王立國 宋薇 黃志萍

摘要：運用結構方程模型并結合SOR理論，基于江西省5個典型鄉(xiāng)村旅游地共893份問卷，研究游客鄉(xiāng)村旅游偏好行為的驅動因素與影響機制．結果表明，游客的文化感知價值對鄉(xiāng)村旅游偏好行為沒有顯著的直接影響，游客的商品感知價值和地方認同感對鄉(xiāng)村旅游偏好有顯著的正向影響．地方認同感在游客的感知價值與鄉(xiāng)村旅游偏好行為之間起中介作用，且為正向．因此，鄉(xiāng)村旅游地應該通過提升游客的感知價值強化旅游者的地方認同感，促使旅游者對鄉(xiāng)村旅游地產(chǎn)生積極的情感，進而增強游客的鄉(xiāng)村旅游偏好，以促進鄉(xiāng)村旅游市場的培育與發(fā)展．

關鍵詞：地方認同；文化感知價值；商品感知價值；鄉(xiāng)村旅游偏好

中圖分類號：F 590文獻標志碼：A文章編號：1001-988Ⅹ（2023）04-0094-08

黨的十九大報告提出實施鄉(xiāng)村振興發(fā)展戰(zhàn)略，而十九屆五中全會進一步明確指出“十四五”時期，是全面推進鄉(xiāng)村振興、加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的關鍵時期．鄉(xiāng)村旅游關聯(lián)度大、受益面寬、綜合拉動能力強，在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施中角色重要，地位獨特［1］． 江西具有獨特的鄉(xiāng)村旅游資源稟賦，截至2021年1月數(shù)據(jù)統(tǒng)計，江西省具有5A級鄉(xiāng)村旅游點26家，4A級鄉(xiāng)村旅游點187家（江西省文化和旅游廳2021年統(tǒng)計信息）．當前我國旅游業(yè)蓬勃發(fā)展，旅游資源種類豐富，如鄉(xiāng)村田園型、現(xiàn)代都市型、歷史人文型、自然山水型等．旅游客源市場競爭激烈，游客的鄉(xiāng)村旅游偏好受何種機制的影響值得探究．

旅游偏好本質(zhì)上是一種心理傾向，是旅游者對旅游產(chǎn)品或旅游目的地具有情感的認知和價值評價的結果［2］．發(fā)展旅游業(yè)涉及旅游目的地的社會文化、商品價值等多個因素．當代社會現(xiàn)代化的發(fā)展使年輕人面臨的壓力越來越大，而大部分年輕人都有過鄉(xiāng)村生活的經(jīng)歷，那么鄉(xiāng)村旅游將是年輕人緩解壓力的一個重要出口［3］，人們也可以通過鄉(xiāng)村旅游獲得地方感［4］．中國深受傳統(tǒng)的農(nóng)耕文化影響，國人對鄉(xiāng)村有著一種特殊的情感，這種情感可在游客行為中產(chǎn)生重要作用，如鄉(xiāng)村旅游者環(huán)境責任行為［5］、鄉(xiāng)村旅游支持度［6］等．因此，本文研究引入“地方認同”這一中介變量來衡量游客對鄉(xiāng)村的認同感．實踐方面，鄉(xiāng)村旅游是我國旅游目的地選擇的重要類型，我國關于鄉(xiāng)村旅游與地方認同之間的研究主要集中于游客旅游地的感知對地方認同的影響［7］，目前，有關游客通過地方認同這一中介變量來影響游客對旅游目的地選擇行為方面的研究仍比較欠缺．

文中從旅游感知價值和地方認同兩方面分析提出以下問題：感知價值與鄉(xiāng)村旅游偏好的關系在具有地方認同的游客群體中是怎樣形成的？地方認同是否會對游客的鄉(xiāng)村旅游選擇偏好產(chǎn)生影響？怎樣提高游客的鄉(xiāng)村旅游選擇偏好？本研究以江西省5縣的典型鄉(xiāng)村旅游地為例，結合SOR理論構建游客鄉(xiāng)村旅游偏好關系影響機制模型，以文化感知價值和商品感知價值為自變量，地方認同為中介變量，鄉(xiāng)村旅游偏好為因變量，通過結構方程模型實證檢驗游客感知價值與地方認同感對鄉(xiāng)村旅游選擇偏好之間關系的影響，以期更有針對性地進行旅游開發(fā)和市場營銷．

