郝 萌，張春暉

（1. 陜西師范大學(xué)地理科學(xué)與旅游學(xué)院, 陜西 西安 710119；2. 陜西省旅游信息化工程實(shí)驗(yàn)室,陜西 西安 710119；3. 陜西省旅游信息科學(xué)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 陜西 西安 710119）

近年來(lái)，快節(jié)奏生活和高壓力工作使城市居民親近自然、返璞歸真的需求日益迫切，草原旅游地以其獨(dú)特的草原生態(tài)景觀和邊塞民族風(fēng)情成為人們出游的重要選擇。而目前我國(guó)草原旅游地普遍存在景觀結(jié)構(gòu)單一、旅游產(chǎn)品雷同及文化內(nèi)涵欠缺等問(wèn)題[1]，不符合我國(guó)建設(shè)國(guó)家草原自然公園，探索草原生態(tài)保護(hù)與綠色發(fā)展新思路的要求[2]。究其根本，原因可能在于草原旅游發(fā)展未充分堅(jiān)持市場(chǎng)導(dǎo)向原則，沒(méi)有實(shí)現(xiàn)旅游地建設(shè)與市場(chǎng)需求的有效對(duì)接。而“旅游地屬性-游客重游意愿”關(guān)系，是審視旅游供需雙方互動(dòng)機(jī)理的重要視角。因此，在草原旅游情境下，探究旅游地屬性對(duì)游客重游意愿的影響機(jī)制，能夠?yàn)樘綄げ菰糜喂┙o側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的具體方式與路徑提供理論支撐，有利于實(shí)現(xiàn)草原旅游資源的科學(xué)利用和高效管理。

當(dāng)前學(xué)界針對(duì)旅游地屬性影響行為意圖的研究旨在解決兩個(gè)問(wèn)題。其一，探究旅游地屬性影響游客行為意圖的具體機(jī)制。其中，多數(shù)學(xué)者探討了“旅游地屬性-感知價(jià)值-滿意度-行為意圖”的理論關(guān)系[3-4]，但滿意度不必然帶來(lái)行為意圖提升的實(shí)證結(jié)果[5-6]，使得“旅游地屬性-行為意圖”的具體機(jī)制仍難取得共識(shí)。伴隨學(xué)界對(duì)滿意度預(yù)測(cè)行為意圖有效性的質(zhì)疑[7]以及探討游客行為意圖形成機(jī)制的認(rèn)知與情感雙重視角漸成主流[8]，學(xué)者們傾向于以游客欣喜來(lái)解釋游客行為意圖的產(chǎn)生機(jī)制[9]。一方面，在對(duì)行為意圖的預(yù)測(cè)上，游客欣喜的效果更佳[10]；另一方面，滿意度的概念涉及認(rèn)知和情感因素[7]，這導(dǎo)致若以滿意度作為衡量游客情感反應(yīng)的中間變量實(shí)難與認(rèn)知變量區(qū)分開來(lái)，而游客欣喜概念內(nèi)涵僅聚焦于個(gè)體情感[8]，便于與其他認(rèn)知變量結(jié)合，更為完整和系統(tǒng)地刻畫游客體驗(yàn)過(guò)程。因此，將傳統(tǒng)關(guān)系鏈條中的“滿意度”發(fā)展為“游客欣喜”，更利于揭示旅游地屬性對(duì)行為意圖的影響機(jī)制。

