基于游客感知價值的生態旅游景區游客忠誠形成機制研究
——以西溪國家濕地公園為例

趙 磊,吳文智,李 健,吳 媛

1 浙江工業大學經貿管理學院,杭州 310023 2 華東師范大學工商管理學院,上海 200062 3 浙江農林大學旅游與健康學院,杭州 311300

當前階段,中國社會轉型進入工業化中后期,伴隨著人均可支配收入不斷提高,人們的旅游消費意識也逐漸開始轉變,人們渴望回歸自然、返璞歸真的本真訴求愈發強烈,因而時下傳統的大眾觀光旅游已無法切實滿足規模客源市場對旅游產品核心體驗的高層追求。與此同時,生態旅游因其能夠直接滿足人們對“天人合一”這一最淳樸內在旅游訴求的追尋,尤其是生態旅游所蘊含的顯著生態體驗功能、知識教育功能和環境價值功能,進而受到客源市場的不斷青睞。特別地,生態旅游景區因生態旅游資源的價值稀缺性和不可再生性,決定了其開發模式不應盲目落入資源初級開發的同質化建設窠臼,而是應通過積極為旅游消費者創造核心價值,提升其旅游體驗效用,從而培育對景區具有忠誠度的游客以獲取未來長期的游客價值作為增強生態旅游景區市場競爭優勢的根本來源。

20世紀90年代,隨著顧客價值理論被逐漸引入到旅游學領域,進而延伸出游客感知價值的概念,并得到了國內外旅游學術界的普遍關注[1]。按照顧客忠誠理論,顧客價值和顧客滿意作為決定顧客品牌忠誠的重要前置變量,已成為探究顧客忠誠驅動因素所不可忽視的核心內容。這在當前生態旅游景區面臨游客與日俱增的壓力背景下,為揭示生態旅游景區游客忠誠形成機制提供了重要的理論基礎,不僅為生態旅游景區進行科學的游客管理提供了新的認識路徑,而且對于生態旅游景區提升可持續性發展質量具有現實意義。

盡管對于旅游景區游客忠誠的相關研究早已有之,但針對某一特定類型生態旅游景區游客忠誠的研究則相對匱乏,這是因為在不同旅游活動場所情境下,由于游客感知價值不僅具有共同的價值內涵,更重要的是,亦還因旅游活動類型的不同而呈現出某些獨特價值,由此也決定了不同類型生態旅游景區游客忠誠形成機制的差異性。鑒于此,本文選擇我國首批以濕地生態為核心資源特色的國家AAAAA級景區——西溪國家濕地公園作為典型的生態旅游景區研究對象,首先構建西溪國家濕地公園游客感知價值的多維因子結構,并將其作為探究生態旅游景區游客忠誠的重要前置變量,同時引入游客滿意因素作為中介變量,再通過結構方程模型分析來實證檢驗并揭示生態旅游景區游客忠誠的形成機制。

1 文獻回顧與研究假設

1.1 生態旅游景區游客感知價值內涵

游客感知價值的概念界定主要是基于營銷學領域對顧客價值的內涵闡述,而顧客價值則被認為是吸引和保留顧客的戰略武器,是服務供應商成功的一個非常顯著的因素[2]。Dodds 等[3]首先將顧客價值理解為某一產品給予(give)和得到(get)間的權衡。比較具有代表性的觀點當屬Zeithaml的論述[4],其將顧客價值定義為顧客根據對產品或服務的利益所得與成本付出進行對比后而對產品或服務整體效用做出的總體評價,“所得”與“所失”之間差距越大,說明顧客價值越大,即產品或服務對顧客越有價值。現階段,對于顧客價值的理解主要來自于兩個視角：其一,“得失對比說”;其二,“效用評價說”。前者指的是顧客購買某一產品或服務時,其所得與所失進行對比后意識到的基本結果;后者指的是顧客購買某一產品或服務所感知到的所得與所失進行比較后而對該種產品或服務效用做出的總體評價。兩種視角進行對比,顯然“效用評價說”更能清晰而深刻地傳遞出顧客購買產品或服務的價值訴求。

基于此,文獻中對游客感知價值內涵的界定基本參照于顧客感知價值,而顧客感知價值主要指的是顧客對產品或服務感知的價值。游客感知價值的概念界定在繼續沿用顧客價值的內容體系基礎之上,同時融入游客對旅游產品或服務的特殊偏好訴求,從而構成對游客感知價值概念的基本判斷。基于對顧客感知價值定義的“效用評價說”,生態旅游景區游客感知價值是指旅游者在生態旅游景區完成一次完整的生態旅游活動時所能感知到的總體利益(感知利得)與其在購買該生態旅游景區的產品或服務時所付出的總成本(感知利失)進行比較權衡后而對旅游景區提供的生態旅游產品或服務體驗效用做出的總體評價。

