旅游危機響應感知對城市形象及出游意愿的影響

陰姣姣, 謝雙玉, 韓 磊, 曹 晨

(1.華中師范大學城市與環境科學學院, 武漢 430079; 2.科羅拉多州立大學華納自然資源學院,柯林斯堡 80521;3.中國旅游研究院武漢分院, 武漢 430079; 4.東南大學人文學院, 南京 211096)

2019年12月底發生的新冠肺炎疫情(COVID-19)形成的外生性旅游危機對全國乃至世界旅游業產生了巨大影響[1].武漢作為國內最早發現疫情的城市,疫情期間受到媒體的廣泛報道和大眾的高度關注,期間充滿正能量的抗疫信息和負面不良信息都大量傳播,既引發受眾的“風險感知”,又催生“共情心理”,影響人們對武漢城市形象的感知,在讓大眾感受到潛在出游風險的同時,也可能增加大眾對武漢的了解,激發人們疫后“相約武漢”的出游意愿[2];因此,如何科學研判疫情的影響,并制定疫后促進武漢城市形象恢復和旅游市場振興的決策,值得研究.為此,潛在游客對疫情期間武漢旅游危機響應的表現究竟有何看法、這些看法是否會影響他們對武漢城市形象的感知、從而影響他們對武漢的旅游意愿等都是亟需調查研究的重要問題.

旅游危機管理對城市形象的正面傳播及旅游消費信心的恢復至關重要[3].全球化與信息化時代,負面事件的傳播因時空壓縮而加速.在極短時間內對疫情這樣的非常規突發事件的密集報道可能給大眾帶來強烈的心理沖擊[4],不僅會影響目的地城市的常住居民,也會影響其潛在游客[5].城市形象是城市內外大眾關于城市的印象,是理性和感性認知的綜合,形成于主體的理性與感性解釋[6],因此,可以說“感知就是現實”,潛在游客綜合主客觀因素來選擇旅游目的地,目的地(風險)感知已成為影響決策的關鍵因素之一[7].Chemli等提出,媒體加強了游客對疫情的認識,也對目的地形象和游客旅游意愿產生重要影響[8].Rosselló等也指出,危機事件對旅游流的影響是雙重的,既可能減少潛在游客的出游意愿,也可能由于媒體報道增加的關注、人道主義和探訪親友等而激發出游意愿[9].Hystad和Keller 對2003年加拿大基洛納市森林火災影響的調查就表明,對火災信息開誠布公地交流和分享能鼓勵媒體轉向報道其中涌現出的勇敢行為和友善故事,從而有助于抑制負面形象的形成[10].在國內,雖然張薇等針對某地“天價蝦事件”開展的網絡問卷調查及分析結果表明,網絡輿情危機下,潛在游客對目的地的認知形象變差會導致情感形象和整體形象都變差,從而明顯抑制其出游意愿[11];劉麗等以地震災害為例的研究也表明,旅游災害會通過損害目的地在旅游者心目中的感知形象來進一步改變旅游者的心理預期,最終降低其對該目的地的出游意愿和選擇意愿[2];但馮四朵等針對曾經發生過的恐怖襲擊事件的調查研究則表明,這類人為導致類危機的危害性、發生可能性或持續性對游客的行為意圖有顯著抑制作用,而其機遇性或可控性卻對游客的行為意圖有顯著促進作用[5];胡憲洋等探究曾經發生的嚴重暴力犯罪事件背景下目的地形象修復措施對入境游客行為意圖(含到訪意愿等)影響的結果表明,否認/遺憾、修正行動這樣的剛性修復策略能促進游客的行為意圖,而承認/道歉這樣的柔性修復策略則顯著抑制游客的行為意圖[12];結論也具有一定的雙重性.

