汪嘉昱，梁 越，何 莉，唐 勇※

（1.成都理工大學(xué) 旅游與城鄉(xiāng)規(guī)劃學(xué)院，四川 成都 610059；2.固始縣文化廣電和旅游局，河南 固始 465200）

成都不僅是“美食之都”，還是川菜重要傳承地——“食在中國，味在成都”[1-3]。如果說川菜具有“一菜一格，百菜百味”的特點，那么成都美食則具有“麻辣鮮香，色味俱佳”的典型特征[2]?！百嚋珗A”“龍抄手”等為代表的中華老字號在寬窄巷子、水井坊等歷史街區(qū)云集，吸引了眾多美食旅游者[4]。然而，美食旅游者為什么對成都地方特色美食趨之若鶩，又能夠?qū)⑵鋭澐譃槟男╊愋?，是美食旅游研究需要探究的重要基礎(chǔ)性科學(xué)問題[5,10,12]。

美食旅游研究熱點涉及美食旅游動機、美食旅游概念、美食感知、美食開發(fā)等多個方面[6-10]，尤以美食旅游動機研究為代表[11-16]。例如，沈玉清、Mckercher 等認為，品嘗美食是誘發(fā)旅游行為的重要特殊動因。Hall、Santich 強調(diào)食物及相關(guān)消費動機在美食旅游中的中心地位。Fields 則認為生理、文化、人際交往、聲望是人們參與美食旅游的主要動機。Smith 等進一步發(fā)現(xiàn)品嘗美食、活動的新穎性、社會交往是美食旅游主要動機，且美食產(chǎn)品和服務(wù)設(shè)施會顯著影響滿意度。一方面，從感知與滿意度等角度對美食與旅游動機的關(guān)聯(lián)性問題做了較多有益探索[19-20]。例如，王輝等在美食感知形象與游客體驗滿意度的多元回歸中將在廣州的外地游客劃分為不同類型。另一方面，基于動機、感知、行為等變量對美食旅游者類型的研究是重要的問題域[17-19]。例如，Boyne 等以美食在旅游活動中的重要性感知評價對美食旅游者類型予以細分；Kim 等從推力與拉力因素方面劃分不同美食旅游者的類型。除廣州、南京等中國美食城市的實證研究成果外，吳潔瑩、楊春華等對成都美食旅游目的地形象及其與相關(guān)感知行為變量認知結(jié)構(gòu)關(guān)系的探索為旅游者聚類問題提供了思考空間。

有鑒于此，設(shè)計全新量表，以成都歷史街區(qū)國內(nèi)美食旅游者為調(diào)研對象，揭示美食動機、態(tài)度與滿意度特征，特別是基于動機的美食旅游者聚類及其差異性特征。通過揭示成都歷史街區(qū)美食旅游者類型及其差異，有望為四川省打造以成都為中心的世界美食旅游目的地提供決策參考。

一、研究設(shè)計

（一）問卷設(shè)計

借鑒前人有關(guān)美食旅游研究成果，以成都歷史街區(qū)美食旅游者為調(diào)研對象，設(shè)計自填式半封閉結(jié)構(gòu)化問卷[21-23]。依照美食態(tài)度、動機、滿意度3 個維度，設(shè)計了17 個問題（如表1 所示）。引導(dǎo)性問題是“你如何看待成都美食？你品嘗成都美食的原因是？你對成都美食的感受是？”其中，美食動機包括12 個測試項，代表性問題如：“我品嘗到了正宗的成都味道”；“我愿意向他人推薦成都美食”美食態(tài)度含3 個測試項，代表性問題如：“我對成都美食非常了解”。美食滿意度含2 個測試項，代表性問題：“我非常希望再次品嘗成都美食”。新增問題：“我品嘗到了正宗的成都味道”；“我非常希望再次品嘗成都美食”。

表1 旅游者美食感知測試項

（二）數(shù)據(jù)處理

使用社會科學(xué)統(tǒng)計軟件包（IBM SPSS Statistics 25.0）作為定量數(shù)據(jù)分析工具。首先運用KMO 檢驗值和Bartlett 球形檢驗值（KMO and Bartlett's Test）探測美食動機變量是否適合做因子分析；其次使用主成份因子分析（Principal Component Analysis）對數(shù)據(jù)進行降維處理；第三是采用逐步聚類分析（K-Means Cluster Analysis）揭示實驗數(shù)據(jù)聚類分組特征；第四是采用單因素方差分析（one-way ANOVA），檢驗測試人群是否存在顯著差異。