1.2 生態旅游景區游客感知價值維度

Jamal等[5]以社區家庭旅游為研究對象,主要對游客感知價值的功能和體驗方面進行檢驗,并將其分為游客感知價值的五個簡單維度：功能價值(設施)、功能價值(價格)、體驗價值(主客互動)、體驗價值(活動、文化和知識)和情感價值,結果顯示功能、體驗和情感因素是社區家庭旅游者感知價值的重要因素,政府和供應商應重視這些價值維度,進而提升游客的整體價值。Yi等[6]探討了亞洲郵輪旅客旅游體驗的感知價值及其對滿意度和行為意向的影響,為了衡量亞洲旅客的多維感知價值,采用認知-情感感知價值模型,統計結果表明,亞洲郵輪旅客有4個子維度的認知感知價值：“設施”、“食品和餐飲”、“娛樂”和“員工”。此外,郵輪旅游體驗的感知價值會影響旅游滿意度和旅游者的行為意向。王莉等[7]以西溪/溱湖為例,重點檢驗了濕地生態公園游客感知價值量表,并通過探索性和驗證性因子分析,得到濕地公園游客感知價值的6個維度：環境價值、特色價值、服務價值、管理價值、知識教育價值和成本價值。一方面,根據既有研究關于旅游企業顧客感知價值的多維度測量;另一方面,結合在濕地生態旅游情境中生態游客感知價值所可能具有的獨特價值內涵,提出如下假設：

H1a：服務價值是生態旅游景區游客感知價值的一個維度。

H1b：認知價值是生態旅游景區游客感知價值的一個維度。

H1c：情感價值是生態旅游景區游客感知價值的一個維度。

H1d：特色價值是生態旅游景區游客感知價值的一個維度。

H1e：環境價值是生態旅游景區游客感知價值的一個維度。

H1f：成本價值是生態旅游景區游客感知價值的一個維度。

H1g：管理價值是生態旅游景區游客感知價值的一個維度。

H1h：信任價值是生態旅游景區游客感知價值的一個維度。

1.3 生態旅游景區游客感知價值對游客忠誠的影響

根據顧客忠誠理論,顧客感知價值是決定顧客對企業產品和服務忠誠的最重要的決定性前置變量[8],進而體現出顧客感知價值是顧客忠誠形成機制的直接驅動因素的論點。實際上,生態旅游景區是否可以始終獲取市場競爭優勢以保持可持續性發展,本質就在于是否能夠持續培育和贏得對生態旅游景區具有忠誠度的游客。國外對目的地游客忠誠概念的研究肇始于20世紀90年代,分別可從游客的態度和行為忠誠兩方面考慮,并得到了Backman等的認同[9],指出行為層面的忠誠主要指游客在旅游景區內所發生的旅游活動參與、旅游設施使用與旅游服務享受的頻次,反映出游客多次參與旅游消費過程的一致性;態度層面的忠誠則是指游客對旅游景區所提供的產品在情感上的旅游需求選擇偏好。Petrick[10]以休閑度假旅游者為研究對象,實證發現游客感知價值對其重游意向具有顯著的正向影響力。Lee等[11]也指出,游客感知價值對重游意向也具有顯著的預測功能。基于上述理論,游客因在生態旅游景區旅游產品和服務消費過程中所獲得了預期體驗效用而產生的較高感知價值是驅動其對生態旅游景區產生忠誠的前提條件。因此,提出如下假設：

H2：游客感知價值對生態旅游景區游客忠誠具有顯著正向影響。

1.4 生態旅游景區游客滿意的中介作用

顧客滿意是顧客對產品或服務累積性的購買經驗評價[12]。當顧客對某一產品或服務滿意時,就會傾向于重復或再次購買,這將會導致一種顧客的連續行為[13]。Oh[14]研究表明,顧客感知價值是顧客滿意和重購意愿的一個直接前因。顧客價值是顧客滿意、行為意向和顧客忠誠的前因變量[15-16]。在游客忠誠驅動因素方面,游客滿意被認為是游客重游和口碑推薦的決定因素,游客滿意對游客忠誠具有積極影響[17]。游客較高的感知服務質量對游客滿意具有關鍵影響,并決定了游客是否重游和具有推薦意愿[18]。Chi等[19]通過實證檢驗發現,游客感知價值通過滿意度的中介作用對目的地游客忠誠具有間接積極影響。綜上,提出如下假設：

