本研究提出如下假設：H7：正性情緒正向影響游客滿意度;H8：負性情緒負向影響游客滿意度。

3.4 情緒體驗在擁擠感知與游客滿意度之間的中介作用

情緒在擁擠感知與游客滿意度之間的中介效應只在為數不多的研究中得到檢驗。Lu等人的研究揭示出，“敬畏”在自然環境浩瀚性、宗教氛圍神圣性與游客滿意度之間分別起到部分中介與完全中介作用[37]。Kim 等人關于節會擁擠的研究發現，“空間擁擠感知”“人際擁擠感知”以情緒體驗為中介分別對游客滿意度產生了負向和正向影響[6]307。據此并結合前文對“擁擠感知———游客滿意度”“擁擠感知———情緒體驗”“情緒體驗———游客滿意度”三組關系的論述，本研究最后提出如下假設：H9：物理擁擠感知以正性情緒為中介負向影響游客滿意度;H10：心理擁擠感知以正性情緒為中介負向影響游客滿意度; H11：物理擁擠感知以負性情緒為中介負向影響游客滿意度; H12：心理擁擠感知以負性情緒為中介負向影響游客滿意度。

3.5 基于SOR框架的結構方程模型

本研究引入情緒中介（正性、負性情緒），基于假設H1-H12，借助Amos Graphics-24，構建符合SOR框架的結構模型，以解析擁擠感知對游客滿意度的影響機理（圖1）。

4 研究設計

4.1 案例地、調查時間與方法

本研究以主題公園為研究對象，運用結構模型檢驗方法（SEM），探討擁擠感知對游客滿意度的影響機理，著重檢驗情緒體驗在其中可能起到的中介作用。為了增強樣本的代表性和結論的可靠性，本研究選取甘肅省兩家熱門主題公園———嘉峪關方特歡樂世界（AAAA 級）與蘭州西部恐龍水樂園（AAAA 級）為案例地。嘉峪關方特歡樂世界由華強方特集團投資修建，是目前甘肅省內規模最大的第四代主題公園，以現代高科技與古老中華文化深度結合著稱。2019年國慶黃金周期間，嘉峪關方特歡樂世界共接待游客超4.7萬人次，擁擠問題比較突出。蘭州西部恐龍水樂園占地27.6 萬平方米（414畝），是目前蘭州市最大的水上主題公園，2020年國慶黃金周期間，單日接待游客一度突破4 000人，擁擠問題同樣突出。嘉峪關方特歡樂世界和蘭州西部恐龍水樂園作為省市兩級主題公園的代表，其擁擠狀況相當程度上展現出甘肅省內主題公園的擁擠現狀。同時，選取兩個在區位、主題、規模、經濟社會環境等方面區分較為明顯的案例地也有助于削弱共同方法偏差。調查時間選在2020年國慶黃金周期間，符合主題公園假日經濟特征。黃金周期間，龐大、密集的客流涌入公園，最容易產生擁擠或過度擁擠現象。調查方法上，定性訪談階段采用了有組織談話方法，問卷調查階段采用了對擁擠感知度較為敏感的游客自填法[11]1384。

4.2 量表選用與問卷設計

本研究用于測量各潛變量的量表均借鑒自以往研究中使用的可靠的多項目量表。游客物理擁擠感知量表、心理擁擠感知量表分別由Li等設計的5項目量表[7]1254 和Vaske等設計的6項目量表 [32]116 微調而來，游客情緒則引入Watson等開發的PANAS正性負性情緒量表[38]2 進行測量，游客滿意度測量沿用了Ma等設計的4項目量表[39]。本研究對個別量表進行的微調整僅限于歸并、刪減個別題項，目的是使量表更符合主題公園實際，并不涉及顛覆性改造。調查對象被要求用5分李克特量表（1分代表完全不一致，5分代表非常一致）表示他們對感受到的物理擁擠、心理擁擠、正性情緒、負性情緒及滿意度的認可程度（各量表指標參見表1注釋）。除量表部分，調查問卷還顧及了游客的年齡、性別、職業、收入等人口學特征。

