洛陽重渡溝游客旅游動機及其滿意度差異研究

周園園

(鄭州大學旅游管理學院，河南鄭州450052)

旅游動機就是促使人們離開居住地外出旅游的內在驅動力，收入水平、休暇時間、生活環境和旅游欲望是產生旅游動機的基本條件［1］．Tolman(1932)將驅力理論和期待價值理論結合起來，認為動機可以分為內在動機(推的因素)和外在動機(拉的因素)兩個方面．在此基礎之上，Dann(1977)提出了旅游動機的“推—拉”理論，該理論對旅游動機的研究產生了較大影響．ISO-Aahol(1982)提出了更為理論化的旅游驅動力社會心理模型，該模型認為旅游動機來源于逃逸日常環境和逐求心理回報這兩個方面，既受個人環境影響，亦受人際環境的影響［2］．旅游動機是現代旅游研究的熱點命題，是研究游客出游行為的重要工具．目前，已有不少研究結合案例對旅游動機加以分析，并且滿意度調查在國內很多城市都定期展開．

1 游客滿意度的相關研究

游客滿意度是測度旅游地服務水平的重要指標，能夠體現游客在旅游地體驗質量的高低．國外學者從20世紀70年代就開始了游客滿意度方面的研究．Pizam等對美國鱈魚角的游客滿意度調查和探索性分析為該領域研究奠定了基礎［3］．由于服務質量管理和顧客滿意度研究的推動，學者們相繼開展了大量的游客滿意理論研究，并將其應用于相關的游憩或旅游服務質量管理實踐［4］．Akama等運用Parasuraman的SERVQUAL模型對肯尼亞Tsavo West國家公園的游客滿意度進行測度和服務質量分析［5］．國內對游客滿意度的研究晚于國外，主要是對旅游者感知、旅游總體滿意度、旅游忠誠度、旅游地重游等之間的關系進行研究［6-7］．同時也有學者從系統論的角度對旅游滿意度進行研究．代表性成果有:馬耀峰等從旅游六要素的角度對西安外國游客服務質量滿意度進行了研究，構建了旅游景區游客滿意度測評體系．也有學者建立了游客滿意度的相關模型，游客滿意度模型研究比較零散，學者們多從期望差異模型、感知質量、感知價值、旅游地形象、旅游動機等方面來探討各個變量之間的因果關系，利用結構方程模型系統探討游客滿意度因果關系的研究．從旅游動機的基礎上，對游客進行分類，再者進行游客滿意度的研究較少．本文對重渡溝游客的旅游動機和游客滿意度進行問卷調查，探討不同類型游客在滿意度上的差異，為提高洛陽重渡溝景區的游客滿意度提供借鑒．

2 研究設計與數據分析

2．1 研究設計

選取河南洛陽欒川重渡溝景區的游客為研究對象，問卷分為三個部分:第一部分是對重渡溝游客旅游動機的測量，該部分量表是在參考“推—拉”理論、“逃避—尋求“理論的基礎上，并結合重渡溝的實際情況進行制定，每個題項采用李克特5點量表第二部分是對游客滿意度的測量．第三部分主要是從人口統計特征上進行了解．數據收集時間是2013年10月份，總共發放300份問卷，剔除無效問卷10份，成功獲得有效問卷288份，有效率為96%．問卷發放的回收情況及問卷的有效性較為理想，本次調查研究結果具有較高的真實性和可信度．

2．2 數據分析

采用spss21．0對所收集的數據進行處理，計算得到本研究的KMO值為0．727，Bartlett球形檢驗值為2 299．413，在0．05的顯著性水平上達到了顯著(Sig=0．000)，可見這20個指標之間存在相關關系，適合進行因子分析(見表1)．采用主成分提取法和方差最大化正交旋轉法進行了探索性因子分析．由特征值大于1的標準提取6個公因子，累計方差貢獻率為67．306%．

表1 旅游動機變量KMO和Bartlett檢驗

根據旋轉后的因子載荷以及各公因子所含變量的共性對因子進行命名(見表2)．第一個因子命名為“健康動機”，第二個因子命名為“休閑動機”，第三個因子命名為“新奇動機”，第四個因子命名為“交流體驗動機”，第五個因子命名為“聲譽動機”，第六個因子命名為“觀光游覽動機”．利用6個旅游動機因子對樣本游客進行聚類分析，6個旅游動機因子的指標值以每個因子所包含觀測變量值的平均數代替．采用快速聚類法選取3類較為合理．表3給出了不同類型游客各自的旅游動機均值．(1)樣本游客可以分成3種類型，第三類游客在健康動機，交流體驗動機，休閑娛樂動機新奇動機上的變量均值較高．第二類游客在健康動機變量上的均值較小，休閑娛樂動機，交流體驗動機，新奇動機上的變量均值較高．第一類型游客在各動機因子的均值都顯得較小，但是在觀光游覽動機因子上的均值較高;(2)3種類型游客的休閑娛樂動動機均值都比較大，在聲譽動機上的均值都比較小;(3)三類游客普遍的動機是休閑娛樂動機，表明重渡溝旅游的游客的主要目的是欣賞、觀光、游覽重渡溝景區，也表明觀光資源是重渡溝的核心資源．將聚類所得的3種類型游客分別命名為觀光主導型游客(類型1)、綜合型游客(類型2)和娛樂消遣主導型游客(類型3)．其中觀光主導型游客有92人，占31．94%，綜合型游客為94人，占32．64%，而度假主導型游客為102人，占35．41%．

