陳 澳，欒敬東，楊小咪

(安徽農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，安徽 合肥 230036)

當前，伴隨社會轉型發(fā)展的后工業(yè)時代的到來，在現(xiàn)代物質(zhì)消費水平和人均可支配收入水平顯著提高的驅動下，人們的休閑消費理念發(fā)生轉變，城市大眾渴望回歸自然、返璞歸真的本心訴求也愈發(fā)強烈[1]，鄉(xiāng)村旅游正逐漸成為人們出行的首選方式。

現(xiàn)代休閑農(nóng)莊作為當前鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下農(nóng)旅發(fā)展的一種新模式，憑借其多樣化的休閑主題板塊、獨特的民俗文化底蘊和自然古樸的原生體驗備受游客青睞。其基本定義為以轉型農(nóng)莊主為經(jīng)營主體，以城鎮(zhèn)居民為目標游客，通過整合地方人文、自然景觀和農(nóng)業(yè)資源，挖掘當?shù)剞r(nóng)耕和民俗文化，發(fā)展集生態(tài)觀光、農(nóng)事體驗、康養(yǎng)度假等功能于一體的新型農(nóng)企主體。

近年來，鄉(xiāng)村旅游的發(fā)展擺脫了傳統(tǒng)的單一觀光型模式，逐漸朝著康養(yǎng)宜居、休閑體驗、鄉(xiāng)村度假等新型業(yè)態(tài)方向轉變[2]，隨著全國土地確權工作的深入開展，農(nóng)村土地扭轉的速度加快，一批特色現(xiàn)代休閑農(nóng)莊得到迅猛發(fā)展。與此同時，現(xiàn)代休閑農(nóng)莊在發(fā)展中存在的問題也日益凸顯，發(fā)展模式面臨同質(zhì)化，項目開發(fā)深度不足，旅游產(chǎn)品質(zhì)量不過關等問題導致游客體驗感較差，極大地影響了現(xiàn)代休閑農(nóng)莊的發(fā)展后勁[3]。鑒于此，本文以合肥市“三瓜公社”作為典型的現(xiàn)代休閑農(nóng)莊研究對象，首先構建游客參與式體驗的多維因子結構，將其作為游客忠誠的前置變量，之后引入“游客滿意”的中介變量，通過結構模型的建立探究參與式體驗與游客忠誠的機制關聯(lián)。

一、研究綜述

(一)游客參與式體驗的內(nèi)涵研究

早在20世紀60年代，學者便在文獻中對游客參與式體驗進行過定義，如Boorstin[4]當時在研究中將游客參與式體驗歸屬為一種非自發(fā)預測的流行消費行為，隨著體驗式經(jīng)濟時代的到來，傳統(tǒng)旅游形式已遠不能滿足游客的消費需求，學者對游客參與式體驗的研究視角也隨之改變。Poria[5]等指出旅游體驗的核心是主觀印象和行為；黃穎華[6]等認為游客參與式體驗是游客以親身出行體驗為依據(jù)，基于自身經(jīng)驗、偏好和知識，對出行消費過程中所獲得的產(chǎn)品價值、付出的產(chǎn)品成本，在合乎自身期望程度上的綜合評估。劉銳等[7]基于對鄉(xiāng)村旅游形象的理解，認為游客參與式體驗是游客在鄉(xiāng)村旅游互動中獲得的一種綜合感受，是一種為游客提供舒適和娛樂的情感狀態(tài)。

(二)游客滿意與游客忠誠

滿意度起源于營銷學領域，是顧客對產(chǎn)品和服務累積性購買所形成的綜合評價[8]。當前正被越來越多的商戶和企業(yè)家所重視，國內(nèi)外關于游客滿意的研究集中在“期望-感知差異模型”、“顧客消費經(jīng)歷比較模型”、“顧客需要滿意程度模型”三種模型上[9]，討論的焦點主要在于“游客滿意”是否能在結構模型中得到有效解釋。學者對游客忠誠概念的研究則可追溯到20世紀90年代，認為其可從行為和態(tài)度兩個層面定義，前者主要指向游客參與和接受旅游服務的頻次，后者則用以反映游客對景區(qū)各類產(chǎn)品的需求選擇偏好[10]。游客積極正向的忠誠行為，不僅能夠為經(jīng)營者帶來巨大經(jīng)濟效益，更能挖掘出潛在的消費游客。