4.3 調查實施與數據概況

本研究用定性訪談法、問卷調查法，分兩個階段收集了2020年國慶黃金周期間嘉峪關方特歡樂世界、蘭州市西部恐龍水樂園313名游客的擁擠感知、情緒體驗及滿意度數據。第一階段為定性訪談（有組織談話）階段，旨在通過一定數量的游客訪談，識別游客情緒體驗，確定后續問卷調查中使用的情緒指標，用到的工具為PANAS正性負性情緒量表。PANAS正性負性情緒量表由Watson等人開發，包含積極情緒（如熱情、興趣、堅定、激動、鼓舞、警惕、積極、堅強、驕傲、專注等）與消極情緒（如恐懼、擔心、低落、煩惱、不安、緊張、羞愧、內疚、煩躁、敵意）各10種[38]2，克服了之前情緒量表信度較低、收斂或判別效度較差等缺陷，顯示出高度的內部一致性，且基本上不相關，在較長時間內都穩定在適當水平[40]。訪談過程中，若游客提及的某些情緒與PANAS正性負性情緒量表中的特定情緒吻合，即對其進行標記;若游客情緒披露比較單一，則對照PANAS正性負性情緒量表，圍繞未被游客提及的情緒進行提問，在得到游客確認后，對其加以標記;若游客在兩種或兩種以上情緒的區分上出現困難，及時向游客解釋，待游客明晰和確認后標記相應情緒;若上一種情況在游客中較為普遍，則考慮合并有關情緒;當多名游客情緒披露中出現同一種“編外情緒”（不包含在PANAS正性負性情緒量表中）時，也對其進行標記，但在后續談話過程中不主動問及;最后，根據標記量，將為多數游客明確識別的正、負情緒納入修正后的PANAS正性負性情緒量表，以資本研究情緒捕捉之用。盡管國慶黃金周期間，嘉峪關方特歡樂世界日接待人數高于蘭州西部恐龍水樂園，但考慮到前者占地面積（66萬平方米）遠大于后者（27.6萬平方米），因此在訪談游客數量分配上未做傾斜，均設定為31人，合計占問卷調查有效樣本量的1/5。這一比例基本可以反映訪談法與問卷調查法在樣本需求量上的差異。定性訪談階段識別出游客正性情緒5種（高興、興趣、積極、活力、激動），負性情緒5種（失望、易怒、不安、焦慮、壓抑）。

第二階段為問卷調查（游客自填）階段，旨在收集游客擁擠感知、情緒體驗及滿意度數據，涉及樣本量350。調查收回問卷326份，有效問卷313份（嘉峪關方特歡樂世界166份， 蘭州西部恐龍水樂園147份），有效率96.01%。樣本年齡分布比較合理，年齡在“22～43”的占43.80%，占比最高，年齡在“44～59”“18～21”的占比略低，分別為 30.00%、22.70%，年齡“>59”的占 3.50%;樣本男女比例基本持平，男性比例（51.40%）略高于女性（48.60%）;職業分布方面，機關事業單位員工、個體工商戶、企業職工人數最多，分別占33.50%、30.70%和21.70%，農民、軍人占比較低;收入方面，年收入在“6萬～11.99萬”和“<6萬”的人數占比分別為35.70%、34.20%，“12萬～17.99萬”“18萬～23.99萬”及“≥24萬”人數合計占比30.10%。觀測指標均值范圍如下：3.60≤PhCi（mean）≤3.73， i=1，2，3，4，5;3.16≤PsCj（mean）≤3.29， j=1，2，3，4; 2.53≤PEk（mean）≤2.71， k=1，2，3，4，5; 3.27≤NEl（mean）≤3.45， l=1，2，3，4，5; 2.59≤TSm≤2.76，m=1，2，3，4。

5 結果分析

5.1 共同方法偏差檢驗

本研究在數據采集過程中采用了匿名填寫問卷、部分項目反向計分、避免單一地點采樣等方法，對可能存在的共同方法偏差予以控制。對本研究所有參與假設檢驗的23個量表指標進行Harman單因子檢驗，未旋轉的探索性因子分析共提取出7個特征根大于1 的因子，最大因子方差解釋率為31.70%（<40%），表明本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

5.2 探索性因子分析

信度檢驗得到物理擁擠感知量表、心理擁擠感知量表、正性情緒量表、負性情緒量表、游客滿意度量表Cronbachs α值分別為0.935、0.911、0.935、0.943、0.919，均大于0.90;探索性因子分析得到各量表KMO 值分別為0.899、0.837、0.903、0.902、0.837，均大于0.80;巴特利特球形度檢驗值依次為1 336.929、853.096、1 277.893、1 420.771、941.342;顯著性sig均小于0.001;提取因子方差貢獻率分別為79.717%、79.014%、79.391%、81.432%、80.630%，均大于0.75。以上結果說明各潛變量對應觀測變量的內部一致性較好。

