熊莎莎，查 順，王純陽

(五邑大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣東 江門 529020)

村落遺產(chǎn)地游客重游意愿的影響因素與作用機(jī)制研究
——以開平碉樓與村落為例

熊莎莎，查 順，王純陽

(五邑大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣東 江門 529020)

以開平碉樓與村落為例、基于581份有效問卷的調(diào)查數(shù)據(jù)、運(yùn)用多元回歸模型分析村落遺產(chǎn)地游客重游意愿的影響因素與作用機(jī)制，發(fā)現(xiàn)其影響因素主要有景區(qū)形象、認(rèn)知態(tài)度、游客期望、游客滿意度等。其中，認(rèn)知態(tài)度是村落遺產(chǎn)地游客重游意愿的直接影響因素，景區(qū)形象和游客期望通過游客滿意度對重游意愿產(chǎn)生間接影響。這一分析結(jié)果，為村落遺產(chǎn)地的市場開發(fā)提供了思路。

村落遺產(chǎn)地；重游意愿；多元回歸分析；開平碉樓與村落

引 言

隨著人們生活水平的提高，旅游出行變得更加頻繁，旅游需求也呈現(xiàn)出多元化、個(gè)性化的特點(diǎn)。村落遺產(chǎn)地因其自身特有的歷史文化價(jià)值和古樸的環(huán)境日益受到游客追捧，一些傳統(tǒng)村落遺產(chǎn)地，如安徽的西遞宏村、廣東的開平碉樓與村落以及福建的土樓等，都得到了不同程度的開發(fā)經(jīng)營，給當(dāng)?shù)貛砹丝捎^的社會經(jīng)濟(jì)效益。

相關(guān)學(xué)者以村落遺產(chǎn)地為對象，對其開發(fā)利用、產(chǎn)品打造和經(jīng)營管理等，作了不同方面的深入探討。陳耀華等研究了分散性村落遺產(chǎn)地開平碉樓的保護(hù)利用，認(rèn)為在統(tǒng)籌規(guī)劃和區(qū)域合作的基礎(chǔ)上，要凸顯碉樓不同片區(qū)的主題特色[1]；本·格西斯探討了德國村莊的建筑保護(hù)工作和開發(fā)利用等問題，對如何協(xié)調(diào)村莊商業(yè)價(jià)值與文化內(nèi)涵的關(guān)系做了相應(yīng)的分析[2]；羅能從整體系統(tǒng)的高度，研究了重慶江津中山古鎮(zhèn)旅游產(chǎn)品的開發(fā)設(shè)計(jì)[3]；鄒統(tǒng)釬、李飛以京西古村爨底下村為例，提出了古村落文化遺產(chǎn)旅游發(fā)展的“五環(huán)模型”和遺產(chǎn)開發(fā)的CBD模式，并對爨底下村的經(jīng)營、管理、盈利、營銷和開發(fā)模式進(jìn)行理論和實(shí)踐探討[4]；王純陽、黃福才為村落遺產(chǎn)地利益相關(guān)者的界定與分類提供了可量化的研究方法[5]。但是鮮有研究者站在游客角度，分析其行為意愿對村落遺產(chǎn)地發(fā)展的影響及作用機(jī)制。而相關(guān)研究指出，游客的重游對旅游目的地的可持續(xù)發(fā)展和維持其市場份額具有重要作用。[6-7]因此筆者以開平碉樓與村落為例，采用理論分析與實(shí)證研究相結(jié)合的方法，驗(yàn)證重游意愿各類影響因素對游客行為的作用機(jī)制，為村落遺產(chǎn)地的旅游產(chǎn)品與市場開發(fā)提供借鑒。

