长城非知名区段能从与知名区段的旅游品牌联合中获益吗？

沈雪瑞，刘 悦

（1.山西财经大学文化旅游与新闻艺术学院，山西太原 030031；2.四川大学商学院，四川成都 610065）

引言

自2019 年7 月24 日中央全面深化改革委员会会议审议通过《长城、大运河、长征国家文化公园建设方案》以来，长城国家文化公园建设得到稳步推进。2021 年8 月8 日，国家文化公园建设工作领导小组又印发了《长城国家文化公园建设保护规划》，旨在将长城国家文化公园打造为弘扬民族精神、传承中华文明的重要标志。

长城无疑是国内外旅游者热衷到访的文化景点。然而，相比少数长城知名区段，更多非知名区段不仅乏人问津，甚至连其名称也鲜有人知。随着文旅融合不断推进，长城非知名区段也渴望提升自身旅游吸引力。这不仅利于拉动当地旅游经济，对彰显长城整体风貌、反哺长城遗址保护也意义深远。但固有弱势地位使长城非知名区段提升旅游影响力困难重重。

近年，长城各区段旅游联合推广现象频现，典型表现便是中国长城旅游市场推广联盟的成立。2014 年，该联盟由原河北省旅游局联合当时的北京、天津、山西、内蒙古、陕西、甘肃、宁夏8省（市、自治区）旅游局（委）共同发起，旨在谋求长城沿线资源共享、信息互通、市场共赢，至今仍持续吸纳着新成员加入。联盟自成立起，以多地联合形式开展了多次境内外推广活动，例如“美丽中国·古老长城”旅游带联合推广、“游长城、爱长城——2019金山岭长城全球旅行商推介”“千名美国游客游长城”“行走长城百集系列采访报道”“2020 长城之约全国新媒体自驾游长城活动”等，且长城知名与非知名区段共同参与构成了此类推广活动的一大特点。然而，长城非知名区段必然能从与知名区段的联合推广中获益吗？学界对此还少有学理回应。相比之下，长城单点、单段，尤其知名区段相关研究仍居多数，仅八达岭长城便涉足市场需求[1]、网络关注度[2]、旅游产品创新[3]、旅游体验[4]、旅游形象[5]等诸多论域。对非知名区段的探讨则更多散嵌于长城资源保护、评价与规划开发等议题中[6-10]，并非专门的旅游营销研究取向。因而，从与知名区段营销合作视角揭示非知名区段的获益机制，有望寻得长城非知名区段旅游影响力提升新路。

鉴于以上原因，本文将长城知名与非知名区段的联合推广视为一种旅游品牌联合现象，考察长城非知名区段能否获益。在品牌联合研究中，学者们已借助人类联想记忆模型[11]、信号理论[12]、信息整合理论[13]、联合匹配性[13-15]等理论工具，在揭示非知名品牌获益条件方面做了有益尝试。但过往研究仍存在两方面局限：一是侧重合作品牌间的联想迁移，较少关注联合产品利益的作用。从实践角度看，品牌联合势必意味着合作品牌联手向消费者提供特定利益，合作品牌在提供这一利益方面是否有实质贡献很可能反过来影响消费者对各合作品牌的评价。二是缺少对品牌联合信息加工中消费者个人涉入度作用的检验。作为一种营销行为，品牌联合通常伴随着信息传播（如投放联合广告），不同信息元素能否成为有效信源与个人涉入有着密不可分的关系[16-19]。从这一意义上讲，非知名品牌作为信息元素之一，其所获评价如何也可能受到消费者个人涉入度的影响。综上，本文一方面将引入认知心理学中的线索交互（cue interaction）视角，在揭示长城非知名区段所获溢出效应时，将旅游联合产品利益的作用纳入分析框架；另一方面也将兼顾旅游品牌联合信息加工中个人涉入度的作用。在研究过程中，具体以旅游联合产品利益呈现时点和个人涉入度为自变量开展两个实验设计，旨在探究长城非知名区段的获益条件。

1 文献回顾及研究假设

1.1 品牌联合及其对非知名品牌的溢出效应

品牌联合助力品牌突破自身边界实现品牌提升的潜力得到了学界认可[11-15，20-21]。作为一个营销术语，品牌联合有广义和狭义两种界定向。广义而言，品牌联合是对两个或多个品牌以任何形式开展的短期或长期营销合作的统称[12-13]。狭义的品牌联合则需同时符合以下条件：（1）品牌联合中必须出现各合作品牌的名称，且联合全过程中各合作品牌须保持独立性；（2）品牌联合要衍生新产品，即联合产品；（3）品牌联合需建立在各合作品牌有意识且自愿的前提下，品牌主不知情时的捆绑销售就非品牌联合[22]。Chiambaretto 和Gurău 据此将品牌联合定义为，两个或更多彼此独立的品牌将其名称呈现于一项新产品或服务上的自愿策略[22]。为避免概念理解的争议，本文采纳更严格的狭义视角理解长城知名与非知名区段的旅游品牌联合，并据此制作实验材料。

另外，本文核心问题实属品牌联合溢出效应范畴。品牌联合溢出效应指，品牌联合行为对各合作品牌产生的影响[23]，其中，非知名品牌所获溢出效应又格外引人关注。非知名品牌在提升自身知名度、创建独特联想方面通常面临更多挑战，因此，非知名品牌与已建立有价值联想的外部实体（如知名品牌、事件、代言人等）合作的营销实践也甚为常见[11,24]。相关研究常用品牌态度、感知质量、购买意愿等主观指标来反映非知名品牌所获溢出效应[12-13，22-24]，若非知名品牌在与知名品牌的联合中获得了较其独立宣传时更优的评价，即为积极溢出效应，反之则为消极溢出效应。本文也将借鉴主流做法，以不同联合情况下长城非知名区段到访意愿的差异来反映非知名区段所获溢出效应的性质。