1 研究模型與研究假設

1.1 研究模型

Mehrabian等［8］提出的刺激-機體-反應（S-O-R）理論認為，外部環(huán)境因素會刺激并影響有機體的情感與認知從而影響個體的行為．目前，SOR理論已廣泛運用于消費者行為的預測與解釋，如消費者的購買意愿、游覽意愿［9-10］．游客的鄉(xiāng)村旅游偏好在文化感知價值與鄉(xiāng)村商品感知價值的外部環(huán)境刺激因素的共同作用下，通過游客的地方認同感的中介作用，進而對游客的鄉(xiāng)村旅游偏好產(chǎn)生顯著影響．文中基于SOR理論，將文化感知價值與鄉(xiāng)村商品感知價值視為一種外部刺激（S）；將游客的地方認同感視為有機體的內(nèi)部認知（O）；將游客的鄉(xiāng)村旅游偏好（R）視為在這一心理反應下所做出的行為.本研究中的“鄉(xiāng)村旅游偏好”其本質(zhì)屬于“意愿”范疇，因此將“鄉(xiāng)村旅游偏好”納入響應范疇．基于此，文中選擇“刺激-機體-反應”理論探討游客的鄉(xiāng)村旅游偏好意愿，以期為鄉(xiāng)村旅游市場的開發(fā)提供有益借鑒．

1.2 研究假設

1.2.1 感知價值對鄉(xiāng)村旅游偏好的影響

感知價值的概念最早由Zeithaml［11］于1988年提出，他認為感知價值是“顧客對所得的收獲與所花費的成本進行比較后再進一步對產(chǎn)品或服務水平等做出的全方面評價”．感知價值是游客對產(chǎn)品的綜合評價，它可以在一個整體維度上［12］和不同維度上［13］來衡量感知價值．近年來的研究主要集中于游客感知價值對游客行為意愿與態(tài)度的影響上．如今，鄉(xiāng)村旅游更需滿足游客的個性化、特色化旅游需求，從而使游客根據(jù)外界的刺激產(chǎn)生對鄉(xiāng)村旅游的偏好．SOR理論表明，有機體在受到來自身體內(nèi)部或外部的環(huán)境刺激下而產(chǎn)生動機，在動機的驅動下進而有相應的行為反應．已有研究表明，游客的感知價值會影響游客的行為意愿．國內(nèi)外一些學者發(fā)現(xiàn)游客感知價值對游客滿意具有正向影響．Loureiro［14］研究認為，具有更高品質(zhì)的旅游價值更有可能影響到游客的地方依戀和行為意圖，這種影響可能是由記憶導致的．一些學者也認為感知價值可以直接或者間接地通過其它因素影響游客的行為意愿．賈衍菊等［15］研究結果表明，目的地品質(zhì)會直接影響游客滿意，并且可以通過地方依戀和游客滿意的中介作用間接影響游客忠誠．在直接效應上，劉衛(wèi)梅［16］等研究發(fā)現(xiàn)感知價值對旅游者目的地信任和旅游推薦意愿有著顯著的正向影響．張茜等［17］認為感知價值能直接正向影響游客親環(huán)境行為，也能通過中介變量間接正向影響游客親環(huán)境行為．游客的旅游體驗品質(zhì)和感知價值的高低可以影響到游客的行為意愿，如果游客對旅游地的感知價值越高，那么會影響到他們選擇某一地點旅行的意愿．通過梳理以往的相關文獻并結合鄉(xiāng)村旅游自身特點，文中借鑒Zeithaml提出的可感知價值理論，從游客的文化感知價值和商品感知價值兩個角度研究對游客鄉(xiāng)村旅游偏好的影響．文中提出如下假設：