一、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

(一)景區(qū)形象

關(guān)于景區(qū)形象的內(nèi)涵，還沒有形成統(tǒng)一的定義，Tasci Gartne和Cavusgil將旅游目的地形象看作一個(gè)交互式的系統(tǒng)，這一系統(tǒng)由游客對景區(qū)情感、視角和意愿等多方面形成[8]；國內(nèi)學(xué)者金衛(wèi)東解釋了城市旅游目的地形象是城市旅游者在游覽城市景觀過程中形成的各種認(rèn)知體驗(yàn)(民俗民風(fēng)、服務(wù)態(tài)度等)的疊加[9]。因此可認(rèn)為村落遺產(chǎn)地的景區(qū)形象主要指游客在到達(dá)景區(qū)前，對村落的建筑遺產(chǎn)、周圍田園風(fēng)光、景區(qū)基礎(chǔ)接待設(shè)施等一系列村落遺產(chǎn)地景區(qū)旅游產(chǎn)品及服務(wù)的主觀了解和印象。

在景區(qū)形象研究中，一些國外學(xué)者發(fā)現(xiàn)，旅游地形象同游客滿意度存在直接關(guān)系，游客對景區(qū)正面積極的印象有助于提高其重游意愿[10-11]。國內(nèi)學(xué)者也對景區(qū)形象同游客滿意度的關(guān)系做了相應(yīng)研究，汪俠等通過建立旅游景區(qū)游客的滿意度指數(shù)模型，得出景區(qū)形象能夠影響顧客滿意程度的結(jié)論[12]。

綜上所述，村落遺產(chǎn)地景區(qū)形象同游客滿意度具有較強(qiáng)的相關(guān)性，并且會對游客滿意度產(chǎn)生正向的影響。據(jù)此提出以下假設(shè)：

H1a：村落遺產(chǎn)地景區(qū)形象可以正向影響游客重游意愿。

H1b：村落遺產(chǎn)地景區(qū)形象可以正向影響游客滿意度。

(二)認(rèn)知態(tài)度

認(rèn)知與態(tài)度研究方面，Swarbrooke和Horner強(qiáng)調(diào)游客的個(gè)人認(rèn)知部分是決定其旅游完之后是否滿意的關(guān)鍵因素[13]；Fishbein和Ajzen認(rèn)為個(gè)體對某一行為的態(tài)度與此行為是否發(fā)生有直接關(guān)系，態(tài)度越積極，從事該行為的意愿就越強(qiáng)[14]；曾武靈發(fā)現(xiàn)，旅游者對產(chǎn)品的認(rèn)知與產(chǎn)品實(shí)際差距，與游客滿意度成反比[15]?？梢娪慰蛯τ诖迓溥z產(chǎn)地的認(rèn)知態(tài)度可能會正向影響游客滿意度和重游意愿。由此提出假設(shè)：

H2a：村落遺產(chǎn)地游客的認(rèn)知態(tài)度可以正向影響游客重游意愿。

H2b：村落遺產(chǎn)地游客的認(rèn)知態(tài)度可以正向影響游客滿意度。

(三)游客期望

在游客期望方面，Oliver認(rèn)為，顧客期望是衡量顧客滿意度的重要指標(biāo)，顧客對產(chǎn)品和服務(wù)期望的高低與顧客滿意度的好壞有直接關(guān)系[16]；楊軍發(fā)現(xiàn)，游客期望是影響目的地形象和游客滿意的關(guān)鍵因素之一，游客期望決定滿意度[17]。由此得知，游客在進(jìn)行村落遺產(chǎn)地景區(qū)旅游前，對景區(qū)的期望會影響到游客滿意度。在此提出如下假設(shè)：