綜上,已有一些研究關注旅游危機事件對旅游形象、旅游意愿的影響,但這些研究也存在一些不足.第一,較重視危機事件的發生對旅游業和游客行為意愿等的影響,而忽視了危機事件發生后目的地政府等主體的響應和管理情況對潛在游客出游意愿的影響、對城市形象修復的影響[10];雖然Hystad和Keller注意到了旅游危機防備、響應的重要性并對其情況進行了調查和分析,但沒有分析它們對危機帶來的影響的作用[10].第二,關于公共衛生事件對潛在游客行為意愿的影響研究尚不充分[13].而潛在游客對旅游危機響應的感知是目的地旅游危機管理成效的一面“鏡子”,因此,有必要調查分析潛在游客對旅游危機響應的感知及其影響,以便為目的地原生形象的恢復、引致形象的改進和出游意愿的提升提供更具針對性的參考依據[2].

因此,本研究旨在基于計劃行為理論討論潛在游客的旅游危機響應感知影響城市形象、進而影響旅游意愿的路徑(機制),并提出相關理論假設和模型的基礎上,以2020年春武漢取得抗疫勝利后的潛在游客為調查對象收集問卷調查數據,評價武漢潛在游客的危機響應感知、城市形象感知和出游意愿水平,檢驗理論假設和模型,最后根據實證分析結果提出疫后促進武漢城市形象恢復與旅游市場振興的對策建議,以期為武漢及其他城市今后科學、高效、有序地應對類似突發事件提供參考依據[14].

1 研究假設及理論模型

1.1 旅游危機響應感知對城市形象的影響

城市旅游危機響應感知是指潛在游客對以目的地政府為代表的主體在面臨讓城市旅游業無法正常運轉且損害游客旅游信心的突發事件時所采取的管理和應對行動的看法[15].在旅游研究中,城市形象多被定義為游客心理參與的過程,是對旅游目的地的總體感知和評價[16-17],包含認知形象(即對目的地基本屬性的認知評價)、情感形象(即對目的地的情感反應和信念)和總體形象(即對目的地的整體看法或評價)三個維度[6,18-19].一般都認為旅游危機事件會影響旅游目的地的形象[20],這種影響可能是正面的,也可能是負面的[21];究竟會是什么樣的取決于潛在游客對目的地政府、居民等的旅游危機響應的感知,游客感知正面積極則可以有效改善城市形象.如四川發生汶川地震后,政府與公眾之間積極合作、溝通,采取了有效的救援和安置措施,這樣的危機響應不僅沒有損害四川的形象,反而強化了其“安全的形象”[2].Carballo等也指出城市目的地規劃和管理機構的溝通和努力是減輕恐怖主義風險損害城市形象的重要途徑[22].彭雷霆等在武漢的調查也表明,雖有少量被調查者由于疫情早期地方政府應對經驗不足及一些負面報道和網絡謠言而對武漢的印象變差了,但近一半被調查者由于武漢及其市民的防疫壯舉和為國內疫情防控做出的巨大犧牲而對武漢的印象變好了[23].因此,提出如下假設:

H1:潛在游客對目的地的旅游危機響應感知越積極,對目的地的認知形象越好.

H2:潛在游客對目的地的旅游危機響應感知越積極,對目的地的情感形象越好.

H3:潛在游客對目的地的旅游危機響應感知越積極,對目的地的總體形象越好.

此外,已有研究對旅游目的地形象三個維度之間的關系基本達成了共識,即游客對目的地的認知形象正向影響其情感形象[24],情感形象和認知形象共同決定游客對目的地的總體形象[25].因此,本研究在理論模型中直接建立三者之間這種相互作用關系,不再贅述.