1.2 非知名品牌所获溢出效应解释的线索交互视角

长期以来，品牌联合研究主要以合作品牌间的联想迁移为主导范式对非知名品牌所获溢出效应加以解释，认为非知名品牌一旦与拥有先在积极联想的知名品牌建立关联，知名品牌的积极联想便能迁移至非知名品牌，使非知名品牌获得积极溢出效应[25-26]。然而也有学者指出，以往研究忽视了合作品牌间可能存在的线索交互现象，因而未能全面反映非知名品牌所获溢出效应的性质[27-28]。线索交互乃认知心理学在人类学习模式研究中所发现的一种现象，即当学习内容体现为基于多线索去预测某结果时，线索间存在结果预测力方面的竞争，强线索的浮现往往会减低认知主体对弱线索结果预测功效的评价[29]。详言之，当认知主体仅就线索A 与某结果的因果关系加以判断时，即便线索A并非理想的解释路径，但在无其他线索时，认知主体仍会赋予线索A 一定程度的重要性评价。而当对同一结果拥有更强指向性的线索B（强线索）出现时，认知主体便会降低原先对线索A的重要性评价，继而建立并巩固强线索与结果之间的联想，知识和记忆网络便以这种方式得以动态演化，这种学习模式也被称为适应性学习[30]。据此不难想见，知名-非知名品牌联合恰恰营造了一种适应性学习环境，其中，知名和非知名品牌便充当着线索角色，而联合产品利益则扮演着结果的角色。显然，当考虑到线索交互时，非知名品牌是否一定获益便是值得商榷的。

实际上，已有证据表明，强、弱势品牌联合中存在线索交互现象。郭锐等发现，强、弱品牌的共现损害了弱势品牌的消费者态度[31]。Cunha等进一步拓展了线索交互内涵，认为线索交互兼有竞争性和辅助性两种性质[28]。竞争性线索交互也即强线索对弱线索重要性评价的减低效应，辅助性线索交互则指强线索的呈现对弱线索重要性评价的强化。Cunha 等援引心理学中的刺激泛化原理，给出了以上两种线索交互何者、何时发挥作用的理据[28]。刺激泛化指，主体一旦习得了对某一刺激的特定反应，也会对相似刺激做出相似反应[32-34]，俗语所讲“一朝被蛇咬，十年怕井绳”便是此理。这也意味着刺激间的相似性感知影响着刺激泛化水平的高低[33]。由于非知名品牌缺乏先在联想，刺激泛化通常表现为知名品牌向非知名品牌的泛化。当身处联合关系中的知名-非知名品牌被感知为弱相似时，刺激泛化水平将受限，竞争性线索交互将占主导，知名品牌能够导致联合产品利益的反应便很难泛化至非知名品牌之上，非知名品牌也就难以获得积极溢出效应。当知名-非知名品牌被感知为强相似时，刺激泛化水平也将提升，辅助性线索交互将占主导，非知名品牌有望获得积极溢出效应。然而关键问题在于，何种因素会左右合作品牌间的相似性感知，继而改变竞争性和辅助性线索交互的主导地位，并最终影响非知名品牌所获溢出效应的性质呢？这便要了解另一重要变量——联合产品利益呈现时点的作用，以下具体介绍该变量的作用机理。

1.3 联合产品利益呈现时点的作用

Cunha等对联合产品利益实施了立即呈现与延迟呈现两种操作，并发现呈现时点会影响竞争性和辅助性线索交互何者起主导作用[28]。原理在于，联合产品利益立即呈现时，消费者将同时获知合作品牌和联合产品利益的信息，此时要素式学习机制[28-29]会被启动，判断哪个合作品牌是联合产品利益主要贡献者[28,35]将成信息加工重点，这将妨碍合作品牌间的相似性感知，导致刺激泛化水平受限，合作品牌间的关系遂主要表现为竞争性线索交互，此时知名品牌更易被判定为强线索[36-37]。但由于联合产品利益立即呈现时刺激泛化的受限，知名品牌能有效提供联合产品利益的这一联想很难被非知名品牌共享，致使消费者在品牌联合情境下对非知名品牌的选择偏好反而可能弱于非知名品牌单独展示之时。产品联合展示研究有关强势品牌会稀释弱势品牌消费者评价的结论也能为此佐证[38-39]。回到本文议题，在旅游联合产品利益立即呈现时，旅游联合产品利益、长城知名和非知名区段将同时暴露在旅游消费者面前，此时比较两长城区段各自对旅游联合产品利益的说服力也很可能成为信息加工的首要任务，进而弱化两长城区段的相似性感知，刺激泛化也因而可能受限，竞争性线索交互将起主导作用。在知名区段这一强线索的对比下，非知名区段反而可能不如独自开展宣传时更能激发旅游消费者的选择偏好。故此，本文假设：

H1：旅游联合产品利益立即呈现时，长城非知名区段将获得消极溢出效应

而当联合产品利益延迟呈现时，消费者面前仅暴露合作品牌及其共事信息，联合产品利益未被立即指明，这易激发构形式学习机制[28-29]，思考有何共性驱使了此合作关系将成信息加工重点，这有助于强化合作品牌的相似性感知。待后续联合产品利益呈现时，已形成的相似性感知会提升刺激泛化水平，消费者关于知名品牌易导致联合产品利益的反应便有望泛化至非知名品牌身上，促使辅助性线索交互发生，非知名品牌的选择偏好便可能得以强化。据此再观本文议题，当旅游联合产品利益延迟呈现时，旅游消费者首先面对的也将是各长城区段的共事信息，此时旅游消费者也可能更加关注是何共性促使各长城区段彼此联手，相似性感知有望增强，进而提升刺激泛化水平。同样出于知名品牌更易发挥强线索作用的缘故[36-37]，长城知名区段能带来旅游联合产品利益这一反应便易泛化至非知名区段，促使辅助性线索交互发生，长城非知名区段的选择偏好便有望得到强化。本文因而假设：