其二，識(shí)別決定游客行為意圖的關(guān)鍵旅游地屬性。既往研究主要通過(guò)比較旅游地各屬性對(duì)游客行為意圖的直接影響效應(yīng)，確定屬性的相對(duì)重要性[11-12]。然而，旅游地屬性是游客在地體驗(yàn)的組成部分，直接左右著游客的體驗(yàn)質(zhì)量，進(jìn)而影響行為意圖[13]。因此，厘清各屬性對(duì)游客行為意圖的影響路徑與方式，系統(tǒng)審視旅游地屬性發(fā)揮影響效應(yīng)的過(guò)程，并據(jù)此判斷其重要性，是極為必要的?！氨磉_(dá)性-工具性屬性”框架模型[14-15]本質(zhì)上是基于路徑關(guān)系的視角，探討兩類屬性對(duì)游客游后行為變量的重要性。該模型認(rèn)為，在對(duì)游后行為變量發(fā)揮影響作用的過(guò)程中，具有情感導(dǎo)向的表達(dá)性屬性比具有認(rèn)知導(dǎo)向的工具性屬性更為關(guān)鍵[14,16]。但是相關(guān)實(shí)證研究結(jié)果并未就表達(dá)性還是工具性屬性的影響效應(yīng)更大達(dá)成統(tǒng)一[15,17-18]。造成結(jié)論存在矛盾的原因主要在于，既往研究多是對(duì)兩類屬性影響路徑的導(dǎo)向區(qū)別進(jìn)行理論分析，而對(duì)屬性重要性的實(shí)證檢驗(yàn)僅是基于對(duì)游后行為變量直接影響效應(yīng)的大小。這種拋開屬性發(fā)揮影響作用機(jī)制而檢驗(yàn)屬性重要性的研究思路，無(wú)法控制不同研究情境下可能存在的中間變量，容易造成研究結(jié)論的不確定，無(wú)法真正回應(yīng)屬性重要性問(wèn)題，也不能清晰回應(yīng)兩類屬性是否在影響作用過(guò)程上存在理論所假設(shè)的情感與認(rèn)知路徑的差異。

當(dāng)前學(xué)界關(guān)于草原旅游地屬性影響游客行為意圖的研究尚顯匱乏，僅關(guān)注旅游地屬性對(duì)行為意圖的直接影響[11]，或經(jīng)由滿意度對(duì)行為意圖的間接影響[19]，缺乏對(duì)草原旅游地屬性影響行為意圖內(nèi)在機(jī)制的深入揭示。為彌補(bǔ)上述不足，本研究基于認(rèn)知評(píng)價(jià)理論，以認(rèn)知和情感雙重視角，構(gòu)建草原旅游地屬性、感知價(jià)值、游客欣喜和重游意愿的關(guān)系模型，選取陜西關(guān)山草原為案例地，旨在：1)探討草原旅游地表達(dá)性和工具性屬性對(duì)重游意愿的影響效應(yīng)，識(shí)別提升市場(chǎng)績(jī)效的關(guān)鍵屬性；2)揭示表達(dá)性和工具性屬性影響重游意愿的具體機(jī)制，為草原旅游地提高建設(shè)效率和探尋科學(xué)發(fā)展路徑提供理論借鑒。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)域概況

本研究選取陜西關(guān)山草原作為案例地。關(guān)山草原位于寶雞隴縣西南部，關(guān)山山脈南端，地理位置為106°54′～106°61′ E，34°70′～34°76′ N，景區(qū)擁有天然林地693 km2，草地233 km2，林草覆蓋率高達(dá)98.7%，山地海拔約2 200 m，夏季涼爽濕潤(rùn)，年降水量達(dá)700 mm，是典型的以高山草甸為主體的草原旅游風(fēng)景區(qū)，素有“中國(guó)立體草原”“天然涼都”之稱[20]。景區(qū)內(nèi)林草山溪谷等自然景觀錯(cuò)落有致，核心的草原景觀連綿起伏，資源組合明顯異于秦嶺山地和黃土高原，配備的騎射等娛樂(lè)項(xiàng)目獨(dú)具民族特色，蒙古包和古營(yíng)帳等接待設(shè)施極具邊塞風(fēng)情。景區(qū)于2015 年被評(píng)為國(guó)家4A 級(jí)景區(qū)，于2019 年晉升為省級(jí)旅游度假區(qū)，目前已成為人們飽覽草原風(fēng)光、體驗(yàn)草原文化的休閑度假勝地。2019 年，景區(qū)接待游客達(dá)126.8 萬(wàn)人次[20]。