H3a：村落遺產(chǎn)地游客的期望可以正向影響游客重游意愿。

H3b：村落遺產(chǎn)地游客的期望可以正向影響游客滿意度。

(四)游客滿意度

在游客滿意度上，國內(nèi)外相關(guān)學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)重游行為或重游意愿與游客體驗(yàn)滿意度有聯(lián)系[18-20]。當(dāng)游客對某個(gè)旅游景點(diǎn)或游憩活動感到不滿意時(shí)，就難以產(chǎn)生重游的意愿，而另外選擇其他的旅游景點(diǎn)[21-23]。游客重游意愿的影響因素包括過去游憩體驗(yàn)、感知價(jià)值和滿意度等[24]。因此，前來村落遺產(chǎn)地景區(qū)游玩的客人若能對景區(qū)的產(chǎn)品服務(wù)產(chǎn)生較好的滿意度，將對其今后再次選擇同一景區(qū)作為旅游目的地產(chǎn)生積極正向的影響。由此提出以下假設(shè)：

H4：村落遺產(chǎn)地游客滿意度可以正向影響游客重游意愿。

綜上，可構(gòu)建出村落遺產(chǎn)地游客重游意愿影響因素與作用機(jī)制的研究模型，如圖1所示。本研究模型的基本思路是：景區(qū)形象、認(rèn)知態(tài)度、游客期望和游客滿意度四個(gè)因素均會對重游意愿產(chǎn)生相應(yīng)的影響作用。結(jié)構(gòu)順序上，景區(qū)形象、認(rèn)知態(tài)度和游客期望三者作為自變量通過游客滿意度這一中介變量對因變量重游意愿產(chǎn)生影響，游客滿意度對重游意愿產(chǎn)生直接影響。

圖1 村落遺產(chǎn)地游客重游意愿影響因素與作用機(jī)制模型

二、研究設(shè)計(jì)

(一)案例地概況

開平碉樓與村落位于廣東省中南部著名的僑鄉(xiāng)開平市，產(chǎn)生于明代后期，19世紀(jì)末20世紀(jì)初發(fā)展成為獨(dú)具特色的中西群體建筑形象。因其融合了異域與本土文化，作為中國鄉(xiāng)土建筑的特殊類型，在珠西文化走廊、中外文化交流以及華僑文化與建筑史上具有不可替代的獨(dú)特地位，具有極高的歷史、藝術(shù)和科學(xué)價(jià)值，2007年6月28日，開平碉樓與村落被列入《世界遺產(chǎn)名錄》，成為中國第35處、廣東省第1處世界文化遺產(chǎn)。申遺的成功使得開平碉樓與村落游客量倍增，在一定程度上促進(jìn)了當(dāng)?shù)芈糜螛I(yè)的發(fā)展。近幾年，為了順應(yīng)市場需求，開平碉樓與村落與國內(nèi)優(yōu)秀的旅游網(wǎng)絡(luò)平臺合作，并開通官方網(wǎng)站、微信、微博等，加強(qiáng)景區(qū)宣傳和推廣，著力進(jìn)行旅游信息化建設(shè)，對提升游客的重游意愿起到了一定的作用。

(二)問卷設(shè)計(jì)

首先，對現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行了全面回顧，并以此為基礎(chǔ)，結(jié)合案例地的實(shí)際特征，初步設(shè)計(jì)出調(diào)查問卷；其次，邀請3位對案例地有深入研究的專家對問卷題項(xiàng)進(jìn)行專業(yè)性校核，包括題項(xiàng)的針對性、語句的通順程度、是否有歧義、是否有遺漏項(xiàng)等；再次，邀請3位旅游從業(yè)人員對問卷進(jìn)行語義分析與修正；最后，抽取30名旅游管理專業(yè)的本科生對問卷進(jìn)行預(yù)測試，并根據(jù)測試結(jié)果，對問卷進(jìn)行進(jìn)一步的修訂和完善。最終的問卷由6部分構(gòu)成，即人口統(tǒng)計(jì)特征、景區(qū)形象、認(rèn)知態(tài)度、游客期望、游客滿意度和重游意愿。以上所有測量均采用Likert五分值量表，1-5分別表示“完全不同意”、“不同意”、“一般”、“同意”和“完全同意”，以測試旅游者對相關(guān)感知因子的認(rèn)同度。被調(diào)查者的人口統(tǒng)計(jì)特征主要包括性別、年齡、職業(yè)、文化程度、家庭收入、客源地、交通工具、消費(fèi)金額、停留時(shí)間等。

