基于社会交换理论的主客交往意愿、满意度与节事支持度研究——以敦煌文博会为例

张晓玉，董 霞，曹 龙

（兰州文理学院 旅游学院，甘肃 兰州 730000）

节事作为一种特殊的旅游产品和旅游资源，已经成为旅游目的地塑造形象、吸引游客、发展旅游经济的重要举措。尤其是一些具有国际重大影响力的节事活动，如2008年北京奥运会、2010年的上海世博会和广州亚运会，其成功举办不仅为弘扬中华文化搭建了平台，而且引爆了旅游市场。目前，我国每年举办的各类节事活动已多达5000余件。[1]然而，一些节事活动存在着主题雷同、内容单一、形式单调和效果不佳等问题，损害了当地形象，伤害了游客的旅游热情。

大量研究表明，旅游节事活动举办效果的好坏不仅与游客有关，更与当地居民密不可分。[2]居民（主）与游客（客）不仅是节事旅游的核心参与者，更是利益相关者[3]，两者存在复杂的互动、互制关系。节事活动的成功举办离不开居民的支持，其支持力度越大，为节事活动带来的积极影响也越大[4]；而“文化搭台，经济唱戏”，最终是为了吸引外来游客，激活旅游经济。游客在进行节事旅游时，不可避免地与当地居民发生交往，期间必然伴生着经济纠纷和文化误解，容纳、抵触等情结在主客间以各种形态呈现出来，而主客交往首先会在双方内心形成一定的感受和评价[5]，这种感受和评价可以用主客交往满意度来考量，主客交往的满意程度越高，往往越有利于节事活动的举办。

社会交换理论（Social Exchange Theory）作为研究居民支持行为常用的理论，强调对人的心理动机的解构，认为人类的相互交往和社会联合是一种交换过程。节事活动举办期间，居民与游客之间的交往是一种重要的交换过程。主客交往的意愿、满意度势必影响节事活动的举办效果。基于此，论文以敦煌文博会为例，以社会交换理论为指导，通过问卷调查、深度访谈和量化分析，着力探究敦煌文博会举办期间主客交往意愿、交往满意度、节事支持力度及其相互关系，以期拓展节事旅游研究视野，为节事旅游健康持续发展和营销管理提供决策依据。

一、文献综述、理论假设与模型构建

（一）社会交换理论

社会交换理论（Social Exchange Theory，SET）产生于20世纪50年代的美国，由创始人George Casper Homans提出，该理论从利益交换的视角解读人与人之间的社会互动以及通过互动建立的关系和获得的所需之物。[6]具体包含三个主要的理论分支，即George Casper Homans的行为主义交换理论、Peter Michael Blau的结构交换理论和Richard Emerson的社会交换网络分析。[7]社会交换理论关注价值与行为、奖励与惩罚、公平与正义等，创设了一组普遍性命题：成功命题、刺激命题、价值命题、剥夺与满足命题、攻击与赞同命题，五大命题相互联系，解释了人的趋利避害行为。

在社会交往过程中，个人的交换行为与刺激、攻击、赞同、剥夺、满足、价值和成功有关。在社会交换理论中，人际互动是一种计算得失的行为（即实现利益最大化）[8]，因而，在个体能够获得刺激、赞同、满足等利益时，个人的交换行为才较为频繁。目前，社会交换理论在各类课题研究中都有着广泛的应用，由于社会交换理论的研究对象是个体行为和社会行为，因此更多地被运用在旅游、教育、社区、企业管理等社会学相关领域。[9]在现有研究理论中，个体和群体在具有社会特征的交换情境下建立起互换资源的交往关系[10]，是解释居民对旅游发展态度[11]、支持度[12]较为理想的理论。作为理性的“经济人”，旅游社区居民根据与游客的互动结果来决定自己未来的行为。在节事活动场域内，主客交往被视作节事举办地居民行为的基本形式，交换双方都在理性的计算代价与报酬[13]，反映了社会交往的双方存在“互惠需要”的关系，而“互惠原则”正是社会交换理论的核心思想。[14]因此，社会交换理论可以很好地阐释居民与游客之间的交往行为，为本文构建概念模型提供了理论依据。