作為我國(guó)內(nèi)陸中東部地區(qū)最大的原生態(tài)天然草場(chǎng)[21]，關(guān)山草原兼具資源和區(qū)位的雙重優(yōu)勢(shì)，對(duì)西安、寶雞、咸陽(yáng)、天水和平?jīng)龅? h 車程范圍內(nèi)的客源市場(chǎng)具有極強(qiáng)的吸引力。對(duì)希望擺脫城市緊張生活的游客而言，與慣常環(huán)境迥異的草原自然和文化景觀容易使游客獲得身心放松、自由暢爽的體驗(yàn)，產(chǎn)生興奮和愉悅的情感反應(yīng)[22]。因此，該案例地便于揭示感知價(jià)值與欣喜在草原旅游地屬性影響游客重游意愿過(guò)程中的作用，即具有充分的典型性。

1.2 研究模型與假設(shè)

1.2.1表達(dá)性與工具性屬性的概念

表達(dá)性和工具性屬性的概念源于市場(chǎng)營(yíng)銷學(xué)對(duì)產(chǎn)品屬性的劃分。一般認(rèn)為，與產(chǎn)品象征意義或符號(hào)價(jià)值關(guān)聯(lián)的屬性多為表達(dá)性屬性，而與產(chǎn)品基本性能密切相關(guān)且僅滿足顧客基本購(gòu)買需求的屬性多為工具性屬性，所以，對(duì)顧客而言，工具性屬性是手段，表達(dá)性屬性是目的[23]。隨著學(xué)界對(duì)旅游地屬性所承載符號(hào)和情感意義的不斷關(guān)注[24]，表達(dá)性和工具性屬性概念被引入旅游地屬性相關(guān)研究[14-18]。旅游研究中，表達(dá)性屬性是反映游客追求享樂(lè)和愉悅動(dòng)機(jī)的目的地屬性，可促成游客獲得核心旅游體驗(yàn)，蘊(yùn)含著旅游體驗(yàn)的無(wú)形和情感元素[16]；而工具性屬性主要涉及輔助游客完成旅游體驗(yàn)的產(chǎn)品或服務(wù)，反映旅游體驗(yàn)的功能和認(rèn)知元素[17]。本研究將根據(jù)表達(dá)性和工具性屬性概念，對(duì)草原旅游地屬性進(jìn)行分類，遴選反映游客體驗(yàn)認(rèn)知和情感過(guò)程的中間變量，探討兩類屬性對(duì)重游意愿影響效應(yīng)和作用路徑的差異。

1.2.2目的地屬性與感知價(jià)值

在旅游文獻(xiàn)中，感知價(jià)值是游客在判斷旅游地各屬性能否滿足其旅游需求的基礎(chǔ)上，綜合考慮在地期間的感知利得和利失而對(duì)整體旅游體驗(yàn)做出的認(rèn)知評(píng)價(jià)[25]，是游客通過(guò)對(duì)旅游地各屬性的體驗(yàn)而得到的體驗(yàn)結(jié)果[26]。游客在實(shí)地體驗(yàn)中，感知到的旅游地各屬性表現(xiàn)越好，則對(duì)旅游地的綜合性感知價(jià)值評(píng)價(jià)越高。同時(shí)，旅游地或旅游產(chǎn)品屬性績(jī)效對(duì)游客感知價(jià)值的正向影響作用，已經(jīng)在醫(yī)療旅游[6]、海島旅游[4]及城市旅游[26]等多種情境下得到驗(yàn)證。綜上，提出假設(shè)：

