基于期望差異理論的游客滿意度影響因素研究
——宗教文化屬性的調節作用

姜 濤，劉 瑞

(寶雞文理學院歷史文化與旅游學院，陜西 寶雞 721013)

黨的十九屆五中全會通過的《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二○三五年遠景目標的建議》中明確提出要推動文化和旅游融合發展，建設一批富有文化底蘊的世界級旅游景區和度假區．佛教、道教和儒教對中國影響較大，千百年來遺留下來許多名山古剎圣地，比如佛教四大名山“安徽九華山、山西五臺山、浙江普陀山、四川峨眉山”；道教四大名山“安徽齊云山、湖北武當山、四川青城山、江西龍虎山”；儒教圣地“曲阜孔子廟”等，這些旅游景區因宗教文化色彩濃郁吸引著大批游客前來參觀朝拜．崆峒山是古絲綢之路西出關中之要塞，自古就有“中華道教第一山”之美譽，2007年入選國家首批5A級旅游景區．近年來，崆峒山接待游客數量逐年攀升，2019年旅游接待總人數已達301.197萬人次，同比增長28.89%，實現旅游收入21 199.53萬元，同比增長37.57%．但是，如何保持崆峒山旅游景區升溫態勢，打造和諧有序的品質旅游，有效提升游客滿意度仍是一個值得研究的問題．

國內外學者對游客滿意度的研究主要集中在內涵、影響因素和測評三個方面．現有的游客滿意度研究，多應用期望差異理論，用游客期望與體驗感受對比后的主觀評價結果來定義游客滿意度，而目前學術界的研究側重于測量游客滿意度及推演其形成機制．影響游客滿意度的因素眾多，比如游客感知質量、游客感知價值、游客期望等，但綜合多因素考察游客滿意度的實證研究相對較少．關于游客滿意度測評的研究，學者們提出從總體和具體兩個維度設計測量指標，但是學術界仍未形成統一的指標體系，導致研究結果測評數據缺乏可比性．目前國內關于游客滿意度的實證研究，主要借鑒國外以期望差異理論為基礎的研究模型，采用簡單的數據分析方法，而構建多因素研究模型、采用復雜統計分析方法的研究相對較少，而且從宗教文化屬性角度探討游客滿意度的研究幾乎沒有．

游客滿意度是旅游學界研究的重點之一．本研究以道教文化圣地崆峒山為例，從宗教文化屬性視角對游客滿意度的影響因素開展深入探討，幫助人們了解具有不同文化屬性游客的旅游目的及其行為特征，構建多因素游客滿意度的影響機制模型，豐富了實證研究方法．對道教文化圣地崆峒山游客滿意度調查研究的成果可以推廣到其它宗教文化旅游勝地，對改進旅游服務水平和提高企業績效具有一定的參考價值．本研究的貢獻主要有以下幾點：

1)完善了游客滿意度的形成機理和作用模型，在建模過程中延長滿意度研究鏈條；

2)將宗教文化屬性作為重點影響因素引入滿意度模型，探究游客宗教文化強弱關系對游客滿意度的影響；

3)將研究對象按照“食住行游購娛+旅游服務”7個維度構建指標體系，全面概括了游客的感知度，而且每個維度的數據采集操作具有可行性，能夠實現同類型的旅游地游客滿意度對比研究．

4)運用結構方程模型處理潛變量的影響關系，增強了研究的說服力．

1 理論基礎與研究假設

1.1 理論基礎

20世紀80年代，Oliver[1]首先提出期望差異理論，認為顧客在購買前對產品質量的心理期望與購買后對產品質量實際感知結果之間的差異，決定了顧客對產品質量的感知度．游客滿意度的函數表達式為S=f(E,P)，其中S代表游客滿意度,E代表游客期望，P代表游客的實際體驗.P>E說明體驗高于期望，游客感到滿意；P

