沈雪瑞，劉 悅

（1.山西財經(jīng)大學(xué)文化旅游與新聞藝術(shù)學(xué)院，山西太原 030031；2.四川大學(xué)商學(xué)院，四川成都 610065）

引言

自2019 年7 月24 日中央全面深化改革委員會會議審議通過《長城、大運(yùn)河、長征國家文化公園建設(shè)方案》以來，長城國家文化公園建設(shè)得到穩(wěn)步推進(jìn)。2021 年8 月8 日，國家文化公園建設(shè)工作領(lǐng)導(dǎo)小組又印發(fā)了《長城國家文化公園建設(shè)保護(hù)規(guī)劃》，旨在將長城國家文化公園打造為弘揚(yáng)民族精神、傳承中華文明的重要標(biāo)志。

長城無疑是國內(nèi)外旅游者熱衷到訪的文化景點(diǎn)。然而，相比少數(shù)長城知名區(qū)段，更多非知名區(qū)段不僅乏人問津，甚至連其名稱也鮮有人知。隨著文旅融合不斷推進(jìn)，長城非知名區(qū)段也渴望提升自身旅游吸引力。這不僅利于拉動當(dāng)?shù)芈糜谓?jīng)濟(jì)，對彰顯長城整體風(fēng)貌、反哺長城遺址保護(hù)也意義深遠(yuǎn)。但固有弱勢地位使長城非知名區(qū)段提升旅游影響力困難重重。

近年，長城各區(qū)段旅游聯(lián)合推廣現(xiàn)象頻現(xiàn)，典型表現(xiàn)便是中國長城旅游市場推廣聯(lián)盟的成立。2014 年，該聯(lián)盟由原河北省旅游局聯(lián)合當(dāng)時的北京、天津、山西、內(nèi)蒙古、陜西、甘肅、寧夏8?。ㄊ?、自治區(qū)）旅游局（委）共同發(fā)起，旨在謀求長城沿線資源共享、信息互通、市場共贏，至今仍持續(xù)吸納著新成員加入。聯(lián)盟自成立起，以多地聯(lián)合形式開展了多次境內(nèi)外推廣活動，例如“美麗中國·古老長城”旅游帶聯(lián)合推廣、“游長城、愛長城——2019金山嶺長城全球旅行商推介”“千名美國游客游長城”“行走長城百集系列采訪報道”“2020 長城之約全國新媒體自駕游長城活動”等，且長城知名與非知名區(qū)段共同參與構(gòu)成了此類推廣活動的一大特點(diǎn)。然而，長城非知名區(qū)段必然能從與知名區(qū)段的聯(lián)合推廣中獲益嗎？學(xué)界對此還少有學(xué)理回應(yīng)。相比之下，長城單點(diǎn)、單段，尤其知名區(qū)段相關(guān)研究仍居多數(shù)，僅八達(dá)嶺長城便涉足市場需求[1]、網(wǎng)絡(luò)關(guān)注度[2]、旅游產(chǎn)品創(chuàng)新[3]、旅游體驗(yàn)[4]、旅游形象[5]等諸多論域。對非知名區(qū)段的探討則更多散嵌于長城資源保護(hù)、評價與規(guī)劃開發(fā)等議題中[6-10]，并非專門的旅游營銷研究取向。因而，從與知名區(qū)段營銷合作視角揭示非知名區(qū)段的獲益機(jī)制，有望尋得長城非知名區(qū)段旅游影響力提升新路。

鑒于以上原因，本文將長城知名與非知名區(qū)段的聯(lián)合推廣視為一種旅游品牌聯(lián)合現(xiàn)象，考察長城非知名區(qū)段能否獲益。在品牌聯(lián)合研究中，學(xué)者們已借助人類聯(lián)想記憶模型[11]、信號理論[12]、信息整合理論[13]、聯(lián)合匹配性[13-15]等理論工具，在揭示非知名品牌獲益條件方面做了有益嘗試。但過往研究仍存在兩方面局限：一是側(cè)重合作品牌間的聯(lián)想遷移，較少關(guān)注聯(lián)合產(chǎn)品利益的作用。從實(shí)踐角度看，品牌聯(lián)合勢必意味著合作品牌聯(lián)手向消費(fèi)者提供特定利益，合作品牌在提供這一利益方面是否有實(shí)質(zhì)貢獻(xiàn)很可能反過來影響消費(fèi)者對各合作品牌的評價。二是缺少對品牌聯(lián)合信息加工中消費(fèi)者個人涉入度作用的檢驗(yàn)。作為一種營銷行為，品牌聯(lián)合通常伴隨著信息傳播（如投放聯(lián)合廣告），不同信息元素能否成為有效信源與個人涉入有著密不可分的關(guān)系[16-19]。從這一意義上講，非知名品牌作為信息元素之一，其所獲評價如何也可能受到消費(fèi)者個人涉入度的影響。綜上，本文一方面將引入認(rèn)知心理學(xué)中的線索交互（cue interaction）視角，在揭示長城非知名區(qū)段所獲溢出效應(yīng)時，將旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益的作用納入分析框架；另一方面也將兼顧旅游品牌聯(lián)合信息加工中個人涉入度的作用。在研究過程中，具體以旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益呈現(xiàn)時點(diǎn)和個人涉入度為自變量開展兩個實(shí)驗(yàn)設(shè)計，旨在探究長城非知名區(qū)段的獲益條件。

1 文獻(xiàn)回顧及研究假設(shè)

1.1 品牌聯(lián)合及其對非知名品牌的溢出效應(yīng)

品牌聯(lián)合助力品牌突破自身邊界實(shí)現(xiàn)品牌提升的潛力得到了學(xué)界認(rèn)可[11-15，20-21]。作為一個營銷術(shù)語，品牌聯(lián)合有廣義和狹義兩種界定向。廣義而言，品牌聯(lián)合是對兩個或多個品牌以任何形式開展的短期或長期營銷合作的統(tǒng)稱[12-13]。狹義的品牌聯(lián)合則需同時符合以下條件：（1）品牌聯(lián)合中必須出現(xiàn)各合作品牌的名稱，且聯(lián)合全過程中各合作品牌須保持獨(dú)立性；（2）品牌聯(lián)合要衍生新產(chǎn)品，即聯(lián)合產(chǎn)品；（3）品牌聯(lián)合需建立在各合作品牌有意識且自愿的前提下，品牌主不知情時的捆綁銷售就非品牌聯(lián)合[22]。Chiambaretto 和Gur?u 據(jù)此將品牌聯(lián)合定義為，兩個或更多彼此獨(dú)立的品牌將其名稱呈現(xiàn)于一項(xiàng)新產(chǎn)品或服務(wù)上的自愿策略[22]。為避免概念理解的爭議，本文采納更嚴(yán)格的狹義視角理解長城知名與非知名區(qū)段的旅游品牌聯(lián)合，并據(jù)此制作實(shí)驗(yàn)材料。

另外，本文核心問題實(shí)屬品牌聯(lián)合溢出效應(yīng)范疇。品牌聯(lián)合溢出效應(yīng)指，品牌聯(lián)合行為對各合作品牌產(chǎn)生的影響[23]，其中，非知名品牌所獲溢出效應(yīng)又格外引人關(guān)注。非知名品牌在提升自身知名度、創(chuàng)建獨(dú)特聯(lián)想方面通常面臨更多挑戰(zhàn)，因此，非知名品牌與已建立有價值聯(lián)想的外部實(shí)體（如知名品牌、事件、代言人等）合作的營銷實(shí)踐也甚為常見[11,24]。相關(guān)研究常用品牌態(tài)度、感知質(zhì)量、購買意愿等主觀指標(biāo)來反映非知名品牌所獲溢出效應(yīng)[12-13，22-24]，若非知名品牌在與知名品牌的聯(lián)合中獲得了較其獨(dú)立宣傳時更優(yōu)的評價，即為積極溢出效應(yīng)，反之則為消極溢出效應(yīng)。本文也將借鑒主流做法，以不同聯(lián)合情況下長城非知名區(qū)段到訪意愿的差異來反映非知名區(qū)段所獲溢出效應(yīng)的性質(zhì)。