H2：旅游联合产品利益延迟呈现时，长城非知名区段将获得积极溢出效应

1.4 个人涉入度的作用

营销领域中，个人涉入度指个体对营销信息与其有切身关系的感知程度[18]。Petty 等有关广告效果的系列研究表明，高个人涉入度能使消费者对广告信息的加工投入更多认知努力，更仔细鉴别各信息要素的说服力，决定产品态度的将是那些能为产品性能提供有力支撑的核心信息；而低个人涉入度下信息加工动机不足，此时那些边缘信息（如代言人、广告媒介等）也能发挥产品评价信源的作用[16-19]。本文对H1 和H2 的推导已经假定，旅游联合产品利益立即和延迟呈现时，长城非知名区段将分别获得消极和积极溢出效应。那么，旅游联合产品利益立即和延迟呈现两种情况下，长城非知名区段所获消极或积极溢出效应会否因个人涉入度高低而产生程度之别？

首先，在旅游联合产品利益立即呈现时，依照Petty等提供的理据可推断，高个人涉入度会使人们更仔细地衡量各长城区段对旅游联合产品利益的贡献[16]。此时，长城知名和非知名区段各自的强线索和弱线索作用均可能被放大，亦即出现强线索愈强、弱线索愈弱的情况，进而使长城非知区段所获消极溢出效应更大；反之，在个人涉入度较低时，与产品性能无实质关联的边缘信息都能发挥说服效果[16-19]，作为旅游联合产品内在成分之一的长城非知名区段，其对旅游联合产品利益的说服力相比高个人涉入度时将有提升，所获消极溢出效应也可能会随之变小。据此，本文假设：

H3：旅游联合产品利益立即呈现时，长城非知名区段在高个人涉入度下所获消极溢出效应更大，低个人涉入度下所获消极溢出效应更小

其次，旅游联合产品利益延迟呈现时，除各长城区段及其合作信息外，并无特定结果（即旅游联合产品利益）以供预测。依据上文对H2 的推导可知，此时整合看待各长城区段并思考其间的相似性将成信息加工重点[28-29]。当个人涉入度较高时，因深度信息加工[16-19]，两类长城区段的相似性感知将有望得以强化，知名区段向非知名区段的刺激泛化水平也将提升。因而，在承认旅游联合产品利益延迟呈现时非知名区段将获积极溢出效应这一前提下，可推断长城非知名区段会获得更大的积极溢出效应。反之，低个人涉入度下，虽然旅游联合产品利益延迟呈现仍可能促使思考两长城区段共性特征成为认知重点，但因缺乏足够的信息加工动机，两类长城区段间的相似性感知可能低于高个人涉入度，致使知名区段向非知名区段的刺激泛化水平可能不及高个人涉入度之时，这将导致长城非知名区段所获积极溢出效应更小。因而本文假设：

H4：在旅游联合产品利益延迟呈现时，长城非知名区段在高个人涉入度下所获积极溢出效应更大，低个人涉入度下所获积极溢出效应更小

2 实验1

实验1 旨在检验H1 和H2，营造3 种联合情况：（1）单独展示长城非知名区段；（2）旅游品牌联合且旅游联合产品利益立即呈现；（3）旅游品牌联合且旅游联合产品利益延迟呈现。采用组间实验设计，以非知名区段到访意愿为指标，通过比较联合情况（2）、情况（3）与联合情况（1）下非知名区段到访意愿的差异，确认旅游联合产品利益立即和延迟呈现两种情境下非知名区段会获得怎样的溢出效应。

2.1 长城知名与非知名区段选取

本文集中于山西省境内选取长城区段，原因有二：一是山西境内长城遗址丰富，总长达1500 多千米[40]，闻名遐迩与鲜为人知的区段并存；二是避免引入不同省份背景差异这一干扰变量。雁门关和娘子关是山西开发较成熟的长城景区，前者素有“中华第一关”美誉，后者也有“万里长城第九关”之称，且二者均创建了微信公众号以开展旅游宣传，故初步将二者选为知名区段。非知名区段方面，依据《关于公布山西省历代长城保护范围及建设控制地带的通知》所列长城区段名称，并咨询多名山西籍旅游和历史领域专家，初步选取竹帛口长城、摩天岭长城、木崖头长城和白草口长城为非知名区段。为确保选取恰当，借助问卷星制作问卷，以“（长城区段名称）很有名气”和“（长城区段名称）的特征很快出现在我脑海中”两题项[41-42]（1=非常不同意，7=非常同意）测量以上6 个长城区段的知名度。面向32 个省、自治区和直辖市配额抽样（每地4 名，男女各2名）。所获样本中年龄18～25岁占18.5%，26～35岁占38.2%，36～45 岁占26.2%，46～55 岁占10.2%，其余占6.9%。

以单样本t检验比较知名度均值与量表中间值4的差异。雁门关长城和娘子关长城均值显著高于4（M雁门关=5.6，t（59）=35.213，p＜0.001；M娘子关=5.13，t（59）=37.401，p＜0.001）。摩天岭长城（M摩天岭=2.26，t（59）=-29.817，p＜0.05）、木崖头长城（M木崖头=1.81，t（59）=-31.201，p＜0.001）、白草口长城（M白草口=1.40，t（59）=-32.151，p＜0.001）和竹帛口长城（M竹帛口=1.37，t（59）=-35.762，p＜0.001）均值显著低于4（知名度量表Cronbach’sα为0.841）。最终选取得分最高和最低的雁门关长城和竹帛口长城作为知名-非知名区段组合。

2.2 旅游联合产品利益表达方式的拟定

制作简易旅游广告作为实验刺激。用一句旅游广告语表达旅游联合产品利益：“山西的雁门关长城和竹帛口长城联合推出长城旅游线路，本线路将带您领略山西古长城之美”。前半句表明两长城区段的联合关系，后半句传达旅游联合产品利益。该做法既告知了两长城区段的名称，也言明了二者合作推出了新的旅游线路，因而符合前文所述狭义品牌联合的内涵。

2.3 实验过程

2.3.1 问卷设计

以线上形式针对潜在旅游消费者开展实验。对应前述3 种联合情况，利用问卷星设计3 个版本问卷，分别为：竹帛口单独版问卷（单独展示竹帛口长城）；联合-立即版问卷（雁门关与竹帛口长城联合展示且旅游联合产品利益立即呈现）；联合-延迟版问卷（雁门关与竹帛口长城联合展示且旅游联合产品利益延迟呈现）。各版问卷详情如下。