5.3 驗證性因子分析

5.3.1 結構效度檢驗

結構模型適配度檢驗結果顯示，絕對適配度指數RMSEA=0.069<0.08，GFI=0.913>0.9，AGFI=0.912>0.8，RMR=0.039<0.05;增值適配度指數NFI（0.917）、IFI（0.944）、TLI（0.935）、CFI（0.943）均大于0.9;簡約適配度指數NC（??/df）=2.655<3，均符合適配要求，表明結構模型具有良好的結構效度。

5.3.2 聚斂效度檢驗

驗證性因子分析結果顯示，潛變量物理擁擠感知、心理擁擠感知、正性情緒、負性情緒、游客滿意度在對應觀測變量上的標準化因子載荷均大于0.75，t值均在小于0.001水平下顯著，表明潛變量對觀測變量有著較好的反映程度;組合信度（CR）均大于0.90，比較理想;各潛變量平均方差抽取量（AVE）均大于0.70，說明潛變量聚斂效度良好（表1）。

5.3.3 區分效度檢驗

Fornell-Larcker標準認為，當各潛變量的平均方差抽取量（AVE）的平方根大于其與其他潛變量的相關系數時，說明潛變量之間區分效度較好[41]。檢驗結果顯示，除物理擁擠感知、心理擁擠感知與游客滿意度之間不存在顯著相關性之外，其余潛變量均顯著相關，且各潛變量平均方差抽取量（AVE）的平方根均大于其與其他潛變量的相關系數，表明潛變量之間區分效度可以接受（表2）。

5.4 假設檢驗

5.4.1 路徑系數檢驗

路徑系數檢驗結果顯示，物理擁擠感知、心理擁擠感知對游客滿意度不存在顯著影響（P 分別為0.513、0.073，均大于0.05），假設H1、H2不成立;物理擁擠感知、心理擁擠感知對正性情緒存在顯著負向影響，標準化路徑系數分別為-0.330（P <0.001），-0.453（P <0.001），說明物理擁擠感知對正性情緒的負向影響小于心理擁擠感知，假設H3、H4成立;物理擁擠感知、心理擁擠感知對負性情緒存在顯著正向影響，標準化路徑系數分別為0.124（P <0.001）、0.685（P <0.001），說明物理擁擠感知對負性情緒的正向影響同樣小于心理擁擠感知，假設H5、H6成立;正性情緒、負性情緒分別對游客滿意度存在顯著正向和負向影響，標準化路徑系數分別為0.497（P <0.001）、-0.761（P <0.001）， 表明負性情緒對游客滿意度的負向影響大于正性情緒對游客滿意度的正向影響，假設H7、H8成立（表3）。

5.4.2 中介效應檢驗

物理擁擠感知對游客滿意度的影響存在3條路徑：直接路徑（PhC→TS）、間接路徑（PhC→PE→TS）、間接路徑（PhC→NE→TS）;心理擁擠感知對游客滿意度的影響同樣存在3 條路徑：直接路徑（PsC→TS）、間接路徑1（PsC→PE→TS）、間接路徑2（PsC→NE→TS）（見圖1）。正性情緒、負性情緒在物理擁擠感知、心理擁擠感知與游客滿意度之間的中介效應是否顯著有待檢驗。本研究使用Hayes提出的Bootstrap方法[42]，在重復抽樣5 000次條件下對正性情緒、負性情緒的中介效應進行檢驗。結果顯示，總效應（PhC→TS） Bootstrap檢驗Biascorrected95%和Percentile 95%置信區間上下限之間都不包含0，表明總效應（PhC→TS）顯著;直接效應（PhC→TS） Bootstrap檢驗Bias-corrected 95%和Percentile 95%置信區間上下限之間均包含0，說明直接效應（PhC→TS）不顯著;間接效應（PhC→PE→TS）、間接效應（PhC→NE→TS） Bootstrap檢驗Bias-corrected 95%和Percentile 95%置信區間上下限之間均不包含0，說明間接效應（PhC→PE→TS）、間接效應（PhC→NE→TS）均顯著，即正性、負性情緒在物理擁擠感知與游客滿意度之間起到了顯著的完全中介作用?？傂≒hC→TS）、間接效應（PhC→PE→TS）、間接效應（PhC→NE→TS）點估計值分別為-0.258、-0.164、-0.094，標準誤差分別為0.074、0.052、0.037，間接效應（PhC→PE→TS）、間接效應（PhC→NE→TS）在總效應（PhC→TS）中的占比分別為63.57%、36.43%。運用相同方法得到，總效應（PsC→TS）顯著，直接效應（PsC→TS）不顯著，間接效應（PsC→PE→TS）、間接效應（PsC→NE→TS）均顯著，說明正性情緒、負性情緒在心理擁擠感知與游客滿意度之間也起到了顯著的完全中介作用。總效應（PsC→TS）、間接效應（PsC→PE→TS）、間接效應（PsC→NE→TS）點估計值分別為-0.746、-0.225、-0.521，標準誤差分別為0.216、0.069、0.168，間接效應（PsC→PE→TS）、間接效應（PsC→NE→TS）在總效應（PsC→TS）中的占比分別為30.16%、69.84%（表4）。

