一、文献回顾和研究假设
(一)目的地形象内涵及维度
在早期的研究中,目的地形象的大部分定义只强调它的认知成分,认为目的地形象是人们对目的地的系列信念、想法和印象。随着相关研究的不断深入,学者们赋予目的地形象的内涵更加丰富,更注重形象的综合性和整体性。Bigne等认为,目的地形象除包括认知成分以外还包括情感成分,是人们对特定目的地的所有认识、印象和情感表达。Martin和Bosque认为目的地形象是由理性和感性解释组成的多维度潜在变量,它包括认知形象和情感形象两个维度。其中,认知形象是指人们对目的地属性或特征的认知和信念,情感形象是指人们对目的地的情感。近年来,总体形象作为目的地形象的第三个维度逐渐为学者们所接受。总体形象是指人们对目的地的正面或负面的整体评价,它虽然源于对目的地的认知评价和情感评价,但不是二者简单相加的结果,而是大于认知形象和情感形象之和。Ahmed认为,分开测量目的地的认知形象、情感形象以及总体形象,有助于形成更有效的定位策略。
认知形象、情感形象和总体形象之间存在层级性关联。认知形象是情感形象形成的基础,情感反应是认知反应的结果,认知形象与情感形象有机整合形成目的地的总体形象。在旅游研究文献中,Li等的实证研究发现,认知形象对情感形象有显著直接正向影响。Stern和Krak-over研究表明,认知形象对总体形象存在显著的直接正向影响,并且通过情感形象间接作用于总体形象。Wang和Hsu指出,情感形象在认知形象与总体形象之间起部分中介作用,情感形象对总体形象有显著的正向影响力。综合上述分析,本文提出如下研究假设:
H1:认知形象显著正向影响情感形象。
H2:认知形象显著正向影响总体形象。
H3:情感形象显著正向影响总体形象。
(二)旅游动机与目的地形象
旅游动机是理解旅游者行为和目的地选择过程的一个重要概念。从消费者行为的角度看,旅游动机作为个体因素之一,由于它会影响个体对旅游目的地的认知构成,因而也会影响个体对目的地的环境感知和形象结果。无论是认知形象、情感形象还是总体形象,实质上都是个体对目的地的一种评价。透过这些评价可以发现个体的动机结构。由此可见,旅游动机与目的地形象是相关的。
旅游动机与目的地形象的相关性可用手段目的链理论(means-endchain theory)来解释。
手段目的链理论认为,产品属性是个体实现特定目的的手段,消费目的是个体价值取向的反映,结果利益是产品属性和个体价值联系起来的纽带。借助该理论对动机进行分析可知,个体动机起源于特定产品消费中的预期利益和期望价值。Klenosky以目的地特征代表“产品属性”,以旅游动机代表“结果利益”,以期望状态代表“个体价值”,运用手段目的链理论研究了旅游动机与目的地属性的关系,认为目的地满足了旅游者的预期利益并助其实现期望价值,那么旅游者的动机更容易被激发出来。因此,当旅游者被目的地唤起的认知和情感与其追求的预期利益一致时,他们持有的目的地形象也更积极。
在旅游研究文献中,一些研究实证了旅游动机对目的地形象的影响。为了更好地理解重游意向,Li等以乡村旅游为背景考察了旅游动机、目的地形象、重游意向之间的关系,结果发现旅游动机对认知形象存在显著影响。Baloglu和Mc-Cleary认为,如果目的地属性吻合旅游者的动机,那么旅游动机会正向影响情感形象。总体形象作为目的地形象的维度之一,在目的地形象的形成过程中也可能受到旅游动机的影响。基于上述分析,本文提出如下研究假设:
H4:旅游动机显著正向影响认知形象。
H5:旅游动机显著正向影响情感形象。
H6:旅游动机显著正向影响总体形象。
根据上述文献回顾和研究假设,我们构建了如图1所示的概念模型。
二、研究方法设计
(一)问卷设计
本研究中的量表来源于现有相关研究中的成熟量表。调查问卷包括5个部分:第1部分由测量旅游动机的题项组成,采用了Beerli和Mar-tin的13题项量表。第2部分由测量认知形象的16题项组成。量表来源于Chen和Tsai的研究;第3部分由测量情感形象的题项组成,采用了Lin等的4题项量表。测量总体形象的量表来源于Stern和Krakover的研究,只有一道题项,即“某某地有良好的总体形象”;第4部分统计被调查者的社会人口学信息,包括性别、年龄、职业、月收入和受教育程度等。第1—3部分的题项全部采用Likert5分量表进行测量,1表示完全不同意,3表示不确定,5表示完全同意。
(二)样本收集