（1）竹帛口单独版问卷。问卷说明处以自上而下顺序展示广告语、长城区段的名称、简介（含地理位置和年代两项信息要素）及图片（图1a）。由于本版问卷不涉及旅游品牌联合，广告语微调为“山西的竹帛口长城推出长城旅游线路，本线路将带您领略山西古长城之美！”图片来源方面，对比多种网络渠道，图片最终取自搜狐网“长城丨竹帛口——冀晋交界的茨沟营长城”一文，并对原图进行裁切，仅保留一个敌楼和一部分城墙。为保障展示内容在线上问卷中布局的稳定性，将广告语（宋体三号加粗）、长城区段名称（黑体三号加粗）、简介（宋体小四号）和长城区段图片（276.93 mm×197.56 mm）合成一整张图片（389.82 mm×254mm）上传至问卷说明处。问卷附6 类题项：①竹帛口长城知名度。用于检验知名度控制，题项与长城区段选取阶段相同。②竹帛口长城到访意愿。使用“我愿意选择竹帛口长城出游”和“下次出游我愿将竹帛口长城作为目的地”两题项，借鉴自Prayag[43]、Chi 和Qu[44]（1=非常不同意，7=非常同意）。③竹帛口长城线索重要性赋值。借鉴Gluck和Bower[29]获取线索重要性的做法，请被试从0.1～1.0（间隔为0.1）10 个数字中选择其一，用以表达游览竹帛口长城对“领略山西古长城之美”的重要性（0.1=非常不重要，1.0=非常重要）。赋值结果将与联合-立即组和联合-延迟组比较，意在确认是否发生以及发生了何种线索交互。④竹帛口长城熟悉度。测量熟悉度是由于较多研究证实目的地熟悉度是目的地选择的重要前因[45-46]，其干扰效应不容忽视。此处以“我了解竹帛口长城的相关信息”和“我熟悉竹帛口长城”加以测量（1=非常不同意，7=非常同意），题项借鉴自Gursoy和McCleary[47]。⑤竹帛口长城到访经历。以单选题提供“0次、1次、2次、3次、3次以上”5个选项，测量结果用于检测到访经历的干扰效应。⑥人口统计学题项。以单选题询问性别、年龄、受教育程度和职业，以填空题获取月收入。

图1 实验1问卷中的旅游广告内容Fig.1 Advertisement in the questionnaires in experiment 1

（2）联合-立即版问卷。问卷说明处的内容展示方式与竹帛口单独版问卷相似，仍将展示内容合成整张图片（图1b）。广告语、长城区段名称和简介的文字信息规格与竹帛口单独版问卷一致。竹帛口长城图片沿用竹帛口单独版问卷，规格不变。雁门关长城图片来源于微信公众号“忻州在线”，含雁门关标志性建筑“雁楼”和一部分城墙，大小规格与竹帛口长城图片相同。雁门关与竹帛口长城的名称及图片按左、右方式并排展示。合成图片的规格与竹帛口单独版问卷一致。问卷所附题项如下：①两长城区段知名度（题项来源与量表形式同前）。②竹帛口长城到访意愿（题项来源与量表形式同前）。③两长城区段相似性感知。以“雁门关长城和竹帛口长城能给我带来相似的联想”“雁门关长城和竹帛口长城传递了同样的感觉”测量（1=非常不同意，7=非常同意），题项借鉴Bhat 和Reddy[48]。测量结果将与联合-延迟组比较，意在确认旅游联合产品利益呈现时点的控制是否能造成两长城区段相似性感知的差异，进而为长城非知名区段所获溢出效应缘于何种线索交互提供一定的证据。④两长城区段线索重要性赋值。所用方法与前述竹帛口单独版问卷相似，但需请被试对两长城区段都予以赋值，且由于线索为两长城区段，因而要求被试赋予两长城区段的数值之和等于1。⑤竹帛口长城熟悉度（题项及其来源同前）。⑥竹帛口长城到访经历（测量方法同前）。⑦人口统计学题项（题项同前）。

（3）联合-延迟版问卷。两长城区段图片沿用联合-立即版问卷，但为控制旅游联合产品利益的延迟呈现，图片合成及问卷页面编排有所不同。有证据表明，辅助性线索交互的诱发须在线索和结果之间留有一定时间间隔。Urcelay 和Miller 在动物行为研究中已经证实该间隔应不低于5 秒钟[49]；Cunha等也正是借用此法，在被试观看线索（即合作品牌）之后插入5秒时间间隔再呈现联合产品利益，并证实了联合产品利益延迟呈现时，非知名品牌获得了积极溢出效应[28]。本文沿用此法，将联合-延迟版问卷分3 个页面逐一显示。页面1 展示合成图片，但合成图片仅包含广告语前半句“山西的雁门关长城与竹帛口长城联合推出长城旅游线路”，不言明旅游联合产品利益。页面1中所使用的长城区段图片与文字规格、两长城区段图片左右位置与联合-延迟版问卷保持一致。页面1 下方有“下一页”按钮，点击可跳转至页面2。页面2 仅显示“请等待页面自动跳转至下一页！”，并设置5 秒页面停留时间，之后自动跳转至页面3。页面3开头显示广告语后半句：“本线路将带您领略山西古长城之美”，传达旅游联合产品利益，随后附与联合-立即版问卷相同的7类题项。