6 結論、對策與局限性

6.1 結論

本研究以主題公園為考查對象，遵循SOR 框架，通過情緒中介引入、結構方程模型構建、檢驗，嘗試解析了擁擠感知對游客滿意度的影響機理，得出如下結論：

結論1：與Kim 等[6]306、Neuts等[34]2149 的研究結論不同，本研究并未發現擁擠感知對游客滿意度存在顯著的直接影響;與現有多數研究結論及人們的經驗認知相符，本研究也證實擁擠感知負向影響正性情緒，正向影響負性情緒，正性、負性情緒分別對游客滿意度存在正向、負向影響。游客擁擠感知（含物理擁擠感知與心理擁擠感知）反映了游客對園區空間密度和“他者干擾”的負面評價?？臻g密度及“他者干擾”的增加一方面降低了游客空間活動自由度及景觀游覽體驗，另一方面也反映出景區的受歡迎程度，并有助于增強游玩氣氛（游客在主題公園比在其他類型景區更需要這種氣氛），Kim 等在論證“人際擁擠感知”對游客滿意度的積極影響時就已提及[6]306，這兩股力量方向相反、彼此中和，最終消弭了擁擠感知對游客滿意度的直接影響。這種解釋也適用于擁擠感知低下的情形。

結論2：擁擠感知通過情緒（含正性情緒、負性情緒）這一完全中介對游客滿意度產生負向影響。情緒在擁擠感知與游客滿意度之間的中介效應得到證實。游客物理擁擠感知與心理擁擠感知（如空間密度、他者干擾）的增加，限制了游客空間活動，增加了游玩的時間成本，影響了游客的審美及游樂體驗，觸發了失望、易怒、不安、焦慮、壓抑等負性情緒;與此同時，園區內游客密度增加、其他游客“在場”、游客間人際互動增強等又營造出一種不自覺的集體參與感與擁擠“再認知”狀態，從而制造出高興、興趣、積極、活力、激動等正性情緒體驗。需要指出，在本研究涉及的主題公園情境中，正性情緒評分（均值介于2.53和2.71之間）較負性情緒評分（均值介于3.27和3.45之間）偏低。在題涉主題公園精心創設的“享樂主義”情境中，負性情緒很自然地導致了游客滿意度的下滑[36]2391，而正性情緒起到的作用恰恰相反[16]562。拼合“擁擠感知→情緒”“情緒→游客滿意度”兩個階段就可以發現，居于中心位置的情緒決定了擁擠感知最終以何種程度、方向對游客滿意度施加影響。也就是說，物理擁擠感知抑或心理擁擠感知對游客滿意度的影響程度、方向，要視其同時激活的正性、負性情緒對游客滿意度的反向影響的比較結果而定。結合“結論1”，情緒成為擁擠感知影響游客滿意度的唯一通路。

結論3：正性情緒、負性情緒在物理擁擠感知、心理擁擠感知與游客滿意度之間的中介強度存在差異。具體來說，正性情緒在物理擁擠感知與游客滿意度之間的中介效應（絕對值）遠大于負性情緒（|-0.164|>|-0.094|）;負性情緒在心理擁擠感知與游客滿意度之間的中介效應（絕對值）遠大于正性情緒（|-0.521|>|-0.225|）。這說明，物理擁擠感知對游客滿意度的影響更多經由正性情緒介導，而心理擁擠感知對游客滿意度的影響更多經由負性情緒介導。從結構模型檢驗結果來看，造成這種差異的主要原因在于，在正性情緒、負性情緒對游客滿意度的影響（路徑系數）相對固定的前提下，物理擁擠感知對正性情緒的影響更大（|-0.330|>0.124），而心理擁擠感知對負性情緒的影響更大（0.685>|-0.453|）。