表2 旅游動機變量因子分析結果

續表2

表3 不同類型游客的旅游動機均值

3 游客的滿意度及差異分析

游客滿意度的變量主要有3類．(1)要素滿意和期望變量包括旅游服務、旅游基礎設施、可進入性、景觀質量4個因子;(2)總體滿意變量包括總體滿意、期望滿意2個因子;(3)游客忠誠變量包括重游意向和推薦意向2個因子．

3．1 三類游客的要素滿意變量差異分析

首先利用方差齊次性檢驗對不同類型游客要素滿意變量進行分析，結果顯示:8個游客變量因子的方差齊次的顯著性概率都大于0．05，說明具有方差齊次性，可以進行事后檢驗．然后是不同旅游動機類型游客的均值和組間差異顯著性結果(見表4)．可以看出:要素滿意8個變量在不同動機類型的游客間均具有顯著差異．娛樂消遣主導型游客組變量均值顯著大于其他兩類游客，即娛樂消遣主導型游客對重渡溝景區各要素的滿意程度比觀光主導型和綜合型游客高;觀光主導型游客和綜合型游客對重渡溝景區各要素的滿意程度相差小．

3．2 三類游客在游客總體滿意變量上的差異分析

首先利用方差齊次性檢驗對于總體滿意進行變量分析，結果顯示:3個因子的檢驗顯著性概率都小于0．05．因此，對游客滿意的3個因子采用Tamhane T2法進行事后檢驗．從不同旅游動機類型游客的均值和組間差異顯著性情況上(見表4)．游客總體滿意的3個因子上均存在顯著差異．進行進一步事后檢驗的結果顯示，娛樂消遣主導型游客的變量均值顯著高于其他兩類游客;觀光主導型游客和綜合型游客對重渡溝景區各要素的滿意程度相差小．

表4 三種類型游客滿意變量方差分析結果

3．3 三類游客在游客忠誠變量上的差異分析

利用方差齊次性檢驗對游客忠誠變量進行分析，忠誠變量的檢驗顯著性概率都小于0．05，而推薦意向的檢驗顯著性概率大于0．05．因此，采用Tamhane T2法進行事后檢驗后可以看出:不同動機類型游客在游客忠誠的2個因子上均存在顯著差異．結果顯示，在游客忠誠方面，娛樂消遣主導型游客的變量均值也顯著高于其他兩類游客，而觀光主導型游客和綜合型游客間在各個方面并不存在顯著差異，但是觀光主導型游客的滿意程度低于綜合型游客．

4 結語

大力宣傳重渡溝景區，并且對于游客的投訴進行快速處理，以此來提高游客的滿意度是重渡溝景區的當務之急．娛樂消遣主導型游客在滿意度水平方面顯著高于觀光主導型游客和綜合型游客，忠誠度也優于其他兩類游客．這一結論給我們的啟示是:對于具有發展度假旅游條件的景區而言，開發娛樂消遣旅游客源市場不僅能夠塑造積極的旅游地形象，而且可以培育一定的忠誠游客．

［1］ 謝彥君．基礎旅游學［M］．北京:中國旅游出版社，2004．

［2］ Sari．ll．Emine，Huang Rong．Benefits segmentation of visitors to Latin America［J］．Journal of Travel Research，2005，43(3):277-293．

［3］ Pizam，A．Neuman，Y．and Reichel，A．Dimensions of tourist satisfac-tion with a destination area ［J］．Annals of Tourism Research，1978，5(2):314-322．

［4］ 張言慶．基于旅游動機的游客滿意度差異研究［J］．旅游論壇，2011(4)2:24．

［5］ Akama J S，Kieti DM．Measuring tourist satisfaction with Kenya＇s wildlife safari:A case study of tsavo West National Park［J］．tourism Management，2003，24(1):73-81．

［6］ 馬秋芳，楊新軍，康俊香．傳統旅游城市入境游客滿意度評價及其期望感知特征差異分析-以西安歐美游客為例［J］．旅游學刊，2006(2):30-35．

［7］ 汪 俠，梅 虎．旅游地顧客忠誠模型及實證研究［J］．旅游學刊，2006(10):33-38．