二、研究假設

(一)參與式體驗的維度假設

參與式體驗來源于游客的心理認知和情感偏向，本身是一個主觀抽象的概念，難以形成統(tǒng)一的測量準則。近年來，學者們基于各自的研究情境，對不同情境的鄉(xiāng)村旅游地進行了游客感知價值的維度劃分，這對游客參與式體驗量表的開發(fā)同樣具有參考依據(jù)?，F(xiàn)將部分國內(nèi)外學者對游客感知價值的維度劃分整理成如下表1所示。

表1 部分國內(nèi)外學者對游客感知價值的劃分維度

本文以游客參與式體驗為二階因子結構，一方面基于現(xiàn)有研究對游客感知價值的維度劃分，另一方面結合現(xiàn)代休閑農(nóng)莊所具有的獨特旅游情境，嘗試將該變量劃分成8個維度，分別為服務體驗、管理體驗、認知體驗、生態(tài)體驗、特色體驗、情感體驗、成本體驗、社交體驗。

(二)參與式體驗與游客忠誠關系假設

顧客忠誠理論中，將感知價值置位于決定顧客對企業(yè)產(chǎn)品與服務忠誠的前置變量[20]?！盃I銷學之父”科特勒在《營銷管理》中指出：感知價值來源于顧客的參與式體驗，當消費者對該類產(chǎn)品或者服務滿意時，其自然轉變?yōu)楫a(chǎn)品忠誠者。此外，Lee[21]等基于對韓國旅游各形象維度的測量，指出吸引力、舒適度、性價比3個維度均對游客重游意愿起正向作用。徐偉和王新新[22]也通過對古村落的研究，發(fā)現(xiàn)游客的存在主義真實性感知對他們的忠誠行為有著直接正向聯(lián)系，從而影響到他們的口碑宣傳意向和重游意愿。綜上，提出如下假設：

H1a：服務體驗與游客忠誠存在直接顯著正向關系。

H1b：管理體驗與游客忠誠存在直接顯著正向關系。

H1c：認知體驗與游客忠誠存在直接顯著正向關系。

H1d：生態(tài)體驗與游客忠誠存在直接顯著正向關系。

H1e：特色體驗與游客忠誠存在直接顯著正向關系。

H1f：情感體驗與游客忠誠存在直接顯著正向關系。

H1g：成本體驗與游客忠誠存在直接顯著正向關系。

H1h：社交體驗與游客忠誠存在直接顯著正向關系。

(三)游客滿意的中介作用

滿意度能否在游客體驗和忠誠行為之間發(fā)揮中介效應至今仍缺乏統(tǒng)一定論，這源自于學者們基于不同的研究情境得出的結果均有據(jù)可依。Garbarino[23]認為當顧客對一種產(chǎn)品或者服務產(chǎn)生滿意時，就會傾向于重新體驗，因此將導致一連串的后續(xù)行為；Chi[24]等根據(jù)旅游地實證檢驗，探索出滿意度的中介效應對旅游地游客忠誠度具有間接積極影響；李罕梁[25]等結合對“洋家樂”游客的心理因素分析，指出游客滿意度能夠幫助經(jīng)營者預測游客未來的旅游行為意向。鑒于當前現(xiàn)代休閑農(nóng)莊領域針對游客參與式體驗、游客滿意和游客忠誠之間的關系研究存在空白點，本文嘗試建立以滿意度為中介變量，提出如下假設：

H2a：服務體驗與游客滿意存在直接顯著正向關系。

H2b：管理體驗與游客滿意存在直接顯著正向關系。

H2c：認知體驗與游客滿意存在直接顯著正向關系。

H2d：生態(tài)體驗與游客滿意存在直接顯著正向關系。

H2e：特色體驗與游客滿意存在直接顯著正向關系。

H2f：情感體驗與游客滿意存在直接顯著正向關系。

H2g：成本體驗與游客滿意存在直接顯著正向關系。

H2h：社交體驗與游客滿意存在直接顯著正向關系。

H3：現(xiàn)代休閑農(nóng)莊情境下游客滿意與游客忠誠具有直接顯著正向關系。

綜上所述，本文以合肥市“三瓜公社”為例，從游客參與式體驗的多維視角開展研究，同時引入游客滿意作為中介變量，提出“參與式體驗-游客滿意-游客忠誠”的關系鏈條，并構建出如下基礎理論模型(圖1)。