H1：文化感知價值對鄉(xiāng)村旅游偏好行為具有直接的正向影響；

H2：商品感知價值對鄉(xiāng)村旅游偏好行為具有直接的正向影響．

1.2.2 感知價值對地方認同的影響

地方是個人或群體寄托了特殊精神情感和意義的空間或地域［18］．在特定的旅游情境中，感知價值會給游客帶來情感反應．當感知超過預期時，旅游者就會增強對旅游地的認同感［19］．Edward等［20］認為一個人對某個地方具有意義的真實體驗會產(chǎn)生難忘的回憶，那么個體就會對它產(chǎn)生特別的情感反應．地方認同是游客對旅游目的地的一種情感上的心理活動過程，其本質(zhì)是歸屬感，游客的地方認同感通過歸屬感構建而形成［21］．已有研究表明，游客的文化和商品感知價值對地方認同具有顯著的正向影響［21-22］．根據(jù)SOR理論，當環(huán)境刺激因素影響個體時，個體會對其出現(xiàn)認知或情緒上的反應．地方認同作為個體的認知，當其受到影響時會產(chǎn)生相應的響應行為．旅游者在感知體驗旅游地的過程對此進行價值判斷，進而在自身評價與情感的作用下形成地方認同感．正向的感知價值會影響游客產(chǎn)生積極的情感．據(jù)此，文中提出如下假設：

H3：文化感知價值對游客的地方認同具有直接的正向影響；

H4：商品感知價值對游客的地方認同具有直接的正向影響．

1.2.3 地方認同的中介作用及其對鄉(xiāng)村旅游偏好的影響

在游客對地方產(chǎn)生心理活動的這一過程中，人們通過地方來構建自身在社會中的位置與角色［23］，影響個人與群體的行為或行動［24］，它可以表現(xiàn)在游客選擇的情感偏好上［25］．研究發(fā)現(xiàn)，地方認同感可以通過中介變量影響游客的行為意向．李永樂等［26］研究，發(fā)現(xiàn)強化游客的地方認同感可以增強其價值感知，這對于大運河旅游目的地的保護與發(fā)展非常重要．地方認同感會影響游客的行為意向，在“鄉(xiāng)土情結”的影響下，游客選擇旅游目的地時，他們的出游動機也很容易受中國傳統(tǒng)家庭觀念和地方文化的影響［27］．薛芮等［28］認為鄉(xiāng)村文化旅游的活化與“地方”情感要素有著緊密聯(lián)系．旅游目的地選擇偏好是旅游心理學的重要命題，偏好表現(xiàn)為旅游者的心理傾向和態(tài)度．游客在做出決定時，會經(jīng)歷一系列的心理活動：首先需要游客從社會環(huán)境里獲知旅游信息及旅游知識，在一定認知的基礎上形成自身特有的旅游態(tài)度，構成偏好與旅游意向行為．目前國內(nèi)學者對旅游者偏好研究主要集中旅游產(chǎn)品［29］和旅游目的地類型［30］兩個方面．游客對旅游目的地的選擇行為意向對游客的重游意愿、口碑推薦、分享意愿和溢價支付意愿具有重要的影響［31］．Jitender 等［32］研究發(fā)現(xiàn)游客對目的地的心理歸屬感會正向影響故地重游意愿和推薦意圖．因此，引入地方認同這一變量研究游客的鄉(xiāng)村旅游選擇偏好將對鄉(xiāng)村旅游地可持續(xù)發(fā)展有積極作用．基于以上分析，文中提出以下研究假設：