H1：旅游地屬性對(duì)感知價(jià)值具有顯著正向影響。

1.2.3目的地屬性與游客欣喜

旅游研究將游客欣喜定義為由旅游體驗(yàn)引發(fā)的一種結(jié)合愉悅感與喚醒感的強(qiáng)烈積極情感反應(yīng)[10,27]。根據(jù)認(rèn)知評(píng)價(jià)理論，情感產(chǎn)生于游客對(duì)特定情景或事件的認(rèn)知與評(píng)價(jià)[28]。涂紅偉等[29]在探索游客情感反應(yīng)影響因素的研究中，發(fā)現(xiàn)游客對(duì)旅游地屬性的認(rèn)知評(píng)價(jià)會(huì)對(duì)其情感反應(yīng)產(chǎn)生直接正向影響。徐英等[30]發(fā)現(xiàn)草原旅游地的景觀、活動(dòng)等屬性是構(gòu)成草原旅游場(chǎng)的基礎(chǔ)，能促使游客獲得情感體驗(yàn)。Ahrholdt 等[7]關(guān)于游客欣喜影響因素的研究，發(fā)現(xiàn)對(duì)旅游產(chǎn)品屬性的認(rèn)知評(píng)價(jià)會(huì)誘發(fā)游客欣喜的產(chǎn)生。因此，游客對(duì)旅游地屬性評(píng)價(jià)越高，游客獲得的欣喜情感越強(qiáng)。綜上，提出假設(shè)：

H2：旅游地屬性對(duì)游客欣喜具有顯著正向影響。

1.2.4感知價(jià)值與游客欣喜

認(rèn)知評(píng)價(jià)理論同樣解釋了感知價(jià)值對(duì)游客欣喜的影響。不同于游客對(duì)旅游地各屬性的認(rèn)知評(píng)價(jià)，感知價(jià)值是游客基于在旅游地的獲得與付出對(duì)整體旅游體驗(yàn)形成的綜合價(jià)值判斷。當(dāng)游客認(rèn)為獲得的旅游體驗(yàn)相對(duì)于為獲得體驗(yàn)而付出的成本更好(更差)時(shí)，其在體驗(yàn)過(guò)程中更容易處于積極(消極)的情感狀態(tài)，積極情感的喚醒水平也會(huì)越高(越低)，從而獲得的欣喜情感就會(huì)越強(qiáng)(越弱)。正如Barnes 等[31]的研究觀點(diǎn)，物超所值容易使顧客產(chǎn)生欣喜的情感狀態(tài)。因此，游客的感知價(jià)值將對(duì)游客整體的欣喜情感產(chǎn)生積極誘發(fā)效應(yīng)。綜上，提出假設(shè)：

H3：感知價(jià)值對(duì)游客欣喜具有顯著正向影響。

1.2.5感知價(jià)值與重游意愿

重游意愿是游客重返旅游地開展旅游活動(dòng)的可能性與意向，是表征游客后續(xù)積極行為意圖的重要指標(biāo)[13]。探究游客重游意愿的形成機(jī)制一直都是學(xué)界關(guān)注的重點(diǎn)。感知價(jià)值能夠挖掘旅游產(chǎn)品或服務(wù)的屬性為旅游者帶來(lái)的利得結(jié)果及價(jià)值認(rèn)同，對(duì)旅游者行為意圖的解釋更加深入而準(zhǔn)確[25-26]。相較于為某次特定旅游經(jīng)歷所付出的金錢、時(shí)間、精力成本，旅游地在地體驗(yàn)帶給游客的感知收益越高，越能強(qiáng)化游客對(duì)旅游地的價(jià)值認(rèn)同，游客重返旅游地的可能性越大。并且感知價(jià)值對(duì)游客重游意愿的正向影響已在韓春鮮[25]、Yang 和Virginia[5]研究中得到印證。因此，游客的感知價(jià)值對(duì)游客的重游意愿具有積極影響效應(yīng)。綜上，提出假設(shè)：

H4：感知價(jià)值對(duì)重游意愿具有顯著正向影響。

1.2.6游客欣喜與重游意愿

根據(jù)認(rèn)知評(píng)價(jià)理論，游客認(rèn)知評(píng)價(jià)所引起的情感反應(yīng)將進(jìn)一步影響游客的游后行為[28]。心理學(xué)對(duì)情緒的研究顯示，積極情緒對(duì)個(gè)體認(rèn)知具有啟動(dòng)擴(kuò)展作用，能夠促使個(gè)體主動(dòng)與認(rèn)知評(píng)價(jià)對(duì)象保持連接[32]。游客的重游意愿反映了游客主動(dòng)與旅游地相連接的傾向[29]。因此，積極的情感反應(yīng)可以提升游客重返旅游地的意愿。同時(shí)，Ali 等[10]主題公園游客行為的研究證實(shí)游客欣喜顯著正向影響其重游意愿。因此，高水平的游客欣喜可以提升游客的重游意愿。綜上，提出假設(shè)：