圖1 基礎理論模型

三、研究方法

(一)樣本地選擇

“三瓜公社”坐落于安徽省合肥市巢湖經(jīng)開區(qū)半湯古鎮(zhèn)湯山行政村，瀕近巢湖，距離合肥市中心65公里，是典型的休閑旅游地段。2015年9月，合巢經(jīng)開區(qū)與安徽淮商集團聯(lián)手，共建“三瓜公社”特色小鎮(zhèn)，總投資10億元，決定以六千年半湯特色農(nóng)耕文化和地方自然資源為發(fā)展基點，通過整合美麗鄉(xiāng)村建設、休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游、農(nóng)村電子商務等發(fā)展類型，致力于打造具有地方特色的現(xiàn)代休閑農(nóng)莊[25]。目前，“三瓜公社”已構建出“冬瓜民俗村”“南瓜電商村”“西瓜美食村”等3個特色村。它們相互之間呈品字形分布，形成了一個天然的現(xiàn)代休閑景區(qū)。2017年，“三瓜公社”獲評安徽省“十佳現(xiàn)代休閑農(nóng)莊(園)”稱號，2018年，“三瓜公社”入選“中國特色小鎮(zhèn)50強”， 2019年，“三瓜公社”被作為16個典型經(jīng)驗小鎮(zhèn)之一向全國推廣。截至2019年底，“三瓜公社”已累計吸納各類企業(yè)90余家，為當?shù)靥峁┲苯泳蜆I(yè)崗位2 000人，游客訪問量高達600 萬人次。因此，以“三瓜公社”為現(xiàn)代休閑農(nóng)莊典例進行研究具有一定的代表性。

(二)量表設計與問卷調(diào)查

本研究以在“三瓜公社”內(nèi)從事農(nóng)事體驗、親子活動、采摘種養(yǎng)等參與式體驗項目的游客為調(diào)查對象，采取現(xiàn)場入莊調(diào)查方式。在正式問卷發(fā)放前期，首先通過線上預調(diào)研收集了100份問卷，用以初步分析樣本數(shù)據(jù)的可靠性，并根據(jù)因子分析法刪減了載荷小于0.5的題項。正式調(diào)研時間為2020年9月20日至10月9日的周末、十一國慶和中秋假期，恰逢鄉(xiāng)村旅游旺季，以方便數(shù)據(jù)收集。

問卷內(nèi)容包含人口統(tǒng)計學特征量表、現(xiàn)代休閑農(nóng)莊參與式體驗測量量表、游客滿意和忠誠量表4個部分，后3部分采用五級李克特量表進行測量。其中參與式體驗量表部分借鑒于Sweeney[26]、Chen C F和Tsai M H[12]、王莉[18]、魏遐[27]、李文兵[28]的研究，部分結合農(nóng)莊特有生態(tài)環(huán)境價值和旅游項目，經(jīng)預調(diào)研整合后共計30個題項；游客滿意采用的是陸相林[29]開發(fā)出的量表，設置有2個題項；游客忠誠在當前競爭力日趨激烈和類型繁多的鄉(xiāng)村旅游中著重表現(xiàn)在重游意愿和口碑宣傳上，因此本變量也僅設計2個題項，具體題項見表2。本次調(diào)查總共發(fā)放問卷 350份，回收332份，剔除錯亂填寫等22份無效樣本問卷后，得到有效問卷310份，回收率達到88.6%。