本研究以厦门市为例,调查地点选择在该市两个代表性景区鼓浪屿和南普陀的游客休息处,采用拦截式抽样方法获取样本。为了保证样本数据的代表性和多源性,调查中我们在观察和询问的基础上采取了如下抽样办法:在每个由亲友组成的散客群中只抽取1份样本,在每个由导游带领的团队游客中只抽取2—3份样本。为了提高游客接受问卷调查的积极性和填写问卷的有效率,在询问其是否愿意接受调查的同时,告知会赠送一份厦门大学或鼓浪屿手绘地图作为纪念品。调查时间是2012年6—11月,先后进行了7次问卷调查,每两次调查的时间间隔都在4天以上。共发放问卷580份,回收580份。剔除漏选、重选较多以及明显无心填写的问卷,最终获得有效问卷563份,有效率为97.69%。
通过对样本数据进行频数分析,样本的社会人口学特征表现为:从性别看,男性占50.80%,女性占49.20%,男女比例基本持平;从年龄看,18—24岁占26.10%,25—44岁占65.00%,45—54岁占5.50%,55岁以上只占3.40%,以中、青年人为主;从职业看,以学生、公务员、专业技术人员、企事业管理人员、服务或销售人员为主,5种职业占71.30%;从月收入看,2000元以下占20.10%,2001—3000元占17.80%,3001—5000元占35.40%,5001元以上占26.80%,以中等收入为主;从受教育程度看,以大专或本科学历为主,所占比例为70.70%。
(三)数据分类
用同一样本进行探索性因子分析和验证性因子分析,可能会将样本的偶然性特征也转化成因子,结果使得所得模型未必是一般化的模型。为了避免上述不足,本研究将有效样本随机地分成样本1(n=280)和样本2(n=283)两个子样本。样本1用来进行探索性因子分析,样本2用来进行验证性因子分析。由于大样本能够保证复杂模型具有相对稳定的估计结果,因此,在结构方程模型分析中,我们将利用全部有效样本进行分析和检验。研究中的相关数据分析利用SPSS11.5和AMOS4.0软件来完成。
三、数据分析与模型检验
(一)探索性因子分析
由于本研究的最终目的是为了考察具体的旅游动机对目的地形象的影响,因此,首先需要利用探索性因子分析提取旅游动机因子。因子提取时采用主成分分析法,因子旋转采用方差最大正交旋转,以特征根大于1为提取原则。如果题项的因子载荷小于0.40或者交叉载荷大于0.40,该题项将被剔除。通过SPSS11.5中的因子分析,KMO值为0.78,Bartlett球形检验Sig.为0.00,表明这13道题项适合作因子分析。剔除4道不符合要求的题项,最终获得由9道题项测量的3个动机因子。根据题项测量的内容分别命名为声望动机、文化动机和休闲动机。3个动机因子共解释方差64.74%,表明其对测量题项具有较好的解释能力。各测量题项的因子载荷在0.68—0.88之间,大于0.40最低极限值。每个因子的信度系数在0.64—0.80之间,大于Peterson建议的0.60最低极限值,表明各因子具有较好的内部一致性。旅游动机的探索性因子分析结果如表1所示。
基于探索性因子分析的结果,我们将提取的声望动机、文化动机、休闲动机代替前文概念模型中的旅游动机,并与模型中的其他潜在变量建立关联。这样,本文的研究假设可以调整为:
H1:认知形象显著正向影响情感形象。
H2:认知形象显著正向影响总体形象。
H3:情感形象显著正向影响总体形象。
H4:旅游动机显著正向影响认知形象。
H4a:声望动机显著正向影响认知形象。
H4b:文化动机显著正向影响认知形象。
H4c:休闲动机显著正向影响认知形象。
H5:旅游动机显著正向影响情感形象。
H5a:声望动机显著正向影响情感形象。
H5b:文化动机显著正向影响情感形象。
H5c:休闲动机显著正向影响情感形象。
H6:旅游动机显著正向影响总体形象。
H6a:声望动机显著正向影响总体形象。
H6b:文化动机显著正向影响总体形象。
H6c:休闲动机显著正向影响总体形象。
相应地,根据上述研究假设,本研究的概念模型可以调整为如图2所示。
除旅游动机外,本研究还需要通过探索性因子分析提取认知形象的潜在因子。提取方法与旅游动机相同。分析结果显示,KMO值为0.86,并通过Bartlett球形检验(Sig.=0.00),表明测量题项具备因子分析的前提条件。剔除2道不符合要求的题项,最终余下能够反映4个潜在因子的14道题项。这4个潜在因子分别命名为目的地品牌、自然和文化、休闲娱乐和接待环境,它们共解释了方差65.75%。各测量题项的因子载荷在0.65—0.85之间,大于0.40最低极限值。