(三)數(shù)據(jù)收集與樣本設(shè)計(jì)

課題組先后分三次前往開平碉樓與村落進(jìn)行調(diào)研，調(diào)查時(shí)間為2015年8月，共發(fā)放問卷600份，回收有效問卷581份，問卷有效率為96.83%。為了避免產(chǎn)生歧義，被調(diào)查者在填寫問卷的過程中，有大學(xué)生在旁對其進(jìn)行協(xié)助指導(dǎo)；在完成問卷填寫后，會贈送一定的小禮品，以確保問卷的完整性和有效性。

(四)數(shù)據(jù)分析

論文主要采用SPSS22.0軟件進(jìn)行分析。首先，對樣本進(jìn)行描述性分析，以此明確案例地游客的基本特征；其次，對綜合測量模型進(jìn)行信效度檢驗(yàn)，確定是否有必要進(jìn)行調(diào)整和修改；再次，對重游意愿與其影響因素之間進(jìn)行相關(guān)性分析；最后，進(jìn)行多元回歸分析，確認(rèn)重游意愿影響因素的作用機(jī)制。

三、實(shí)證分析結(jié)果

(一)樣本描述性分析

被調(diào)查者的基本特征可以從性別、年齡、職業(yè)、文化程度、家庭收入、客源地、交通工具、消費(fèi)金額、停留時(shí)間等人口統(tǒng)計(jì)指標(biāo)體現(xiàn)出來。開平碉樓與村落游客的基本情況如表1所示。

表1 案例地被調(diào)查者的基本情況

(*注：有效百分比為剔除了缺失值等過濾因素的計(jì)算結(jié)果。)

(二)信效度檢驗(yàn)

通過SPSS22.0對調(diào)查問卷進(jìn)行信度分析，景區(qū)形象、認(rèn)知態(tài)度、游客期望、游客滿意度等四部分的信度克隆巴赫系數(shù)值如表2所示，均大于0.8，說明該調(diào)查問卷內(nèi)部一致性較高，具有較高可信度。

采用因子分析的方式對結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行檢測，并通過 KMO檢驗(yàn)方法和Bartlett 球形度檢驗(yàn)來檢測題項(xiàng)之間的相關(guān)性，結(jié)果如表3所示，Bartlett 的球形度檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的顯著性均<0.01，由此否定相關(guān)矩陣為單位陣的零假設(shè)，即認(rèn)為變量之間有共有因子，存在顯著的相關(guān)性。

表2 信度分析表

表3 效度分析結(jié)果

(三)相關(guān)性分析

論文對重游意愿與其影響因素之間進(jìn)行相關(guān)程度的大小比較。數(shù)據(jù)分析結(jié)果如表4所示。

表4 重游意愿與4個(gè)影響因素得分的相關(guān)分析

(**在0.01水平(雙側(cè))上顯著相關(guān))

相關(guān)分析是指對兩個(gè)或多個(gè)具備相關(guān)性的變量元素進(jìn)行分析，從而衡量兩個(gè)變量因素的相關(guān)密切程度。由前文所述，將重游意愿影響因素分為景區(qū)形象、認(rèn)知態(tài)度、游客期望、游客滿意度四個(gè)不同方面，通過相關(guān)性分析探討各因素同重游意愿的密切程度。表4顯示，景區(qū)形象、認(rèn)知態(tài)度、游客期望和游客滿意度等因素的相關(guān)系數(shù)分別為0.575、0.480、0.665和0.786，表明四個(gè)因素跟重游意愿存在較為顯著的正相關(guān)性。