H5：文化感知價值通過地方認同的中介作用對游客鄉(xiāng)村旅游偏好行為產(chǎn)生正向影響；

H6：商品感知價值通過地方認同的中介作用對游客鄉(xiāng)村旅游偏好行為產(chǎn)生正向影響；

H7：地方認同對游客鄉(xiāng)村出游偏好具有直接的正向影響．

2 問卷調(diào)查與實證分析

2.1 問卷調(diào)查

江西省具有豐富的鄉(xiāng)村旅游資源，為了獲得大量游客樣本，本課題組根據(jù)江西省贛東、贛南、贛西、贛北、贛中的地理特征，選取撫州市資溪縣真相鄉(xiāng)村、贛州市章貢區(qū)火燃村、吉安市吉水縣燕坊古村、上饒市婺源縣篁嶺、宜春市溫湯古鎮(zhèn)5個典型鄉(xiāng)村旅游地為調(diào)研地點．課題組于2020年10月采用訪談和問卷相結合的方式，對鄉(xiāng)村旅游地的游客進行調(diào)研，每個村落發(fā)放150～200份問卷，一共發(fā)放950份問卷．調(diào)研采用訪談和問卷相結合的方式，并對問卷內(nèi)容進行解釋說明，以確保問卷調(diào)查的準確性．課題組剔除存在矛盾、信息不全等問題的問卷后，共回收893份有效問卷，有效問卷率為94%．

本次問卷內(nèi)容通過歸納相關文獻，在已有研究的基礎上設置問卷量表．調(diào)查問卷內(nèi)容包括游客個人基本特征、鄉(xiāng)村旅游地及其商品量表和鄉(xiāng)村真實感受量表3大部分．游客因變量的感知采用5分制的李克特量表，感知程度從非常不贊同（1分）到非常贊同（5分）．

2.2 結構屬性

在調(diào)查樣本中，女性占比略高于男性占比，女性占53.1%，男性占46.9%．樣本年齡構成以“15～24歲”和“25～44歲”為主，分別占樣本的25%和47.3%，14歲及以下占4.5%，45～64歲占19%，65歲及以上占4.3%．在受訪者中，文化程度主要集中于本科或大專，占60.2%，小學及以下占3.1%，初中占9.9%，高中或中專占19%，碩士及以上占7.7%．在職業(yè)方面，公務員、企事業(yè)管理人員、普通職員、自由職業(yè)者占比較均勻．在月平均可支配收入中，收入在2000元及以下占19.4%，2001～4000元占19.1%，4000～6000元占25%，6001～8000元占16.1%，8000元以上占20.4%，各層次占比也較均勻．有農(nóng)村經(jīng)歷的游客占比達80%．

2.3 實證分析

2.3.1 量表的信度和效度檢驗

運用SPSS 22.0軟件對調(diào)查問卷進行信度和效度檢驗以考察數(shù)據(jù)的質(zhì)量，詳見表1．通常采用量表的Cronbach α系數(shù)來考察量表的一致性．量表整體的α系數(shù)為0.867，說明量表的內(nèi)部一致性較好，其中文化感知價值、商品感知價值、地方認同、鄉(xiāng)村旅游偏好的α系數(shù)分別為0.798，0.840，0.849，0.846．表明此次調(diào)查數(shù)據(jù)具有較好的信度，量表題項設計可以采納.一個量表必須具有可信度和能效性，那么這個量表才具有價值，所以接下來進行效度檢驗.效度檢驗具體考察量表每一個題項的能效性，即每一個題項對于量表而言是否發(fā)揮了重要作用.本文通過觀測 KMO值和Bartlett球形檢驗來判斷問卷數(shù)據(jù)是否適合進行因子分析．量表整體的KMO值為0.835，大于閾值 0.6，并且Bartlett球形檢驗率為0，其余4個維度變量的 KMO 值都大于0.6的經(jīng)驗值，說明潛變量的各個觀察變量間具有很高的相關性，數(shù)據(jù)一致性較好，適合做因子分析．

2.3.2 驗證性因子分析

運用AMOS 22.0進行驗證性因子分析，表1結果說明，每個構面的因子載荷（標準化系數(shù)）都大于0.6且P＜0.05，組合信度介于0.810～0.858之間并且平均方差抽取量大于0.5，說明量表具有較好的會聚效度．區(qū)別效度檢驗采用 AVE平方根值與相關系數(shù)來判定，所有構面之間的AVE平方根值的最小值大于所有相關系數(shù)的最大值，則問卷數(shù)據(jù)具有良好的區(qū)分效度．根據(jù)表2的AVE平方根值與相關系數(shù)進行比較，可以得出問卷數(shù)據(jù)有理想的區(qū)別效度．