各潜在因子的信度系数在0.73—0.83之间,大于0.60最低极限值,表明各潜在因子具有较好的内部一致性。认知形象的探索性因子分析结果如表2所示。
(二)验证性因子分析
验证性因子分析是为了验证测量题项与它测量的潜在变量之间是否存在从属关系。基于探索性因子分析结果,我们利用子样本2(n=283)进行验证性因子分析。采纳Anderson和Gerb-ing的建议,分两个阶段进行分析:第一阶段评估旅游动机和认知形象两个潜在变量的测量模型,第二阶段评估由全体潜在变量组成的综合测量模型。以极大似然法为模型估计方法,以x2/df、RMSEA、RMR、GFI、NFI和CFI为模型拟合度衡量指标。如果x2/df小于3,RMSEA小于0.08,RMR小于0.05,GFI、NFI和CFI大于0.90,则认为测量模型与样本数据具有理想的拟合能力,是一个可以接受的模型。如果测量模型的各项衡量指标达到了可以接受的A-MOS水平,可以进入下一步的结构方程模型分析。
1.单个测量模型评估利用AMOS4.0进行验证性因子分析,结果显示,旅游动机测量模型的x2/df=2.40,小于3。RMSEA=0.07,小于0.08。RMR=0.04,小于0.05。GFI=0.96,NFI=0.91,CFI=0.95,均大于0.90。从而表明,旅游动机测量模型具有理想的拟合能力。认知形象测量模型的x2/df=2.03,小于3。RMSEA=0.06,小于0.08。
RMR=0.03,小于0.05。GFI=0.94,NFI=0.90,CFI=0.94,均大于或等于0.90。这表明,认知形象测量模型的拟合能力也达到了理想水平。此外,由表3可知,旅游动机和认知形象的测量题项的标准化因子载荷在0.49—0.93之间,大于0.45最低极限值。t统计值在5.55—15.88之间,在0.1%水平上显著。组合信度在0.64—0.80之间,大于吴明隆建议的0.60最低极限值。因此,由探索性因子分析确定的旅游动机和认知形象的潜在因子获得证实。
2.综合测量模型评估
综合测量模型是综合了具体的旅游动机、认知形象、情感形象和总体形象的测量模型,共9个潜在变量27道测量题项。分析结果显示,综合测量模型的x2/df=1.68,小于3。RMSEA=0.05,小于0.08。RMR=0.04,小于0.05。GFI=0.90,CFI=0.93,均大于或等于0.90。NFI=0.85,接近门槛值0.90。此外,标准化因子载荷在0.50以上,大于0.45最低极限值。与标准化因子载荷相关的t统计值在8.22—23.75之间,在0.1%水平上显著。因而可以认为,综合测量模型与样本数据具有可以接受的拟合优度。
(三)结构方程模型分析。
利用全部有效样本(n=563)进行结构方程模型分析。为了精简数据且尽量避免产生过多的误差扰动项,分析中对认知形象的测量采纳Devellis的建议,基于前文的认知形象探索性因子分析和验证性因子分析结果,分别计算4个潜在因子的测量题项得分的算术平均值,以其作为测量认知形象的新的指标。采用极大似然法对模型进行估计,结果显示,结构模型的x2/df=2.63,小于3。RMSEA=0.05,小于0.08。
RMR=0.04,小于0.05。NFI=0.92,GFI=0.95,均大于0.90。因此,从拟合指标看,结构模型的整体拟合能力达到了理想水平。
根据模型估计结果,表4列出了原假设、路径名称、标准化路径系数、t统计值和假设检验结果。由表4可知,认知形象对情感形象和总体形象具有显著正向影响(β1=0.74;β2=0.72),因而假设H1和H2获得证实。情感形象对总体形象没有显著正向影响(β3=-0.01),因此假设H3未获支持。声望动机、文化动机、休闲动机对认知形象均有显著正向影响(γ41=0.30;γ42=0.44;γ43=0.18),因而假设H4a、H4b、H4c成立。然而声望动机、文化动机、休闲动机对情感形象和总体形象均无显著正向影响(γ51=-0.02;γ52=-0.11;γ53=-0.01;γ61=-0.21;γ62=-0.07;γ63=0.04),因而H5a、H5b、H5c、H6a、H6b、H6c等6个假设均被拒绝。
究中的发现是一致的。认知形象的重要性为旅游目的地集中精力构建有利的目的地形象指明了施力方向。本研究表明,目的地品牌、自然和文化、休闲娱乐、接待环境是认知形象的潜在维度。据此,目的地可以围绕这四个方面加强宣传和促销,增强人们对目的地属性或特征的正向认知。