1.2 非知名品牌所獲溢出效應(yīng)解釋的線索交互視角

長期以來，品牌聯(lián)合研究主要以合作品牌間的聯(lián)想遷移為主導(dǎo)范式對非知名品牌所獲溢出效應(yīng)加以解釋，認(rèn)為非知名品牌一旦與擁有先在積極聯(lián)想的知名品牌建立關(guān)聯(lián)，知名品牌的積極聯(lián)想便能遷移至非知名品牌，使非知名品牌獲得積極溢出效應(yīng)[25-26]。然而也有學(xué)者指出，以往研究忽視了合作品牌間可能存在的線索交互現(xiàn)象，因而未能全面反映非知名品牌所獲溢出效應(yīng)的性質(zhì)[27-28]。線索交互乃認(rèn)知心理學(xué)在人類學(xué)習(xí)模式研究中所發(fā)現(xiàn)的一種現(xiàn)象，即當(dāng)學(xué)習(xí)內(nèi)容體現(xiàn)為基于多線索去預(yù)測某結(jié)果時，線索間存在結(jié)果預(yù)測力方面的競爭，強(qiáng)線索的浮現(xiàn)往往會減低認(rèn)知主體對弱線索結(jié)果預(yù)測功效的評價[29]。詳言之，當(dāng)認(rèn)知主體僅就線索A 與某結(jié)果的因果關(guān)系加以判斷時，即便線索A并非理想的解釋路徑，但在無其他線索時，認(rèn)知主體仍會賦予線索A 一定程度的重要性評價。而當(dāng)對同一結(jié)果擁有更強(qiáng)指向性的線索B（強(qiáng)線索）出現(xiàn)時，認(rèn)知主體便會降低原先對線索A的重要性評價，繼而建立并鞏固強(qiáng)線索與結(jié)果之間的聯(lián)想，知識和記憶網(wǎng)絡(luò)便以這種方式得以動態(tài)演化，這種學(xué)習(xí)模式也被稱為適應(yīng)性學(xué)習(xí)[30]。據(jù)此不難想見，知名-非知名品牌聯(lián)合恰恰營造了一種適應(yīng)性學(xué)習(xí)環(huán)境，其中，知名和非知名品牌便充當(dāng)著線索角色，而聯(lián)合產(chǎn)品利益則扮演著結(jié)果的角色。顯然，當(dāng)考慮到線索交互時，非知名品牌是否一定獲益便是值得商榷的。

實(shí)際上，已有證據(jù)表明，強(qiáng)、弱勢品牌聯(lián)合中存在線索交互現(xiàn)象。郭銳等發(fā)現(xiàn)，強(qiáng)、弱品牌的共現(xiàn)損害了弱勢品牌的消費(fèi)者態(tài)度[31]。Cunha等進(jìn)一步拓展了線索交互內(nèi)涵，認(rèn)為線索交互兼有競爭性和輔助性兩種性質(zhì)[28]。競爭性線索交互也即強(qiáng)線索對弱線索重要性評價的減低效應(yīng)，輔助性線索交互則指強(qiáng)線索的呈現(xiàn)對弱線索重要性評價的強(qiáng)化。Cunha 等援引心理學(xué)中的刺激泛化原理，給出了以上兩種線索交互何者、何時發(fā)揮作用的理據(jù)[28]。刺激泛化指，主體一旦習(xí)得了對某一刺激的特定反應(yīng)，也會對相似刺激做出相似反應(yīng)[32-34]，俗語所講“一朝被蛇咬，十年怕井繩”便是此理。這也意味著刺激間的相似性感知影響著刺激泛化水平的高低[33]。由于非知名品牌缺乏先在聯(lián)想，刺激泛化通常表現(xiàn)為知名品牌向非知名品牌的泛化。當(dāng)身處聯(lián)合關(guān)系中的知名-非知名品牌被感知為弱相似時，刺激泛化水平將受限，競爭性線索交互將占主導(dǎo)，知名品牌能夠?qū)е侣?lián)合產(chǎn)品利益的反應(yīng)便很難泛化至非知名品牌之上，非知名品牌也就難以獲得積極溢出效應(yīng)。當(dāng)知名-非知名品牌被感知為強(qiáng)相似時，刺激泛化水平也將提升，輔助性線索交互將占主導(dǎo)，非知名品牌有望獲得積極溢出效應(yīng)。然而關(guān)鍵問題在于，何種因素會左右合作品牌間的相似性感知，繼而改變競爭性和輔助性線索交互的主導(dǎo)地位，并最終影響非知名品牌所獲溢出效應(yīng)的性質(zhì)呢？這便要了解另一重要變量——聯(lián)合產(chǎn)品利益呈現(xiàn)時點(diǎn)的作用，以下具體介紹該變量的作用機(jī)理。

1.3 聯(lián)合產(chǎn)品利益呈現(xiàn)時點(diǎn)的作用

Cunha等對聯(lián)合產(chǎn)品利益實(shí)施了立即呈現(xiàn)與延遲呈現(xiàn)兩種操作，并發(fā)現(xiàn)呈現(xiàn)時點(diǎn)會影響競爭性和輔助性線索交互何者起主導(dǎo)作用[28]。原理在于，聯(lián)合產(chǎn)品利益立即呈現(xiàn)時，消費(fèi)者將同時獲知合作品牌和聯(lián)合產(chǎn)品利益的信息，此時要素式學(xué)習(xí)機(jī)制[28-29]會被啟動，判斷哪個合作品牌是聯(lián)合產(chǎn)品利益主要貢獻(xiàn)者[28,35]將成信息加工重點(diǎn)，這將妨礙合作品牌間的相似性感知，導(dǎo)致刺激泛化水平受限，合作品牌間的關(guān)系遂主要表現(xiàn)為競爭性線索交互，此時知名品牌更易被判定為強(qiáng)線索[36-37]。但由于聯(lián)合產(chǎn)品利益立即呈現(xiàn)時刺激泛化的受限，知名品牌能有效提供聯(lián)合產(chǎn)品利益的這一聯(lián)想很難被非知名品牌共享，致使消費(fèi)者在品牌聯(lián)合情境下對非知名品牌的選擇偏好反而可能弱于非知名品牌單獨(dú)展示之時。產(chǎn)品聯(lián)合展示研究有關(guān)強(qiáng)勢品牌會稀釋弱勢品牌消費(fèi)者評價的結(jié)論也能為此佐證[38-39]?；氐奖疚淖h題，在旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益立即呈現(xiàn)時，旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益、長城知名和非知名區(qū)段將同時暴露在旅游消費(fèi)者面前，此時比較兩長城區(qū)段各自對旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益的說服力也很可能成為信息加工的首要任務(wù)，進(jìn)而弱化兩長城區(qū)段的相似性感知，刺激泛化也因而可能受限，競爭性線索交互將起主導(dǎo)作用。在知名區(qū)段這一強(qiáng)線索的對比下，非知名區(qū)段反而可能不如獨(dú)自開展宣傳時更能激發(fā)旅游消費(fèi)者的選擇偏好。故此，本文假設(shè)：

H1：旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益立即呈現(xiàn)時，長城非知名區(qū)段將獲得消極溢出效應(yīng)

而當(dāng)聯(lián)合產(chǎn)品利益延遲呈現(xiàn)時，消費(fèi)者面前僅暴露合作品牌及其共事信息，聯(lián)合產(chǎn)品利益未被立即指明，這易激發(fā)構(gòu)形式學(xué)習(xí)機(jī)制[28-29]，思考有何共性驅(qū)使了此合作關(guān)系將成信息加工重點(diǎn)，這有助于強(qiáng)化合作品牌的相似性感知。待后續(xù)聯(lián)合產(chǎn)品利益呈現(xiàn)時，已形成的相似性感知會提升刺激泛化水平，消費(fèi)者關(guān)于知名品牌易導(dǎo)致聯(lián)合產(chǎn)品利益的反應(yīng)便有望泛化至非知名品牌身上，促使輔助性線索交互發(fā)生，非知名品牌的選擇偏好便可能得以強(qiáng)化。據(jù)此再觀本文議題，當(dāng)旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益延遲呈現(xiàn)時，旅游消費(fèi)者首先面對的也將是各長城區(qū)段的共事信息，此時旅游消費(fèi)者也可能更加關(guān)注是何共性促使各長城區(qū)段彼此聯(lián)手，相似性感知有望增強(qiáng)，進(jìn)而提升刺激泛化水平。同樣出于知名品牌更易發(fā)揮強(qiáng)線索作用的緣故[36-37]，長城知名區(qū)段能帶來旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益這一反應(yīng)便易泛化至非知名區(qū)段，促使輔助性線索交互發(fā)生，長城非知名區(qū)段的選擇偏好便有望得到強(qiáng)化。本文因而假設(shè)：

