交往意愿中介作用下的鄉村旅游地游客重游意愿與旅游動機的關系

梁傳波，巫昊旻，張 炫

(揚州工業職業技術學院商學院，江蘇 揚州 225127)

一、 引言

隨著鄉村振興戰略的深度實施，鄉村旅游成為實現鄉村振興的重要手段。 從農家樂到綜合性農莊，鄉村旅游不斷發展，但是鄉村旅游產品的同質化比較嚴重，導致游客的重游率比較低。 旅游地視角是目前國內外學者對鄉村旅游地研究的主要研究角度，而游客需求視角可以為游客重游意愿與旅游動機之間的關系以及促進鄉村旅游地發展等方面的研究提供借鑒，同時可以為旅游地針對不同的細分市場制定有效的營銷策略[1]。 本文將鄉村旅游地作為研究的實際情境，主要分析鄉村旅游地游客旅游動機對其重游意愿的影響，并將交往意愿作為中介變量來構建理論研究模型。 在分析國內外文獻的基礎上借鑒國內外學者的相關觀念結合本研究的實際情況提出研究假設，并通過搜集相關數據采用定量與定性相結合的方法對研究假設進行檢驗，從而為鄉村旅游的發展提供參考。

二、 理論與假設

旅游動機(tourism motivation，TM)是促使游客前往旅游目的地開展觀光游覽活動的內在動力，國內外學者從多個角度對旅游動機做出全面闡釋。推－拉理論是旅游動機研究中比較受學者認可的理論，它將游客外出旅游的動機分為兩類，即代表內在因素的“推力”和代表外在因素的“拉力”。 “推力”主要是因為游客為了滿足自身的需求而前往旅游目的地旅游，“拉力”是旅游目的地可以滿足游客的某種需求[2]。 旅游動機是游客產生旅游活動的開端，能夠直接反映出游客的需求、游客對旅游地的感知以及游客旅游地的選擇等相關因素，同時對交往意愿也有顯著影響。

交往意愿(willingness to communicate，WC)反映了游客和旅游地居民交流溝通的傾向性，是游客對主客交往的一種體現。 國內外學者對主客交往的研究主要集中在交往模式、影響因素、交往滿意度、交往的驅動力等方面。 盧璐結合情感心理學、社會交換理論對皖南古村落進行研究，分析了主客交往情感與交往意圖的關系[1]；張宏梅和陸林從旅游地形象和旅游滿意度兩方面分析了主客交往偏好的中介作用[2]。

重游意愿(willingness to revisit，WR)是體現游客對旅游地忠誠度的重要指標，從消費者行為學的角度來看，顧客對商品重復購買的行為主要來自顧客的購買動機，因此旅游動機對游客的重游意愿也有著重要影響。 國內外學者對旅游動機和重游意愿的關系進行了探討，普遍認為旅游動機影響游客的重游意愿，比如岑成德和鐘煜維利用實證檢驗的方法對生態旅游者的旅游動機和重游意愿做了分析，發現愛好生態旅游的游客的旅游動機對其重游意愿有顯著影響[3]；Huang 等將來北京旅游的游客作為調研對象，發現來北京旅游游客的重游意愿受到購物動機的顯著影響[4]。

通過文獻分析發現，旅游動機不僅是個體的心理狀態，也是促使游客外出旅游的內部驅動力；交往意愿是游客與旅游地居民溝通交流的傾向性，體現了游客與旅游地當地居民交往的態度；重游意愿是游客再次來到同一旅游地的意向，受到游客對旅游地滿意程度的影響，而游客對旅游地的滿意度又會受到游客與當地居民交往體驗的影響。 陳星等人將重游意愿作為中介變量分析了游客在游覽觀光型旅游地旅游時旅游動機和旅游體驗滿意度的關系，并具體分析了交往意愿的中介作用[5]。

基于上述分析，本文提出以下假設并構建了游客旅游動機、交往意愿、重游意愿的模型(圖1):

圖1 理論模型

H1:游客交往意愿受到旅游動機的正向影響；

H2:游客重游意愿受到旅游動機的正向影響；

H3:游客重游意愿受到交往意愿的正向影響；

H4:游客旅游動機和重游意愿受到交往意愿的中介影響。

三、 實證檢驗

(一)問卷設計

本文的問卷設計使用李克特的五級量表(1 表示完全不同意，5 表示完全同意)，主要借鑒李雪松[6]的研究成果，各測量題項在學者成熟量表的基礎上結合鄉村旅游的特點做了不同程度的修改。 問卷主要包括兩個部分:第一部分主要統計被調研對象的個體特征，如年齡、性別、學歷水平和收入水平等；第二部分主要通過相關題項測量游客的旅游動機、交往意愿和重游意愿。 問卷設計好之后進行預調研，根據預調研的結果對問卷進行了調整，最終調整后的量表設計見表1。

表1 問卷設計及編號

(二)樣本選擇與數據收集

本文以揚州市城鎮居民作為調研對象，利用問卷星發放調研問卷，共發放問卷436 份，在問卷中設置“有沒有去過鄉村景點旅游”題項，將未去過鄉村旅游的問卷作為無效問卷剔除，剔除無效問卷后，剩余有效問卷356 份，問卷有效率為81.7%。 利用SPSS22.0 對調研問卷進行描述性統計，樣本的描述性統計特征見表2。