表2 現(xiàn)代休閑農(nóng)莊參與式體驗調(diào)查量表

(三)樣本統(tǒng)計學特征

通過SPSS 25.0軟件對有效調(diào)研樣本進行人口描述性數(shù)據(jù)統(tǒng)計，得到如下表3所示。在調(diào)查的310位游客中，男性人數(shù)172，女性人數(shù)138，總體性別比例未出現(xiàn)較大懸殊，符合統(tǒng)計學要求。游客年齡段主要集中于21～50歲，合計占比72.9%?？驮匆允?nèi)地區(qū)的城鎮(zhèn)人口為主，在學歷分布上，游客學歷集中于本?？茖哟危T士以上高學歷游客也有較大占比，將近20%。在收入分布上，3 000～6 000元、6 000～10 000元位于前兩位，收入學歷層次恰好與以企事業(yè)單位人員和行政公務員為主要游客職業(yè)結構的特征相吻合，因此，現(xiàn)代休閑農(nóng)莊旅游逐漸對外表現(xiàn)出高學歷、高收入的特征。從游客所獲信息渠道和游玩次數(shù)來看，口碑和線上宣傳達到總占比的八成，大多數(shù)游客為初次來訪，游客的重游意愿也比較強烈，達到36.77%，這在一定程度上表明“三瓜公社”具有相對較高的參與體驗值。

表3 樣本人口描述性統(tǒng)計特征

四、模型分析

(一)參與式體驗的驗證性因子分析模型

利用Amos23.0 軟件對參與式體驗所構建的8個因子進行結構穩(wěn)定性檢驗，將30個題項作為觀察項目，8個因子作為潛在變量，構造出如下圖2路徑模型。由圖可得，模型中所有因子的相關系數(shù)均小于1，因子之間最大相關系數(shù)(服務體驗-認知體驗)為0.92，未出現(xiàn)路徑缺失和交叉負荷現(xiàn)象，達到了檢驗的一般要求，說明量表的結構穩(wěn)定性良好。

圖2 現(xiàn)代休閑農(nóng)莊參與式體驗因子分析模型

(二)參與式體驗的二階驗證性因子分析

為驗證所假定的八階因子維度能夠有效覆蓋到現(xiàn)代休閑農(nóng)莊參與式體驗的完整構面，本研究采用二階驗證性因子分析對所有維度進行檢驗，結果顯示各維度與參與式體驗之間的相關系數(shù)分別為0.92、0.87、0.86、0.71、0.83、0.90、0.79、0.82，均大于0.7的基本要求，顯著性高；擬合情況顯示：χ2/df=2.37，CFI=0.899，IFI=0.931，NFI=0.916，RMSEA=0.059，整體數(shù)據(jù)擬合效果優(yōu)良。

為進一步檢驗現(xiàn)代休閑農(nóng)莊參與式體驗二階因子所假設的八因子模型具有最佳擬合度和區(qū)分效度，本文以表4檢驗為例，該表中，第一步：將服務體驗與管理體驗相組，構成七因子模型進行擬合分析；第二步：承接前一步，將認知體驗與生態(tài)體驗相組，構成六因子模型進行擬合分析；第三步：承接前兩步，將特色體驗和情感體驗相組，構成五因子模型進行擬合分析；第四步：承接前三步，將成本體驗和認知體驗相組，構成四因子模型進行擬合分析；第五步：在前四步基礎上，將第三、四步相組，構成三因子模型進行擬合分析；第六步：整體單因子模型(30個題項)進行綜合擬合分析。通過多因子重組模型比對分析，強有力地證明出八因子模型的擬合度相較于其他因子模型更優(yōu)，所設定的8個一階因子之間具有良好的區(qū)分效度。

表4 現(xiàn)代休閑農(nóng)莊參與式體驗驗證性因子分析

(三)信度與效度檢驗

根據(jù)表5計算數(shù)據(jù)，運用SPSS 25.0信度分析項對模型所設變量進行可靠性分析，得出全部變量Cronbach'α系數(shù)值在0.787～0.934的范圍，均大于0.7的基本要求，運算結果顯著。通過Amos23.0對各變量進行一階驗證性因子分析，求出組合信度CR值均介于0.709～0.933之間，同樣超過0.7，據(jù)此得出測量量表的綜合信度完全符合檢驗標準。