結論4：心理擁擠感知對游客滿意度的總效應（|-0.746|）大于物理擁擠感知（|-0.258|）。這一結論放在其他景區類型，恐難成立。原因就在于主題公園是以“人際互動線索”為主，而非“主客互動線索”為主，關乎“其他游客在場”“游客間人際互動”等的心理擁擠感知更有可能成為負性情緒主要來源，加之負性情緒對游客滿意度的影響強度（|-0.761|）遠大于正性情緒（0.497），最終導致心理擁擠感知對游客滿意度的總效應更為顯著。以上結論對刻畫擁擠感知對游客滿意度的影響機理及指導主題公園擁擠管理有一定意義。

6.2 對策

主題公園擁擠管控問題在后疫情時代顯得尤為重要。新冠疫情放大了游客的安全需求、空間需求以及擁擠敏感度，評估主題公園防疫表現、保持社交距離、減少面對面接觸、避免扎堆等已經固化為游客的習慣性行為。盡管不少主題公園根據防疫要求采取了限制客流、加強引導等措施，但這些措施的有效性正被游客空間需求的增加抵消。疫情正使游客面對空間擠壓、他者干擾、體驗風險、感染風險時，對客流盲目流動、服務效率低下、游客無效組織、投訴渠道堵塞等擁擠表現逐漸失去容忍力，擁擠的危害可能從損害游客滿意度向釀成擁擠事件方向惡化?；诒狙芯康贸龅慕Y論，結合目前疫情防控常態化大背景，本研究認為，主題公園可以從源頭控制（降低游客擁擠感知）和路徑控制（弱化擁擠感知對負性情緒的助長及對正性情緒的抑制）兩方面入手制定擁擠管控策略，提高游客滿意度。

首先，在擁擠感知源頭控制方面，主題公園可以通過完善接待設施、平衡客流時空分布[3]95、制定可持續使用限制[43]以減小空間密度，降低游客擁擠感知;同時，還可以通過引導游客擁擠預期（發布擁擠信息）、改善游客體驗、強化游客組織協調、提升主題公園服務效率和設施利用率[5]18 等方法，在不增加游客可使用空間的情況下減少游客擁擠感知。現階段，主題公園做實、做細疫情防控工作并進行有效宣傳，營造安全的游覽環境，也將起到緩解游客擁擠感知的作用。

其次，在路徑控制方面，根據正性、負性情緒在物理擁擠感知、心理擁擠感知與游客滿意度之間中介強度上的差異，對物理擁擠、心理擁擠實行差異化管控措施也將起到提高游客滿意度的效果。Drachman等人早在1976年便已證明可以通過對環境進行“錯誤”描述或在環境中放置“錯誤的”外部線索從而使個體誤解一種情緒[44]。因此，在主題公園內容易引起物理擁擠感知的區域（如檢票口、道路、商店、廁所及其他服務密集區）放置積極的情緒線索（如友好的視覺、聽覺、嗅覺、觸覺刺激等），可以有效緩解物理擁擠感知對正性情緒的抑制，間接提高游客滿意度。類似地，在容易引發心理擁擠感知的區域（如景區熱門場館、排隊區域等），可以通過提高服務效率和設施利用率、減少高峰期等待時間、提高游客流動性[5]18，弱化心理擁擠感知對負性情緒的助長，達到間接提高游客滿意度的目的。

最后，健全主題公園投訴機制、做好擁擠管控也可以幫助游客及時宣泄負性情緒，提高滿意度。鑒于擁擠問題的復雜性，主題公園擁擠管理并不能確保一定取得良好效果，因此，在實施源頭控制、路徑控制等積極管控策略的同時，主題公園還應重視投訴措施、機制和工具優化，打通游客負性情緒宣泄通道，維持游客滿意度。

6.3 局限性

本研究存在一定局限性，所得出的結論不一定完全適用于其他類型景區。首先，研究選取的樣本地僅限主題公園，并未涉及其他景區類型，這或對研究結論的適用性造成一定影響;其次，受新冠疫情影響，調查時間僅限2020年國慶黃金周期間，沒有顧及非黃金周期間相關景區的擁擠狀況，這或對研究結論的可靠性造成些許影響;最后，本研究雖然引入了PANAS正性負性情緒量表，但在定性訪談階段，識別出的正性、負性情緒均未達到10種，不能完全排除情緒識別不全的可能。