H2：旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益延遲呈現(xiàn)時，長城非知名區(qū)段將獲得積極溢出效應(yīng)

1.4 個人涉入度的作用

營銷領(lǐng)域中，個人涉入度指個體對營銷信息與其有切身關(guān)系的感知程度[18]。Petty 等有關(guān)廣告效果的系列研究表明，高個人涉入度能使消費(fèi)者對廣告信息的加工投入更多認(rèn)知努力，更仔細(xì)鑒別各信息要素的說服力，決定產(chǎn)品態(tài)度的將是那些能為產(chǎn)品性能提供有力支撐的核心信息；而低個人涉入度下信息加工動機(jī)不足，此時那些邊緣信息（如代言人、廣告媒介等）也能發(fā)揮產(chǎn)品評價信源的作用[16-19]。本文對H1 和H2 的推導(dǎo)已經(jīng)假定，旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益立即和延遲呈現(xiàn)時，長城非知名區(qū)段將分別獲得消極和積極溢出效應(yīng)。那么，旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益立即和延遲呈現(xiàn)兩種情況下，長城非知名區(qū)段所獲消極或積極溢出效應(yīng)會否因個人涉入度高低而產(chǎn)生程度之別？

首先，在旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益立即呈現(xiàn)時，依照Petty等提供的理據(jù)可推斷，高個人涉入度會使人們更仔細(xì)地衡量各長城區(qū)段對旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益的貢獻(xiàn)[16]。此時，長城知名和非知名區(qū)段各自的強(qiáng)線索和弱線索作用均可能被放大，亦即出現(xiàn)強(qiáng)線索愈強(qiáng)、弱線索愈弱的情況，進(jìn)而使長城非知區(qū)段所獲消極溢出效應(yīng)更大；反之，在個人涉入度較低時，與產(chǎn)品性能無實(shí)質(zhì)關(guān)聯(lián)的邊緣信息都能發(fā)揮說服效果[16-19]，作為旅游聯(lián)合產(chǎn)品內(nèi)在成分之一的長城非知名區(qū)段，其對旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益的說服力相比高個人涉入度時將有提升，所獲消極溢出效應(yīng)也可能會隨之變小。據(jù)此，本文假設(shè)：

H3：旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益立即呈現(xiàn)時，長城非知名區(qū)段在高個人涉入度下所獲消極溢出效應(yīng)更大，低個人涉入度下所獲消極溢出效應(yīng)更小

其次，旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益延遲呈現(xiàn)時，除各長城區(qū)段及其合作信息外，并無特定結(jié)果（即旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益）以供預(yù)測。依據(jù)上文對H2 的推導(dǎo)可知，此時整合看待各長城區(qū)段并思考其間的相似性將成信息加工重點(diǎn)[28-29]。當(dāng)個人涉入度較高時，因深度信息加工[16-19]，兩類長城區(qū)段的相似性感知將有望得以強(qiáng)化，知名區(qū)段向非知名區(qū)段的刺激泛化水平也將提升。因而，在承認(rèn)旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益延遲呈現(xiàn)時非知名區(qū)段將獲積極溢出效應(yīng)這一前提下，可推斷長城非知名區(qū)段會獲得更大的積極溢出效應(yīng)。反之，低個人涉入度下，雖然旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益延遲呈現(xiàn)仍可能促使思考兩長城區(qū)段共性特征成為認(rèn)知重點(diǎn)，但因缺乏足夠的信息加工動機(jī)，兩類長城區(qū)段間的相似性感知可能低于高個人涉入度，致使知名區(qū)段向非知名區(qū)段的刺激泛化水平可能不及高個人涉入度之時，這將導(dǎo)致長城非知名區(qū)段所獲積極溢出效應(yīng)更小。因而本文假設(shè)：

H4：在旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益延遲呈現(xiàn)時，長城非知名區(qū)段在高個人涉入度下所獲積極溢出效應(yīng)更大，低個人涉入度下所獲積極溢出效應(yīng)更小

2 實(shí)驗(yàn)1

實(shí)驗(yàn)1 旨在檢驗(yàn)H1 和H2，營造3 種聯(lián)合情況：（1）單獨(dú)展示長城非知名區(qū)段；（2）旅游品牌聯(lián)合且旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益立即呈現(xiàn)；（3）旅游品牌聯(lián)合且旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益延遲呈現(xiàn)。采用組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計，以非知名區(qū)段到訪意愿為指標(biāo)，通過比較聯(lián)合情況（2）、情況（3）與聯(lián)合情況（1）下非知名區(qū)段到訪意愿的差異，確認(rèn)旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益立即和延遲呈現(xiàn)兩種情境下非知名區(qū)段會獲得怎樣的溢出效應(yīng)。

2.1 長城知名與非知名區(qū)段選取

本文集中于山西省境內(nèi)選取長城區(qū)段，原因有二：一是山西境內(nèi)長城遺址豐富，總長達(dá)1500 多千米[40]，聞名遐邇與鮮為人知的區(qū)段并存；二是避免引入不同省份背景差異這一干擾變量。雁門關(guān)和娘子關(guān)是山西開發(fā)較成熟的長城景區(qū)，前者素有“中華第一關(guān)”美譽(yù)，后者也有“萬里長城第九關(guān)”之稱，且二者均創(chuàng)建了微信公眾號以開展旅游宣傳，故初步將二者選為知名區(qū)段。非知名區(qū)段方面，依據(jù)《關(guān)于公布山西省歷代長城保護(hù)范圍及建設(shè)控制地帶的通知》所列長城區(qū)段名稱，并咨詢多名山西籍旅游和歷史領(lǐng)域?qū)＜?，初步選取竹帛口長城、摩天嶺長城、木崖頭長城和白草口長城為非知名區(qū)段。為確保選取恰當(dāng)，借助問卷星制作問卷，以“（長城區(qū)段名稱）很有名氣”和“（長城區(qū)段名稱）的特征很快出現(xiàn)在我腦海中”兩題項(xiàng)[41-42]（1=非常不同意，7=非常同意）測量以上6 個長城區(qū)段的知名度。面向32 個省、自治區(qū)和直轄市配額抽樣（每地4 名，男女各2名）。所獲樣本中年齡18～25歲占18.5%，26～35歲占38.2%，36～45 歲占26.2%，46～55 歲占10.2%，其余占6.9%。

以單樣本t檢驗(yàn)比較知名度均值與量表中間值4的差異。雁門關(guān)長城和娘子關(guān)長城均值顯著高于4（M雁門關(guān)=5.6，t（59）=35.213，p＜0.001；M娘子關(guān)=5.13，t（59）=37.401，p＜0.001）。摩天嶺長城（M摩天嶺=2.26，t（59）=-29.817，p＜0.05）、木崖頭長城（M木崖頭=1.81，t（59）=-31.201，p＜0.001）、白草口長城（M白草口=1.40，t（59）=-32.151，p＜0.001）和竹帛口長城（M竹帛口=1.37，t（59）=-35.762，p＜0.001）均值顯著低于4（知名度量表Cronbach’sα為0.841）。最終選取得分最高和最低的雁門關(guān)長城和竹帛口長城作為知名-非知名區(qū)段組合。

2.2 旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益表達(dá)方式的擬定

制作簡易旅游廣告作為實(shí)驗(yàn)刺激。用一句旅游廣告語表達(dá)旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益：“山西的雁門關(guān)長城和竹帛口長城聯(lián)合推出長城旅游線路，本線路將帶您領(lǐng)略山西古長城之美”。前半句表明兩長城區(qū)段的聯(lián)合關(guān)系，后半句傳達(dá)旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益。該做法既告知了兩長城區(qū)段的名稱，也言明了二者合作推出了新的旅游線路，因而符合前文所述狹義品牌聯(lián)合的內(nèi)涵。