1.2 旅游危機響應感知對旅游意愿的影響

旅游意愿是指潛在游客想去某地旅游的傾向[26],能反映顧客忠誠度,是影響旅游目的地成功開發的關鍵指標[27-28].已有研究表明,當一個旅游目的地發生危機事件時,其潛在游客對危機及其風險的感知往往會降低或打消游客對該目的地的旅游意愿.如歐洲游客對COVID-19風險的感知越高,改變或取消旅行計劃的意愿就越高[29],而且,當目的地突發危機事件時,潛在游客通過多渠道獲得目的地相關信息,據此認知和判斷目的地是否安全,并形成目的地的“不安全”心理圖譜、意境地圖(即目的地形象)后,做出取消或改變旅游意愿的決策[30].但是,旅游地的危機管理(即相關主體對旅游危機事件做出積極響應)能讓潛在游客形成正面的旅游危機響應感知,塑造良好的目的地形象,進而提升潛在游客的旅游意愿[30].雖然關于旅游危機的風險信息會顯著增加人們的風險感知,但政府采取的應急管理措施會降低人們的風險感知,從而提升潛在游客的旅游意愿[31].同時,危機事件發生后政府、企業等采取有效的形象修復行動也可以顯著提高游客的旅游意愿[12].據此,提出假設4:

H4:潛在游客對目的地的旅游危機響應感知越積極,對目的地的旅游意愿越強烈.

此外,正如前述有所提及的,目的地形象在潛在游客的旅游危機響應感知影響旅游意愿的關系中可能起到中介的作用[11].國內外學者也都達成了共識,良好的目的地形象是吸引旅游者的關鍵要素[32],旅游者是根據形象而不是現實產生前往某個目的地的旅游意愿的[33].而且眾多研究表明,積極的目的地形象會增加游客對該目的地的出游和推薦意愿[34-36].因此,將城市形象(含認知形象、情感形象和總體形象及其作用)作為旅游危機響應感知影響旅游意愿的中介變量納入理論模型.

1.3 熟悉度的調節作用

對一個目的地的熟悉度會隨旅游者對目的地信息掌握程度的提高而提高[37],能有效整合文化差異、地理距離、認知水平以及個人經歷[13,38],因此熟悉度是影響潛在游客目的地選擇的關鍵因素.雖然熟悉度與目的地吸引力之間可能存在倒U型關系,即當熟悉度達到一定程度后再增加反而會使目的地喪失吸引力[13],從而降低旅游者對該目的地的旅游意愿,但也有研究表明,熟悉度越高的旅游者出游意愿越高,而且受到負面信息的影響更小[37],如對目的地熟悉的消費者而言,網絡負面口碑對目的地品牌資產(含品牌形象)的損害效應會較弱[39].這是因為,對一個目的地越熟悉的消費者(包括那些曾到此旅游過的游客以及那些曾在此工作、學習過的人們)不僅越能對魚龍混雜的網絡信息做出理性判斷,不受網絡信息的干擾和左右,而且更會因為與這個目的地曾經的連接和聯系而產生共情心理,從而維持對目的地的形象認知和認同,對目的地的形象評價就越積極[40-41],對其就越有旅游意向[42].因此,提出假設5:

H5:對目的地的熟悉度正向調節潛在游客對目的地的認知形象、情感形象、總體形象與旅游意愿之間的關系.

綜上所述,提出如圖1所示的理論模型.

圖1 旅游危機響應感知影響城市形象和旅游意愿的理論模型

2 研究設計

2.1 問卷設計

調查問卷分為五部分.第一部分調查被試者疫情前對武漢的了解和到訪情況,以便篩選目標樣本,并掌握其對武漢的熟悉度;第二部分參考周曉麗[43]、Dombey等[44]設計了13個題項,調查被試者對武漢市旅游危機響應的感知,包括對城市應對、政府作為、民眾表現三方面的感知;第三部分調查被試者心中的武漢城市形象,借鑒Stylos[45]、Stylidis等[46]總結出的形象測量結構,共設計22個題項從城市自然、社會、文化和經濟環境四個方面測度認知形象,分別用3個、2個題項測度情感形象、總體形象;第四部分借鑒Chi[34]、Prayag等[47]對旅游意愿的界定,設置了3個題項詢問被試者的旅游意愿,包括出游意愿和推薦意愿;第五部分采用類別尺度調查被試者的基本信息,包括性別、年齡、職業、受教育程度、收入水平等.問卷第二、三、四部分的題項(表2)均采用李克特5分制,1～5分分別表示“完全不同意”“不同意”“中立”“同意”“完全同意”,并設置了“不知道”(賦值為0),以避免錯誤的中立評價.