圖1 ACSI模型Fig 1 ACSI model

1.2 研究假設

1.2.1 游客期望與感知質量、感知價值、游客滿意 顧客期望是顧客在消費前根據以往的經驗對產品和服務進行的優劣預判[2]．期望差異理論的創始人Oliver指出：顧客對商品或服務的期望與滿意度之間有著直接的負向顯著影響．Fornell在ACSI模型中認為：顧客期望與感知質量、感知價值、游客滿意負相關．Lima等[4]的研究表明，游客期望作為前因變量對滿意度有顯著負向影響．連漪等[5]以桂林象山公園為研究對象，實證研究發現游客期望可以作為影響游客滿意度的前因變量，游客期望與滿意度之間存在顯著的負相關關系，且游客期望可通過感知價值與感知質量作用于游客滿意度．

基于以上文獻，提出以下3個假設：

H1：游客期望與感知質量負相關；

H2：游客期望與感知價值負相關；

H3：游客期望與游客滿意負相關．

1.2.2 感知價值、感知質量與游客滿意 感知價值是游客對旅游目的地整體績效(成本和利益權衡結果)的綜合評價．感知質量是指通過旅游餐飲、住宿、交通、景點、娛樂、購物、旅行社服務、公共服務主觀感知到的質量水平．Cronin等[6]的研究結果表明，顧客感知價值、感知質量和滿意度都對顧客行為意向具有直接影響，而且顧客感知質量是顧客感知價值對顧客行為意向影響的中介變量．Patterson等[7]在B2B企業中對顧客滿意度影響因素開展實證研究，結果表明顧客的感知價值與感知質量之間呈正向相關．Song等[8]對游客滿意度影響因素開展類似的實證研究，證實游客感知質量對游客感知價值具有正向影響．何瓊峰[9]對全國游客的滿意度做了綜合研究，結果表明游客感知質量對游客感知價值具有正向影響．

基于此，提出以下3個假設：

H4：感知質量與感知價值正相關；

H5：感知質量與游客滿意正相關；

H6：感知價值與游客滿意正相關．

1.2.3 游客滿意、游客抱怨與游客忠誠 國外學者認為，顧客滿意是顧客購買商品使用一段時間以后，對使用效果和前期的期望值比較后形成的心理愉悅感或失望感．顧客抱怨是顧客消費體驗完成后的行為意向[10]．Fornell[3]在ACSI模型中認為，顧客如果對產品或服務感到滿意，再次消費或體驗的可能性就會上升，由此便會形成顧客忠誠，同時研究也發現顧客滿意與顧客抱怨之間存在負相關關系．Cronin[6]實證研究表明顧客滿意對顧客行為意向具有顯著影響．Patterson等[7]實證研究表明，顧客滿意度對顧客忠誠度的形成有直接積極影響．國內外學者普遍認為，游客滿意是游客對旅游過程的主觀感受，類似顧客滿意度.游客滿意對游客忠誠度有積極影響，而游客抱怨負向影響游客忠誠[8,11,12]．

綜上所述，提出以下3個假設：

H7：游客滿意與游客抱怨負相關；

H8：游客滿意與游客忠誠正相關；

H9：游客抱怨與游客忠誠負相關．

1.2.4 宗教文化屬性的調節作用 宗教文化在一個人的社會交往和決策行為中起重要作用，能夠影響顧客行為[13]．宗教文化屬性是個體在其生活中采納宗教文化的程度，具有較強宗教文化屬性的個體，更易接受其宗教的價值觀和信念[14]．Fleischer[15]發現，朝圣旅游者對當地的自然景觀興趣不是很大，他們的旅游時間主要花在具有宗教特色的景點的參觀游覽等活動上．Collins-Kreiner等[16]的研究更有意思，他認為大部分宗教朝圣者既對宗教活動本身重視，又對旅途遇到的宗教以外其它事情也感興趣，比如朝圣地周圍的文化項目和購物活動，這說明購物活動與宗教氛圍并不矛盾．曹智穎[17]研究發現，中高收入群體和低收入群體在宗教旅游活動中都喜歡購買宗教文化書籍．李萍[18]研究發現，修行體驗愛好者的旅游動機是舒緩壓力、放松心情，旅游花費主要用來購買宗教文化類旅游產品，并以宗教情節來選擇住宿環境．董建英[19]研究發現，多重目的型旅游者絕大部分具有宗教文化屬性，以追求精神體驗為目的．通過以上分析，本文認為宗教文化屬性對游客消費行為、滿意度、忠誠度都會產生調節作用．