2.3 實(shí)驗(yàn)過程

2.3.1 問卷設(shè)計

以線上形式針對潛在旅游消費(fèi)者開展實(shí)驗(yàn)。對應(yīng)前述3 種聯(lián)合情況，利用問卷星設(shè)計3 個版本問卷，分別為：竹帛口單獨(dú)版問卷（單獨(dú)展示竹帛口長城）；聯(lián)合-立即版問卷（雁門關(guān)與竹帛口長城聯(lián)合展示且旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益立即呈現(xiàn)）；聯(lián)合-延遲版問卷（雁門關(guān)與竹帛口長城聯(lián)合展示且旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益延遲呈現(xiàn)）。各版問卷詳情如下。

（1）竹帛口單獨(dú)版問卷。問卷說明處以自上而下順序展示廣告語、長城區(qū)段的名稱、簡介（含地理位置和年代兩項(xiàng)信息要素）及圖片（圖1a）。由于本版問卷不涉及旅游品牌聯(lián)合，廣告語微調(diào)為“山西的竹帛口長城推出長城旅游線路，本線路將帶您領(lǐng)略山西古長城之美！”圖片來源方面，對比多種網(wǎng)絡(luò)渠道，圖片最終取自搜狐網(wǎng)“長城丨竹帛口——冀晉交界的茨溝營長城”一文，并對原圖進(jìn)行裁切，僅保留一個敵樓和一部分城墻。為保障展示內(nèi)容在線上問卷中布局的穩(wěn)定性，將廣告語（宋體三號加粗）、長城區(qū)段名稱（黑體三號加粗）、簡介（宋體小四號）和長城區(qū)段圖片（276.93 mm×197.56 mm）合成一整張圖片（389.82 mm×254mm）上傳至問卷說明處。問卷附6 類題項(xiàng)：①竹帛口長城知名度。用于檢驗(yàn)知名度控制，題項(xiàng)與長城區(qū)段選取階段相同。②竹帛口長城到訪意愿。使用“我愿意選擇竹帛口長城出游”和“下次出游我愿將竹帛口長城作為目的地”兩題項(xiàng)，借鑒自Prayag[43]、Chi 和Qu[44]（1=非常不同意，7=非常同意）。③竹帛口長城線索重要性賦值。借鑒Gluck和Bower[29]獲取線索重要性的做法，請被試從0.1～1.0（間隔為0.1）10 個數(shù)字中選擇其一，用以表達(dá)游覽竹帛口長城對“領(lǐng)略山西古長城之美”的重要性（0.1=非常不重要，1.0=非常重要）。賦值結(jié)果將與聯(lián)合-立即組和聯(lián)合-延遲組比較，意在確認(rèn)是否發(fā)生以及發(fā)生了何種線索交互。④竹帛口長城熟悉度。測量熟悉度是由于較多研究證實(shí)目的地熟悉度是目的地選擇的重要前因[45-46]，其干擾效應(yīng)不容忽視。此處以“我了解竹帛口長城的相關(guān)信息”和“我熟悉竹帛口長城”加以測量（1=非常不同意，7=非常同意），題項(xiàng)借鑒自Gursoy和McCleary[47]。⑤竹帛口長城到訪經(jīng)歷。以單選題提供“0次、1次、2次、3次、3次以上”5個選項(xiàng)，測量結(jié)果用于檢測到訪經(jīng)歷的干擾效應(yīng)。⑥人口統(tǒng)計學(xué)題項(xiàng)。以單選題詢問性別、年齡、受教育程度和職業(yè)，以填空題獲取月收入。

圖1 實(shí)驗(yàn)1問卷中的旅游廣告內(nèi)容Fig.1 Advertisement in the questionnaires in experiment 1

（2）聯(lián)合-立即版問卷。問卷說明處的內(nèi)容展示方式與竹帛口單獨(dú)版問卷相似，仍將展示內(nèi)容合成整張圖片（圖1b）。廣告語、長城區(qū)段名稱和簡介的文字信息規(guī)格與竹帛口單獨(dú)版問卷一致。竹帛口長城圖片沿用竹帛口單獨(dú)版問卷，規(guī)格不變。雁門關(guān)長城圖片來源于微信公眾號“忻州在線”，含雁門關(guān)標(biāo)志性建筑“雁樓”和一部分城墻，大小規(guī)格與竹帛口長城圖片相同。雁門關(guān)與竹帛口長城的名稱及圖片按左、右方式并排展示。合成圖片的規(guī)格與竹帛口單獨(dú)版問卷一致。問卷所附題項(xiàng)如下：①兩長城區(qū)段知名度（題項(xiàng)來源與量表形式同前）。②竹帛口長城到訪意愿（題項(xiàng)來源與量表形式同前）。③兩長城區(qū)段相似性感知。以“雁門關(guān)長城和竹帛口長城能給我?guī)硐嗨频穆?lián)想”“雁門關(guān)長城和竹帛口長城傳遞了同樣的感覺”測量（1=非常不同意，7=非常同意），題項(xiàng)借鑒Bhat 和Reddy[48]。測量結(jié)果將與聯(lián)合-延遲組比較，意在確認(rèn)旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益呈現(xiàn)時點(diǎn)的控制是否能造成兩長城區(qū)段相似性感知的差異，進(jìn)而為長城非知名區(qū)段所獲溢出效應(yīng)緣于何種線索交互提供一定的證據(jù)。④兩長城區(qū)段線索重要性賦值。所用方法與前述竹帛口單獨(dú)版問卷相似，但需請被試對兩長城區(qū)段都予以賦值，且由于線索為兩長城區(qū)段，因而要求被試賦予兩長城區(qū)段的數(shù)值之和等于1。⑤竹帛口長城熟悉度（題項(xiàng)及其來源同前）。⑥竹帛口長城到訪經(jīng)歷（測量方法同前）。⑦人口統(tǒng)計學(xué)題項(xiàng)（題項(xiàng)同前）。

（3）聯(lián)合-延遲版問卷。兩長城區(qū)段圖片沿用聯(lián)合-立即版問卷，但為控制旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益的延遲呈現(xiàn)，圖片合成及問卷頁面編排有所不同。有證據(jù)表明，輔助性線索交互的誘發(fā)須在線索和結(jié)果之間留有一定時間間隔。Urcelay 和Miller 在動物行為研究中已經(jīng)證實(shí)該間隔應(yīng)不低于5 秒鐘[49]；Cunha等也正是借用此法，在被試觀看線索（即合作品牌）之后插入5秒時間間隔再呈現(xiàn)聯(lián)合產(chǎn)品利益，并證實(shí)了聯(lián)合產(chǎn)品利益延遲呈現(xiàn)時，非知名品牌獲得了積極溢出效應(yīng)[28]。本文沿用此法，將聯(lián)合-延遲版問卷分3 個頁面逐一顯示。頁面1 展示合成圖片，但合成圖片僅包含廣告語前半句“山西的雁門關(guān)長城與竹帛口長城聯(lián)合推出長城旅游線路”，不言明旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益。頁面1中所使用的長城區(qū)段圖片與文字規(guī)格、兩長城區(qū)段圖片左右位置與聯(lián)合-延遲版問卷保持一致。頁面1 下方有“下一頁”按鈕，點(diǎn)擊可跳轉(zhuǎn)至頁面2。頁面2 僅顯示“請等待頁面自動跳轉(zhuǎn)至下一頁！”，并設(shè)置5 秒頁面停留時間，之后自動跳轉(zhuǎn)至頁面3。頁面3開頭顯示廣告語后半句：“本線路將帶您領(lǐng)略山西古長城之美”，傳達(dá)旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益，隨后附與聯(lián)合-立即版問卷相同的7類題項(xiàng)。