2.2 數據收集

采取兩種方式開展網絡問卷調查.第一種為有償的滾雪球式自收集方式,將電子問卷發至微信朋友圈、QQ,邀請全國各地的好友填寫并轉發;第二種為委托平臺(問卷網)收集,要求相對均勻地將問卷發放至全國各省區及各年齡段用戶.調查時間為2020年5月1日—2020年6月3日,直到問卷量不再增加時,停止發放.最終共回收問卷3 129份,剔除前后邏輯明顯錯誤、亂填、疑似同一樣本和信息不完全的79份,最終有效問卷為3 050份,有效率為97.48%.有效樣本中,163位常住武漢,不納入本研究,因此本研究的有效樣本為2 887份.

如表1所示,樣本中男性游客比例(48.56%)略低于女性(51.44%);以31～50歲為主(占61.48%);80.09%具有大專及以上學歷;中低收入(5 001～8000元、1 001～5 000元)者居多,合計占67.48%;職業類型多樣,但以企事業單位職員居多(占50.37%);疫情發生前74.82%的被訪者未到過武漢,不了解或不太了解武漢的游客占36.58%,非常了解武漢的游客僅占3.43%.

表1 網絡調查樣本的基本特征(n=2887)

2.3 數據處理與分析

首先,依據白凱總結的標準[48]淘汰“不知道”選項超過10%的9個題項:TCRP9、CI3、CI6、CI10、CI11、CI18、CI19、CI21、CI22.然后,采用基本描述性統計把握觀測變量(題項)的總體情況.第三,分別運用探索性因子分析和驗證性因子分析法檢驗量表構建的合理性,剔除不合理的題項,調整測量模型的構建,使其達到擬合優度要求.第四,運用結構方程(即路徑分析)檢驗變量間的關系;并利用Bootstrap檢驗法檢驗中介效應,利用回歸和簡單斜率分析檢驗調節效應.這些分析都借助SPSS 26.0及Amos 23.0軟件完成.

3 研究結果及分析

3.1 量表信度及變量維度檢驗

3.1.1 Cronbach’s α檢驗結果 剩余34個題項的基本描述性統計和各維度的Cronbach’s α檢驗結果如表2所示,其中, TCRP1因為相關系數只有0.301而被刪除.如表2所示,除了“城市應對”外,各潛變量及其維度的Cronbach’s α均高于0.700的經驗要求,說明量表信度較高.

表2 觀測變量(題項)的基本描述統計及Cronbach’s α分析結果

3.1.2 探索性因子分析結果 按照探索性因子分析的步驟和要求,采用最大方差法進行主成分分析,分別對具有次級維度構建的“旅游危機響應感知”剩余的11個題項、“認知形象”的14個題項進行主成分分析,剔除因子載荷值小于0.600或同時在兩個公因子上的載荷都大于0.600的題項TCRP8、TCRP10、CI1、CI5、CI17、CI20后,所得結果為表3和表4.如表3所示,旅游危機響應感知板塊提取出3個特征值大于1的公因子,累計解釋方差為65.547%,基本滿足結構效度要求;這3個公因子解釋的題項與量表維度包含的題項(表2)基本一致,因此分別將其命名為政府作為感知(TCRPA)、民眾表現感知(TCRPB)、城市應對感知(TCRPC).如表4所示,認知形象板塊提取出2個特征值大于1的公因子,累計解釋方差為60.019%,基本滿足結構效度要求;第一個公因子解釋的題項包括自然環境認知的2個題項(CI2、CI4)和社會環境認知的5個題項(CI7、CI8、CI9、CI12、CI13),故將其命名為自然-社會環境認知(CIA);第二個公因子解釋了文化環境認知的3個題項(CI14、CI15、CI16),故將其命名為文化環境認知(CIB).