H3a：游客感知價值對生態旅游景區游客滿意具有顯著正向影響。

H3b：游客滿意對生態旅游景區游客忠誠具有顯著正向影響。

顧客忠誠理論為以上研究假設的設置提供了理論支持[20]。根據上述理論,當游客為了獲得生態旅游產品和服務所付出綜合類消費成本以后,如果預期生態旅游凈效用為正,即游客對生態旅游景區所提供的產品和服務的質量感知相較成本感知要高,那么游客對該次生態旅游景區內的旅游活動即會產生主觀的滿意評價,游客經過與生態旅游景區進行多次關系互動,則根據其在生態旅游景區內的歷史旅游消費經驗做出累積性的滿意評價以后,游客對生態旅游景區的忠誠度便會開始培育,以致逐漸增強。因此,本文擬檢驗上述理論假設,以西溪國家濕地公園為例,從游客感知多維價值視角,揭示生態旅游景區游客忠誠的形成機制。同時,基于上述理論關系假設,構建基礎理論模型(圖1)。

圖1 理論模型Fig.1 Theoretical model

2 研究方法

2.1 樣本選擇與數據收集

本研究以位于杭州市西部地區的西溪國家濕地公園為例,并以調查期間在西溪國家濕地公園內從事參觀、游覽等生態旅游活動的游客為目標調研群體。調查時間為2016年4月22日至5月15日期間的周五、雙休日和五一假期,原因在于該時間段恰逢西溪濕地公園旅游旺季。

西溪濕地是中國第一個國家濕地公園,濕地公園總面積約為11.5 km2,是一個較為罕見稀少的集城市濕地、文化濕地、農耕濕地于一體的濕地公園,屬于次生自然濕地。調查地點選在西溪國家濕地洪園、高莊和周家村主入口處,主要采用隨機攔截式抽樣和現場填寫回收的方式獲取調研樣本。為了提高被調研游客接受調查的積極性,以確保所獲取樣本較高的有效率,被調研游客會被贈送1份西溪國家濕地公園旅游紀念品以示感謝。本次調查共發放問卷350份,收回330份,剔除部分嚴重缺失和隨意填寫問卷,最終獲得有效問卷302份,有效率為86.28%。

對調研樣本進行描述性數據統計分析(表1),有效樣本的人口統計學特征和旅游行為偏好特征為：從性別來看,女性游客群體占比(52.0%)要高于男性(48.0%);關于被調研游客群體的教育結構,具有本科及以上學歷的游客群體占比最高,為68.9%,進而說明具有較高學歷和專門知識的游客群體相對更為偏好濕地公園生態旅游活動;在收入結構中,月收入4500元以下游客群體占比為57.6%,說明中等收入偏下人群也表現出較為強烈的濕地公園生態旅游需求;關于職業背景,學生群體占比最高,為29.5%,反映出濕地公園生態旅游的教育功能;在年齡結構中,18—35歲年齡段游客群體占比最高,為39.1%,說明青年游客群體對濕地公園生態旅游較為偏好。

表1 描述性統計結果

2.2 變量測量

游客感知價值：該變量作為一個二階因子結構,共內涵8個一階構念。其中,游客服務價值的測量題項來源于Sweeney等的量表[21],共4個題項,如：“西溪國家濕地公園內服務人員對我態度都很友善、熱情和耐心”。游客認知價值的測量題項來源于Sheth等的量表[22],共3個題項,如：“我可以了解西溪國家濕地公園生態科普知識,以增強環境保護意識”。游客情感價值的測量題項來源于馬凌等的量表[23],共2個題項,如“通過參與此次西溪國家濕地生態旅游,使我很好地釋放了工作和生活壓力”。游客特色價值的測量題項來源于魏遐等的量表[24],共3個題項,如“對我而言,西溪國家濕地公園內景觀建筑、活動、游覽方式很有特色”。游客環境價值的測量題項來源于王莉等的量表[7],共3個題項,如“西溪國家濕地公園內氣候、水、空氣等自然條件優越,讓我感覺舒服”。游客成本價值來源于Chen等的量表[25],共3個題項,如“我認為這次西溪國家濕地公園生態旅游花費財務成本是值得的”。游客管理價值來源于王莉等的量表[7],共3個題項,如“我認為西溪國家濕地公園管理有序,排隊等候時間可以接受”。游客信任價值來源于魏遐等的量表[24],共2個題項,如“西溪國家濕地公園內服務人員能及時向我提供所需的服務”。在本文中,游客感知價值二階因子結構中,上述8個一階構念測量結果的Cronbach′s α系數依次為0.892、0.845、0.873、0.758、0.880、0.879、0.848、0.789,游客感知價值量表的整體Cronbach′s α系數為0.944。游客滿意：采用由Chi和Qu所開發的游客忠誠測量量表[26],共4個題項,如“我對在西溪國家濕地公園的旅游經歷感到滿意”。在本文中,該量表測量結果的Cronbach′s α系數為0.883。游客忠誠：采用由Mechinda等[27]所開發的游客忠誠測量量表,共4個題項,如“我會推薦其他人到西溪國家濕地公園內進行生態旅游”。在本文中,該量表測量結果的Cronbach′s α系數為0.825。本文中所有測量題項均采用Likert 5點量表,1為“非常不同意”,5為“非常同意”。