其次，對量表的效度進行分析，它一般涵蓋內(nèi)容效度、標準效度、結構效度和共軛效度。關于量表的內(nèi)容效度，筆者參閱了前人所使用的較為成熟的量表體系，權衡了各因子的題項設置，并嚴格規(guī)范表達方式。同時，在對初期預調(diào)研的數(shù)據(jù)分析中，將相關載荷量低于0.5的題項全部刪除。關于標準效度，通常由于其在實際使用中存在較大困難，在文獻研究中一般不執(zhí)行該項操作[30]。結構效度一般用來描述所設量表能夠對抽象理論進行解釋的程度，根據(jù)圖2、表4和表5的分析結果，能夠得出該模型的結構效度具有廣泛認可性。關于共軛效度，一般通過收斂效度來表示，其主要根據(jù)各測量題項的標準化因子載荷和平均方差抽取量(AVE)進行檢驗，根據(jù)表5結果顯示，除一題項為0.663，其余29個題項的標準化因子載荷值均大于0.7，統(tǒng)計結果完全可被接受。各個潛變量所設題項的AVE值均在0.5以上，說明量表題項具有解釋各對應潛變量方差變異的能力，量表的收斂效度總體顯著。

表5 驗證性因子分析結果

續(xù)表

(四)結構方程模型檢驗

以上分析表明了測量模型的信度、效度以及路徑系數(shù)均符合檢驗要求，量表具有良好的擬合度和可靠性。因此，進一步對結構模型進行結構方程模型分析，將所有變量以及全部題項納入結構方程模型，利用Amos 23.0軟件通過極大似然法對結構方程模型展開運算。

結構方程模型擬合度分析如下表6所示，從各種擬合指標來看，χ2/df為3.06，NFI、RFI、IFI、TLI、CFI，均超過0.09，近似誤差平方根RMSEA為0.065，符合Browne曾指出的RMSEA值在0.05～0.08均能表明擬合度尚可的要求，因此該結構方程模型擬合指標基本滿足統(tǒng)計學上的推薦值要求，其擬合度檢驗結果是可以被接受的。

表6 結構方程模型擬合度檢驗

基于極大似然法(ML)對結構方程模型進行參數(shù)估計，通過模型中各項路徑系數(shù)值來驗證本文關于自變量、因變量、中介變量之間所作出的各項假設。若路徑系數(shù)為正且顯著，則假設成立，反之不成立，假設檢驗結果見圖3。

服務體驗對游客忠誠、游客滿意的影響路徑系數(shù)分別為0.17、0.30，管理體驗對游客忠誠、游客滿意的路徑系數(shù)分別為0.12、0.14，認知體驗對游客忠誠、游客滿意的路徑系數(shù)分別為0.13、0.26，生態(tài)體驗對游客忠誠、游客滿意的路徑系數(shù)分別為0.14、0.17，特色體驗對游客忠誠、游客滿意的路徑系數(shù)分別為0.15、0.21，成本體驗對游客忠誠、游客滿意的路徑系數(shù)分別為0.16、0.16，社交體驗對游客忠誠、游客滿意的路徑系數(shù)分別為0.34、0.12，情感體驗對游客忠誠、游客滿意的路徑系數(shù)分別為0.21、0.23，以上正向數(shù)值證明出假設H1a—H1h、假設H2a—H2h均成立，即現(xiàn)代休閑農(nóng)莊的參與式體驗對游客滿意、游客忠誠均具有正向、顯著、直接影響；同時，游客滿意與游客忠誠的路徑系數(shù)為0.17，驗證了假設H3，且游客滿意在參與式體驗各維度和游客忠誠之間具有部分中介效應，綜上述，得出全部假設均成立。

圖3 現(xiàn)代休閑農(nóng)莊參與式體驗影響評價結構模型標準化參數(shù)估計

五、結論及啟示

(一)研究結論

本研究以合肥市“三瓜公社”為例，通過實地調(diào)研數(shù)據(jù)分析，嘗試構建了現(xiàn)代休閑農(nóng)莊的參與式體驗評價指標體系，包含8個公因子共30個題項，并根據(jù)二階驗證性因子分析證明了模型的可靠性和內(nèi)部一致性。其次，根據(jù)實證結果，得出現(xiàn)代休閑莊園的參與式體驗與游客忠誠之間存有直接的正向影響關系，表明農(nóng)業(yè)旅游經(jīng)營者未來的發(fā)展投入點應轉向游客的需求側，從服務、管理、認知、生態(tài)、特色、情感、成本和社交層面為顧客創(chuàng)造更大“利得”。