表3 城市旅游危機響應感知的主成分分析結果

表4 認知形象的主成分分析結果

3.1.3 驗證性因子分析結果 為了進一步檢驗潛在變量構建的合理性,利用AMOS 23.0對前述探索性因子分析提取的公因子(表3、表4)以及情感形象、總體形象和旅游意愿(表2)進行驗證性因子分析,即估計測量模型,得到表5、表6.測量模型的RMSEA=0.048,RMR=0.047,均小于0.05;絕對適配度指標GFI=0.939,調整指標AGFI=0.926,增值適配度指標NFI=0.945,都明顯大于0.900;簡約調整適配度指標PNFI=0.832,大于0.500;都達到了相應臨界值的要求.但是,卡方自由度比(χ2/df)為7.610,高于擬合標準,因此,根據變量間的相關關系,按照MI指數大于4可修正,且修正的共變關系一般不大于5的原則[11],將TCRP2和TCRP6、CI2和CI6、CI7和CI8、CI9和CI12分別設定為共變關系,對測量模型進行了少量修正.修正后模型的卡方自由度比(χ2/df)下降至6.615,基本可以接受,同時,考慮到樣本量較大,而且,RMSEA、RMR都有所下降,適配度指標都有所優化,說明修正后的模型可以接受.

表5 修正前后測量模型的擬合指數

測量模型的估計結果(表6)顯示,各潛在變量及維度下觀測變量的因子載荷都大于0.500,滿足要求[49];組合信度為0.676～0.889,基本滿足要求[50];平均提取方差都在0.512～0.744之間,也滿足經驗要求.同時,各潛在變量的AVE平方根都大于該變量與其他變量之間的相關系數(表7),表明它們之間的區別效度較好[51].

3.2 潛在變量及其維度的水平

以前述得到充分檢驗的潛在變量及其維度構建為準,計算每個樣本各潛在變量及其維度下題項的平均值,得到每個樣本各潛在變量及其維度的得分;而后,計算所有樣本各潛在變量及其維度的平均得分,得到調查樣本潛在變量及其維度的感知水平(表6最后兩列).如表6所示,潛在游客對武漢市的旅游危機響應感知水平為4.23,比較高,其中,政府作為、民眾表現、城市應對的感知水平分別為3.98、4.16和4.55,表明潛在游客較認可武漢各主體在新冠肺炎疫情危機中做出的響應;武漢的認知形象、情感形象、總體形象均值分別為3.89、3.75、4.04,也都較高,其中,自然-社會環境認知和文化環境認知水平分別為3.72和4.06,表明潛在游客對武漢的總體形象評價更高,對其認知形象、情感形象評價較高.但是,潛在游客對武漢的旅游意愿(3.21)卻只是中等,尤其出游意愿僅為2.55,較低;這也表明有必要進一步分析影響潛在游客旅游意愿的因素及其作用機制.

3.3 理論模型估計及假設檢驗

3.3.1 主效應檢驗 利用Amos 23.0估計理論模型的結果(圖2),模型的卡方與自由度比(χ2/ df)為6.942,RMSEA=0.044,RMR=0.045,均小于0.05;絕對適配度指標GFI=0.948,調整指標AGFI=0.936,增值適配度指標NFI=0.954,都明顯大于0.900;簡約調整適配度指標PNFI=0.829,大于0.500;都達到了相應臨界值的要求;因此,可以據此檢驗前述關于潛在游客的旅游危機響應感知影響其旅游意愿的研究假設.

注: 限于篇幅省略了觀測變量及其誤差的估計結果

首先,認知形象正向影響情感形象,并且二者共同正向作用于總體形象,同時,情感形象和總體形象正向影響旅游意愿,只有認知形象對旅游意愿沒有顯著影響;這基本與已有研究結論一致,既表明本研究的理論構建是合理的,也表明這一理論構建是建立在已有基礎上的,具有說服力.

其次,旅游危機響應感知對認知形象和總體形象的路徑系數分別為0.738和0.294,且都在0.001水平上顯著;說明旅游危機響應感知對城市認知形象和總體形象具有顯著的積極影響,且對城市認知形象的影響更強,表明H1和H3得到證實,即潛在游客對旅游危機響應的感知越積極,對目的地的認知形象和總體形象都越好.但是,旅游危機響應感知對情感形象的路徑系數為負且在0.01水平上顯著,但由于絕對值只有0.118,很小,表明消極作用很弱,因此,可以說數據不支持H2.