基于以上分析，提出以下假設：

游客宗教文化屬性能夠顯著調節游客期望與感知質量(H10-a)、游客期望與感知價值(H10-b)、游客期望與游客滿意(H10-c)、感知質量與游客滿意(H10-d)、感知質量與感知價值(H10-e)、感知價值與游客滿意(H10-f)、游客滿意與游客抱怨(H10-g)、游客滿意與游客忠誠(H10-h)、游客抱怨與游客忠誠的關系(H10-i)．

根據以上分析，本研究的概念模型和研究假設如圖2.

圖2 概念模型和研究假設Fig 2 Concept model and research hypothesis

2 研究設計

2.1 研究對象

本研究以崆峒山游客為母群體，運用網絡問卷調查進行問卷收集．預試采取便利抽樣，共取樣120位游客，于2020年12月1日完成施測．正式問卷共取樣400位游客，于2021年1月20日完成施測，剔除無效答卷(重復答題者和答題時間小于3 min者)后，剩余有效問卷389份(有效率97.25%)(表1)．

表1 樣本的人口學統計數據Tab 1 Demographic data of the sample

2.2 量表設計與分析方法

量表設計.量表設計包括6個一階構面，分別為游客期望、感知質量、感知價值、游客滿意、游客忠誠、游客抱怨和宗教文化屬性．感知質量為二階構面，包括旅游就餐、旅游住宿、旅游交通、旅游景點、旅游服務、旅游購物和旅游娛樂7個維度．問卷題項來源于國內外文獻資料，并根據本研究做適當修訂.本研究所有題項均使用李克特5分量表進行測量,1=非常不滿意，2=不滿意，3=一般，4=滿意，5=非常滿意．

分析方法.首先回收問卷、剔除無效問卷，然后對問卷逐一進行登記與編碼，最后使用SPSS26.0和AMOS24.0軟件對調查數據進行統計分析，驗證本研究模型提出的游客滿意度的影響路徑和作用機制．

3 數據分析結果

3.1 整體模型的擬合度分析

共同方法變異(CMV)檢驗．因為單一來源的受測者在面對較為一致的題型時容易出現同源偏差，所以學者一般采取單因子和多因子CMV分析，通過巢型競比模型評判卡方值增加是否顯著[20]．本研究單因子CMV分析后χ2=1779，df=152；多因子CMV分析后χ2=466，df=137；兩個模型比較Δdf=152-137=15，Δχ2=1779-466=1313，用STATBLE軟件檢驗顯著性差異，檢驗結果為存在顯著性差異(P<0.001)．這說明本研究中變量并無CMV效應存在的可能性．

整體模型擬合度分析．本研究調查樣本數為389(大于200)，模型的卡方值容易造成膨脹，導致模型擬合度不佳，數據可能不服從多元正態分布，Bollen等建議予以修正[21]．本文對此進行修正操作，修正后的結果顯示最大似然法得到的χ2值顯著，而模型擬合度各項指標均達到要求(表2)．

表2 整體模型的擬合度分析Tab 2 Fit index table of research model

3.2 測量模型的信效度分析

分別對6個構面的分量表進行驗證式因子分析，將標準化因子負荷量低于0.45的測量題項TSH3刪除，其余的標準化因子負荷量在0.536～0.945達顯著；其組成信度均大于0.7，平均方差提取值均大于0.5，符合Hair[22]的標準．對構面的區別效度檢驗采用較嚴謹的AVE法．Fornell等[2]認為，每個構面的平均方差萃取量(AVE)之開根號值大于各成對變量的相關系數時表示構面之間具有區分效度．從以上兩方面數據結果可見，本研究的測量模型具有良好的組成信度、收斂信度和區別效度(表3)．