（二）主客交往意愿

主客交往研究最早由人类学家和社会学家提出，后来随着旅游社会学、旅游人类学等学科的发展，逐渐受到旅游学界的重视。[15]此后，旅游中的主客交往得到越来越多学者的关注。交往是社会活动得以开展的前提，人类通过交往可以感知彼此的信息、态度和情绪，达到对另一方施加影响的目的。[16]主客交往的影响包括正向效应和负向效应，居民—游客交往也具有双向互动性。游客虽然离开了惯常居住地进入目的地，摆脱了固有束缚，但其具有的地方属性并未变化，在交往过程中随着交往深入，其各自的地方属性逐渐融合。国内学者对于主客交往的研究比国外晚了将近30年，研究成果相对较少。在理论研究方面，谢彦君较早地对主客交往进行了研究，并提出了旅游交往的情境模型，在实证研究方面，学者们主要侧重于主客交往的影响与效应研究。

主客交往意愿是主客交往的微观问题之一，能够反映居民对待游客的态度以及实际交往行为的意向，是考察主客关系的一个主要指标。[17]值得注意的是，在本研究中，居民是主客交往的“主”，游客是主客交往的“客”，主、客是节事旅游的核心参与者，更是利益相关者。[3]主客交往意愿是指游客与居民交往的倾向性和偏好性，反映了主客交往的态度和积极性。[13]在旅游活动中，居民在主客交往中获利越大，对待交往的态度就越积极[18]，激发东道主与游客的交往意愿可达到良好的主客交往效应[19]，“主”愿意与“客”保持良好的关系，可以谋求长远利益。[17]

（三）主客交往意愿与主客交往满意度

主客交往意愿是居民与游客间的相互认知、评价和态度的综合体现，反映了居民交往的欲望和主动意识。Choi认为居民适度的主客交往意愿可直接影响游客的满意度[20]，但并未对其如何影响以及对居民满意度的影响进行研究。迄今为止，主客交往意愿与主客交往满意度之间的关系研究并不多见，但关于“意愿”与“满意度”关系的研究较多，多见于实证研究。例如，Cohen（1972）认为东道主与游客的交往意愿决定了交往效果是否积极[15]；Pizam（2000）认为主客交往的强度与游客的满意度呈正相关。[15]国内学者也有类似对意愿和满意度的研究。如李爱华（2020）通过研究发现离职意愿与工作满意度存在一定关系。[21]以上研究者提到的“意愿”与“满意度”与本文所指的相关概念类似。从理论上看，居民在节事旅游这一具体的活动中所产生的主客交往意愿会对其满意度有所影响。从实际看，居民与游客交往的过程中，主、客均会对交往行为产生事后满意度评价，而交往意愿越强烈，其交往满意度可能越高或越低。因此，本文根据研究需要提出以下假设：

H1：主客交往意愿对主客交往满意度产生显著正向影响。

（四）主客交往满意度与节事支持度

满意度的概念最早可追溯到企业管理学中的“顾客满意度”[22]，是用来衡量客户对产品或服务的感受和心理状态。[23]尽管学界对满意度理论有着不同的理解，但对Oliver提出的“期望—实绩”满意模型表示广泛的认可。[24]该模型认为顾客满意可以通过顾客消费前对产品或服务的期望与消费后的实际感知相比较体现出来，如果实际感知达到或超过期望，顾客会感到满意，否则会感到不满意。[24]主客交往满意度是居民与游客在相互交往的整个过程中的总体感受与其期望比较后形成的主观评价，是居民决定是否支持再次举办节事活动影响因素。[25]Baker（2000）等认为居民对当地旅游的满意度越高会越支持当地旅游业的发展。[23]Vong等（2016）认为积极或消极的旅游印象感知能够影响人们的旅游满意度，进而作用于人们对旅游的支持行为[26]；Yuruk等（2017）研究发现参与者的节庆感知获益与感知成本能够显著地正向影响其节庆满意度。[27]这些研究均以社会交换理论为指导理论，虽然研究结论各不相同，但都认为居民对旅游节事活动的满意程度是节事支持度的影响因素，这些结论也验证了社会交换理论在居民满意度与节事支持度关系研究上的适用性。在节事活动场域，居民的节事支持度是一个受多种因素影响的复杂变量，不只是与其直接的获利多少有关，还应该将其与游客交往的满意度联系起来进行研究。基于以上论述，本研究提出以下假设：

