基于游客體驗視角的品牌關系塑造研究

匡紅云 江若塵

內容提要：上海迪士尼樂園在開業一年之際就實現盈利，而多數中國同行卻處于虧損狀態，兩者市場績效差別的深層原因在很大程度上是迪士尼樂園提供的旅游體驗導致了其優質品牌資產（品牌關系）的生成。為了深入探討品牌關系塑造機理，基于前期對上海迪士尼樂園的深度訪談和扎根理論方法的分析結果，通過構建基于體驗視角的品牌關系塑造機理模型并采用調節效應分析法處理數據，本文得到如下研究結論：在中國文化情境下，品牌關系由“信任/依賴、承諾、社會價值表達”三個維度構成，體驗要素二階因子和情感體驗對品牌關系的三個維度具有顯著正向影響，全球消費導向不對“體驗要素-品牌關系”路徑產生調節作用，全球消費導向對“情感體驗-品牌關系”路徑發揮了反向調節作用。 上述結論揭示了跨文化消費情境下品牌關系的塑造機理，在“走出去”國家戰略背景下為主題公園及跨國經營企業的營銷決策提供理論參考。

關鍵詞：體驗;品牌關系;全球消費導向;主題公園

中圖分類號：F8314 文獻標識碼：A 文章編號：1001-148X（2018）03-0029-10

收稿日期：2017-08-16

作者簡介：匡紅云（1975-），女，江西吉安人，上海財經大學國際工商管理學院博士研究生，上海第二工業大學高職學院副教授，研究方向：旅游管理、消費者行為研究;江若塵（1963-），女，安徽滁州人，上海財經大學500強企業研究中心教授，博士生導師，管理學博士，研究方向：企業管理、關系營銷。

基金項目：國家社會科學基金項目“美麗鄉村建設中鄉村記憶旅游產品創新開發研究”，項目編號：15BGL117。

主題公園是現代旅游產品的重要類型和對自然旅游資源的重要補充，是一種新穎獨特的旅游空間和形式，并以其強大的娛樂功能、獨有的文化內涵、高科技應用手段吸引越來越多游客。主題公園建設以大規模投資方式突破了傳統資源基礎型的旅游發展一般模式，在提高地區知名度、促進地區經濟增長中發揮重大作用。上海迪士尼樂園在開業一周年之際就實現盈利，但我國大部分民族主題公園的經營業績并不理想，民族主題公園品牌與上海迪士尼樂園在市場表現和經營績效方面的差距可理解為品牌關系質量的差距。本文以對上海迪士尼樂園這一“國際品牌”的調研數據為基礎，對品牌關系塑造機理進行探索，從結構維度層面探索游客體驗對品牌關系的影響機制，考察“全球消費導向”在該路徑關系中的調節作用，可為民族主題公園的品牌建設提供借鑒和參考。

一、研究假設的提出

（一）旅游體驗的內涵及維度

Schmitt（1999）認為體驗（experience）是消費者對事件進行觀察和參與后產生的認知，眾多心理學家認為情緒性是體驗的基本特征和核心成份，Holbrook（2006）提出“顧客體驗的核心本質為顧客價值”，Larsen（2007）認為旅游體驗是“一個與旅行相關的過去的個人事件且強烈到進入了長期記憶”。個體在消費過程中產生各種意識和情緒反應，同時進行有意無意的價值判斷，這些構成了體驗的具體維度。對體驗維度結構的探索是旅游體驗研究文獻的主要內容，學者對價值判斷發生的視角給出了各自的見解，體驗維度也各有不同。Holbrook（1982）認為顧客會從經濟、社會、個人身心、利他四個方面進行消費體驗，體會產品的功效價值和所象征的社會地位、消費帶來的舒適愉悅以及對他人/社會造成的影響。根據個體在體驗過程中主動參與的程度、對環境的投入程度，Pine & Gilmore（1998）將體驗分為娛樂體驗、教育體驗、逃避現實體驗、審美體驗。Schmitt（1999）從感官、思考、情感、行動和關聯五個維度測量體驗，認為個體接受外部信息刺激后會產生知（感官感受）、情（情緒情感）、意（認知及思考）、聯結社會、提高自我認識這五種反應。Holbrook（1982）、Pine & Gilmore（1998）、Schmitt（1999）所提出的三種經典體驗（價值）維度理論，成為后繼體驗研究的基礎。