表3 測量模型的信效度分析Tab 3 Sungevity analysis of the measurement model

3.3 結構模型的路徑分析

標準化路徑系數能夠反映變量之間影響程度的大小．對游客滿意度影響程度由高到低依次為：感知價值(標準化回歸系數β=0.415)，游客期望(β=-0.311)，感知價值(β=0.264)；對游客忠誠影響程度由高到低依次為：游客滿意(β=0.764)，游客抱怨(β=-0.199)；對感知價值影響程度由高到低依次為：感知質量(β=0.723)，游客期望(β=-0.257)．R2能夠反映模型的解釋力．本研究中每個因變量的被解釋方差占比都大于最低標準0.4，說明模型具有中等以上水平的解釋能力．研究結果顯示，假設H1～H9均得到支持(表4)．

表4 結構模型的路徑分析及假設檢驗結果Tab 4 Research hypothesis and empirical results of structure equation model

3.4 宗教文化屬性的調節效應分析

關于假設H10-a～H10-i的路徑系數在強宗教文化和弱宗教文化群組中是否具有顯著差異，本文通過多群組比較，分析限制模型與非限制模型卡方值的變化進行判斷．同步模型的整體擬合優度：χ2/df=1.937，GFI=0.714，AGFI=0.682，RMSEA=0.049，這說明驗證變量之間的因果關系模型擬合效果良好．假設H10的檢驗結果：路徑系數在強、弱宗教文化屬性游客群組之間的確具有顯著差異，表明游客的宗教文化屬性具有調節作用．強宗教文化屬性群組相比弱宗教文化屬性群組而言，游客抱怨對游客忠誠的影響不顯著(β=-0.027，P=0.77>0.05)，感知價值對游客滿意的影響不顯著(β=0.216，P=0.441>0.05)，游客期望對游客滿意的影響不顯著(β=-0.166，P=0.162>0.05)，因此，在95%的置信水平下H10-c、H10-d、H10-f及H10-i的檢驗結果在強、弱宗教文化屬性游客群組之間存在差異．進一步，應用拔靴法(Bootstrapping)檢驗了差異的顯著性，即宗教文化屬性的調節效應，驗證結果為游客期望、感知價值對游客滿意的影響受到宗教文化屬性的調節，游客抱怨對游客忠誠的影響受到宗教文化屬性的調節(表5).

表5 宗教文化屬性的調節效應分析及假設檢驗結果Tab 5 Moderating effect and hypothesis-testing results of religious cultural attributes

4 結論與建議

4.1 結論

1)感知價值對游客滿意的直接影響最大．游客期望、感知質量和感知價值是游客滿意的直接影響因素，其中感知價值對游客滿意的影響最大(β=0.415),這與以往研究結果不一致，連漪等[5]的研究結果表明游客體驗對游客滿意的影響最大，何瓊峰[9]的研究結果表明感知質量對游客滿意的影響最大．造成研究結果不一致的原因可能是旅游景點、調查對象不同導致的差異．汪俠的調查對象是桂林象山公園，而何瓊峰的調查對象是重點城市的重點景區，本研究的調查對象是崆峒山．崆峒山是道教圣地，來此旅游的游客更注重的是中國傳統文化和道教文化價值的體驗，這可能會弱化感知質量等因素對滿意度的影響，強化感知價值對滿意度的影響．

2)再次證實了游客滿意對忠誠度的正向影響及游客抱怨的中介作用．研究顯示游客滿意對游客忠誠的直接影響最大(β=0.764)，間接影響通過游客抱怨這個中介變量(β=0.15)作用于游客忠誠，這與汪俠的研究結論一致．游客在游覽過程中產生不滿情緒時，會對其他游客、家人和朋友抱怨，或者向景區相關部門投訴，對景區產生不良口碑效應．但是只要積極應對，高度重視，充分利用游客投訴來提高景區的服務質量和管理水平，同時向游客展示一個以人為本、負責任的景區形象，對景區來說無疑是將壞事轉化成好事，同時也能讓大部分投訴者變成忠誠的客戶．