H2：主客交往满意度可对节事支持度产生显著正向影响。

（五）主客交往意愿与节事支持度

主客交往意愿反映居民对待游客的态度以及实际交往行为的意愿。[28]节事活动的举办会造成两方面的影响：一方面，造成当地交通堵塞等直接的负面影响[29]；另一方面，由于文化、风俗、习惯的差异可能会引起当地居民的警惕心理，使主客双方心理距离变大。[30]但是当居民感知到游客带来的好处更大时，便愿意承受负面影响[31]，居民与游客的关系越好，对待节事活动的态度就越积极。[30]罗文斌等人在烟花节事旅游的研究中认为居民的参与感对节事的支持行为具有正向影响[32]；韦瑾等对民族节事活动研究发现，当居民的感知收益越大于感知成本时，居民对民族节事活动就越持积极态度[17]；董霞等人研究生态补偿发现，牧民的参与意愿越强烈越有利于其参与行为的发生。[33]以上研究均表明意愿与行为有着较为紧密的关系，行为的产生需要一定意愿。但在节事活动中，居民对文博会的支持行为往往复杂且不容易测量，因而，本文所研究的是居民对文博会的支持度如何，研究的主客交往意愿是居民对待游客的态度及其想要进行实际交往活动的意愿。根据以上论述，提出以下假设：

H3：主客交往意愿对节事支持度有显著正向影响。

基于文献综述与理论假设，本文构建了主客交往意愿—主客交往满意度—节事支持度的概念模型（图1）。

图1 主客交往意愿、满意度与节事支持度的概念模型

二、研究方法

（一）案例概述

敦煌市位于甘肃省西北部，隶属甘肃省酒泉市管辖。敦煌是丝绸之路的节点城市，其以“敦煌莫高窟”闻名天下。因其沙漠戈壁面积较大，且将绿洲包围，故有“戈壁绿洲”之称，1986年被国务院命名为“中国历史文化名城”。2013年9月，国家主席习近平提出了共建丝绸之路经济带的构想，2016年9月20日，以“推动文化交流，共谋合作发展”为主题的首届丝绸之路（敦煌）国际文化博览会（简称敦煌文博会，下同）开幕。敦煌文博会是敦煌重大的节事活动，迄今为止已举办四届。文博会的举办一方面提升了敦煌在国内和国际的影响力，“文博效应”使敦煌旅游人数翻倍增长（入境游客数量自2015开始每年以50%的速度增长）；另一方面，文博会的举办也对敦煌经济发展、城市建设、文化创新等起着积极的作用，特别是在促进经济结构调整、拉动产业经济发展、提升民族精神方面有重要意义。

（二）问卷发放与设计

本次共发放问卷300份，收回300份，得到有效问卷288份，问卷回收率100%，有效率96%。问卷主要包括三部分：第一部分是对受访者的识别，题目：“您是否为敦煌居民（或敦煌文博会从业者）”，若答选“是”则可继续作答，若选“不是”则结束作答。第二部分是样本人口学基本特征，包括性别、年龄、婚姻状况、学历、职业、月收入。第三部分是研究模型相关变量的测量，根据前文论述，本研究主要选取主客交往意愿、交往满意度、节事支持度三个变量进行研究。主客交往意愿和节事支持度的量表共计6项；“主客交往满意度”以“期望—实绩”满意模型为基础，并借鉴张宏梅[29]的量表，共计4项；主客交往意愿、交往满意度、节事支持度三个变量均采用Likert5点量表进行测量，“1”表示“非常不愿意／赞同”，“5”表示“非常愿意／赞同”，从1～5表示愿意或赞同的程度依次加强（表1）。