2.3.2 被试征集与实验实施

研究人员借助人脉网络，以滚雪球式方法面向山西省内外征集被试。为避免被试囿于特定人群，特别要求推荐人注意对被试性别、年龄、职业等人口学特征加以平衡。于2022年1月5—15日共征集被试90名。研究人员预先建立微信群，被试征集过程中请被试推荐人将所遇符合要求者邀请进群，以便后续问卷发放。经与被试协调，实验于2022 年1月22 日晚8 点实施。通过群成员列表，随机发放3版在线问卷链接，形成竹帛口单独组、联合-立即组和联合-延迟组3个被试组别。90份问卷全部提交后，在微信群中宣布实验结束并表示感谢，同时告知实验中的旅游广告为虚拟广告，实验结束后解散微信群。人口统计学信息收集结果显示，被试中男性48 人，女性42 人。年龄方面，18～27 岁占18.2%，28～37 岁占32.4%，38～47 岁占30.6%，48～57 岁占10.3%，58～67 岁占8.5%。受教育程度方面，研究生占18.2%，大学本科占51.1%，大学专科占24.4%，中专及高中占6.3%。被试拥有大学学历者（大专、本科及研究生）明显占多，本文接受了这一抽样结果，皆因该被试学历结构特征与以往研究涉及的长城现实游客调研结果基本一致[4,50-52]。此外，被试中6.2%为公务员，34.9%为事业单位人员，47.7%为企业员工，11.2%为个体工商户。被试地域来源覆盖了山西、陕西、河南、山东、北京、天津、河北、吉林、辽宁、内蒙古、宁夏、四川、福建、广东和浙江。

2.4 实验结果

2.4.1 实验控制检验

以单样本t检验比较雁门关长城和竹帛口长城知名度得分均值与知名度量表中值4的差异。雁门关长城显著高于4（M雁门关=5.2，t（59）=7.753，p＜0.001），竹帛口长城显著低于4（M竹帛口=2.4，t（87）=-7.625，p＜0.001），说明长城区段组合选取适宜（知名度量表Cronbach’sα为0.852）。

2.4.2 假设检验

首先，以多元线性回归法考察各类变量与竹帛口长城到访意愿的关系，以确认哪些变量可能存在干扰作用。由于答题结果显示没有被试到访过竹帛口长城，竹帛口长城到访经历将不被作为自变量纳入分析。先将性别、受教育程度、职业、联合情况转换为虚拟变量。其中，性别以女性为参照组，受教育程度以高中及中专为参照组，职业以个体工商户为参照组，联合情况以竹帛口单独为参照组。收入、年龄和竹帛口长城熟悉度为连续变量，故不做转化处理。回归结果显示，Tolerance 在0.27～0.96之间（＞0.1），VIF 在2.04～3.88 之间（＜10），未出现严重多重共线性问题。自变量的效应如表1 所示，年龄、竹帛口长城熟悉度和联合情况对竹帛口长城到访意愿有显著的正向影响（竹帛口熟悉度与到访意愿量表Cronbach’sα分别为0.912和0.925）。这也提示，在考察不同联合情况下竹帛口到访意愿的差异时，应考虑年龄和竹帛口长城熟悉度的干扰作用。

表1 多元线性回归结果Tab.1 Summary of multiple linear regression analysis

接下来以联合情况为自变量，以年龄和竹帛口长城熟悉度为协变量开展协方差分析。协方差分析的基本原理是将线性回归与方差分析结合起来，用于检验在扣除干扰变量（即协变量）的效应后因变量在自变量不同水平上是否仍有显著差异。协方差分析结果如表2 所示，两个协变量的影响效应显著，在扣除了协变量影响效应后，联合情况的影响作用依然显著（F（2，86）=88.574，p＜0.05）。换言之，联合-立即、联合-延迟和竹帛口单独3组被试间的竹帛口长城到访意愿仍存显著差异。

表2 主体间效应检验Tab.2 Tests of between-subjects effects

事后检验结果进一步显示（图2 和表3），联合-立即组与竹帛口单独组的竹帛口长城到访意愿差值为负（-0.89），联合-延迟组与竹帛口单独组的竹帛口长城到访意愿差值为正（1.25），且上述差异分别在p＜0.05 和p＜0.01 的水平上达到显著。也就是说，长城非知名区段的到访意愿在旅游联合产品立即呈现时显著低于其单独展示时，即长城非知名区段在旅游联合产品利益立即呈现时获得了消极溢出效应。而长城非知名区段的到访意愿在旅游联合产品延迟呈现时显著高于其单独展示时，即长城非知名区段在旅游联合产品利益延迟呈现时获得了积极溢出效应。至此，假设H1和H2得到了支持。

表3 事后检验Tab.3 The post-hoc test

图2 各实验情境下竹帛口长城到访意愿均值差异Fig.2 Visit intention means difference of Zhubokou Great Wall

线索重要性赋值结果显示，联合-立即组中，竹帛口长城的线索重要性均值显著低于雁门关长城（M竹帛口=1.03，M雁门关=5.21，t（58）=-9.283，p＜0.001），说明长城知名和非知名区段作为线索在被试眼中确实有着强、弱之别。在联合-延迟组中，两长城区段线索重要性均值差异依然显著（M竹帛口=2.73，M雁门关=5.87，t（58）=-8.950，p＜0.001），表明长城知名与非知名区段作为线索的强弱地位关系依旧。以上结果也与以往品牌联合研究有关知名品牌通常发挥强线索作用的结论一致[36-37]。线索重要性赋值情况还显示，联合-立即组的竹帛口均值显著低于竹帛口单独组（M联合-立即=1.03，M竹帛口单独=1.83，t（58）=-2.132，p＜0.05），说明与知名区段（即强线索）联合且旅游联合产品利益立即呈现时，被试给予了非知名区段更低的线索重要性评价，证实了竞争性线索交互的发生，这为竞争性线索交互是旅游联合产品利益立即呈现时，长城非知名区段所获消极溢出效应的诱因提供了证据。此外，相似性感知结果显示，联合-延迟组均值显著高于联合-立即组（M联合-延迟=4.27，M联合-立即=3.30，t（58）=4.499，p＜0.001），说明呈现时点的控制造成了两长城区段相似感知明显的强弱差异（相似性感知量表的Cronbach’sα为0.892）。而根据刺激泛化原理，刺激间更强的相似性感知意味着更高的刺激泛化水平，这易在旅游品牌联合中诱发辅助性线索交互。独立样本t检验结果也确实显示，联合-延迟组的竹帛口长城线索重要性显著高于竹帛口单独组（M联合-延迟=3.93，M竹帛口单独=3.50，t（58）=2.213，p＜0.05），意味着发生了辅助性线索交互，这为辅助性线索交互是旅游联合产品利益延迟呈现时，非知名区段所获积极溢出效应的诱因提供了证据。