最后,旅游危機響應感知對旅游意愿的路徑系數為0.201,且在0.001水平上顯著;表明H4得到證實,即潛在游客對旅游危機響應的感知越積極,對目的地的旅游意愿越強烈.

3.3.2 中介效應檢驗 為了進一步明確旅游危機響應感知影響城市形象及旅游意愿的機制,采用Amos 23.0軟件中的“Define new estimands”功能檢驗城市形象三個維度的中介效應,采用偏差校正非參數百分位Bootstrap法重復抽樣5 000次進行鏈式中介效應檢驗,置信水平設置為95%.結果(表8)表明,路徑1、4、5、7、8、9、10、12顯示的中介變量都具有顯著的中介作用,但其中路徑4、5、7、9、12的效應值都很小甚至為負,表明其中介效應很弱,因此不作為判斷依據.中介效應顯著且效應值較大的路徑10表明,情感形象是認知形象影響旅游意愿的中介變量,結合整體模型中認知形象對旅游意愿的直接作用不顯著(圖2),可以認為情感形象起到完全中介的作用.同理,路徑1顯示,認知形象是旅游危機響應感知影響情感形象的完全中介變量,效應值為0.710,較大,表明旅游危機響應感知主要通過建立良好的認知形象實現對情感形象的積極影響;同時,路徑8表明,認知形象影響情感形象的作用鏈在旅游危機響應感知影響旅游意愿的關系中起到部分中介作用.

表8 標準化的Bootstrap中介效應檢驗

3.3.3 調節效應檢驗 為了進一步檢驗在上述路徑8(表8)所示的旅游危機響應感知影響旅游意愿的鏈式作用中熟悉度是否起到調節作用,對研究數據進行標準化及去中心化處理后,以旅游意愿(TI)為因變量,以情感形象(AI)為自變量,通過回歸分析檢驗熟悉度的調節效應.結果(表9)顯示,調整后的R2在0.000水平上顯著提高,同時,交互項的回歸系數顯著,情感形象對旅游意愿的解釋力增強,表明熟悉度的調節效應顯著,并且在控制年齡、性別、收入的情況下這一調節效應仍顯著,而且,簡單斜率分析結果(圖3)顯示,熟悉度較高的潛在游客的情感形象感知對旅游意愿的解釋力(Effect=0.505,p<0.001)明顯高于熟悉度較低的潛在游客的情感形象感知對旅游意愿的解釋力(Effect=0.378,p<0.001),表明隨著熟悉度的提高,情感形象對旅游意愿的預測作用增加,假設5得到證實.

表9 熟悉度的調節效應檢驗結果

圖3 熟悉度在情感形象與旅游意愿之間關系中的調節作用

4 結論、討論與建議

4.1 結論與討論

本研究在基于計劃行為理論討論潛在游客的旅游危機響應感知影響城市形象、進而影響旅游意愿的路徑(機制),并提出相關理論假設和模型的基礎上,利用武漢市潛在游客的問卷調查數據,綜合運用探索性因子分析、驗證性因子分析和結構方程模型分析了新冠疫情暴發后潛在游客對城市旅游危機響應的感知對城市形象及旅游意愿的作用機制,得到如下主要結論.

1) 潛在游客對武漢暫時關閉離漢通道期間的城市應對、民眾表現和政府作為都非常認可,對武漢城市總體形象、認知形象和情感形象的評價也基本達到很高水平;但對武漢的旅游意愿并不高,只是中等水平,尤其出游意愿比較低,表明潛在游客之間有較大差異,有必要進行詳細的機制分析.

2) 武漢解除離漢離鄂通道管控措施后,潛在游客的良好危機響應感知既對認知形象和總體形象的提升以及旅游意愿的增強都有直接作用,也通過提升城市形象來影響旅游意愿,形成顯著的“旅游危機響應感知—認知形象—情感形象—旅游意愿”的鏈式作用關系,而且,熟悉度在其中起到調節作用.