表1 各变量问项及来源

（三）样本的描述性统计分析

使用SPSS25.0软件对样本人口学基本特征进行统计分析发现，女性占60.1%，比例略高于男性；年龄大多集中在25岁及以下（58.0%）；未婚者占比最高，达68.4%；大学本科者占比高达58.7%，可见居民受教育水平普遍较高；个人月收入低于3000元的人数最多（51.0%），其次多为月收入3000～5000元的（26.0%），这与敦煌的经济发展状况比较一致（表2）。

表2 样本数据的基本特征

三、数据分析与结果

（一）相关分析

首先，检验问卷的信度。分析结果显示，主客交往意愿、交往满意度及节事支持度的Cron⁃bach's α分别为0.875、0.945和0.956，均高于0.6的临界值，说明获取的数据具有较高的内部一致性，信度较高（表3）。

表3 变量均值、标准差及相关性系数

结果发现，主客交往意愿与交往满意度呈正相关（r＝0.809，P＜0.01），为假设1提供初步支持；主客交往满意度与节事支持度呈正相关（r＝0.867，P＜0.01），为假设2提供初步支持；主客交往意愿与节事支持度呈正相关（r＝0.731，P＜0.01）（表3），为假设3提供初步支持。各变量间相关性较强，因此可以进行下一步回归分析。

（二）回归分析

回归分析可以量化主客交往意愿、交往满意度和节事支持度之间的关系。以主客交往满意度为因变量（y），主客交往意愿为自变量（x）进行回归分析，结果发现，主客交往意愿与交往满意度之间具备正向线性回归关系（M2，β＝0.817，P＜0.01），假设H1得以验证。以节事支持度为因变量（y），交往满意度为自变量（x）进行回归分析，结果发现，交往满意度与节事支持度之间同样具备正向线性回归关系（M5，β＝0.868，P＜0.01），假设H2得以验证。以节事支持度为因变量（y），主客交往意愿（x）为自变量进行回归分析，结果发现，交往意愿与节事支持度之间具备正向线性回归关系（M4，β＝0.737，P＜0.01），假设H3得以验证（表4）。

表4 主客交往意愿、交往满意度与节事支持度的回归分析

为进一步探究主客交往意愿和交往满意度是否与节事支持度线性相关，本研究进行了多元线性回归分析。结果显示，主客交往意愿显著正向影响节事支持度（M6，β＝0.801，P＜0.01），说明主客交往意愿与交往满意度不具备同时预测节事支持度的作用。因此，本文认为其中可能存在完全中介变量，且该变量是主客交往满意度的可能性较大。

根据Baron和Kenny[34]的建议，中介效应存在需满足3个条件：（1）自变量能够对因变量产生显著影响；（2）自变量能够对中介变量产生显著影响；（3）自变量与中介变量同时存在的情况下，中介变量仍能够对因变量产生显著影响。此时，若自变量的作用不再显著，则说明中介变量发挥着完全中介的作用；若自变量的作用减弱但仍保持显著水平，则说明中介变量发挥着部分中介的作用。结果显示，主客交往意愿对节事支持度具有正向预测作用（M4，β＝0.737，P＜0.01）。当控制主客交往意愿对节事支持度的影响后，交往满意度对节事支持度的正向预测作用更加显著（M6，β＝0.801，P＜0.01），而主客交往意愿对节事支持度的作用从0.731（M4，P＜0.01） 减弱到0.082（M6，P＞0.01），表明主客交往满意度起到完全中介的作用。

本研究采用Bootstrapping的分析方法对主客交往满意度的中介作用进行再次验证。Bootstrapping摆脱了变量之间间接效应必须遵循正态分布的前提假设，因此相较于以往的So⁃bel's test等方法，被认为是更好地检验中介效应的方法。[33]采用Hayes（2012）编制的SPSS宏中的Model4（Model4为简单的中介模型），在控制性别、年龄等变量的情况下，对中介效应再次检验（表5），结果表明主客交往意愿对节事支持度的直接效应不显著（置信区间为[-0.0175，0.1886]，包含0），而主客交往满意度的中介效应显著（置信区间为[0.5628，0.8185]，不包含0）。综上，主客交往满意度的完全中介效应得以验证。