2.3.2 被試征集與實(shí)驗(yàn)實(shí)施

研究人員借助人脈網(wǎng)絡(luò)，以滾雪球式方法面向山西省內(nèi)外征集被試。為避免被試囿于特定人群，特別要求推薦人注意對被試性別、年齡、職業(yè)等人口學(xué)特征加以平衡。于2022年1月5—15日共征集被試90名。研究人員預(yù)先建立微信群，被試征集過程中請被試推薦人將所遇符合要求者邀請進(jìn)群，以便后續(xù)問卷發(fā)放。經(jīng)與被試協(xié)調(diào)，實(shí)驗(yàn)于2022 年1月22 日晚8 點(diǎn)實(shí)施。通過群成員列表，隨機(jī)發(fā)放3版在線問卷鏈接，形成竹帛口單獨(dú)組、聯(lián)合-立即組和聯(lián)合-延遲組3個被試組別。90份問卷全部提交后，在微信群中宣布實(shí)驗(yàn)結(jié)束并表示感謝，同時告知實(shí)驗(yàn)中的旅游廣告為虛擬廣告，實(shí)驗(yàn)結(jié)束后解散微信群。人口統(tǒng)計學(xué)信息收集結(jié)果顯示，被試中男性48 人，女性42 人。年齡方面，18～27 歲占18.2%，28～37 歲占32.4%，38～47 歲占30.6%，48～57 歲占10.3%，58～67 歲占8.5%。受教育程度方面，研究生占18.2%，大學(xué)本科占51.1%，大學(xué)專科占24.4%，中專及高中占6.3%。被試擁有大學(xué)學(xué)歷者（大專、本科及研究生）明顯占多，本文接受了這一抽樣結(jié)果，皆因該被試學(xué)歷結(jié)構(gòu)特征與以往研究涉及的長城現(xiàn)實(shí)游客調(diào)研結(jié)果基本一致[4,50-52]。此外，被試中6.2%為公務(wù)員，34.9%為事業(yè)單位人員，47.7%為企業(yè)員工，11.2%為個體工商戶。被試地域來源覆蓋了山西、陜西、河南、山東、北京、天津、河北、吉林、遼寧、內(nèi)蒙古、寧夏、四川、福建、廣東和浙江。

2.4 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

2.4.1 實(shí)驗(yàn)控制檢驗(yàn)

以單樣本t檢驗(yàn)比較雁門關(guān)長城和竹帛口長城知名度得分均值與知名度量表中值4的差異。雁門關(guān)長城顯著高于4（M雁門關(guān)=5.2，t（59）=7.753，p＜0.001），竹帛口長城顯著低于4（M竹帛口=2.4，t（87）=-7.625，p＜0.001），說明長城區(qū)段組合選取適宜（知名度量表Cronbach’sα為0.852）。

2.4.2 假設(shè)檢驗(yàn)

首先，以多元線性回歸法考察各類變量與竹帛口長城到訪意愿的關(guān)系，以確認(rèn)哪些變量可能存在干擾作用。由于答題結(jié)果顯示沒有被試到訪過竹帛口長城，竹帛口長城到訪經(jīng)歷將不被作為自變量納入分析。先將性別、受教育程度、職業(yè)、聯(lián)合情況轉(zhuǎn)換為虛擬變量。其中，性別以女性為參照組，受教育程度以高中及中專為參照組，職業(yè)以個體工商戶為參照組，聯(lián)合情況以竹帛口單獨(dú)為參照組。收入、年齡和竹帛口長城熟悉度為連續(xù)變量，故不做轉(zhuǎn)化處理?；貧w結(jié)果顯示，Tolerance 在0.27～0.96之間（＞0.1），VIF 在2.04～3.88 之間（＜10），未出現(xiàn)嚴(yán)重多重共線性問題。自變量的效應(yīng)如表1 所示，年齡、竹帛口長城熟悉度和聯(lián)合情況對竹帛口長城到訪意愿有顯著的正向影響（竹帛口熟悉度與到訪意愿量表Cronbach’sα分別為0.912和0.925）。這也提示，在考察不同聯(lián)合情況下竹帛口到訪意愿的差異時，應(yīng)考慮年齡和竹帛口長城熟悉度的干擾作用。

表1 多元線性回歸結(jié)果Tab.1 Summary of multiple linear regression analysis

接下來以聯(lián)合情況為自變量，以年齡和竹帛口長城熟悉度為協(xié)變量開展協(xié)方差分析。協(xié)方差分析的基本原理是將線性回歸與方差分析結(jié)合起來，用于檢驗(yàn)在扣除干擾變量（即協(xié)變量）的效應(yīng)后因變量在自變量不同水平上是否仍有顯著差異。協(xié)方差分析結(jié)果如表2 所示，兩個協(xié)變量的影響效應(yīng)顯著，在扣除了協(xié)變量影響效應(yīng)后，聯(lián)合情況的影響作用依然顯著（F（2，86）=88.574，p＜0.05）。換言之，聯(lián)合-立即、聯(lián)合-延遲和竹帛口單獨(dú)3組被試間的竹帛口長城到訪意愿仍存顯著差異。

表2 主體間效應(yīng)檢驗(yàn)Tab.2 Tests of between-subjects effects

事后檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步顯示（圖2 和表3），聯(lián)合-立即組與竹帛口單獨(dú)組的竹帛口長城到訪意愿差值為負(fù)（-0.89），聯(lián)合-延遲組與竹帛口單獨(dú)組的竹帛口長城到訪意愿差值為正（1.25），且上述差異分別在p＜0.05 和p＜0.01 的水平上達(dá)到顯著。也就是說，長城非知名區(qū)段的到訪意愿在旅游聯(lián)合產(chǎn)品立即呈現(xiàn)時顯著低于其單獨(dú)展示時，即長城非知名區(qū)段在旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益立即呈現(xiàn)時獲得了消極溢出效應(yīng)。而長城非知名區(qū)段的到訪意愿在旅游聯(lián)合產(chǎn)品延遲呈現(xiàn)時顯著高于其單獨(dú)展示時，即長城非知名區(qū)段在旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益延遲呈現(xiàn)時獲得了積極溢出效應(yīng)。至此，假設(shè)H1和H2得到了支持。

表3 事后檢驗(yàn)Tab.3 The post-hoc test

圖2 各實(shí)驗(yàn)情境下竹帛口長城到訪意愿均值差異Fig.2 Visit intention means difference of Zhubokou Great Wall

線索重要性賦值結(jié)果顯示，聯(lián)合-立即組中，竹帛口長城的線索重要性均值顯著低于雁門關(guān)長城（M竹帛口=1.03，M雁門關(guān)=5.21，t（58）=-9.283，p＜0.001），說明長城知名和非知名區(qū)段作為線索在被試眼中確實(shí)有著強(qiáng)、弱之別。在聯(lián)合-延遲組中，兩長城區(qū)段線索重要性均值差異依然顯著（M竹帛口=2.73，M雁門關(guān)=5.87，t（58）=-8.950，p＜0.001），表明長城知名與非知名區(qū)段作為線索的強(qiáng)弱地位關(guān)系依舊。以上結(jié)果也與以往品牌聯(lián)合研究有關(guān)知名品牌通常發(fā)揮強(qiáng)線索作用的結(jié)論一致[36-37]。線索重要性賦值情況還顯示，聯(lián)合-立即組的竹帛口均值顯著低于竹帛口單獨(dú)組（M聯(lián)合-立即=1.03，M竹帛口單獨(dú)=1.83，t（58）=-2.132，p＜0.05），說明與知名區(qū)段（即強(qiáng)線索）聯(lián)合且旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益立即呈現(xiàn)時，被試給予了非知名區(qū)段更低的線索重要性評價，證實(shí)了競爭性線索交互的發(fā)生，這為競爭性線索交互是旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益立即呈現(xiàn)時，長城非知名區(qū)段所獲消極溢出效應(yīng)的誘因提供了證據(jù)。此外，相似性感知結(jié)果顯示，聯(lián)合-延遲組均值顯著高于聯(lián)合-立即組（M聯(lián)合-延遲=4.27，M聯(lián)合-立即=3.30，t（58）=4.499，p＜0.001），說明呈現(xiàn)時點(diǎn)的控制造成了兩長城區(qū)段相似感知明顯的強(qiáng)弱差異（相似性感知量表的Cronbach’sα為0.892）。而根據(jù)刺激泛化原理，刺激間更強(qiáng)的相似性感知意味著更高的刺激泛化水平，這易在旅游品牌聯(lián)合中誘發(fā)輔助性線索交互。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果也確實(shí)顯示，聯(lián)合-延遲組的竹帛口長城線索重要性顯著高于竹帛口單獨(dú)組（M聯(lián)合-延遲=3.93，M竹帛口單獨(dú)=3.50，t（58）=2.213，p＜0.05），意味著發(fā)生了輔助性線索交互，這為輔助性線索交互是旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益延遲呈現(xiàn)時，非知名區(qū)段所獲積極溢出效應(yīng)的誘因提供了證據(jù)。