上述結論表明武漢政府和市民在新冠疫情防控中的響應舉措和表現讓武漢作為“英雄的城市”的積極形象得到了公眾認可[23],激發了人們對武漢的旅游意愿;證明旅游危機對潛在游客的影響確實與危機本身(包括其性質、直接危害、危機中各方面的反應和表現等)有關,因此,本研究將旅游危機響應感知作為前因變量納入旅游危機對城市形象、旅游意愿影響的分析,彌補了已有研究僅考慮危機下城市形象影響旅游意愿[11]的不足,將現有的“認知—情感—態度—行為”決策模式[26]進一步明確為“旅游危機響應感知—城市形象刻畫—旅游意愿表達”的心理圖譜和行為模式路徑,加深了對旅游危機影響城市形象、旅游意愿的路徑和機制的理解;這是本研究的理論貢獻之一.其次,本研究也為熟悉度的重要調節作用提供了實證依據,為理解負面信息不一定會損害目的地形象和旅游意愿提供了理論支撐,為中國社會科學院旅游研究中心等機構在武漢解除離漢離鄂通道管控措施后發布的《新冠肺炎疫情下的旅游需求趨勢調研報告》[52]所得到的結論之一“武漢成為疫后網民最想去旅游的城市”提供了一種理論解釋.第三,本研究也豐富和細化了對城市形象及其影響旅游意愿機制的認知.本研究結論顯示,情感形象不僅對總體形象、旅游意愿的促進作用比認知形象更強、更顯著,而且在認知形象對總體形象、旅游意愿的作用中起著明顯的中介作用;這打破了總體形象主要受到認知形象影響[53]的已有認識,彌補了已有研究直接分析城市形象對旅游意愿影響[26]的不足.

4.2 對策與建議

1) 建立完善的城市旅游危機響應體系.由于旅游危機響應感知是影響城市形象和旅游意愿的重要前因,因此,在旅游危機事件發生后,目的地政府作為首要主體應及時采取強有力的措施來減少危機事件帶來的一切有形和無形損失,具體包括:及時公布相關信息,客觀報道事態進展,以保證迅速傳播信息的透明度和準確性;重視和監督輿論對事件的關注,引導和促進大眾媒體的正面宣傳,擊破謠言,降低負面的旅游危機響應感知;及時作為,發揮職能部門作用和公職人員職責,號召廣大市民支持政府工作,協助樹立正面的城市形象.此外,建立針對不同類型旅游危機事件的應急管理預案,防患于未然仍然是重中之重.

2) 樹立穩定的正面城市認知和情感形象.由于城市認知形象和情感形象在旅游危機響應感知影響旅游意愿的關系中起到重要的鏈式中介作用,因此,城市要重視衛生、交通、安全、醫療等基礎和保障設施建設,加強山水景觀營造,注重對歷史文化資源的保護和展示,提升城市的認知形象;同時,在遭遇危機事件時,城市管理者要抓住應對旅游危機事件中所涌現出的好人好事,及時制作積極向上、向善的音樂、視頻和文字,實時傳播與危機事件相關的正能量,塑造積極的情感形象,緩和危機事件和負面輿論帶來的沖擊,充分調動和引起潛在游客的情感共鳴和共情心理;最后,還要加大城市相關資訊和旅游廣告投放力度,建立密集、長期的營銷活動,提供充足的目的地自然環境和社會文化信息,增加游客對目的地的熟悉度,打消游客的恐懼心理,充分建立市場信心.

3) 本研究雖然嘗試分析了旅游危機響應對城市形象和旅游意愿的影響,但旅游危機響應也只是旅游危機管理的一個方面,因此,相關研究有待進一步拓展和豐富,有必要將“危機形成—破壞—響應”也納入分析中,進行全過程傳導機制的研究.另外,旅游危機事件響應感知及其影響是否具有時空差異,值得研究.最后,潛在游客的旅游意愿并不等同于實際出游,因此,還需要進一步研究旅游危機響應感知對實際出游行為的影響.