2.3.3 結構方程模型分析

本研究運用AMOS 22.0構建圖1對應的結構方程模型，從模型整體擬合優(yōu)度分析來看，相對卡方值χ2/df=3.083，根據(jù)Wheaton 等［33］研究，一般認為當χ2/df指標介于2.0～ 5.0時，模型可以接受；擬合優(yōu)度指數(shù)GFI為0.973，大于0.9的閾值條件；調(diào)整擬合優(yōu)度指數(shù)AGFI為0.956，大于0.9的閾值條件；比較適配指數(shù)CFI為0.981，大于0.9的閾值條件；近似誤差均方根RMSEA為0.048，接近0.05的閾值．模型整體擬和情況較好，可以采用．

文中采用結構方程分別驗證以上假設，如表3所示．文化感知價值對地方認同影響的路徑系數(shù)為

0.246，通過了0.01的顯著性水平檢驗，說明游客

的文化感知價值正向影響游客對鄉(xiāng)村的地方認同感，假設H3得到證實．游客的鄉(xiāng)村商品感知價值對游客的地方認同感的路徑系數(shù)為0.223，通過了0.01的顯著性水平檢驗假設，假設H4得到證實．文化感知價值對鄉(xiāng)村旅游偏好未通過顯著性水平檢驗，因此假設H1未得到證實．游客的商品感知價值對鄉(xiāng)村出游偏好影響的路徑系數(shù)為0.179，通過了0.01的顯著性水平檢驗，說明對游客鄉(xiāng)村出游偏好行為會產(chǎn)生直接的正向影響，假設H2得到證實．游客的地方認同對鄉(xiāng)村旅游偏好的路徑系數(shù)為0.399，通過了0.01的顯著性水平檢驗假設，假設H7得到證實．

2.4 中介效應檢驗

以AMOS 22.0為運行平臺，將地方認同作為中介變量，采用Mackinnon［34］等推薦的Bootstrap方法進行中介效應檢驗，Bootstrap 樣本抽取設置為5 000，在95%的置信區(qū)間下進行檢驗．

結果表明（表4），在文化感知價值對鄉(xiāng)村旅游偏好行為的總效應點估計值為0.230，Z值為3.710，效果較為顯著，估計值在95%的置信水平下置信區(qū)間不包含0，說明文化感知價值對鄉(xiāng)村旅游偏好行為的中介效應存在．而直接效應的估計值為0.089，由于Z=1.534，小于1.96，說明直接效應不顯著．而文化感知價值對游客鄉(xiāng)村旅游偏好行為的間接效應所對應的Bias-corrected法和percentile法取值區(qū)間均包括0，表明直接效應不存在，屬于部分中介效應，則假設H5得到證實．

商品價值感知對鄉(xiāng)村旅游偏好行為的總效應點估計值為0.387，效果顯著，估計值在兩種方法的95%的置信區(qū)間下均不包括0，說明商品價值感知對鄉(xiāng)村旅游偏好行為的中介效應存在．而在直接效應和間接效應的檢驗中，點估計值分別為0.259和0.128，其Z值都大于1.96，說明直接和間接效應顯著，且所對應的兩種方法的取值區(qū)間均不包括0，表明直接效應和間接效應同時存在．此時，屬于完全中介效應．因此，假設H6得到證實．

3 討論與啟示

3.1 結論與討論

1）鄉(xiāng)村旅游地的游客感知價值具有多維屬性．基于已有感知價值維度及題項的設計，文中設計了文化感知價值與商品感知價值兩大維度．從理論上看，這兩大維度較為全面地概括了鄉(xiāng)村旅游地游客的感知價值．但是，相比一些研究，感知價值可以從很多不同的維度來衡量，這也是本研究的不足之處．從量表的實證檢驗分析來看，量表的信效度較高，穩(wěn)定性較強．本文可以為研究鄉(xiāng)村旅游地的游客感知價值提供一定的依據(jù)．