2.5 討論

實(shí)驗(yàn)1 說明，旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益立即和延遲兩種呈現(xiàn)方式致使長城非知名區(qū)段獲得了消極和積極兩種不同的溢出效應(yīng)。兩長城區(qū)段相似性感知與線索重要性賦值結(jié)果也有力說明，競爭性線索交互是長城非知名區(qū)段在旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益立即呈現(xiàn)時，所獲消極溢出效應(yīng)的誘因；輔助性線索交互則是長城非知名區(qū)段在旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益延遲呈現(xiàn)時，所獲積極溢出效應(yīng)的誘因。接下來，實(shí)驗(yàn)2將引入個人涉入度這一變量，以觀察長城非知名區(qū)段所獲溢出效應(yīng)會發(fā)生何種變化。

3 實(shí)驗(yàn)2

實(shí)驗(yàn)2目的有二：一是更換長城區(qū)段組合，繼續(xù)控制旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益呈現(xiàn)時點(diǎn)，檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)1 結(jié)論的外部效度；二是控制個人涉入度以檢驗(yàn)假設(shè)H3和H4。營造6 種實(shí)驗(yàn)情境（表4），開展2（個人涉入度：高vs.低）×3（聯(lián)合情況：非知名區(qū)段單獨(dú)vs.聯(lián)合立即vs.聯(lián)合延遲）的組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計。對非知名區(qū)段單獨(dú)展示時的個人涉入度也加以控制，是因非知名區(qū)段所獲溢出效應(yīng)是由旅游品牌聯(lián)合時，非知名區(qū)段到訪意愿與非知名區(qū)段單獨(dú)展示時相比較而得，作為比較基準(zhǔn)的非知名區(qū)段單獨(dú)展示時的到訪意愿自然也需考慮個人涉入度水平。

表4 實(shí)驗(yàn)2設(shè)計Tab.4 Design for experiment 2

3.1 長城知名與非知名區(qū)段組合與旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益表述方式

沿用實(shí)驗(yàn)1 事前調(diào)查結(jié)果，另選娘子關(guān)長城和白草口長城為知名-非知名區(qū)段組合。以旅游廣告語“山西的娘子關(guān)長城和白草口長城聯(lián)合推出長城旅游線路，本線路將帶您領(lǐng)略山西古長城之美”表達(dá)旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益。

3.2 實(shí)驗(yàn)過程

3.2.1 問卷設(shè)計

共設(shè)計6版線上問卷：白草口-高/低涉入、聯(lián)合立即-高/低涉入和聯(lián)合延遲-高/低涉入。各版問卷詳情如下：

（1）白草口-高/低涉入版問卷。此兩版問卷均在問卷說明處實(shí)現(xiàn)個人涉入度的控制。Petty 等、Wright曾以是否向被試提供實(shí)驗(yàn)所涉產(chǎn)品或?qū)嶒?yàn)報酬控制涉入度水平[16,53]，這些做法也得到學(xué)界廣泛采納。但考慮到提供產(chǎn)品的行為可能影響產(chǎn)品態(tài)度，故本文采用問卷填答有無報酬的方式調(diào)節(jié)實(shí)驗(yàn)材料閱讀積極性，以達(dá)控制個人涉入度之目的。高涉入版問卷在問卷說明處首先展示提示語“您的問卷填答將獲得5 元人民幣的報酬，請仔細(xì)觀看以下旅游廣告后答題”，低涉入版問卷提示語僅為“請仔細(xì)觀看以下旅游廣告后答題”。提示語下方依次展示廣告語、長城區(qū)段的名稱、簡介與圖片（圖3a），各項(xiàng)信息要素的規(guī)格與實(shí)驗(yàn)1一致。由于單獨(dú)展示白草口長城，廣告語為“山西的白草口長城推出長城旅游線路，本線路將帶您領(lǐng)略山西古長城之美！”白草口長城圖片來源于微信公眾號“忻州在線”，經(jīng)裁剪保留一個敵樓和一部分城墻。以上信息要素被合成一整張圖片，規(guī)格同實(shí)驗(yàn)1。此兩版問卷均附以下6類題項(xiàng)：①白草口長城知名度；②白草口長城到訪意愿；③白草口長城熟悉度；④白草口長城到訪經(jīng)歷；⑤人口統(tǒng)計學(xué)題項(xiàng)；⑥個人涉入度控制效果檢驗(yàn)題項(xiàng)。以上題項(xiàng)來源及量表形式同前。采用兩種檢驗(yàn)方法：一是借鑒Petty 等的做法[16]，請被試回憶廣告信息。具體方法為設(shè)置一個非必答填空題“白草口長城位于山西省 市 縣”。二是借鑒Park 和Hastak、沈雪瑞等所用量表[54-55]，以“我很認(rèn)真地觀看了旅游廣告”和“我觀看旅游廣告時很投入”兩題項(xiàng)（Likert 7 分量表，1=非常不同意，7=非常同意）測量個人涉入度。為避免被試對照旅游廣告填答開放式題項(xiàng)，問卷設(shè)置為兩個頁面，提示語、旅游廣告和其他題項(xiàng)均置于頁面1，個人涉入度效果檢驗(yàn)題項(xiàng)則置于問卷頁面2，被試不能返回觀看頁面1。

（2）聯(lián)合立即-高/低涉入版問卷。仍以提示語控制個人涉入度，操作方法與白草口-高/低涉入版問卷相同。旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益立即呈現(xiàn)的實(shí)現(xiàn)方法與實(shí)驗(yàn)1聯(lián)合-立即版問卷相同，即在提示語下方展示包含完整廣告語的旅游廣告。旅游廣告仍由上而下展示廣告語、長城區(qū)段的名稱、簡介及圖片（圖3b）。廣告語為“山西的娘子關(guān)長城和白草口長城聯(lián)合推出長城旅游線路，本線路將帶您領(lǐng)略山西古長城之美！”簡介仍包含長城的位置與年代信息。白草口長城圖片與白草口-高/低涉入版問卷一致。娘子關(guān)長城圖片來源于娘子關(guān)景區(qū)管委會微信公眾號，經(jīng)裁剪保留關(guān)門和一部分城墻。以上信息元素合成圖片的規(guī)格同前。此兩版問卷均附6 類題項(xiàng)：①白草口和娘子關(guān)長城知名度；②白草口長城到訪意愿；③白草口長城熟悉度；④白草口長城到訪經(jīng)歷；⑤人口統(tǒng)計學(xué)題項(xiàng)；⑥個人涉入度控制效果檢驗(yàn)題項(xiàng)。以上各類題項(xiàng)的來源與量表形式同前。由于涉及個人涉入度控制效果的檢驗(yàn)，此兩版問卷亦設(shè)置為兩個頁面，頁面2 用于展示個人涉入度控制效果檢驗(yàn)題項(xiàng)。

圖3 實(shí)驗(yàn)2問卷中的旅游廣告內(nèi)容Fig.3 Advertisement in the questionnaires in experiment 2

（3）聯(lián)合延遲-高/低涉入版問卷。個人涉入度控制方法同前，不再贅述。旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益延遲呈現(xiàn)的操作方法沿用實(shí)驗(yàn)1 中聯(lián)合-延遲版問卷的做法。不同之處在于，此兩版問卷也需設(shè)置個人涉入度控制效果檢驗(yàn)題項(xiàng)，因而，此兩版問卷均設(shè)置為4個頁面。頁面1展示用于控制個人涉入度的提示語、旅游廣告的合成圖片（僅含廣告語前半句）。頁面2僅顯示“請等待頁面自動跳轉(zhuǎn)至下一頁！”，5秒后自動跳轉(zhuǎn)至頁面3。頁面3開頭顯示廣告語后半句“本線路將帶您領(lǐng)略山西古長城之美！”，傳達(dá)旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益，隨后附白草口和娘子關(guān)長城知名度、白草口長城到訪意愿、白草口長城熟悉度、白草口長城到訪經(jīng)歷和人口統(tǒng)計學(xué)題項(xiàng)（題項(xiàng)來源及量表形式同前）。個人涉入度控制效果檢驗(yàn)題項(xiàng)置于問卷最后的頁面4，題項(xiàng)與聯(lián)合立即-高/低涉入版問卷相同。此兩版問卷所使用的圖片和文字規(guī)格、兩長城圖片左右位置也與聯(lián)合立即-高/低涉入版問卷一致。