2.5 讨论

实验1 说明，旅游联合产品利益立即和延迟两种呈现方式致使长城非知名区段获得了消极和积极两种不同的溢出效应。两长城区段相似性感知与线索重要性赋值结果也有力说明，竞争性线索交互是长城非知名区段在旅游联合产品利益立即呈现时，所获消极溢出效应的诱因；辅助性线索交互则是长城非知名区段在旅游联合产品利益延迟呈现时，所获积极溢出效应的诱因。接下来，实验2将引入个人涉入度这一变量，以观察长城非知名区段所获溢出效应会发生何种变化。

3 实验2

实验2目的有二：一是更换长城区段组合，继续控制旅游联合产品利益呈现时点，检验实验1 结论的外部效度；二是控制个人涉入度以检验假设H3和H4。营造6 种实验情境（表4），开展2（个人涉入度：高vs.低）×3（联合情况：非知名区段单独vs.联合立即vs.联合延迟）的组间实验设计。对非知名区段单独展示时的个人涉入度也加以控制，是因非知名区段所获溢出效应是由旅游品牌联合时，非知名区段到访意愿与非知名区段单独展示时相比较而得，作为比较基准的非知名区段单独展示时的到访意愿自然也需考虑个人涉入度水平。

表4 实验2设计Tab.4 Design for experiment 2

3.1 长城知名与非知名区段组合与旅游联合产品利益表述方式

沿用实验1 事前调查结果，另选娘子关长城和白草口长城为知名-非知名区段组合。以旅游广告语“山西的娘子关长城和白草口长城联合推出长城旅游线路，本线路将带您领略山西古长城之美”表达旅游联合产品利益。

3.2 实验过程

3.2.1 问卷设计

共设计6版线上问卷：白草口-高/低涉入、联合立即-高/低涉入和联合延迟-高/低涉入。各版问卷详情如下：

（1）白草口-高/低涉入版问卷。此两版问卷均在问卷说明处实现个人涉入度的控制。Petty 等、Wright曾以是否向被试提供实验所涉产品或实验报酬控制涉入度水平[16,53]，这些做法也得到学界广泛采纳。但考虑到提供产品的行为可能影响产品态度，故本文采用问卷填答有无报酬的方式调节实验材料阅读积极性，以达控制个人涉入度之目的。高涉入版问卷在问卷说明处首先展示提示语“您的问卷填答将获得5 元人民币的报酬，请仔细观看以下旅游广告后答题”，低涉入版问卷提示语仅为“请仔细观看以下旅游广告后答题”。提示语下方依次展示广告语、长城区段的名称、简介与图片（图3a），各项信息要素的规格与实验1一致。由于单独展示白草口长城，广告语为“山西的白草口长城推出长城旅游线路，本线路将带您领略山西古长城之美！”白草口长城图片来源于微信公众号“忻州在线”，经裁剪保留一个敌楼和一部分城墙。以上信息要素被合成一整张图片，规格同实验1。此两版问卷均附以下6类题项：①白草口长城知名度；②白草口长城到访意愿；③白草口长城熟悉度；④白草口长城到访经历；⑤人口统计学题项；⑥个人涉入度控制效果检验题项。以上题项来源及量表形式同前。采用两种检验方法：一是借鉴Petty 等的做法[16]，请被试回忆广告信息。具体方法为设置一个非必答填空题“白草口长城位于山西省 市 县”。二是借鉴Park 和Hastak、沈雪瑞等所用量表[54-55]，以“我很认真地观看了旅游广告”和“我观看旅游广告时很投入”两题项（Likert 7 分量表，1=非常不同意，7=非常同意）测量个人涉入度。为避免被试对照旅游广告填答开放式题项，问卷设置为两个页面，提示语、旅游广告和其他题项均置于页面1，个人涉入度效果检验题项则置于问卷页面2，被试不能返回观看页面1。

（2）联合立即-高/低涉入版问卷。仍以提示语控制个人涉入度，操作方法与白草口-高/低涉入版问卷相同。旅游联合产品利益立即呈现的实现方法与实验1联合-立即版问卷相同，即在提示语下方展示包含完整广告语的旅游广告。旅游广告仍由上而下展示广告语、长城区段的名称、简介及图片（图3b）。广告语为“山西的娘子关长城和白草口长城联合推出长城旅游线路，本线路将带您领略山西古长城之美！”简介仍包含长城的位置与年代信息。白草口长城图片与白草口-高/低涉入版问卷一致。娘子关长城图片来源于娘子关景区管委会微信公众号，经裁剪保留关门和一部分城墙。以上信息元素合成图片的规格同前。此两版问卷均附6 类题项：①白草口和娘子关长城知名度；②白草口长城到访意愿；③白草口长城熟悉度；④白草口长城到访经历；⑤人口统计学题项；⑥个人涉入度控制效果检验题项。以上各类题项的来源与量表形式同前。由于涉及个人涉入度控制效果的检验，此两版问卷亦设置为两个页面，页面2 用于展示个人涉入度控制效果检验题项。

图3 实验2问卷中的旅游广告内容Fig.3 Advertisement in the questionnaires in experiment 2

（3）联合延迟-高/低涉入版问卷。个人涉入度控制方法同前，不再赘述。旅游联合产品利益延迟呈现的操作方法沿用实验1 中联合-延迟版问卷的做法。不同之处在于，此两版问卷也需设置个人涉入度控制效果检验题项，因而，此两版问卷均设置为4个页面。页面1展示用于控制个人涉入度的提示语、旅游广告的合成图片（仅含广告语前半句）。页面2仅显示“请等待页面自动跳转至下一页！”，5秒后自动跳转至页面3。页面3开头显示广告语后半句“本线路将带您领略山西古长城之美！”，传达旅游联合产品利益，随后附白草口和娘子关长城知名度、白草口长城到访意愿、白草口长城熟悉度、白草口长城到访经历和人口统计学题项（题项来源及量表形式同前）。个人涉入度控制效果检验题项置于问卷最后的页面4，题项与联合立即-高/低涉入版问卷相同。此两版问卷所使用的图片和文字规格、两长城图片左右位置也与联合立即-高/低涉入版问卷一致。