2）游客的文化感知價值對鄉(xiāng)村旅游偏好行為不具有顯著的影響．游客商品感知價值對鄉(xiāng)村旅游偏好有顯著的正向影響．游客對鄉(xiāng)村旅游地的商品感知價值越高，則越有前往鄉(xiāng)村旅游的傾向．相比文化感知價值，游客對商品的感知價值對鄉(xiāng)村旅游偏好的助推作用更明顯．商品感知價值高的游客對景區(qū)的滿意度將更高，滿意度會影響忠誠度，這將影響到游客日后對鄉(xiāng)村旅游地的選擇．這一研究進一步證實了感知價值與游客鄉(xiāng)村旅游偏好之間的關系，也在一定程度上驗證了感知價值與游客行為意向之間存在著復雜的影響及作用機制的觀點．

3）游客的文化感知價值和商品感知價值會正向影響游客的地方認同感．換言之，游客的文化感知價值和鄉(xiāng)村商品感知價值越高，其地方認同感也會越強．感知價值是游客對旅游商品付出相應成本后得到產(chǎn)品或服務效用的綜合評價感．地方認同代表了游客對旅游目的地情感和功能的滿足，因此，感知價值對地方認同將產(chǎn)生積極而重要的影響．

4）地方認同感會直接影響游客鄉(xiāng)村旅游偏好行為．游客對鄉(xiāng)村的地方認同感越強，則游客越愿意前往鄉(xiāng)村旅游地．游客對鄉(xiāng)村旅游地產(chǎn)生歸屬感之后，會影響游客的鄉(xiāng)村旅游偏好行為．因此，激發(fā)游客的鄉(xiāng)村旅游偏好行為，應該從景區(qū)的“吃、住、行、游、購、娛”等方面增強游客對鄉(xiāng)村的認同感．

5）游客的地方認同感在感知價值與鄉(xiāng)村旅游偏好行為之間起中介作用．游客與旅游目的地之間的地方認同感可以激發(fā)強烈的情感依戀關系．換言之，雖然文化感知價值無法直接作用與游客的鄉(xiāng)村旅游偏好傾向，但其能夠通過地方認同感影響到游客鄉(xiāng)村出游的意愿.游客對鄉(xiāng)村旅游地的認同會使游客產(chǎn)生特殊的情感，進而激發(fā)游客前往鄉(xiāng)村旅游的傾向．文化感知價值對鄉(xiāng)村旅游偏好行為的中介效應為61.3%（0.141/0.230），商品感知價值對鄉(xiāng)村旅游偏好行為的中介效應為33.1%（0.128/0.387）．相比商品感知價值，游客的文化感知價值對鄉(xiāng)村旅游偏好行為的中介影響效應更大．

3.2 啟示

1）鄉(xiāng)村旅游地要以強化游客對鄉(xiāng)村的情感認同為目標．鄉(xiāng)村旅游的核心在于其文化內(nèi)涵，應該對鄉(xiāng)村文化、宗祠文化等進行包裝，營造一股濃厚的文化氛圍．一方面，發(fā)揮鄉(xiāng)村文化、農(nóng)耕文化的作用，通過舉辦鄉(xiāng)村文化節(jié)、鄉(xiāng)村商品展銷會等方式宣傳鄉(xiāng)村旅游，增強游客的對鄉(xiāng)村旅游目的地的認同感和歸屬感；另一方面，注重傳統(tǒng)鄉(xiāng)村文化厚重感的形象塑造，當?shù)卣推髽I(yè)要充分發(fā)掘、保護和傳承傳統(tǒng)村落文化，以鄉(xiāng)村文化為吸引物，發(fā)展鄉(xiāng)村特色旅游，使游客獲得精神上的滿足．

2）從游客的商品感知價值出發(fā)，從多方面提升游客的感知價值．文中研究發(fā)現(xiàn)，商品感知價值對游客的地方認同感和鄉(xiāng)村旅游偏好具有顯著的影響，而鄉(xiāng)村旅游商品承載著悠久而厚重的鄉(xiāng)村文化．首先，鄉(xiāng)村旅游地經(jīng)營者要把鄉(xiāng)村旅游商品與獨有的鄉(xiāng)土環(huán)境融合，打造具有地方特色的鄉(xiāng)村旅游商品．其次，在營銷手段上，鄉(xiāng)村旅游經(jīng)營者可以以田園環(huán)境為襯托，通過鄉(xiāng)村網(wǎng)絡銷售平臺，采取線上直播的方式展現(xiàn)出鄉(xiāng)村旅游商品的獨特魅力．最后，相關旅游部門要對鄉(xiāng)村旅游商品大力監(jiān)管，強化質(zhì)量和價格監(jiān)管，按照產(chǎn)品標準加強旅游產(chǎn)品質(zhì)量監(jiān)管，提高旅游商品質(zhì)量，并且嚴厲處罰鄉(xiāng)村旅游經(jīng)營者不按規(guī)定明碼標價、價格欺詐等價格違法行為．旅游地營造一個良好的經(jīng)營環(huán)境，可以吸引游客前往鄉(xiāng)村旅游地.