H5：游客欣喜對(duì)重游意愿具有顯著正向影響。

根據(jù)上述理論分析與假設(shè)，本研究基于認(rèn)知評(píng)價(jià)理論(cognitive appraisal theory，CAT)，以游后行為意圖是游客在地體驗(yàn)中認(rèn)知和情感心理過(guò)程共同影響之結(jié)果為前提，分別將感知價(jià)值和游客欣喜作為游客認(rèn)知和情感的綜合表征，構(gòu)建“旅游地屬性-感知價(jià)值-游客欣喜-重游意愿”的概念模型(圖1)，探索旅游地各屬性影響重游意愿的具體路徑機(jī)制。

圖1 概念模型Figure 1 The conceptual model

1.3 研究方法

1.3.1問(wèn)卷設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)收集

本研究采用問(wèn)卷調(diào)查法來(lái)收集數(shù)據(jù)，用李克特7 分量表對(duì)變量進(jìn)行衡量。問(wèn)卷共包含3 部分，第1 部分為草原旅游地屬性評(píng)價(jià)。旅游地屬性是由旅游地各種要素構(gòu)成的集合[33]，Buhalis 提出6As 分析框架，認(rèn)為旅游地至少應(yīng)包含吸引物、可進(jìn)入性、設(shè)施、包價(jià)服務(wù)、活動(dòng)、配套服務(wù)6 方面屬性要素[34]。本研究基于6As，借鑒草原旅游地[22]、溫泉旅游地[35]、海濱旅游地[11]、海島旅游地[4]、森林旅游公園[36]等相關(guān)旅游地的旅游地形象和旅游地屬性研究成果，并結(jié)合關(guān)山草原的實(shí)際情況，共設(shè)計(jì)6 方面屬性的23 個(gè)測(cè)項(xiàng)。依據(jù)表達(dá)性和工具性屬性的定義[14-18]，旅游資源和游覽活動(dòng)屬于表達(dá)性屬性，而旅游環(huán)境、可進(jìn)入性、接待設(shè)施和旅游價(jià)格屬于工具性屬性。第2 部分是對(duì)感知價(jià)值、游客欣喜和重游意愿的測(cè)量。其中，感知價(jià)值參考Lin 和Kuo[37]采用的3 個(gè)測(cè)項(xiàng)；游客欣喜借鑒Ali 等[10]采用的3 個(gè)測(cè)項(xiàng)；重游意愿借鑒Moon 和Han[13]采用的3 個(gè)測(cè)項(xiàng)。第3 部分為游客的人口統(tǒng)計(jì)信息，包含性別、年齡、受教育程度、游覽時(shí)間、游伴、到訪次數(shù)和此次人均旅游總花費(fèi)7 題。本研究于2020 年10 月4 日至5 日在關(guān)山草原進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查，共發(fā)放問(wèn)卷400 份，回收有效問(wèn)卷359 份，問(wèn)卷有效回收率為89.75%。

1.3.2數(shù)據(jù)分析方法

本研究數(shù)據(jù)分析過(guò)程共包含4 步。首先，為識(shí)別草原旅游地屬性的潛在構(gòu)成維度，運(yùn)用SPSS 22.0采用主成分分析法和最大方差旋轉(zhuǎn)法對(duì)目的地屬性的23 個(gè)測(cè)項(xiàng)進(jìn)行探索性因子分析，以提取目的地屬性的潛在因子。其次，基于探索性因子分析結(jié)果，構(gòu)建所提取目的地屬性各潛變量與其他潛變量的一階測(cè)量模型，運(yùn)用AMOS24.0 進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，檢驗(yàn)數(shù)據(jù)質(zhì)量，具體包括各潛變量的收斂效度與區(qū)分效度及測(cè)量模型的擬合優(yōu)度。再次，以擬合良好的測(cè)量模型為基礎(chǔ)，運(yùn)用AMOS24.0 通過(guò)結(jié)構(gòu)方程模型分析對(duì)目的地各屬性、感知價(jià)值、游客欣喜和重游意愿間路徑關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，以驗(yàn)證假設(shè)H1～H5。最后，為進(jìn)一步探討旅游地表達(dá)性和工具性屬性對(duì)游客重游意愿影響效應(yīng)及作用路徑的差異，在結(jié)構(gòu)模型驗(yàn)證的基礎(chǔ)上，運(yùn)用AMOS24.0 借助Bias-corrected Percentile Bootstrap 法 重 復(fù) 抽 樣5 000次，對(duì)感知價(jià)值和游客欣喜的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，并依據(jù)95%的置信區(qū)間是否包含0 判斷顯著性。