第二,情感形象对总体形象没有显著正向影响。该结论与Baloglu和McCleary以及Wang和Hsu等的研究结论不一致。他们的研究发现,情感形象对总体形象存在显著正向影响。出现不一致研究结论的原因,可能是我们研究的目的地与他们研究的目的地不属于同一种类型。不同类型的目的地往往拥有不同的旅游资源,因而使旅游者产生的形象感知也存在差异。Lin等曾针对三种不同类型的目的地考察了认知形象、情感形象和总体形象之间关系的稳定性。
他们的研究指出,对于有些类型的目的地(如主题公园),情感形象对总体形象有显著正向影响;而对于另外一些类型的目的地(如自然目的地),情感形象对总体形象并无显著正向影响。厦门是一个拥有“海上花园”美誉的城市型目的地,其总体形象主要形成于旅游者对它的属性或特征的感知。比较而言,其情感吸引力相对薄弱,旅游者对目的地的总体评价受其影响较小。因此,情感形象不会显著影响总体形象。城市型目的地不包括在Lin等基于旅游者感知划分的三种目的地类型中,针对城市型目的地的情感形象与总体形象之间的关系还有待在今后的研究中进一步实证检验。
第三,声望动机、文化动机和休闲动机显著正向影响认知形象。以往的研究通常将旅游动机作为一个整体潜在变量考察它与目的地形象之间的关系。但旅游动机具有多源性特征,可以再细分出具体的动机因子。因此,直接考察旅游动机与目的地形象的关系,不利于明确具体的旅游动机与目的地形象各维度之间的真实关系。本研究发现,声望动机、文化动机和休闲动机都对认知形象具有显著正向影响,这再次证实旅游动机作为个体因素是目的地形象形成的主要影响因素之一。旅游动机是人们外出旅游的原动力,为了满足个体需要,人们倾向选择能够实现期望利益的目的地旅游。如果目的地的属性或特征能够帮助旅游者实现期望利益,那么通常能够唤起旅游者对它的较高评价,形成较好的认知形象。旅游动机对认知形象有显著正向影响,表明迎合人们的旅游动机有助于提高对目的地的认知评价。因此,目的地首先可以在市场调查的基础上,根据具体的旅游动机对目标市场进行细分,然后根据市场需要并结合自身的属性或特征,有的放矢地加强对目标市场的宣传和促销,使人们感受到目的地可以实现其预期利益和期望价值,进而提高人们的认知评价。
另外,本研究还证实,旅游动机层次越高,对认知形象的影响越大。根据马斯洛的需要层次理论,需要存在高层次需要和低层次需要之分。
动机起源于需要,因此,旅游动机相应地也可分为高层次动机和低层次动机。据此,在本研究的三个旅游动机中,休闲动机、声望动机、文化动机的层次是越来越高的。本研究中,休闲动机、声望动机、文化动机对认知形象的标准化回归系数分别为0.18、0.30、0.44,表明旅游动机层次越高,对认知形象的影响越大。该结论与Li等的研究结论一致。因此,比较而言,迎合高层次的旅游动机较之迎合低层次的旅游动机,更有助于提高目标市场对目的地的认知评价。
第四,声望动机、文化动机和休闲动机对情感形象和总体形象没有显著正向影响。本研究发现,声望动机、文化动机、休闲动机与情感形象、总体形象之间没有显著的直接正向关联,而是通过认知形象的中介作用对情感形象和总体形象产生间接影响。这反映了认知形象在情感形象和总体形象的形成中具有重要地位。据此,通过迎合目标市场的旅游动机不能直接起到提高情感评价和总体评价的效果。但是,目的地的属性或特征如果迎合了目标市场的声望动机、文化动机或休闲动机,目标市场对目的地的情感评价和总体评价就容易提高。因为本研究表明,情感评价和总体评价主要取决于对目的地的认知评价。这为目的地如何提高目标市场的情感评价和总体评价提供了重要启示。
当然,本研究也存在一定的局限性,主要有以下三个方面:第一,样本量偏少。受时间、经费等限制,本研究仅获得了563份有效样本。将总有效样本分成两个子样本后,每个子样本的数量就偏少了。这需要在未来的研究中加大样本的搜集力度。第二,未对旅游动机量表作进一步补充。本研究采用的旅游动机量表虽然有良好的测量可靠性,但鉴于东西方文化的差异,有的赴厦门旅游者的旅游动机可能在量表中没有被反映出来。未来研究需要根据预调查的结果,对旅游动机量表作进一步的补充和完善。第三,总体形象只有一个测量题项。根据Assaker等的观点,用单一题项测量潜在变量不利于减少测量误差。
因此,未来研究应该改单题项测量为多题项测量,进一步提高总体形象量表的信度和效度。