有學者對鄉村旅游（Agapito等，2013）、野生動物旅游（Cong等，2014）、購物旅游（Wu 等，2014）、博物館旅游（Gieling等，2016）、野營地旅游（Mikuli等，2017）、打獵旅游（Komppula等，2013）等多種形式旅游體驗的構成維度進行探索，但針對主題公園的研究文獻數量非常有限。Lo（2007）將游客體驗拆分為認知體驗和情感體驗兩部分，從旅游動機的角度探索主題公園游客的認知體驗，認為它包括“娛樂、認知/創新、關系/休閑”三個維度。雖然Lo（2007）對香港迪士尼樂園游客體驗維度進行了探討，但本文針對中國文化背景下本土游客對國際品牌的跨文化消費進行，體驗主體的心理特征和文化價值觀、體驗客體的要素和特色、體驗所處的社會大背景和情境效應都不同于Lo（2007）的研究場景。

本文前期扎根理論研究結果顯示中國大陸地區家長在陪伴孩子進行旅游和娛樂時，總期望在娛樂的同時能夠提升孩子的知識量和視野、活動要更“有意義、有價值”;同時，主題公園娛樂設施眾多、旅游產品的無形性等諸多特點使得消極體驗（如意外事情、遺憾等）的發生頻率更高。結合Holbrook（1982）、Pine&Gilmore（1998）、Schmitt（1999）的經典體驗維度理論和本文前期質性研究成果對體驗要素的初步判斷，推斷主題公園游客體驗包括“感官及功能體驗、情感體驗、認知體驗、關聯體驗、價值體驗、消極體驗”6個維度，并將基于問卷調研數據對此假設進行實證檢驗。由于情感體驗的經典測量量表采用雙極量表，與別的體驗維度測量方法不同，故借鑒Lo（2007）的方法，將情感體驗單獨拆分出來，其他5個維度作為“體驗要素”的構成維度?；谝陨戏治鎏岢黾僭O如下：

H1：體驗要素具有二階因子結構，由“感官及功能體驗、認知體驗、關聯體驗、價值體驗、消極體驗”這5個一階因子構成。

（二）顧客-品牌關系（品牌關系）

1品牌關系的內涵及維度構成

Blackston（1992）提出了消費者品牌關系（Brand Relation，BR）概念，認為品牌關系是在顧客與品牌的雙向互動中形成的親密、持久穩定的關系和情感聯結。過去通常使用品牌忠誠描述消費者與品牌之間的關系，忠誠于品牌的消費者會表現出對品牌的偏向性行為響應（周茵，2015）。然而“品牌忠誠”概念是一種單向度關系，不能反映企業對顧客的態度或顧客與品牌之間的關系互動。隨著時代的發展和消費者理性及自主意識的增強，顧客對品牌的消費需求呈現多樣化態勢，產品既需要有令人滿意的使用價值、整個消費過程還要能滿足顧客的情感互動和體驗需要。體驗經濟背景下品牌忠誠概念單向性導致的局限性逐漸顯現，而顧客-品牌關系概念因其符合時代需要而更加受到企業和品牌的重視。

為了對品牌關系進行測量，學者們提出了品牌關系質量（Brand Relation Quality，BRQ）概念，以反映消費者與品牌之間持續聯結的強度和發展能力（Fournier，1994）。Fournier（1994）的品牌關系質量模型得到廣泛應用，它包括“愛與激情、自我聯結、相互依賴、承諾、親密感情、品牌的伴侶品質”6個維度。為了探索中國文化情境下品牌關系的結構，何佳訊（2006）借鑒此模型開發了品牌關系本土化量表并提出了6個維度：“信任、承諾、相互依賴、自我概念聯結、社會價值表達、真有與應有之情”，后繼學者運用該本土化模型或采用其中的個別維度進行了相關研究。本文考察中國消費者與國際品牌的品牌關系，并借鑒何佳訊（2006）的6維量表，基于調研數據對量表結構進行驗證，該量表各維度的定義界定如下：“信任”是“顧客對品牌行為按照自己期望發生的認知和感覺程度”;“承諾”是指“不管環境是可預見還是不可預見，與品牌保持長久關系的行為意圖”;“相互依賴”是“消費者基于成本和價值回報的比較，與品牌積極互動的心理期待和行為表現”;“自我概念聯接”反映了“品牌傳達重要的認同、關注、任務或主題，從而表達了自我的一個重要方面的程度”;“社會價值表達”是“顧客對品牌象征性地賦予自己社會地位、社會性贊賞和影響的知覺程度，它帶給消費者愉悅的驕傲情緒，此處的社會地位更多指品位與風格”。由于“真有之情與應有之情”是指一種“對品牌的難以控制的正面情緒反應及義務情感”，與中國顧客的跨文化消費心理契合度不高，本文不考慮該維度。