3.2.2 被試征集與實(shí)驗(yàn)實(shí)施

被試征集方法同實(shí)驗(yàn)1。2022 年1 月24 日至2月10日共征集被試180名，并建立微信群。經(jīng)與被試溝通，實(shí)驗(yàn)于2022年2月19日晚8點(diǎn)進(jìn)行。研究人員將6 版在線問卷的鏈接按群成員列表隨機(jī)發(fā)放，形成白草口-高/低涉入組、聯(lián)合立即-高/低涉入組和聯(lián)合延遲-高/低涉入組6 個被試組別，每組30人。待全部問卷提交后，在微信群宣布實(shí)驗(yàn)結(jié)束并表達(dá)感謝，同時告知實(shí)驗(yàn)中的旅游廣告為虛擬廣告，并向高涉入組每位被試私信5 元紅包后解散微信群。人口統(tǒng)計學(xué)信息收集結(jié)果顯示，被試中男性96 人，女性84 人。年齡方面18～27 歲占20.1%，28～37 歲 占30.7%，38～47 歲 占29.5%，48～57 歲 占12.4%，58～67 歲占7.3%。受教育程度方面，研究生占19.6%，大學(xué)本科占53.8%，大學(xué)專科占21.2%，中專及高中占5.4%。職業(yè)方面，7.6%為公務(wù)員，31.7%為事業(yè)單位人員，51.5%為企業(yè)員工，9.2%為個體工商戶。地域來源覆蓋北京、天津、河北、山西、陜西、河南、山東、吉林、遼寧、內(nèi)蒙古、寧夏、四川、福建、廣東和浙江。

3.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

3.3.1 實(shí)驗(yàn)控制檢驗(yàn)

單樣本t檢驗(yàn)顯示，娘子關(guān)長城知名度評分顯著高于量表中值4（M娘子關(guān)=5.82，t（118）=31.174，p＜0.001），白草口長城則顯著低于4（M白草口=2.33，t（176）=-21.353，p＜0.001），說明長城區(qū)段組合選取適切（知名度量表Cronbach’sα為0.895）。個人涉入度控制方面，高涉入組90位被試中84人填答了開放式題項(xiàng)，正確率達(dá)86.2%，答題人數(shù)和正確率都明顯高于低涉入組的23人和8.7%。此外，高涉入被試個人涉入度評分顯著高于低涉入被試（M高涉入=5.40，M低涉入=3.20，t（174）=7.671，p＜0.001），說明個人涉入度控制亦有效（個人涉入度量表Cronbach’sα為0.902）。

3.3.2 假設(shè)檢驗(yàn)

首先仍以多元線性回歸檢驗(yàn)各類變量的影響效應(yīng)。鑒于白草口長城到訪經(jīng)歷題項(xiàng)答案均為“0次”，到訪經(jīng)歷不再作為自變量加以考慮。虛擬變量轉(zhuǎn)化方面，性別、教育程度和職業(yè)的參照組選擇同實(shí)驗(yàn)1。收入、年齡、白草口長城熟悉度和個人涉入度為連續(xù)變量，不做虛擬變量轉(zhuǎn)化?；貧w分析過程中共線性指標(biāo)顯示，Tolerance 在0.31～0.92 之間（＞0.1），VIF 在2.28～3.65 之間（＜10），多重共線性問題不嚴(yán)重。各自變量的作用如表5所示，年齡、個人涉入度、白草口長城熟悉度和聯(lián)合情況的影響效應(yīng)均達(dá)顯著水平。這意味著年齡和白草口長城熟悉度仍是需要考慮的干擾變量。

表5 多元線性回歸分析結(jié)果Tab.5 Summary of multiple linear regression analysis

接下來將聯(lián)合情況（1=白草口單獨(dú)，2=聯(lián)合立即，3=聯(lián)合延遲）和個人涉入度（1=高涉入，2=低涉入）作為自變量（此環(huán)節(jié)將個人涉入度作為類別變量對待），將年齡和白草口長城熟悉度作為協(xié)變量開展協(xié)方差分析。結(jié)果表明（表6），年齡和白草口長城熟悉度對白草口長城到訪意愿存在顯著影響，排除這兩個協(xié)變量的影響效應(yīng)后，不同聯(lián)合情況下的白草口長城到訪意愿依然存顯著差異（F（5，170）=38.647，p＜0.05），個人涉入度高、低水平下白草口長城到訪意愿亦存顯著差異（F（2，170）=41.261，p＜0.001）。

表6 主體間效應(yīng)檢驗(yàn)Tab.6 Tests of between-subjects effects

事后檢驗(yàn)結(jié)果顯示（圖4 和表7），個人涉入度高、低水平下，聯(lián)合立即情況中的白草口長城到訪意愿都顯著低于白草口長城單獨(dú)展示時，即白草口長城均獲得了消極溢出效應(yīng)。而個人涉入度高、低水平下，聯(lián)合延遲情況中的白草口長城到訪意愿都顯著高于白草口長城單獨(dú)展示時，即白草口長城均獲得了積極溢出效應(yīng)。這與實(shí)驗(yàn)1 結(jié)論一致，即長城非知名區(qū)段在旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益立即和延遲呈現(xiàn)時，分別獲得了消極和積極溢出效應(yīng)。

圖4 各實(shí)驗(yàn)情境下白草口長城到訪意愿均值差異Fig.4 Visit intention means difference of Baicaokou Great Wall

事后檢驗(yàn)結(jié)果（表7）還說明，白草口長城單獨(dú)展示時的到訪意愿在涉入度高、低水平下并未產(chǎn)生顯著差別。這很可能因?yàn)閱为?dú)展示白草口長城時的信息內(nèi)容僅包含單一長城區(qū)段的相關(guān)信息，致使個人涉入度控制雖有效，但不足以造成到訪意愿表達(dá)的差異。這一結(jié)果與以往有關(guān)個人涉入度效應(yīng)的研究并不沖突。以往研究多以包含邊緣信息（如代言人）和核心信息（如產(chǎn)品屬性）內(nèi)容的廣告為實(shí)驗(yàn)素材，此情境下個人涉入度高低通常會導(dǎo)致產(chǎn)品評價的信源不同，進(jìn)而影響產(chǎn)品態(tài)度、購買意愿等。鑒于此，本文后續(xù)檢驗(yàn)假設(shè)H3 和H4 時不再考慮白草口單獨(dú)-高/低涉入組之別。同時為保證數(shù)據(jù)處理時各被試組人數(shù)相等，從60份白草口單獨(dú)展示版問卷中隨機(jī)選取30份作為新的白草口單獨(dú)組，將其到訪意愿評分作為測量長城非知名區(qū)段所獲溢出效應(yīng)的比較基準(zhǔn)。

表7 事后檢驗(yàn)Tab.7 The post-hoc test

為檢驗(yàn)H3，首先分別計算聯(lián)合立即-高/低涉入組與白草口單獨(dú)組到訪意愿的差值，生成C1和C2兩個新變量，用以表示旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益立即呈現(xiàn)時，高、低涉入水平下白草口長城所獲溢出效應(yīng)。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)顯示，C1 和C2 均值存在顯著差異（MC1=-1.37，MC2=-0.71，t（58）=-3.615，p＜0.001）。又因MC1和MC2均為負(fù)值，前者絕對值大于后者，說明旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益立即呈現(xiàn)時，高涉入度下白草口長城所獲消極溢出效應(yīng)更大，低涉入度下消極溢出效應(yīng)更小，H3得以證實(shí)。對H4的檢驗(yàn)，以同上方法為聯(lián)合延遲-高/低涉入組與白草口單獨(dú)組到訪意愿的差值生成C3 和C4 兩個變量，分別代表旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益延遲呈現(xiàn)時，高、低涉入水平下白草口長城所獲溢出效應(yīng)。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)顯示C3 和C4 均值差異顯 著（MC3=1.32，MC4=0.69，t（58）=3.570，p＜0.05）。又因MC3和MC4均為正值，且前者大于后者，表明旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益延遲呈現(xiàn)時，高涉入度下白草口長城所獲積極溢出效應(yīng)更大，低涉入度下白草口長城所獲積極溢出效應(yīng)更小，H4也得到了支持。