現(xiàn)代休閑農(nóng)莊的參與式體驗可以通過對游客滿意度的影響間接作用至游客忠誠上，本文通過引入游客滿意的中介變量，運用實證分析法有效證明了參與式體驗(八個維度)和游客滿意之間的正向顯著關系；同時，游客滿意顯著正向影響游客忠誠，其作為中介變量間接影響著游客忠誠的形成，研究結果證實了模型的可靠性與假設的合理性，表明農(nóng)旅經(jīng)營者今后應努力打造出符合游客所期待的產(chǎn)品和服務，以差異化、細致化、體驗式的產(chǎn)品項目來獲取更高的游客滿意效用。

(二)啟示建議

首先，現(xiàn)代休閑農(nóng)莊經(jīng)營者不僅要關注于配套設施、產(chǎn)品保障等供給層的提高，更要注重于對游客需求感知的開發(fā)，以提升游客的參與體驗價值。一方面，經(jīng)營者應豐富參與式體驗形式載體，加大科教農(nóng)耕文化培訓力度，讓游客在認知、社交、情感層面獲得更高的“利得”感知；另一方面，經(jīng)營者應盡量降低游客在時間、精力、金錢上的成本投入，科學合理定價與收費，使游客產(chǎn)生物超所值的感受，從而降低其“利失”感知。其次，現(xiàn)代休閑農(nóng)莊一般缺乏已經(jīng)專業(yè)培訓上崗的服務人員，通常會造成游客的不適感，因此務必引起對該項培訓的重視，可通過開展線上線下教輔、定期考核評級、創(chuàng)新服務模式等手段真正把服務領域做優(yōu)、做細、做強。

此外，現(xiàn)代休閑農(nóng)莊要立足于生態(tài)資源稟賦，發(fā)掘生態(tài)經(jīng)營模式。生態(tài)資源價值是現(xiàn)代休閑農(nóng)莊的發(fā)展之源，要定期對景區(qū)進行生態(tài)修復和補償，經(jīng)營者要繼續(xù)依托好當?shù)孛耧L民俗，結合當?shù)氐亩鄻有陨鷳B(tài)開發(fā)新模式，一要注重對農(nóng)莊整體觀景效果的提升，要讓景區(qū)整體布局更具生態(tài)屬性、人文魅力，從而提高游客的生態(tài)體驗，二要打造出特色品牌或項目，建議利用體驗營銷手段，在當前鄉(xiāng)旅產(chǎn)品同質(zhì)化泛濫的背景下設計出具有農(nóng)莊自身特色、個性的體驗式項目，這既可以滿足游客的差異化需求，又能提升游客的特色體驗。再有，經(jīng)營者要注意管理水平的提升，用好管理手段，可建立游客大數(shù)據(jù)化信息平臺，派專人緊盯景區(qū)動向，以確保治安、人流、交通、餐飲等方面有序高效。

最后，經(jīng)營者應本著實事求是的原則，合理對農(nóng)莊進行宣傳推廣，讓游客構建起景區(qū)的理性形象，讓游客在心理中產(chǎn)生認可感。本研究結果已證實了游客滿意對游客忠誠的部分中介效應，因此，現(xiàn)代休閑農(nóng)莊經(jīng)營者更要注重游客滿意度管理，以此來培育游客的品牌忠誠度。另外，游客滿意非單因素變量，它來源于游客對現(xiàn)代休閑農(nóng)莊參與式體驗各維度的集中反饋，只有從整體上提升游客的滿意水準，才能促使游客產(chǎn)生口碑宣傳、重游體驗等忠誠行為。這里建議企業(yè)建立游客動態(tài)追訪機制，方便隨時從游客口中獲取對產(chǎn)品和服務的滿意狀況。在關乎游客“利得”一面，農(nóng)莊要保持好原有服務標準并及時做好適應性調(diào)整；在針對游客“利失”一面，農(nóng)莊應有針對性地完善不足與缺陷點，從而建立起與鄉(xiāng)旅市場相應的最佳口碑。