表5 总效应、直接效应及中介效应表

四、结论与启示

（一）结论

本文以敦煌文博会为研究案例，基于社会交换理论，采用回归分析法论证了主客交往意愿、交往满意度和节事支持度三者的相互关系。结论表明：

第一，基于Oliver提出的“期望—实绩”满意模型，本文验证了主客交往满意度是居民与游客在相互交往的整个过程的总体感受与其期望比较后形成的主观评价，主客交往满意度是节事满意度的微观层次，也是决定再次举办该节事活动成功与否的关键因素。

第二，验证了主客交往意愿对主客交往满意度、主客交往满意度对节事支持度、主客交往意愿对节事支持度均存在正向预测作用（假设H1、H2、H3均成立）。值得注意的是，本文是在默认每一个居民都是理性“经济人”的前提下进行的研究。因此，在一般情况下，居民的主客交往意愿越强烈，其交往的满意程度就会越高；居民与游客的交往满意度越高，居民支持政府开展节事活动的行为和态度就越强烈；居民强烈的主客交往意愿也会有利于节事活动的举办。

第三，探索了主客交往满意度对主客交往意愿影响节事支持度的中介作用。通过回归分析发现，主客交往满意度可以作为一个完全中介变量影响主客交往意愿与节事支持度的关系，并且该中介是一个正向的完全中介。换言之，在居民与游客的交往过程中，居民与游客的交往意愿越强，居民对该交往过程的满意度就越高，居民就越愿意支持政府举办节事活动。

（二）管理启示

首先，在节事举办过程中，应重视当地居民的态度和行为。居民在节事举办过程中扮演着东道主的角色，其态度和行为影响着游客的旅游满意度和体验感。居民的消极态度或不当行为可能会使游客对该节事活动产生刻板印象，而居民的积极态度和恰当的行为会使游客对该节事活动形成较好的第一印象，不仅有利于节事活动外部形象的塑造，也有利于节事活动的成功举办。

其次，在节事举办过程中，应进行适当的公关活动，激发居民与游客交往的意愿。居民的交往意愿越强烈，对游客的态度越热情，相应的行为也就越积极。居民强烈的交往意愿能够很好地与游客建立人际关系，更能增强游客的归属感。友好的主客关系，一方面能使当地居民从中获得利益；另一方面能使游客感觉宾至如归，可以减少游客破坏行为的发生，促进节事活动的圆满举行。因此，通过适当的公关活动，理性的居民均会支持节事活动的举办。

最后，在节事举办过程中，政府相关部门应进行主客交往满意度的调查，通过问题协调使居民与游客交往满意度得到提升。本文研究发现，主客交往满意度在主客交往意愿影响节事支持度的过程中发挥着完全中介作用。换言之，虽然主客交往意愿对节事支持度有积极影响，但是主客交往满意度具有一票否决权，即在居民与游客交往过程中，交往的满意程度可以完全影响对节事的支持力度。因此，政府相关部门应进行主客交往满意度的调查，以发现居民与游客在交往过程中存在的问题，并进行解决。

五、研究不足与未来展望

首先，在研究过程中，本文假设每一位居民都是理性“经济人”，但是，在实践中居民并非时刻都能保持理性，具有一定的复杂性，未来可将居民分层分类，进行更为细化的研究。其次，本文所调研的样本均来自敦煌，由于文化和地域等方面的差异，本文的研究不适合于其他地区，未来研究者可通过调研多个地区的节事活动进行对比研究。再次，本文提出的主客交往满意度概念还有待学界考量，未来研究者可提出不一样的见解，丰富主客交往满意度的相关理论。最后，主客交往是一个复杂的过程，主客关系则会更为复杂，而本文仅基于社会交换理论进行研究，未来研究者可引入更多理论，对主客关系进行细化研究。