2.3 數據分析

本文采用SPSS 19.0和Amos 21.0統計軟件對理論模型進行實證檢驗。具體做法為：首先,采用SPSS 19.0檢驗各構念維度的內部一致性,以考察問卷量表的穩定性。然后,采用Amos 21.0對測量模型中所涉及變量進行驗證性因子分析(confirmatory factor analysis, CFA),以考察測量模型的共軛效度。最后,再對理論模型進行結構方程模型(SEM)擬合,以實證檢驗理論模型中變量之間的路徑關系。需要指出的是,本文是對魏遐等[24]和王莉等[25]研究的深入推進,上述兩者的研究貢獻在于共同以西溪國家濕地公園為例,分別開發了濕地公園游客體驗價值量表和游客感知價值量表,進而通過實證檢驗識別出濕地公園游客體驗和感知價值區別于其他類型生態旅游者的差異性,而本文在兩者研究基礎上,首先構建出濕地公園游客感知價值的二階因子結構,并以此作為前置變量,以探討濕地類生態旅游景區游客忠誠的形成機制。

3 實證分析

3.1 共同方法偏差檢驗

由于本文采用問卷調查法獲取調研數據,并且始終由同一被試提供調查信息,盡管是匿名填寫調查問卷,但考慮到所有測量題項均來源于同一份問卷,故仍不符合問卷量化分析之前需控制共同方法偏差(common method bias, CMB)的規范要求,所以應首先對調研數據進行共同方法偏差檢驗。為此,本文采用Harman單因子檢驗法,即對全部測量題項進行未旋轉的因子分析,若未出現單個因子解釋絕大部分變異的結果,則判定不存在共同方法偏差[28]。本文依照上述做法操作,結果顯示第一個主成分解釋的變異為18.75%,未占到總變異解釋量(61.32%)的一半,所以基本判定共同方法偏差在本文中并不顯著。

3.2 游客感知價值的二階驗證性因子分析

為了檢驗西溪國家濕地公園游客感知價值二階因子所涵一階因子之間的構念區分性,首先對游客感知價值進行二階驗證性因子分析(表2)。結果表明,二階因子所假設的八因子模型數據擬合度最優。例如,西溪國家濕地公園游客感知價值二階因子結構所假設的八因子模型數據擬合程度要高于七因子(服務價值+信任價值)模型(Δχ2=116.875,Δdf=7,P<0.0001),可由表2計算,八因子模型數據擬合程度也依次高于六因子模型、五因子(服務價值+信任價值;成本價值+管理價值)模型、四因子模型(服務價值+信任價值;成本價值+管理價值;認知價值+情感價值;特色價值+環境價值)、三因子模型(服務價值+信任價值+認知價值+情感價值;成本價值+管理價值;特色價值+環境價值)和單因子(服務價值+信任價值+認知價值+情感價值+成本價值+管理價值+特色價值+環境價值)模型。多因子模型對比分析表明,濕地公園游客感知價值二階因子內八個一階因子之間具有良好的區分效度,的確代表了8個不同的構念。

表2 西溪國家濕地公園游客感知價值驗證性因子分析

χ2：卡方,Chi Square Value;df：自由度,Degrees of Freedom;χ2/df：規范卡方,Normed Chi Square;RMSEA：漸進殘差均方和平方根,Root Mean Square Error of Approximation;CFI：比較適配指數,Comparative Fit Index;IFI：增值適配指數,Incremental Fit Index;TLI：非規準適配指數,Tacker-Lewis Index;RMR,殘差均方和平方根,Root Mean Square Residual

3.3 測量模型分析

首先使用SPSS 19.0軟件,分別計算出理論模型中所涉變量的Cronbach′s α系數,結果顯示各潛變量的Cronbach′s α系數均高于0.7,進而表明問卷量表具有良好的信度。然后,再使用Amos 21.0軟件,采用極大似然估計法,對樣本數據進行驗證性因子分析(表3)。結果表明,所有變量的組合信度(composite reliability,CR)也都高于0.7,由此進一步驗證了問卷量表中變量測量的內部一致性和穩定性。

問卷量表的效度檢驗應分從4個方面進行度量,即內容效度、標準效度、建構效度和共軛效度[29]。需要指出的是,標準效度一般要求用標準效度系數進行評判,由于標準效度系數計算和使用較為困難,在檢驗中一般并不對此進行報告[30]。在問卷量表設計過程中,各變量的測量題項均來源于既有文獻的成熟量表,尤其是結合了濕地生態旅游的特殊環境對題項進行修訂,進而保證了問卷量表具備較好的內容效度。