3)宗教文化屬性對游客滿意具有顯著的調節作用．宗教文化屬性在游客期望、感知價值對游客滿意的影響路徑中起顯著調節作用．對全體調查對象實證研究結果表明，游客期望與游客滿意顯著負向相關(β=-0.31)、感知價值與游客滿意顯著正向相關(β=0.415)，這與汪俠、何瓊峰等學者的研究結論一致．但是，把調查對象分為強、弱宗教文化屬性兩組后，實證結果顯示感知價值對游客滿意的影響不顯著(β=0.216，P=0.441>0.05)，游客期望對游客滿意的影響不顯著(β=-0.166，P=0.162>0.05)．這說明具有強宗教文化屬性的游客對崆峒山的旅游滿意度受到旅游前期期望及感知價值的影響較弱，受感知價值的影響較強．因為來崆峒山旅游的游客，大多數都是來體驗崆峒山道教文化的，對吃、住、行、游、購、娛的服務質量相對于其他旅游景區的感知度弱化．

4)宗教文化屬性在游客抱怨對游客忠誠的影響路徑中起顯著調節作用．對全體調查對象實證研究結果表明，游客抱怨與游客忠誠顯著負相關(β=-0.20)．把調查對象分為強、弱宗教文化屬性兩組后，實證結果表明在弱宗教文化群組中，游客抱怨與游客忠誠顯著負相關(β=-0.27)；在強宗教文化群組中，游客抱怨與游客忠誠的影響不顯著(P=0.770>0.05)．這說明具有強宗教文化屬性的游客相對弱宗教文化屬性的游客而言，對崆峒山旅游的忠誠度不受旅游過程中因服務質量等原因產生的抱怨的影響．

4.2 建議

崆峒山自古就有“中華道教第一山”之美譽，既富北方山勢之雄偉，又兼南方景色之秀麗．近年來，崆峒山景區旅游產業發展勢頭迅猛，將來想要進一步推動景區文化和旅游融合高質量發展，就必須充分考慮宗教文化屬性對游客滿意度的影響．

第一，重視普通游客期望管理，提升景區服務質量．對于普通游客(弱宗教文化屬性游客)，向游客提供客觀準確、及時有效的景區服務信息，讓游客在旅游開始階段就能合理預估自己可能獲得的旅游體驗．景區管理部門要把游客滿意作為景區發展的靈魂，努力為游客營造一個環境美、生態好、文明和諧的旅游地．可以采取以下措施：① 通過網站留言板、熱線電話和問卷調查等方式向社會各界人士征求建議，最大限度地調動游客參與熱情；② 設立公開接待日，解答游客和群眾的咨詢，解決游客反映的問題和抱怨；③ 成立特殊服務小組，有針對性地開展個性化服務，滿足游客需求；④ 制定合理的消費價格,策劃清晰的游覽路線，提供優質的公共基礎設施服務．

第二，滿足特殊游客的信仰需求，提升景區文化價值．對于特殊游客(強宗教文化屬性游客)，要依托崆峒山道教資源稟賦，提供獨特的道教文化體驗，將道教文化滲透到游客觀、拜、聽、聞、行、品、住等方面，滿足游客來此朝圣的旅游目的需求．可以采取以下措施：① 堅持“動態+靜態”旅游開發相結合的原則，重點放在能夠使游客參與其中的“動態”旅游活動上，加大開發旅游者感興趣的宗教禮儀、角色轉換等活動．② 加強對從業人員的培訓，重點加強宗教知識的培訓;可以委托熟悉宗教的專家對從業人員進行輔導培訓．③ 重視文化旅游資源開發與宗教文化自身的發展．景區在注重經濟利益的同時也要保護景區文化及生態保護，對景區旅游高峰期的游客容量和環境承載力作科學預測，在即將達到峰值上限時預警并采取相應的防護措施．定期使用專款對宗教文物古跡進行修復和重建，堅持“修舊如故”的原則盡量保持其歷史原貌，不要破壞宗教景點的文化價值和歷史風格．