3.4 討論

實(shí)驗(yàn)2 結(jié)果再次說明，長城非知名區(qū)段在旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益立即呈現(xiàn)時獲得了消極溢出效應(yīng)，而在旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益延遲呈現(xiàn)時則獲得了積極溢出效應(yīng)。引入個人涉入度變量后，旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益立即呈現(xiàn)時的個人涉入度越高，長城非知名區(qū)段所獲消極溢出效應(yīng)越大，個人涉入度越低，消極溢出效應(yīng)越小。旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益延遲呈現(xiàn)時的個人涉入度越高，長城非知名區(qū)段所獲積極溢出效應(yīng)越大，個人涉入度越低，積極溢出效應(yīng)越小。

4 研究發(fā)現(xiàn)與討論

4.1 主要發(fā)現(xiàn)及理論貢獻(xiàn)

作為一種營銷實(shí)踐，不同長城區(qū)段的旅游聯(lián)合市場推廣愈加常見。本文重點(diǎn)關(guān)注了長城非知名區(qū)段與知名區(qū)段的旅游品牌聯(lián)合現(xiàn)象。通過兩個實(shí)驗(yàn)設(shè)計，證實(shí)了長城非知名區(qū)段在旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益立即呈現(xiàn)時獲得了消極溢出效應(yīng)，且被試較高的個人涉入度會放大這一消極效應(yīng)，較低的個人涉入度則會減小這一消極效應(yīng)。而在旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益延遲呈現(xiàn)時，長城非知名區(qū)段獲得了積極溢出效應(yīng)，且被試較高的個人涉入度增強(qiáng)了這一積極溢出效應(yīng)，較低的個人涉入度則弱化了這一積極溢出效應(yīng)?？梢姡L城非知名區(qū)段未必總能從與知名區(qū)段的聯(lián)合中獲益，獲益需要滿足一定條件。另外，統(tǒng)觀兩個實(shí)驗(yàn)的結(jié)果還可發(fā)現(xiàn)，在旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益立即和延遲呈現(xiàn)兩種情況下，個人涉入度水平的高低差別雖能影響長城非知名區(qū)段所獲消極或積極溢出效應(yīng)的程度，但并沒有改變溢出效應(yīng)消極或積極的性質(zhì)。因而，仍可據(jù)此推斷，長城非知名區(qū)段更易在旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益延遲呈現(xiàn)時獲益，且較高的個人涉入度有望提高長城非知名區(qū)段的獲益水平?？偠灾?，長城非知名區(qū)段想要在與知名區(qū)段的旅游品牌聯(lián)合中獲得較為理想的積極效應(yīng)，需要綜合考慮旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益呈現(xiàn)時點(diǎn)和受眾個人涉入度這兩類因素的作用。

本文的理論貢獻(xiàn)之一在于，將旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益呈現(xiàn)時點(diǎn)和個人涉入度納入研究框架，以兩個實(shí)驗(yàn)設(shè)計檢驗(yàn)了以上兩類因素對長城非知名區(qū)段所獲溢出效應(yīng)的作用，揭示了旅游品牌聯(lián)合中長城非知名區(qū)段所獲溢出效應(yīng)的生成機(jī)制。這一研究理路也進(jìn)一步拓展了以往品牌聯(lián)合研究有關(guān)非知名品牌所獲溢出效應(yīng)前因變量的認(rèn)識范疇，對今后更為全面地考察非知名品牌在品牌聯(lián)合中的獲益條件提供了研究理路上的補(bǔ)充。理論貢獻(xiàn)之二在于，本文立足旅游品牌聯(lián)合情境所得研究結(jié)論，豐富了認(rèn)知心理學(xué)在人類學(xué)習(xí)模式研究中對線索交互現(xiàn)象的探討，即線索交互不僅體現(xiàn)為線索間的競爭關(guān)系，同時也存在輔助性交互的可能，決定線索交互作用類型的關(guān)鍵因素是結(jié)果信息呈現(xiàn)的時點(diǎn)。

4.2 營銷啟示

本文從旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益呈現(xiàn)時點(diǎn)和個人涉入度兩類變量的效應(yīng)檢驗(yàn)出發(fā)，進(jìn)一步深化了對長城非知名區(qū)段在與知名區(qū)段合作中獲益條件的認(rèn)識，提示長城非知名區(qū)段在與知名區(qū)段開展旅游市場聯(lián)合推廣中，不宜盲目“攀龍附鳳”，應(yīng)盡量周密策劃，精心設(shè)計旅游品牌聯(lián)合行動方案。

首先，長城非知名區(qū)段在與知名區(qū)段開展旅游品牌聯(lián)合時，應(yīng)謹(jǐn)慎處理旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益信息的呈現(xiàn)時點(diǎn)，避免將旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益信息過早暴露于受眾。當(dāng)然，此舉并不會對旅游品牌聯(lián)合信息的設(shè)計和傳播帶來很大挑戰(zhàn)，因?yàn)楸疚囊约耙酝芯拷Y(jié)論都已顯示，旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益只需不少于5 秒鐘的延遲呈現(xiàn)間隔，便可達(dá)到將競爭性線索交互轉(zhuǎn)化為輔助性線索交互的效果。這意味著長城知名與非知名區(qū)段以及旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益信息，是可以同處于聯(lián)合廣告之中的，但需將旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益信息適當(dāng)后置。

其次，按照刺激泛化原理，輔助性線索交互發(fā)生的前提是受眾在刺激之間建立相似性感知。這提示長城非知名區(qū)段也可在選定知名區(qū)段伙伴之后，且在旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益信息正式投放市場之前的一段時期，有意識地向受眾傳播自身與知名區(qū)段的共性特征，便利受眾提高兩類長城區(qū)段之間的相似性感知，從而強(qiáng)化刺激泛化效應(yīng)，促使輔助性線索交互的發(fā)生。

最后，實(shí)驗(yàn)2 結(jié)果說明，在多種實(shí)驗(yàn)情境中，旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益延遲呈現(xiàn)且被試個人涉入度較高時，長城非知名區(qū)段獲得的積極溢出效應(yīng)最為理想。這預(yù)示著，長城非知名區(qū)段在保障旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益適當(dāng)延遲呈現(xiàn)的同時，設(shè)法提高受眾個人涉入度將有望提升積極溢出效應(yīng)。這需要旅游品牌聯(lián)合營銷活動明晰目標(biāo)市場，針對目標(biāo)市場特征在聯(lián)合廣告中設(shè)置特定背景信息，提高宣傳信息與目標(biāo)人群的關(guān)聯(lián)性。當(dāng)目標(biāo)市場不只一個時，也可量體裁衣，設(shè)計多版聯(lián)合廣告向各個目標(biāo)市場傳播，分別提高各目標(biāo)人群的個人涉入度。

4.3 局限與展望

第一，無論旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益呈現(xiàn)時點(diǎn)還是個人涉入度，本文都僅分別設(shè)置了立即和延遲、高和低兩種水平，未來可基于更多自變量水平觀察長城非知名區(qū)段所獲溢出效應(yīng)的變化。第二，對旅游聯(lián)合產(chǎn)品利益延遲呈現(xiàn)的時間也可進(jìn)一步區(qū)分更多間隔水平，借此觀察溢出效應(yīng)的變化情況。今后研究還可嘗試增加長城區(qū)段的數(shù)量，揭示更多長城區(qū)段旅游品牌聯(lián)合中非知名區(qū)段所獲的溢出效應(yīng)。第三，本文僅以簡易旅游聯(lián)合廣告為實(shí)驗(yàn)刺激。今后可嘗試以宣傳片、短視頻等多種媒體形式充當(dāng)實(shí)驗(yàn)刺激，觀察研究結(jié)論是否會因媒介形式的差異而有所不同。第四，進(jìn)一步拓寬樣本來源，增加其他旅游消費(fèi)者類型，進(jìn)一步檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)外部效度。