建構效度是指問卷量表的內容能夠測量理論抽象概念的程度和能力。慣常做法是,用每個潛變量第一主成分的方差貢獻率進行判定。結果顯示服務價值、認知價值、情感價值、特色價值、環境價值、成本價值、管理價值和信任價值的第一主成分貢獻率分別為75.63%、76.53%、88.86%、67.53%、80.63%、80.61%、86.92%和82.6%;游客滿意的第一主成分貢獻率為59.208%;游客忠誠的第一主成分貢獻率為65.851%。一般要求大于40%可以接受[29]。由此可見,問卷量表的測量題項對相應潛變量具有較大貢獻,故而問卷量表的建構效度較好。

共軛效度是對問卷量表的收斂效度和判別效度的檢驗。收斂效度通過每個潛變量測量題項的標準化載荷系數和其平均方差抽取量(average variance extracted, AVE)進行檢驗[31]。判別效度通過比較潛變量的平均方差抽取量平方根與變量間相關系數絕對值,若前者大于后者,表明變量之間具備良好的判別效度[32]。由表3驗證性因子分析可知,各潛變量的AVE值均大于0.5,說明測量題項可以解釋各潛變量大部分方差變異,并且所有測量題項在其所對應的潛變量上的標準化因子載荷均大于0.5,且均在1%統計水平上高度顯著,說明問卷量表具有良好的收斂效度。

表3 驗證性因子分析結果

測量模型中各個潛變量的平均方差抽取量平方根均高于其與其他變量的相關系數絕對值(表4),由此表明問卷量表中不同構念的測量題項之間關聯程度不高,即各潛變量之間差異性顯著,并具備良好的判別效度。

3.4 結構方程模型分析

表4還報告出測量模型中各潛變量的均值、標準差和相關系數。在對假設關系進行實證檢驗之前,可通過觀察變量間的相關系數及顯著性來初步判斷變量之間的影響關系。西溪國家濕地公園游客感知價值二階因子中,游客服務價值(r=0.545,P<0.01)、認知價值(r=0.632,P<0.01)、情感價值(r=0.402,P<0.01)、特色價值(r=0.087,P<0.01)、環境價值(r=0.640,P<0.01)、成本價值(r=0.545,P<0.01)、管理價值(r=0.632,P<0.01)和信任價值(r=0.402,P<0.01)均與游客忠誠顯著正相關。此外,游客滿意(r=0.418,P<0.01)也與游客忠誠顯著正相關。

表4 判別效度分析

**P<0.01,*P<0.05(雙尾);對角線以上為各潛變量的平均方差抽取量平方根;對角線以下為各潛變量間相關系數

對結構方程模型擬合情況的判定,根據溫忠麟等[33]的推薦,采用χ2/df、CFI、NFI和RMSEA等絕對和相對擬合指數,若χ2/df小于5,表示模型可接受,小于2表示模型擬合很好;CFI、NFI的臨界值為0.90,RMSEA的臨界值為0.08,小于0.05表示模型擬合很好[34]。依據上述標準,若擬合參數處于接受范圍以內,表明結構方程模型擬合較好。在檢驗了測量模型的信度、效度與變量相關系數之后,運用Amos 21.0軟件,基于最大似然估計方法對理論假設的結構方程模型進行數據擬合和路徑分析。

3.4.1 游客感知價值二階驗證性因子分析

為驗證8個價值維度是否構成西溪國家濕地公園游客感知價值的內部因子結構,首先對游客感知價值進行二階驗證性因子分析(圖2),模型擬合結果顯示：χ2/df=1.847(χ2=371.33,df=201),CFI=0.936,NFI=0.932,RMSEA=0.051,說明模型擬合指數均在可接受范圍內,模型數據擬合較好。其中,二階驗證性因子分析的一階標準化因子載荷均滿足大于0.5的最低標準要求。上述西溪國家濕地公園游客感知價值的二階因子模型擬合指標和一階標準化因子載荷均表示模型對數據具有較好的擬合度。因此,H1a—H1h得到驗證支持。