2體驗對品牌關系的影響

消費者體驗與品牌關系之間存在天然的內在聯系，如Schultz & Barnes（1999）認為品牌關系可以由顧客接觸品牌而獲得的一連串經驗形成，也可以認為顧客的體驗累積發展后會生成品牌關系（Aurier&Evrard，2000）。顧客借由品牌的使用經驗（體驗）與他人、某群體以及其背后的文化產生關聯，逐漸形成某種關系，即品牌關系（Schmitt，1999）。Gobe（2001）認為當顧客使用品牌獲得了某種情感感受和體驗之時，被“捕捉”到并進入某種特定的生活形態，這能強烈推動顧客與品牌之間建立長期的關系。但張立品（2003）的研究卻顯示情感體驗對品牌關系沒有顯著影響，而感官、思考、行動、關聯體驗對后者具有顯著正向影響。陸曉華（2011）考察了酒店背景下品牌體驗對品牌關系的作用，但僅僅是體驗與品牌關系這兩個構念之間的關系，而沒有深入到維度層面進一步探索作用機制;同時，酒店情境下的“體驗要素-品牌關系”影響路徑在其他旅游類型（如主題公園）背景下是否成立尚未獲得相關論述，存在研究缺口。此外，在手游等游戲產品的“顧客體驗對品牌關系的影響”機制中，有的學者研究了品牌知名度（吳曉苗，2015）、品牌資產（王璞，2012）在該機制中的中介作用，但該影響機制中的情境調節效應尚無人涉獵，這是第二個研究缺口。國外學者關注品牌關系生成中的調節變量（品牌個性、參考群體、個人收入），但其研究對象主要是日常消費品，而針對旅游行業對“游客體驗-品牌關系”路徑機制的調節效應的關注者較少，這是第三個研究缺口?；谝陨蠈ρ芯楷F狀的分析，本文將探索主題公園游客體驗對品牌關系質量各維度的具體影響，并基于全球化大環境和“走出去”的國家戰略背景，考察游客“全球消費導向”對這種影響作用的情境調節效應。

在游覽過程中得到了開心滿足喜悅等愉悅情感的顧客會對旅游體驗產生滿意感，這種感覺和判斷有助于她（他）對主題公園的能力產生信任感，繼而更傾向于產生再惠顧意愿（承諾感），顧客-品牌關系質量也更高。同理，視聽等感覺刺激引發的身心吸引、精神放松，對奇妙時刻的美好體驗、游覽過程中的圓夢感，自我成長的滿足感、享受高品質生活和物有所值的價值感，所有這些都將幫助游客進行自我重要方面的表達，使其感知到品牌象征性地賦予自己社會地位和社會性贊賞，進而產生“有意義、有價值的”判斷，激發其愿意與品牌維持更長時間的關系。根據以上推測，本文提出如下假設：

H2a：體驗要素對品牌信任有顯著正向影響。

H2b：體驗要素對相互依賴有顯著正向影響。

H2c：體驗要素對品牌承諾有顯著正向影響。

H2d：體驗要素對社會價值表達有顯著正向影響。

H2e：體驗要素對自我概念聯結有顯著正向影響。

H3a：情感體驗對品牌信任有顯著正向影響。

H3b：情感體驗對相互依賴有顯著正向影響。

H3c：情感體驗對品牌承諾有顯著正向影響。

H3d：情感體驗對社會價值表達有顯著正向影響。

H3e：情感體驗對自我概念聯結有顯著正向影響。

（三）全球消費導向（GCO）的調節作用

Hannerz（1990）、Levitt（1983）等學者指出經濟全球化導致了一種“全球消費文化”的產生（Alden等，1999），為了探究消費者對市場全球化的態度及影響這種態度的前因和相應的結果，Alden等（2006）提出了“全球消費導向（Global Consumption Orientation，GCO）”概念。作為一種消費心理，GCO反映了個體對全球化市場的積極態度和傾向。GCO高的個體對全球文化表現出開放和接納的姿態，在生活方式和日常消費方面偏好全球流行產品，而GCO低的個體則偏好當地的傳統特色產品。Alde等（2006）的實證研究證實中國消費者的全球消費導向與其對全球品牌的偏愛有顯著正向因果關系，郭曉凌和王永貴（2013）的研究也顯示中國消費者的GCO促進了其對發達國家全球品牌的積極態度。由于全球消費導向是2006年提出的新概念，中外文獻積累非常有限，針對主題公園的研究成果更是尚未發現。