表2 調研對象的描述性統計

由表2 可知，調研對象以男性為主，男性占53.9%，女性占46.1%；年齡方面，主要集中在20~50歲的群體，占到了61.3%，這部分人群也是外出旅游的主要群體；學歷水平方面，被調研對象的學歷水平主要集中在高中(中專)和本科(高職)，共占比達到68.6%；收入方面，被調研對象的收入水平主要集中在3000~10000 元之間，占比71.3%，這也符合揚州市居民的主要收入水平，同時這部分收入水平的群體在外出旅游時也更傾向于選擇鄉村旅游。

(三)實證分析

1.信度檢驗

量表信度檢驗主要為了保證驗證結果的一致性和穩定性，通常是通過Cronbachα系數來檢驗的，當Cronbachα值大于0.8 時，表明量表的信度較好。本文利用SPSS22.0 對量表的信度進行檢驗，檢驗結果見表3。 由表3 可知，旅游動機、交往意愿和重游意愿這三個變量的Cronbachα值均大于0.8，具有較高的信度[7]。

表3 各變量的Cronbach α 值

2.效度檢驗

量表的信度分析通過后還需要進行效度分析，效度分析主要是保證量表的有效性，本文通過探索性因子分析的方法對量表進行效度分析。 在進行探索性因子分析之前，需要計算KMO 值和Bartlett 球形檢驗，當KMO 值大于0.7 且Bartlett 球形檢驗值小于等于0.0001 時表明量表是可以進行探索性因子分析的。 本文的KMO 值和Bartlett 球形檢驗結果見表4，由數值可知是適合進行探索性因子分析的。

表4 KMO 值和Bartlett 球形檢驗結果

3.驗證性因子分析

驗證性因子分析主要是檢驗因子的模型擬合能力。 本文使用AMOS17.0 對數據進行驗證性因子分析。 驗證性因子分析擬合指數指標值見表5，驗證性因子分析結果見表6。

表5 模型的擬合優度指標結果

表6 驗證性因子分析結果

由表5 可知，χ2/df 的值為1.967，小于3，RMSEA(近似誤差均方根)的值為0.038，小于0.05；擬合優度指數(GFI)、比較擬合指數(CFI)、調整后的擬合優度指數(AGFI)、增量擬合指數(IFI)、規范擬合指數(NFI)的值都大于0.9，表明驗證性因子分析結果的擬合數據都在可接受的范圍之內。 由表6可知，各觀測變量的因子載荷都大于0.7，各變量的平均變異抽取量(AVE)均高于0.5，各變量的組合信度值(CR)均高于0.8，表明問卷的效度比較好。

4.相關分析

鄉村旅游游客旅游動機與交往意愿有顯著正相關關系，與重游意愿也有顯著正相關關系，交往意愿與重游意愿也有顯著的正相關關系，具體分析結果見表7。

表7 各變量的相關關系

5.假設檢驗

本文運用SPSS22.0 對前文提出的假設進行驗證，主要采用階層回歸分析的方法。 M1~M4 是將重游意愿作為因變量，M1 引入了游客年齡、性別、學歷水平、收入水平等4 個控制變量；M2 主要驗證游客旅游動機對重游意愿的影響；M3 主要驗證游客交往意愿對重游意愿的影響；M4 主要驗證游客交往意愿的中介作用；M5 和M6 主要是把交往意愿作為因變量，其中M5 引入性別和年齡作為控制變量；M6驗證旅游動機對交往意愿的影響。 具體實證檢驗的結果見表8。

表8 階層回歸分析結果

由表8 可知，游客交往意愿顯著受到旅游動機的正向影響，假設1 成立；游客重游意愿顯著受到旅游動機的正向影響，假設2 成立；游客重游意愿顯著受到交往意愿的正向影響，假設3 成立；因為游客交往意愿顯著影響重游意愿，雖然游客旅游動機對重游意愿的回歸系數下降明顯，但回歸系數仍然顯著，表明交往意愿的中介作用明顯，假設4 成立。

四、 對策建議

(一)掌握游客旅游動機，根據旅游動機制定營銷策略

實證研究結果顯示游客旅游動機對游客重游意愿有顯著的正向影響，因此，鄉村旅游地要做好游客旅游動機的調研，充分掌握不同年齡段、不同性別游客群體的旅游動機，有針對性地制定鄉村旅游地的營銷策略，爭取提高鄉村旅游地的重游率。

(二)注重鄉村旅游地的特色打造，提高游客的交往意愿

鄉村旅游地的游客主要來自城市，他們來鄉村旅游的主要目的是感受鄉土氣息、體驗鄉土氛圍，同時交往意愿也是促進游客來鄉村旅游的重要驅動因素。 因此要注重鄉村旅游地鄉村特色打造，可以通過保護古建筑、古樹，建造鄉村景觀，提高辨識度來營造鄉村氛圍，還可以設計體驗性較強的項目讓游客參與，從而展示當地的民風民俗。