圖3 路徑分析Fig.3 Path analysis**表示P<0.01,***表示P<0.001

3.4.2 結構模型實證檢驗

為了探討西溪國家濕地公園游客感知價值、游客滿意和游客忠誠之間的路徑關系,對結構模型進行結構方程模型分析。需要指出的是,西溪國家濕地公園游客感知價值的測量模型見圖2,游客忠誠變量在測量模型中的標準化因子載荷列于表3,因此,游客忠誠測量模型不在結構模型中展示,而只對結構方程模型中的核心結構模型部分進行探討。對此結構方程模型的擬合結果顯示：χ2/df=1.503,CFI=0.937,NFI=0.937,RMESA=0.039,擬合指數基本滿足統計意義上的推薦值要求,即結構模型與樣本數據擬合狀況較好。根據假設檢驗結果可知(圖3),西溪國家濕地公園游客感知價值對游客滿意具有顯著正向影響,路徑系數為0.112,H3a得到驗證。同時,其也還對游客忠誠具有顯著正向影響,路徑系數為0.103,H2得到驗證。此外,西溪國家濕地公園游客滿意對對游客忠誠具有顯著正向影響,路徑系數為0.830,H3b得到驗證。由此表明,西溪國家濕地公園游客感知價值不僅對游客忠誠產生直接的正向影響關系,直接影響效應為0.103,而且還會通過游客滿意對游客忠誠產生間接的正向影響關系,間接影響效應為0.342,由此證明了游客滿意在西溪國家濕地公園游客感知價值與游客忠誠關系之間起中介作用的基本論點,游客感知價值和游客滿意的確是驅動濕地公園游客忠誠形成的兩個重要前因變量。換言之,西溪國家濕地公園應盡可能提高游客在產品或服務購買、消費和體驗過程中的“利得”,由此為游客所創造的感知價值越大,其所獲得的游客滿意度越高,則有可能增強游客對西溪國家濕地公園的忠誠。

3.4.3 中介作用檢驗

根據Baron等的經典建議[35],對中介效應的檢驗需滿足4個條件：①自變量對因變量具有顯著影響;②自變量對中介變量具有顯著影響;③中介變量對因變量具有顯著影響;④因變量對自變量和中介變量同時回歸時,中介變量回歸系數顯著,控制中介變量后,自變量回歸系數不顯著(完全中介)或減弱(部分中介)。

為了從西溪國家濕地公園游客感知價值視角,客觀揭示游客忠誠的驅動過程,尤其是重點檢驗游客滿意在游客感知價值和游客忠誠關系之間的中介作用,我們首先將理論模型設定為基準模型,并在基準模型基礎上分解并構建出4個競爭模型,包括：M1：在M基礎上,刪除游客感知價值→游客忠誠;M2：在M基礎上,刪除游客滿意→游客忠誠;M3：在M基礎上,刪除游客感知價值→游客滿意;M4：在M基礎上,刪除游客滿意。根據5個嵌套結構模型對數據的擬合情況,進而通過分別對比理論模型(基準模型M)相對于其他可能的競爭模型的擬合程度差異,從而來判斷基準模型是否與樣本數據的擬合程度最優,以確定1個最佳的匹配模型(表5)。

對于理論模型與競爭模型的比較,一般是遵循模型比較節儉性的原則[36]。如果簡單模型為基準模型,則復雜模型卡方值相對減少,若減少的卡方值顯著,則選擇復雜模型;若減少的卡方值不顯著,則選擇簡單模型。如果復雜模型為基準模型,則簡單模型卡方值相對增加,若增加的卡方值顯著,則選擇復雜模型;若增加的卡方值不顯著,則選擇簡單模型。

由表5可知,相對于競爭模型M1、M2和M3,基準模型M對數據的擬合狀況相對較理想。主要依據在于,對于結構方程模型擬合指標而言,χ2/df越接近于1越好,而RMSEA越接近于0越好,其余絕對和相對擬合指標越接近1,表示模型擬合越好[37]。其次,基準模型與競爭模型M1(Δχ2=79.065,Δdf=1,P<0.001)、M2(Δχ2=95.940,Δdf=1,P<0.001)和M3(Δχ2=42.748,Δdf=1,P<0.001)相比,Δχ2差異顯著。根據嵌套模型比較的節儉性原則,由于競爭模型并未較基準模型得到顯著改善,由此說明,部分中介作用模型為最佳匹配模型,所以應選擇基準模型M。另外,再進一步將競爭模型M4與基準模型進行比較,競爭模型M4是完全忽略游客滿意的中介作用,僅限考慮游客感知價值對游客忠誠的單向影響關系,路徑系數為0.445(t=12.457,P<0.01),而在基準模型M中,當增加游客滿意變量后,游客感知價值對游客忠誠影響的路徑系數減小為0.103(t=7.352,P<0.01),對比來看,路徑關系的系數值變化同樣顯著,再次證明由于游客滿意中介作用的存在,進一步使得游客感知價值對游客忠誠的直接影響效應減弱。

表5 游客滿意嵌套結構模型比較

Δχ2：德爾塔卡方,Delta Chi Square Val

4 結論與啟示

本文選取西溪國家濕地公園作為生態旅游景區的典型樣本,首先從游客感知價值視角出發,并在對其進行多維度因子結構的二階驗證性因子分析基礎上,同時將游客滿意變量納入到游客感知價值對游客忠誠的影響關系中,再通過引入結構方程模型估計技術實證檢驗以西溪國家濕地公園為代表的生態旅游景區游客忠誠形成機制的理論假設關系。