全球消費導向高的游客雖然對國際化品牌更偏愛、態度更積極，但正因為他們更傾向于接觸和了解更多的國際品牌，眼光和視野更廣，他們比普通的消費者更不容易被國際品牌的營銷活動和實際表現“打動”，消費外國品牌帶來的社會地位象征感也不如普通消費者那么高。要得到他們的信任、親近和承諾，要比得到一般普通消費者的“傾心”更難。換言之，顧客的全球消費導向越高，體驗對品牌關系的驅動作用越弱，也就是全球消費導向在品牌關系生成機制中起反向調節作用?；谏鲜龇治?，現提出如下假設：

H4a：全球消費導向對體驗要素與品牌信任之間關系具有反向調節效應。

H4b：全球消費導向對體驗要素與相互依賴之間關系具有反向調節效應。

H4c：全球消費導向對體驗要素與品牌承諾之間關系具有反向調節效應。

H4d：全球消費導向對體驗要素與社會價值表達之間關系具有反向調節效應。

H4e：全球消費導向對體驗要素與自我概念聯結之間關系具有反向調節效應。

H5a：全球消費導向對情感體驗與品牌信任之間關系具有反向調節效應。

H5b：全球消費導向對情感體驗與相互依賴之間關系具有反向調節效應。

H5c：全球消費導向對情感體驗與品牌承諾之間關系具有反向調節效應。

H5d：全球消費導向對情感體驗與社會價值表達之間關系具有反向調節效應。

H5e：全球消費導向對情感體驗與自我概念聯結之間關系具有反向調節效應。

基于以上分析，本文構建研究模型如圖1所示。

二、研究方法

（一）問卷設計

問卷設計如表1所示，包括體驗要素、情感體驗、品牌關系、全球消費導向和個人信息5個部分。情感體驗采用雙極量表，其他問項（除個人信息外）使用7點里克特量表，1表示“完全不同意”，7表示“完全同意”。問卷中的題項有兩大主要來源，“體驗要素”題項主要來自于本文前期質性研究成果，基于對30位主題公園游客深度訪談數據的扎根理論分析，再經由項總相關系數的題項凈化過程得到;而“情感體驗、品牌關系、全球消費導向”的題項來源于成熟量表或現有文獻，并根據調查對象特點進行了相應的語句調整。邀請3位旅游管理和市場營銷專業的教授、1位旅游企業管理者、10位正計劃去參觀上海迪士尼樂園的消費者對問卷進行了填答、討論、修改，對問卷的措辭、語義重復的部分進一步完善調整，生成了正式版調查問卷。

（二）數據收集

考慮到上海迪士尼樂園的主要游客群體是青年人，故采用在線調研方式進行預調查、進行探索性因子分析，采用正式問卷調查數據的一部分進行驗證性因子分析以確認變量的維度結構。預調查于2017年5月7日至5月30日展開，邀請某大學6個專業的在校學生進行在線問卷填答，共收回問卷97份，剔除漏填、未完成的問卷3份，獲得有效問卷94份，問卷有效回收率969%。對預調研數據進行信度效度檢驗和探索性因子分析，基于分析結果對問卷相應題項進行刪除和調整，形成最終版正式調查問卷。大規模的正式問卷調查采用兩種方式相結合：一是通過旅游從業人員邀請有參觀經歷的游客在線填達問卷并贈送小禮物，共回收問卷128份，有效問卷115份。二是購買專業調研網站問卷星的付費數據信息服務，共回收問卷601份，剔除漏填、未完成的無效問卷266份，獲得有效問卷335份。正式調查于2017年6月20日至7月20日展開，兩種調研方法共得到有效問卷450份，問卷有效回收率6173%，可以滿足后續分析的基本要求，樣本特征如表2所示。