3.2.2 被试征集与实验实施

被试征集方法同实验1。2022 年1 月24 日至2月10日共征集被试180名，并建立微信群。经与被试沟通，实验于2022年2月19日晚8点进行。研究人员将6 版在线问卷的链接按群成员列表随机发放，形成白草口-高/低涉入组、联合立即-高/低涉入组和联合延迟-高/低涉入组6 个被试组别，每组30人。待全部问卷提交后，在微信群宣布实验结束并表达感谢，同时告知实验中的旅游广告为虚拟广告，并向高涉入组每位被试私信5 元红包后解散微信群。人口统计学信息收集结果显示，被试中男性96 人，女性84 人。年龄方面18～27 岁占20.1%，28～37 岁 占30.7%，38～47 岁 占29.5%，48～57 岁 占12.4%，58～67 岁占7.3%。受教育程度方面，研究生占19.6%，大学本科占53.8%，大学专科占21.2%，中专及高中占5.4%。职业方面，7.6%为公务员，31.7%为事业单位人员，51.5%为企业员工，9.2%为个体工商户。地域来源覆盖北京、天津、河北、山西、陕西、河南、山东、吉林、辽宁、内蒙古、宁夏、四川、福建、广东和浙江。

3.3 实验结果

3.3.1 实验控制检验

单样本t检验显示，娘子关长城知名度评分显著高于量表中值4（M娘子关=5.82，t（118）=31.174，p＜0.001），白草口长城则显著低于4（M白草口=2.33，t（176）=-21.353，p＜0.001），说明长城区段组合选取适切（知名度量表Cronbach’sα为0.895）。个人涉入度控制方面，高涉入组90位被试中84人填答了开放式题项，正确率达86.2%，答题人数和正确率都明显高于低涉入组的23人和8.7%。此外，高涉入被试个人涉入度评分显著高于低涉入被试（M高涉入=5.40，M低涉入=3.20，t（174）=7.671，p＜0.001），说明个人涉入度控制亦有效（个人涉入度量表Cronbach’sα为0.902）。

3.3.2 假设检验

首先仍以多元线性回归检验各类变量的影响效应。鉴于白草口长城到访经历题项答案均为“0次”，到访经历不再作为自变量加以考虑。虚拟变量转化方面，性别、教育程度和职业的参照组选择同实验1。收入、年龄、白草口长城熟悉度和个人涉入度为连续变量，不做虚拟变量转化。回归分析过程中共线性指标显示，Tolerance 在0.31～0.92 之间（＞0.1），VIF 在2.28～3.65 之间（＜10），多重共线性问题不严重。各自变量的作用如表5所示，年龄、个人涉入度、白草口长城熟悉度和联合情况的影响效应均达显著水平。这意味着年龄和白草口长城熟悉度仍是需要考虑的干扰变量。

表5 多元线性回归分析结果Tab.5 Summary of multiple linear regression analysis

接下来将联合情况（1=白草口单独，2=联合立即，3=联合延迟）和个人涉入度（1=高涉入，2=低涉入）作为自变量（此环节将个人涉入度作为类别变量对待），将年龄和白草口长城熟悉度作为协变量开展协方差分析。结果表明（表6），年龄和白草口长城熟悉度对白草口长城到访意愿存在显著影响，排除这两个协变量的影响效应后，不同联合情况下的白草口长城到访意愿依然存显著差异（F（5，170）=38.647，p＜0.05），个人涉入度高、低水平下白草口长城到访意愿亦存显著差异（F（2，170）=41.261，p＜0.001）。

表6 主体间效应检验Tab.6 Tests of between-subjects effects

事后检验结果显示（图4 和表7），个人涉入度高、低水平下，联合立即情况中的白草口长城到访意愿都显著低于白草口长城单独展示时，即白草口长城均获得了消极溢出效应。而个人涉入度高、低水平下，联合延迟情况中的白草口长城到访意愿都显著高于白草口长城单独展示时，即白草口长城均获得了积极溢出效应。这与实验1 结论一致，即长城非知名区段在旅游联合产品利益立即和延迟呈现时，分别获得了消极和积极溢出效应。

图4 各实验情境下白草口长城到访意愿均值差异Fig.4 Visit intention means difference of Baicaokou Great Wall

事后检验结果（表7）还说明，白草口长城单独展示时的到访意愿在涉入度高、低水平下并未产生显著差别。这很可能因为单独展示白草口长城时的信息内容仅包含单一长城区段的相关信息，致使个人涉入度控制虽有效，但不足以造成到访意愿表达的差异。这一结果与以往有关个人涉入度效应的研究并不冲突。以往研究多以包含边缘信息（如代言人）和核心信息（如产品属性）内容的广告为实验素材，此情境下个人涉入度高低通常会导致产品评价的信源不同，进而影响产品态度、购买意愿等。鉴于此，本文后续检验假设H3 和H4 时不再考虑白草口单独-高/低涉入组之别。同时为保证数据处理时各被试组人数相等，从60份白草口单独展示版问卷中随机选取30份作为新的白草口单独组，将其到访意愿评分作为测量长城非知名区段所获溢出效应的比较基准。

表7 事后检验Tab.7 The post-hoc test

为检验H3，首先分别计算联合立即-高/低涉入组与白草口单独组到访意愿的差值，生成C1和C2两个新变量，用以表示旅游联合产品利益立即呈现时，高、低涉入水平下白草口长城所获溢出效应。独立样本t检验显示，C1 和C2 均值存在显著差异（MC1=-1.37，MC2=-0.71，t（58）=-3.615，p＜0.001）。又因MC1和MC2均为负值，前者绝对值大于后者，说明旅游联合产品利益立即呈现时，高涉入度下白草口长城所获消极溢出效应更大，低涉入度下消极溢出效应更小，H3得以证实。对H4的检验，以同上方法为联合延迟-高/低涉入组与白草口单独组到访意愿的差值生成C3 和C4 两个变量，分别代表旅游联合产品利益延迟呈现时，高、低涉入水平下白草口长城所获溢出效应。独立样本t检验显示C3 和C4 均值差异显 著（MC3=1.32，MC4=0.69，t（58）=3.570，p＜0.05）。又因MC3和MC4均为正值，且前者大于后者，表明旅游联合产品利益延迟呈现时，高涉入度下白草口长城所获积极溢出效应更大，低涉入度下白草口长城所获积极溢出效应更小，H4也得到了支持。