4.1 研究結論

首先,生態旅游景區游客感知價值是一個包含多維度因子結構的二階因子。在既有的學術文獻中,大部分研究在探討游客感知價值對其他構念的前因作用時,僅是將其主觀設置為一個單維度的前置變量。盡管此類研究也充分驗證了游客對旅游客體的感知價值是驅動形成游客滿意度、重游意愿、口碑效應和行為傾向的重要前置因素,但從游客感知價值內涵上理解,無論是游客對旅游客體所提供的產品和服務消費之后的“利得價值”感知,還是其為此所付出各類成本的“利失效用”感知,實際上強調的是一個綜合性的概念,如果忽視了游客感知價值的這一重要概念屬性,即會直接導致對游客感知價值測量上的偏誤。實際上,對于集多種功能于一體的生態旅游景區,作為游客核心感知價值的體驗質量的效用構成來源則具有多元化。鑒于此,本文通過對西溪國家濕地公園游客感知價值進行二階驗證性因子分析,研究發現服務價值、認知價值、情感價值、特色價值、環境價值、成本價值、管理價值和信任價值構成西溪國家濕地公園游客感知價值的8個因子結構。結果也表明,游客對濕地公園這一類型生態旅游景區綜合價值的感知和評估是多維度的,其中既體現出游客對一般類型生態旅游景區價值創造的訴求,也兼顧到游客對濕地公園這一特殊類型生態旅游景區價值創新的關切。

其次,生態旅游景區游客感知價值可強化游客忠誠。實證檢驗表明,西溪國家濕地公園游客感知價值對游客忠誠具有顯著的積極影響,說明游客的感知價值越大,則其對旅游忠誠度越高。這一研究結果表明,生態旅游景區為了保持持久的市場競爭優勢,除了在形象構建、品牌建設、產品創新和設施投入等供給側方面進行質量創新改革之外,還需要充分重視需求側導向,尤其是生態旅游景區為了獲取長期的游客價值,使得培育對景區具有忠誠度的游客成為生態旅游景區可持續發展的重要戰略轉向。究其因,隨著生態旅游市場需求的旺盛擴張,加之生態旅游資源的價值稀缺性,尤其是現階段我國大部分生態旅游景區供給側綜合管理效率普遍不高,從而共同導致生態旅游景區供求之間結構性失衡,主要表現在生態旅游景區供給側改革滯后于需求側變化。因此,從需求側角度切入,充分理解和認知游客感知價值,才有助于生態旅游景區實施有針對性的供給側創新來滿足游客需求,以便于能夠創造相比競爭對手更高的游客價值,由此才能更深層次上刺激游客對景區的重游意愿和行為傾向。

再次,生態旅游景區游客感知價值可以通過提高游客滿意來積極影響游客忠誠。顧客忠誠理論認為,顧客感知價值可以通過顧客滿意來積極影響顧客忠誠,而本文研究也表明,這一關于顧客忠誠驅動機制的經典理論同樣適用于對于生態旅游景區游客忠誠形成機制的理論解釋。根據社會交換理論,生態旅游景區為了獲取長期的游客價值,以獲取市場競爭優勢,則應為游客創造滿足其所預期的產品和服務價值,以使游客實現購買前的預期效用。而在此過程中,由于游客感知價值對游客滿意具有積極的預測作用,而游客滿意又對游客忠誠具有直接的決定作用,說明游客對生態旅游景區綜合價值的感知程度越強烈,即根據期望不一致理論,游客在購買和消費生態旅游景區所提供的產品和服務之后,所享受到的實際旅游體驗效用和預期旅游體驗質量之間差距越小,甚至實際旅游體驗效用高于預期旅游體驗質量,游客則越有可能對生態旅游景區做出積極的主觀判斷,進而會產生較高的滿意評價,最終也會強化游客對生態旅游景區的行為忠誠。

4.2 實踐啟示

第一,提升游客的感知價值。生態旅游景區在重視供給側質量提升的同時,還需切實轉向需求側管理,尤其是要注重提升游客的感知價值,因為其直接關系到游客對生態旅游景區的滿意水平和忠誠程度,而后者不僅是確保生態旅游景區實施科學游客行為管理的基本方針,并且也有利于景區保持并贏得穩定的客源市場份額,成為生態旅游景區市場競爭優勢的重要來源,如此生態旅游景區才能保持均衡的供求匹配協調。因此,生態旅游景區需一方面強化游客的“利得”感知,即向游客提供物超所值的產品和服務,另一方面還需降低游客的“利失”感知,即盡可能降低或規避游客在旅游活動過程中所承擔的消費支出成本、時間轉換成本和風險機會成本,目的在于促使游客在對“利得”和“利失”進行權衡比較時,對整個旅游經歷做出積極評價。