（三）數(shù)據(jù)搜集

數(shù)據(jù)獲取主要通過問卷調(diào)查，調(diào)研地點包括文殊院、水井坊等成都歷史街區(qū)地域特色美食富集的區(qū)域。采用便利抽樣（Convenience Sampling）選取到成都歷史街區(qū)旅游的外地游客作為調(diào)研對象。調(diào)研分為兩階段，預(yù)調(diào)研階段投放網(wǎng)絡(luò)問卷163 份，有效問卷110 份；正式調(diào)研階段再次投放208 份，有效問卷194 份。兩階段共發(fā)放問卷371 份，有效問卷304 份，有效率81.94%。問卷總體一致性系數(shù)為0.837（a＞0.5），有良好同質(zhì)穩(wěn)定性（表2）。

表2 美食旅游受訪對象人口學(xué)特征

樣本含不同性別、年齡層次、文化程度、常住地、職業(yè)等信息，隨機性強，數(shù)據(jù)可靠。女性（52%）略多于男性（44.4%），多集中于18-44歲年齡段的青年群體（56.3%），大多接受過高等教育，其中大專及以上學(xué)歷者占85.9%。全職工作者（42.1%）比重較大，其次是學(xué)生群體（38.2%）。常住地集中在省外（86.5%）。

二、研究結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計分析

17 個測試項及其均值（M=3.86）大于5 分制量表中值（M=3.0）（表3）。由此說明大多數(shù)調(diào)研對象對于成都歷史街區(qū)的地域特色美食評分較高。以中值（M=3.0）作為參考指標(biāo)，將美食態(tài)度、動機與滿意度進行分段描述。其中，以“我對成都美食非常感興趣（M=3.98）”為代表的美食態(tài)度3 個問題指標(biāo)均大于中值，所以美食態(tài)度感知較為積極。其次，將美食動機以中值指標(biāo)劃分為兩段，除“與我日常飲食差異較大（M=2.85）”小于3 分，其他測試項均大于3 分，說明成都美食綜合服務(wù)整體較好，美食多元化建設(shè)有待增強。最后，滿意度測試項均大于3 分，表明調(diào)研對象對成都美食整體評價趨于正面。

表3 調(diào)研對象成都美食旅游感知均值排序

（二）主成份因子分析

KMO 檢驗值（0.903）在0.5～1.0 之間，Bartlett球形檢驗值（χ2=2562.822,df=136,p＜0.001），表明適合做主成份因子分析（Principal Component Analysis）。使用Kaiser 標(biāo)準化正交旋轉(zhuǎn)（Varimax with Kaiser Normalization），經(jīng)4 次迭代后收斂，提取出3 個主成分因子，累計解釋方差比例為60.447%，數(shù)據(jù)可靠、一致性強（0.902 ＞a ＞0.717）（表4）。

表4 美食主成份因子分析旋轉(zhuǎn)成份矩陣

第一個公因子在“愿意向他人推薦成都美食”“愿意分享成都美食的感受和體會”等4 項變量上載荷較高，體現(xiàn)了調(diào)研對象對美食的社交動機，包含情感、體驗等方面，故將其命名為“社交動機”(Factor 1)；第二個公因子包含“很高興品嘗地道的特色美食”“品嘗到了地道的成都美食”等3 項變量，反映了調(diào)研對象對美食的品味興趣，故命名為“品味動機”(Factor 2)；第三個公因子涉及“與我家鄉(xiāng)菜味道差異較大”“與我日常飲食差異較大”2 項變量，偏重美食地域文化差異(Hernández,et al,2007;Manzo,2003)，故命名為“嘗鮮動機”(Factor 3)?！笆刮覍Τ啥嘉幕辛艘恍┝私狻薄案惺艿降赜蛭幕鄻有浴薄捌穱L成都美食讓我感到新奇”3 項因載荷低于0.6 而被刪除。

（三）聚類分析

采用逐步聚類分析（K-Means Cluster Analysis）對3 個主成份因子（社交動機、品味動機、嘗鮮動機）進行聚類。聚類數(shù)（Number of Clusters）指定為3 類，美食案例數(shù)共計304 個，有效案例304 個。經(jīng)10 次迭代，130 個案例聚到第一類；108 個案例聚到第二類；66 個案例聚到第三類。參與聚類的3個變量能夠很好的區(qū)分各類，且類間差異較大（表5）。

表5 美食主成份因子逐步聚類分析

第一類受訪對象在美食社交與品味動機的認知上較為顯著，在美食嘗鮮上不顯著。由此，將此類人群命名為“社交品味型”，即對成都歷史街區(qū)美食具有較強社交與品味并有較弱嘗鮮體驗者。第二類受訪對象在美食社交的認知上高度顯著，在美食嘗鮮上弱顯著，但在美食品味上不顯著。由此，將此類人群命名為“社交動機型”，即對成都歷史街區(qū)美食具有強烈社交動機感受者。第三類受訪對象僅在嘗鮮動機上弱顯著，而在美食社交與品味動機上均不顯著，由此命名為“微弱嘗鮮型”，即對成都歷史街區(qū)美食具有微弱嘗鮮興趣者。