3）鄉(xiāng)村旅游地應該加強提升游客的文化感知價值，通過獨特的鄉(xiāng)村文化環(huán)境，體味鄉(xiāng)村旅游情懷．鄉(xiāng)村的農(nóng)耕文化環(huán)境是獨特的旅游場所，向游客展示鄉(xiāng)村獨特的地方文化、淳樸的鄉(xiāng)村風情和與眾不同的生活方式，也可以讓游客感受到鄉(xiāng)村生活的魅力．鄉(xiāng)村旅游地可以充分利用起現(xiàn)代科學技術，因地制宜開發(fā)鄉(xiāng)村自然景觀，例如采用VR等虛擬現(xiàn)實技術手段，提高展覽的效果，讓游客親身體驗農(nóng)作物生長或者農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)過程，如插苗、摘果、推磨等．其次，要加強對旅游從業(yè)人員的培訓，提高服務質(zhì)量與服務水平，細分游客群體，關注服務細節(jié)，做到精準化和人性化服務，滿足游客心理上的需求．最后，要完善相關旅游服務基礎設施，旅游監(jiān)管部門要監(jiān)管好游樂設施的質(zhì)量，保障游客的安全，讓游客放心，促使鄉(xiāng)村旅游地良好口碑的形成．

參考文獻：

［1］ 屈學書，矯麗會．鄉(xiāng)村振興背景下鄉(xiāng)村旅游產(chǎn)業(yè)升級路徑研究［J］.經(jīng)濟問題，2020（12）：108.

［2］ 白凱，馬耀峰．旅游者購物偏好行為研究——以西安入境旅游者為例［J］.旅游學刊，2007（11）：52．

［3］ 徐虹，周澤鯤．氣味景觀感知對鄉(xiāng)村地方依戀的影響機制研究——兼論懷舊的中介作用［J］.人文地理，2020，35（4）：48．

［4］ 王苗．鄉(xiāng)村旅游的新框架：基于地方感的探討［J］.大連海事大學學報（社會科學版），2017，16（6）：71．

［5］ 朱學同，張蓓蓓，劉銳，等．生態(tài)文明視閾下鄉(xiāng)村旅游者環(huán)境責任行為研究［J］.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2020，41（2）：305.

［6］ 徐文燕，鐘麗莉．基于地方依戀視角的旅游地居民對鄉(xiāng)村旅游支持度研究［J］.哈爾濱商業(yè)大學學報（社會科學版），2016（3）：100.

［7］ 胡燁瑩，張捷，周云鵬，等．鄉(xiāng)村旅游地公共空間感知對游客地方感的影響研究［J］.地域研究與開發(fā)，2019．38（4）：104．

［8］ MEHRABIAN A，RUSSELL J A．An Approach to Environmental Psychology［M］.Cambridge：MIT Press，1974：62．

［9］ HEW J，LEONG L，TAN G W，et al．Mobile social tourism shopping：A dual-stage analysis of a multi-mediation model［J］.Tourism Management，2018，66：121．

［10］ KIM M J，LEE C，JUNG T．Exploring consumer behavior in virtual reality tourism using an extended stimulus-organism response model［J］.Journal of Travel Research，2020，59（1）：69.