(四)多元回歸分析

相關(guān)分析判斷了重游意愿與其因素間是否存在關(guān)系及關(guān)系的緊密程度和方向，通過回歸分析則可以進(jìn)一步指出這種關(guān)系的方向，以及各因素間是否存在因果關(guān)系。根據(jù)前文所述的研究框架，在此進(jìn)行多元回歸分析，以驗(yàn)證作為自變量的景區(qū)形象、認(rèn)知態(tài)度和游客期望、中介變量游客滿意度和因變量重游意愿三者之間的關(guān)系。

1.自變量同因變量的回歸分。方法同上，在此探討3個(gè)自變量同因變量重游意愿的影響關(guān)系，分析得到如表5的回歸結(jié)果。

表5 重游意愿與3個(gè)自變量的回歸系數(shù)表

分析結(jié)果顯示，回歸方程的F=169.505，對應(yīng)的P<0.001，模型的擬合度指標(biāo)R2為0.471?？偣灿?個(gè)變量最終進(jìn)入了回歸方程(P<0.05)，分別為景區(qū)形象、認(rèn)知態(tài)度和游客期望，從偏回歸系數(shù)正負(fù)可知景區(qū)形象、認(rèn)知態(tài)度和游客期望對重游意愿存在正向影響。對應(yīng)3個(gè)變量的P值均小于0.05，由此認(rèn)為H1a、H2a、H3a成立。

2.自變量同中介變量的回歸分。采用逐步回歸法，納入和排除標(biāo)準(zhǔn)為0.05和0.10。數(shù)據(jù)分析得出，Durbin-Watson統(tǒng)計(jì)量為2.076，與2接近，可認(rèn)為回歸模型中的殘差之間相互獨(dú)立，自相關(guān)問題不顯著。對應(yīng)的VIF值均小于5說明不存在共線性問題。經(jīng)過3步的逐步多重線性回歸分析，得到如表6的回歸結(jié)果。

表6 游客滿意度與3個(gè)自變量的回歸系數(shù)表

分析結(jié)果顯示，回歸方程的F=228.819，對應(yīng)的P<0.001，說明模型中至少有一個(gè)變量對游客滿意度得分的解釋有意義。模型的擬合度指標(biāo)R2為0.546，說明進(jìn)入模型的變量能夠解釋游客滿意度得分總變異的54.6%?？偣灿?個(gè)變量最終進(jìn)入了回歸方程(P<0.05)，分別為景區(qū)形象、認(rèn)知態(tài)度和游客期望，從偏回歸系數(shù)正負(fù)可知景區(qū)形象、認(rèn)知態(tài)度和游客期望對游客滿意度存在正向影響。從3個(gè)變量的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)大小可知對游客滿意度得分的影響程度順序?yàn)檎J(rèn)知態(tài)度>景區(qū)形象>游客期望。

數(shù)據(jù)分析顯示，自變量認(rèn)知態(tài)度顯著性P值小于顯著性水平0.05，t值達(dá)到10.620，說明認(rèn)知態(tài)度因素對游客滿意存在顯著的正向影響，即認(rèn)為H1b成立。自變量景區(qū)形象的P值也小于顯著性水平0.05，H2b成立。游客期望P值為0.004，小于0.05的顯著性水平，H3b成立。

3.中介變量同因變量的回歸分。將重游意愿作為因變量，游客滿意度作為自變量，進(jìn)行一元線性回歸分析，以驗(yàn)證中介變量游客滿意度同因變量重游意愿的因果關(guān)系。方法同上，回歸方程的F=929.834，對應(yīng)的P<0.001，模型的擬合度指標(biāo)R2為0.617。結(jié)果如表7所示。

表7 游客滿意度對重游意愿的回歸系數(shù)表

可見，游客滿意度與重游意愿間具有較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)度，只有游客獲得滿意后，才可能會產(chǎn)生重游意愿及行為。結(jié)合偏回歸系數(shù)(0.786)可知，游客滿意度對重游意愿存在正向影響。由此認(rèn)為H4成立。