三、數據分析

（一）探索性因子分析

本文利用94份預調研數據進行探索性因子分析（EFA），對體驗要素、品牌關系這兩個構念的信度效度進行檢驗（“情感體驗、全球消費導向”這兩個構念只進行驗證性因子分析）。體驗要素量表Cronbachs a值達0911，信度良好;KMO統計量為0808，Bartletts球形檢驗統計量為700175，Sig為000，適合做因子分析。選用主成分分析法、進行方差最大正交旋轉，共析出3個因子，但其中有8個題項在2個公因子上都有超過04的載荷值（FUNC3、FUNC4、SOCR1、FUNC2、FUNC6、FUNC5、RECG1、RECG4），根據Hair等（1998）的建議而將這些題項刪除后進行第二次因子分析。此時仍析出3個因子，解釋了總變異量的79565%，根據因子的構成題項將其分別命名為“功能及認知體驗”、“關聯及價值體驗”、“消極體驗”。所有題項載荷都只落在1個因子上，且載荷值都大于07，符合對因子載荷的要求，并將所有這10個題項都保留進入最終調查問卷。

品牌關系量表的Cronbachs a值達0970，信度良好;KMO值為0921，Bartler球形檢驗統計量為2536702，Sig為000，適合做因子分析。選用主成分分析法求因子負荷矩陣，此時共析出4個因子，但有6個題項在2個或3個因子上有同時超過04的載荷量（TRUS1、COMM2、SELF1、SELF2、INDE1、INDE2）。將這6個題項刪除繼續進行因子分析，此時析出3個因子，解釋了總變異量的72496%。根據因子的構成題項將其分別命名為“信任/依賴”、“承諾”、“社會價值表達”，所有題項均只落在1個因子上，所有題項載荷值都接近07，將所有13個題項都保留進入最終調查問卷。

（二）驗證性因子分析

1.信度效度分析

本文利用115份正式調研數據進行驗證性因子分析，體驗要素、情感體驗、品牌關系、全球消費導向4個構念的信度和收斂效度檢驗結果如表3所示。各構念的Cronbachs a與組合信度（CR）基本上都大于07的限制性水平，量表信度良好;各構念及其一階因子的平均提取方差（AVE）均大于或接近05的限制性水平，收斂效度良好;各構念內部一階因子的AVE平方根值均大于因子間的相關系數（如表4、表5所示），各量表具有良好的區別效度。

2.模型擬合度分析

本文運用AMOS210檢驗體驗要素二階三因子模型、情感體驗量表（一階因子模型）、品牌關系三維結構量表、全球消費導向量表的各項擬合指標，結果如表6所示，4個模型的擬合效果都較為理想，基本符合要求，由此驗證了體驗要素具有二階三因子結構。此時的3個新因子與提出假設H1時的5個因子相比，題項組成和因子名稱發生了變化，故將假設H1調整為H1′：

H1′：“體驗要素”具有二階因子結構，由“功能及認知體驗、關聯及價值體驗、消極體驗”這3個一階因子構成。

由于品牌關系的構成因子發生了變化，測量題項進行了重新組合，基于與提出研究假設時同樣的推理邏輯，將原假設H2a-H2e、H3a-H3e、H4a-H4e、H5a-H5e調整為H2a′-H2c′、H3a′-H3c′、H4a′-H4c′、H5a′-H5c′：