［11］ ZEITHAML V A．Consumer perceptions of price，quality，and value：A means-end model and synthesis of evidence［J］.Journal of Marketing，1988，52（3），2．

［12］ 謝婷，劉愛利．消費者在文化遺產(chǎn)旅游地的行為意向研究［J］.消費經(jīng)濟，2015，31（5）：66．

［13］ 時朋飛，熊元斌，呂丹．調(diào)節(jié)點特質(zhì)、旅游地感知價值與沖動性旅游［J］.商業(yè)研究，2018（10）：169．

［14］ LOUREIRO S M C．The role of the rural tourism experience economy in place attachment and behavioral intentions［J］.International Journal of Hospitality Management，2014，40：1．

［15］ 賈衍菊，林德榮．目的地品質(zhì)對游客滿意和游客忠誠的影響——地方依戀的中介作用與性別的調(diào)節(jié)作用［J］.旅游科學，2017，31（６）：65．

［16］ 劉衛(wèi)梅，林德榮．基于信任的旅游目的地口碑推薦機制研究［J］.旅游學刊，2018，33（10）：63．

［17］ 張茜，楊東旭，李思逸，等．地方依戀對森林旅游游客親環(huán)境行為的調(diào)節(jié)效應［J］.中南林業(yè)科技大學學報，2020，40（8）：164．

［18］ 屈小爽，張大鵬．傳統(tǒng)村落游客感知價值、地方認同對公民行為的影響［J］.企業(yè)經(jīng)濟，2021，40（3）：123．

［19］ 孫鳳芝，劉瑞，歐陽辰姍，賈衍菊．旅游者感知價值與行為意向關系研究——基于民宿旅游者的視角［J］.山東社會科學，2020（1）：126．

［20］ RELPH E．Place and Placelessness［M］.London：Pion，1976．

［21］ 冶建明，李靜雅，厲亮．草原旅游地游客感知價值、地方認同與行為意向關系研究［J］.干旱區(qū)資源與環(huán)境，2020，34（9）：202．

［22］ 余意峰，張春燕，曾菊新，等．民族旅游地旅游者原真性感知、地方依戀與忠誠度研究——以湖北恩施州為例［J］.人文地理，2017，32（2）：145．

［23］ PROSHANSKY H，F(xiàn)ABIAN A，KAMINOFF R．Place identity：Physical world socialization of the self ［J］.Journal of Environmental Psychology，1983，3：57．

［24］ KORPELA K．Place identity as a product of environmental self-regulation［J］.Journal of Environmental Psychology，1989，9：241．

［25］PROSHANSKY H．The city and self-identity［J］.Environment and Behavior，1978，10：147．

［26］ 李永樂，肖蕾，楊劍橋，等．大運河景觀價值感知對游客遺產(chǎn)保護意愿的影響研究——以無錫清名橋歷史文化街區(qū)為例［J］.干旱區(qū)資源與環(huán)境，2022，36（2）：202．

［27］ 劉玲，舒伯陽，王朝舉．鄉(xiāng)土情結對旅游情感動機的驅動機制研究［J］.中南林業(yè)科技大學學報（社會科學版），2017，11（6）：73．

［28］ 薛芮，余吉安．基于地方品牌建構的鄉(xiāng)村文化旅游活化路徑［J］.經(jīng)濟地理，2022：1.

［29］ 覃瓊玉，文軍．南寧市城市居民近郊休閑旅游偏好及意向特征研究［J］.中國市場，2011（6）：98．

［30］ 李旭，秦耀辰，寧曉菊，等．中國入境游客旅游目的地選擇特征及變化［J］.資源科學，2014，36（8）：1635.

［31］ 呂麗輝，王玉平．山岳型旅游景區(qū)敬畏情緒對游客行為意愿的影響研究——以杭州徑山風景區(qū)為例［J］.世界地理研究，2017，26（6）：131.

［32］ JITENDER K，JOGENDRA K．Exploring destination psychological ownership among tourists：antecedents and outcomes［J］.Journal of Hospitality and Tourism Management，2019，39.

［33］ WHEATON B，MUTHEN B，ALWIN D F，et al． Assessing reliability and stability in panel models［J］.Sociological Methodology，1977，8：84．

［34］ MACKINNON D，WARSI G，DWYER J．A simulation study of mediated effect measures［J］.Multivariate Behavioral Research，1995，30（1）：41．

（責任編輯 孫對兄）