4.自變量、中介變量對因變量的回歸分。在考慮和中介變量游客滿意度的情況下，結(jié)合自變量景區(qū)形象、認(rèn)知態(tài)度和游客期望三個(gè)因素對因變量重游意愿進(jìn)行回歸分析，分析結(jié)果如下：根據(jù)上述回歸分析，可以看出在考慮到中介變量游客滿意度加入模型后，認(rèn)知態(tài)度對重游意愿的影響依然達(dá)到顯著水平，但對于沒有加入中介變量游客滿意度時(shí)，其相關(guān)系數(shù)有所下降但未完全消失，β值從0.465下降到0.183，表明游客滿意度在認(rèn)知態(tài)度對重游意愿起到部分中介作用?？紤]到中介變量游客滿意度加入模型后，景區(qū)形象、游客期望對重游意愿的影響變成無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為游客滿意度在景區(qū)形象、游客期望對重游意愿起到完全中介作用。

表8 3個(gè)自變量與游客滿意度對因變量的回歸系數(shù)表

四、結(jié)論與啟示

上文以開平碉樓與村落為例，運(yùn)用SPSS 22.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行多元回歸分析，探討了村落遺產(chǎn)地游客重游意愿影響因素及其作用機(jī)制。研究結(jié)果表明：

其一，認(rèn)知態(tài)度是村落遺產(chǎn)地游客重游意愿的直接影響因素。游客對村落遺產(chǎn)地的認(rèn)知越深刻、態(tài)度越積極，其重游意愿就會越強(qiáng)烈；若是游客對村落遺產(chǎn)地認(rèn)知較為淺顯、態(tài)度越消極，其重游意愿就會越弱。因此，開平碉樓與村落在進(jìn)行市場推廣或信息傳達(dá)時(shí)，要通過積極有效的宣傳，擴(kuò)大其社會影響力，重視社交媒體的線上線下評論，關(guān)注意見領(lǐng)袖的作用，加大人際之間正面口碑的宣傳力度，從而加深游客對該地的認(rèn)知，并形成積極的態(tài)度，這對于提升游客重游率具有重要的作用。

其二，景區(qū)形象和游客期望通過游客滿意度對村落遺產(chǎn)地游客重游意愿產(chǎn)生間接影響。景區(qū)形象越好，游客的滿意度越高，越容易產(chǎn)生重游意愿；相反，景區(qū)形象越差，游客的滿意度就會越低，重游意愿則不強(qiáng)。同樣地，當(dāng)游客的期望得到滿足，他們便會產(chǎn)生滿意感，進(jìn)而產(chǎn)生重游意愿；而當(dāng)游客的期望得不到滿足，他們的滿意度會降低，從而不再光顧。因此，開平碉樓與村落應(yīng)該重視景區(qū)形象的塑造，結(jié)合自身文化和生態(tài)特色，從自然環(huán)境、文化景觀、基礎(chǔ)設(shè)施、消費(fèi)環(huán)境和服務(wù)品質(zhì)等方面精心設(shè)計(jì)，打造良好的景區(qū)形象。另外，要深入挖掘景區(qū)的文化內(nèi)涵，保護(hù)原始淳樸的生態(tài)環(huán)境，設(shè)計(jì)參與體驗(yàn)式活動，盡全力滿足游客期望。

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[責(zé)任編輯 文 俊]

2016-11-02

本文為“國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(批準(zhǔn)號：71203162)、國家旅游局旅游業(yè)青年專家培養(yǎng)計(jì)劃資助項(xiàng)目(批準(zhǔn)號：TYETP201332-2)、廣東省高等學(xué)校優(yōu)秀青年教師培養(yǎng)計(jì)劃資助項(xiàng)目(批準(zhǔn)號：Yq2013158)、五邑大學(xué)青年科研基金項(xiàng)目(批準(zhǔn)號：2014sk07)部分成果。

熊莎莎(1985—)，女，湖北荊州人，武漢大學(xué)博士生，講師，主要從事旅游市場營銷、品牌管理研究。

F590.65

A

1009-1513(2017)02-0001-07