3.4 讨论

实验2 结果再次说明，长城非知名区段在旅游联合产品利益立即呈现时获得了消极溢出效应，而在旅游联合产品利益延迟呈现时则获得了积极溢出效应。引入个人涉入度变量后，旅游联合产品利益立即呈现时的个人涉入度越高，长城非知名区段所获消极溢出效应越大，个人涉入度越低，消极溢出效应越小。旅游联合产品利益延迟呈现时的个人涉入度越高，长城非知名区段所获积极溢出效应越大，个人涉入度越低，积极溢出效应越小。

4 研究发现与讨论

4.1 主要发现及理论贡献

作为一种营销实践，不同长城区段的旅游联合市场推广愈加常见。本文重点关注了长城非知名区段与知名区段的旅游品牌联合现象。通过两个实验设计，证实了长城非知名区段在旅游联合产品利益立即呈现时获得了消极溢出效应，且被试较高的个人涉入度会放大这一消极效应，较低的个人涉入度则会减小这一消极效应。而在旅游联合产品利益延迟呈现时，长城非知名区段获得了积极溢出效应，且被试较高的个人涉入度增强了这一积极溢出效应，较低的个人涉入度则弱化了这一积极溢出效应。可见，长城非知名区段未必总能从与知名区段的联合中获益，获益需要满足一定条件。另外，统观两个实验的结果还可发现，在旅游联合产品利益立即和延迟呈现两种情况下，个人涉入度水平的高低差别虽能影响长城非知名区段所获消极或积极溢出效应的程度，但并没有改变溢出效应消极或积极的性质。因而，仍可据此推断，长城非知名区段更易在旅游联合产品利益延迟呈现时获益，且较高的个人涉入度有望提高长城非知名区段的获益水平。总而言之，长城非知名区段想要在与知名区段的旅游品牌联合中获得较为理想的积极效应，需要综合考虑旅游联合产品利益呈现时点和受众个人涉入度这两类因素的作用。

本文的理论贡献之一在于，将旅游联合产品利益呈现时点和个人涉入度纳入研究框架，以两个实验设计检验了以上两类因素对长城非知名区段所获溢出效应的作用，揭示了旅游品牌联合中长城非知名区段所获溢出效应的生成机制。这一研究理路也进一步拓展了以往品牌联合研究有关非知名品牌所获溢出效应前因变量的认识范畴，对今后更为全面地考察非知名品牌在品牌联合中的获益条件提供了研究理路上的补充。理论贡献之二在于，本文立足旅游品牌联合情境所得研究结论，丰富了认知心理学在人类学习模式研究中对线索交互现象的探讨，即线索交互不仅体现为线索间的竞争关系，同时也存在辅助性交互的可能，决定线索交互作用类型的关键因素是结果信息呈现的时点。

4.2 营销启示

本文从旅游联合产品利益呈现时点和个人涉入度两类变量的效应检验出发，进一步深化了对长城非知名区段在与知名区段合作中获益条件的认识，提示长城非知名区段在与知名区段开展旅游市场联合推广中，不宜盲目“攀龙附凤”，应尽量周密策划，精心设计旅游品牌联合行动方案。

首先，长城非知名区段在与知名区段开展旅游品牌联合时，应谨慎处理旅游联合产品利益信息的呈现时点，避免将旅游联合产品利益信息过早暴露于受众。当然，此举并不会对旅游品牌联合信息的设计和传播带来很大挑战，因为本文以及以往研究结论都已显示，旅游联合产品利益只需不少于5 秒钟的延迟呈现间隔，便可达到将竞争性线索交互转化为辅助性线索交互的效果。这意味着长城知名与非知名区段以及旅游联合产品利益信息，是可以同处于联合广告之中的，但需将旅游联合产品利益信息适当后置。

其次，按照刺激泛化原理，辅助性线索交互发生的前提是受众在刺激之间建立相似性感知。这提示长城非知名区段也可在选定知名区段伙伴之后，且在旅游联合产品利益信息正式投放市场之前的一段时期，有意识地向受众传播自身与知名区段的共性特征，便利受众提高两类长城区段之间的相似性感知，从而强化刺激泛化效应，促使辅助性线索交互的发生。

最后，实验2 结果说明，在多种实验情境中，旅游联合产品利益延迟呈现且被试个人涉入度较高时，长城非知名区段获得的积极溢出效应最为理想。这预示着，长城非知名区段在保障旅游联合产品利益适当延迟呈现的同时，设法提高受众个人涉入度将有望提升积极溢出效应。这需要旅游品牌联合营销活动明晰目标市场，针对目标市场特征在联合广告中设置特定背景信息，提高宣传信息与目标人群的关联性。当目标市场不只一个时，也可量体裁衣，设计多版联合广告向各个目标市场传播，分别提高各目标人群的个人涉入度。

4.3 局限与展望

第一，无论旅游联合产品利益呈现时点还是个人涉入度，本文都仅分别设置了立即和延迟、高和低两种水平，未来可基于更多自变量水平观察长城非知名区段所获溢出效应的变化。第二，对旅游联合产品利益延迟呈现的时间也可进一步区分更多间隔水平，借此观察溢出效应的变化情况。今后研究还可尝试增加长城区段的数量，揭示更多长城区段旅游品牌联合中非知名区段所获的溢出效应。第三，本文仅以简易旅游联合广告为实验刺激。今后可尝试以宣传片、短视频等多种媒体形式充当实验刺激，观察研究结论是否会因媒介形式的差异而有所不同。第四，进一步拓宽样本来源，增加其他旅游消费者类型，进一步检验实验外部效度。