（四）單因素方差分析

方差齊性Levene 檢驗表明：“我對成都美食非常了解”“我非常希望再次品嘗成都美食”的Levene 統(tǒng)計量分別是3.080、3.227，顯著性概率Sig 分別為0.047、0.041，可認為方差不齊（P＜0.05），故使用Tukey 可靠顯著差異法做多重比較檢驗。相較而言，“我對成都美食非常感興趣”“影響了我對成都旅游的評價”“我非常喜歡成都美食”的Levene 統(tǒng)計量分別是2.054、2.136、0.348，顯著性概率Sig 分別為0.130、0.120、0.706，可認為方差齊（P＞0.05），故使用LSD最小顯著差異法做多重比較檢驗。

采用單樣本K-S 檢驗，比較3 類人群及5 項美食態(tài)度觀測值的累計分布函數(shù)是否屬于指定的正態(tài)分布。結(jié)果表明，5 個測試項雙側(cè)漸進顯著水平（Asym.sig.）均小于0.05（P＜0.05）,不服從正態(tài)分布，且每組的樣本量大于15 個，即單因素方差分析結(jié)果可信。單因素方差分析測試表明：“我對成都美食非常了解”（F=10.249，P=0.000）、“我對成都美食非常感興趣”（F=17.913，P=0.000）、“影響了我對成都旅游的評價”（F=10.077，P=0.000）、“我非常喜歡成都美食”（F=42.721，P=0.000）、“我非常希望再次品嘗成都美食”（F=38.445，P=0.000）這5 個測試項存在明顯的組間差異（P＜0.05），故認為社交品味型、社交動機型、微弱嘗鮮型人群在上述5 個測試項上在美食態(tài)度與滿意度上存在明顯差異（表6）。

表6 單因素方差分析

三、結(jié)論與討論

成都歷史街區(qū)作為飲食文化的重要傳承地，對美食旅游發(fā)展具有特殊意義，也為美食旅游者聚類研究提供了重要契機[3-4,24]。通過測量美食動機、態(tài)度與滿意度特征，探索基于動機的美食旅游者聚類及其差異性特征，取得如下認識：

首先，調(diào)研對象對成都歷史街區(qū)美食體驗的感知評價趨于正面（M=3.86），超過80%的受訪對象選擇“我非常希望再次品嘗成都美食（M=4.26）”。其中“我對成都美食非常感興趣（M=3.98）”等處于第一分值段的測試項均與美食態(tài)度有關(guān)，更多地體現(xiàn)了自我與美食之間的情感聯(lián)系。相較而言，“我喜歡和家人朋友一起品嘗成都美食（M=4.31）”等處于第二分值段的測試項均與美食動機、文化背景等有關(guān)，更為直觀地展現(xiàn)了美食興趣、社會文化與個人之間關(guān)系的變化。頗感遺憾的是，“與我家鄉(xiāng)菜味道差異較大（M=3.08）”作為能直觀反應(yīng)出美食差異程度的測試項，其均值得分排名倒數(shù)第一。

其次，“社交動機”“品味動機”“嘗鮮動機”3項美食旅游公因子逐步聚類為“社交品味型”“社交動機型”“微弱嘗鮮型”3 類人群。他們對于成都美食的態(tài)度和滿意度存在明顯差異。例如，“微弱嘗鮮型”多為女性，其美食態(tài)度與美食滿意度評價值相對較低。一方面，調(diào)研對象的選擇偏好、慣常居住環(huán)境等因素在何種程度上造成了此種差異性評價是需要進一步探討的問題[19]；另一方面，基于美食旅游者的差異性特征，彰顯成都美食特色，避免地域特色美食“同質(zhì)化”問題，是美食旅游目的地建設(shè)需要關(guān)注的重要著力點[25-28]。

綜上，設(shè)計全新量表揭示美食動機、態(tài)度與滿意度特征，特別是基于動機的美食旅游者聚類及其差異性特征，形成了與網(wǎng)絡(luò)文本分析等質(zhì)性研究的參照性結(jié)論[29-32]，有望為四川省打造以成都為中心的世界美食旅游目的地提供決策參考。由于量表中未將美食偏好因素納入測量范圍，特別是研究視野、樣本數(shù)量等方面的限制，致結(jié)論有待進一步探討。調(diào)研對象的地域性差異在何種程度上對美食態(tài)度、動機、滿意度產(chǎn)生影響也是值得關(guān)注的重要問題。