需要指出的是,研究發現,在游客從事濕地生態旅游活動時,游客對生態旅游景區成本價值、環境價值和信任價值感知程度相對較高,而對認知價值、管理價值和服務價值的感知程度則相對較低,說明西溪國家濕地公園旅游產品價格制定較為合理,并且生態環境優越度高,更重要的是,贏得了游客一定程度的信任感。但是,旅游產品和服務設計的知識教育功能薄弱,游客行為管理相對欠妥以及旅游服務質量和內容待提升仍是制約濕地公園游客感知價值的3個重要維度。因此,其一,生態旅游景區在真正為游客創造價值時,需通過科學的產品創新和服務組織,增強產品和服務的寓游于教功能,提高游客深層次的生態旅游體驗。其二,生態旅游景區應設置合理的冷熱旅游景點空間結構,以便科學地引導旅游流的空間流動,并需建立靈活彈性的旅游流容量預警指示系統,以確保游客的邊際體驗效用不受負面影響。其三,生態旅游景區在注重生態旅游產品開發時,還需有效提高旅游服務質量,尤其是要提高旅游服務的可靠性、響應性和移情性等方面。

第二,提升游客的滿意度。本文研究證實,生態旅游景區游客滿意確是驅動游客忠誠的重要因素,并且游客滿意在生態旅游景區游客感知價值對游客忠誠的影響關系中起部分中介作用,尤其是,由于游客滿意中介效應的存在,生態旅游景區游客感知價值對游客忠誠的間接影響效應高于直接影響效應,進一步佐證出游客滿意中介作用的重要性。因此,生態旅游景區為了增強游客感知價值對游客忠誠的影響效應,需要加強游客滿意度管理。然而,需要注意的是,游客滿意并不是一個單維度的概念,而是由生態旅游景區內外部諸多因素所共同影響決定,主要包括旅游景區的產品和服務質量、價格因素、環境因素和游客個人因素等。

首先,提高產品和服務質量。一方面,生態旅游景區應秉持以高質量的生態資源價值為核心吸引力,通過科學的設計生態旅游產品項目形式,以真正實現游客的差異化、細分化和體驗化旅游經歷,從而提高游客的實際旅游消費體驗效用;另一方面,除了保障有形的旅游服務配套設施性能優越的同時,而對于核心的無形旅游服務,還要具備內容充實、功能多樣和反映及時等特征。其次,科學定價。生態旅游景區應避免采取單純“一刀切”式的產品和服務定價手段,而是需綜合考量景區接待能力、需求季節和市場偏好等因素進行科學定價。例如,可考慮基于需求價格彈性的定價法、基于顧客價值的定制化定價法和基于顧客感知公平性的收益管理定價法等定價策略。再次,保護環境。毋庸置疑,優越的生態環境是生態旅游景區具備市場吸引力的主要來源,為此,生態旅游景區需：一方面,必須堅持環境保護理念下的適度開發原則,適時對景區進行生態環境修復和補償;另一方面,嚴控景區游客的容量承載標準。最后,合理引導游客預期。其一,生態旅游景區應堅持實事求是的原則,依靠正確的市場營銷、宣傳和促銷方式,以便于游客對景區形象理性構建;其二,生態旅游景區還需注重游客滿意度管理,尤其是要建立旅游滿意度的動態追蹤訪問機制,通過提高生態旅游景區的服務適應能力來建立市場對景區的合理口碑,這是因為口碑效應或者游客既往的旅游經歷可以顯著影響游客的旅游預期。其三,由于游客個人的偏好也會影響旅游預期,因此,生態旅游景區應避免同質化競爭,在對客源市場進行需求偏好細分管理的基礎上,應當為游客提供個性化的旅游體驗,以增強生態旅游產品和服務的不可替代性。

4.3 研究局限

盡管本文首次對游客感知價值進行了二階驗證性因子分析,并將其作為生態旅游景區游客忠誠形成機制的重要前置因素,在從多維因子結構基礎上最大化反映出生態旅游景區游客感知價值信息,從而盡可能真實估計出生態旅游景區游客感知價值對游客忠誠的影響效應。然而,囿于若干原因,本文還存在某些局限。其一,本文僅是將以西溪國家濕地公園為代表的濕地類生態旅游景區作為研究對象,而鑒于生態旅游景區類型多樣,所以研究結論可能會因樣本類型不同而存在差異性,未來研究還可以引入其他類型的生態旅游景區作為研究對象,以檢驗本文研究結論的普適性。其二,考慮到游客感知價值對游客忠誠的影響過程具有潛在的動態性,而本文僅是集中于某個時間段獲取樣本數據,由此可能會部分扭曲模型的擬合狀況,未來研究有必要進行縱向設計,其目的是可以控制調研隨想隨時間變化的情況。其三,部分研究認為,游客信任在游客滿意和游客忠誠之間具有部分中介作用[38-40],這是對擁有較高顧客滿意度的企業為何仍出現較高顧客流失率的有力理論解釋,所以為了充實本文研究框架,未來研究可考慮將游客信任變量納入到生態旅游景區游客忠誠的形成機制并予以實證檢驗。