H2a′：體驗要素對“信任/依賴”有顯著正向影響。

H2b′：體驗要素對“承諾”有顯著正向影響。

H2c′：體驗要素對“社會價值表達”有顯著正向影響。

H3a′：情感體驗對“信任/依賴”有顯著正向影響。

H3b′：情感體驗對“承諾”有顯著正向影響。

H3c′：情感體驗對“社會價值表達”有顯著正向影響。

H4a′：全球消費導向對體驗要素與“信任/依賴”之間關系具有反向調節效應。

H4b′：全球消費導向對體驗要素與“承諾”之間關系具有反向調節效應。

H4c′：全球消費導向對體驗要素與“社會價值表達”之關系具有反向調節效應。

H5a′：全球消費導向對情感體驗與“信任/依賴”之間關系具有反向調節效應。

H5b′：全球消費導向對情感體驗與“承諾”之間關系具有反向調節效應。

H5c′：全球消費導向對情感體驗與“社會價值表達”之關系具有反向調節效應。

（三）體驗對品牌關系塑造作用機制的檢驗

基于調研數據，本文采用AMOS210軟件對品牌關系塑造機理模型及各假設進行檢驗。在“體驗要素-品牌關系”主效應模型中對體驗要素采用一階三因子模型（稱為“模型1”）進行模型擬合，擬合值見表7第2行所示，模型擬合效果不理想，標準化路徑系數出現大于10的情況，說明模型構造存在不合理之處;對體驗要素采用二階三因子模型（模型2）進行主效應路徑分析，運行軟件后模型2的擬合值見表7第3行所示。此時模型擬合效果比較理想，說明體驗要素二階三因子模型是更符合客觀事實的變量結構，假設H1′成立。模型運行數據結果還顯示，“體驗要素”二階因子及情感體驗對品牌關系構念的3個維度均有顯著正向影響，假設H2a′、H2b′、H2c′、H3a′、H3b′、H3c′成立，結果如表8所示。體驗要素對品牌關系各維度的影響系數普遍大于情感體驗對品牌關系各維度的影響，尤其以“體驗要素”對“信任/依賴”的影響作用最大，其次是“體驗要素”對“承諾”的影響，從中可以看到游客體驗對品牌關系的強烈塑造作用。

（四）全球消費導向對品牌關系塑造機理的調節效應檢驗

對自變量“體驗要素”、“情感體驗”和調節變量“全球消費導向”進行中心化處理，以消除共線性的影響。本文運用spss210軟件，采用兩步驟回歸法，分別以“品牌關系”的3個維度（信任/依賴，承諾，社會價值表達）為因變量進行逐步回歸和調節效果檢驗，結果如表9至表11所示。

以上結果顯示全球消費導向對“體驗要素-親密/依賴”、“體驗要素-承諾”、“體驗要素-社會價值表達”路徑的調節效應并不顯著，假設H4a′、H4b′、H4c′不被支持;而它對“情感體驗-親密/依賴”、“情感體驗-承諾”、“情感體驗-社會價值表達”路徑卻起到反向調節效應，假設H5a′、H5b′、H5c′成立。這說明情感體驗如開心愉快滿足等對品牌關系的驅動作用會隨個體的全球消費導向提高而減弱，但個體對旅游產品的認知/功能體驗、價值體驗等對品牌關系的推動作用卻不會受到全球消費導向的影響，非情感體驗要素在塑造品牌關系方面比情感要素要更加穩固牢靠。

四、結論與討論

（一）結論與理論貢獻

1基于體驗的品牌關系塑造機理深化了品牌關系理論?；趯嵶C數據檢驗游客體驗要素和情感體驗對品牌關系的塑造作用，發現“功能及認知體驗、關聯及價值體驗、消極體驗”通過“體驗要素”二階因子的綜合作用對品牌關系三個維度即信任/依賴（a=080，P<0001）、“承諾”（a=058，P<0001）、“社會價值表達”（a=037，P<0001）產生深刻影響，塑造了品牌關系，支持了Schultz & Barnes（1999）、Aurier & Evrard（2000）對“體驗引致品牌關系”的理論論斷。研究結論也證明情感體驗對“信任/依賴”（a=040，P<0001）、“承諾”（a=034，P<0001）、“社會價值表達”（a=017，P<005）這三個品牌關系維度也都有顯著正向影響，驗證了Gobe（2001）的研究結論。

2中國文化背景下品牌關系結構的確定豐富了品牌關系理論。中國游客與國際品牌之間的“品牌關系”構念只包括信任/依賴、承諾和社會價值表達，與經典量表相比缺少了“情”的維度和自我聯結維度。通過對中國文化和中國消費者情感特征的分析，發現這是中國顧客對跨國品牌的特有關系特征。 這種結論是在跨文化消費情境下所得，是對現有品牌關系維度理論的有益補充。

（二）管理啟示

1對品牌關系塑造過程進行定期檢查、診斷。主題公園各項屬性資源如設施及氛圍、創新力、人員服務等的表現會受到各種自然、人為、環境因素的影響而產生波動，從而影響到游客體驗，進一步對品牌關系產生影響。為了保證典型體驗特征企業的品牌關系具備競爭力和可持續性，必須對品牌關系和游客體驗進行定期檢查、診斷及相應改進。本文所開發的“品牌關系量表”、“體驗要素量表”可為該項體驗診斷、管理工作提供可操作藍本。第一，企業可將這兩份量表/調查問卷在一定時間范圍內固定化、將調查時間和調查方法程式化，定期/不定期對各項品牌關系維度的表現及游客體驗進行檢查，將該調查程序制度化。通過調查數據了解各項維度得分及變化、及時從對應的“體驗影響因素”中查找到根源并采取相應對策。第二，隨著環境變化、采用新技術、引進新設施等帶來新的體驗內容，體驗要素測量量表和品牌關系量表都需要重新進行開發，確定新情況下的維度結構和測量題項。并以此為藍本進行新一輪檢查、診斷、改進等日常工作。