2 結(jié)果與分析

2.1 數(shù)據(jù)樣本構(gòu)成

樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示(表1)：受訪的男性游客較多，占56.1%；絕大多數(shù)游客為中、青年，18～44 歲累計(jì)占比92.7%；受教育程度方面，以大專或本科學(xué)歷的游客為主，占72.5%，碩士及以上學(xué)歷占15.5%；游覽時(shí)間方面，游覽2～5 h 的游客占44.5%，游覽6～8 h 的游客占23.2%，抽樣時(shí)已過(guò)夜的游客累計(jì)占比32.3%；與家人親戚和同學(xué)朋友同行的游客各占39.4%，與情侶同行游客占18.4%；絕大部分游客為初次到訪，占78.4%，重游游客占21.6%；此次人均旅游總花費(fèi)在301～500 元的游客最多，占比為31.7%，花費(fèi)在101～300、501～800 元和801 元及以上的游客，分別占比20.5%、23.6%和18.5%。

表1 樣本特征的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果Table 1 Descriptive statistics of sample characteristics

2.2 探索性因子分析

探索性因子分析結(jié)果顯示：KMO = 0.911 ＞ 0.7，Bartlett 球形檢驗(yàn)達(dá)到顯著水平(χ2= 3 323.123，df=136，P＜ 0.000)，表明目的地屬性的23 個(gè)測(cè)項(xiàng)適合做因子分析。經(jīng)過(guò)因子分析，測(cè)量目的地屬性的“A3.特色的草原文化景觀和建筑”“A7.品嘗草原特色美食”“A8.干凈清潔的旅游環(huán)境”“A12.良好的景區(qū)管理秩序”“A17.旅游基礎(chǔ)設(shè)施完善”和“A21.合理的食宿價(jià)格”6 個(gè)測(cè)項(xiàng)，因存在交叉載荷而被刪除。故保留了其中17 個(gè)測(cè)項(xiàng)，共提取6 個(gè)公因子，累計(jì)解釋方差76.651%，已超過(guò)60%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，說(shuō)明目的地屬性得到了良好解釋(表2)。根據(jù)測(cè)項(xiàng)內(nèi)容，將6 個(gè)潛在因子分別命名為旅游資源、游覽活動(dòng)、社會(huì)環(huán)境、可進(jìn)入性、接待設(shè)施和旅游價(jià)格，與預(yù)設(shè)的結(jié)構(gòu)大體一致，表現(xiàn)出了較好的結(jié)構(gòu)效度。

表2 目的地屬性的探索性因子分析結(jié)果Table 2 Exploratory factor analysis of destination attributes

2.3 驗(yàn)證性因子分析

可靠性系數(shù)(Cronbach’sα)檢驗(yàn)結(jié)果顯示(表3)，各潛變量信度系數(shù)均大于0.7，量表整體信度系數(shù)大于0.9，說(shuō)明量表的內(nèi)部一致性高，信度良好。驗(yàn)證性因子分析結(jié)果顯示：測(cè)量模型的各擬合指標(biāo)適配度指數(shù)(goodness-of-fit index, GFI)、比較適配指數(shù)(comparative fit index, CFI)、規(guī)準(zhǔn)適配指數(shù)(normed fit index, NFI)、非 規(guī) 準(zhǔn) 適 配 指 數(shù)(tucker-lewis index,TLI)均大于0.9，標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方和平方根(standardized root mean square residual, SRMR)小于0.05，漸進(jìn)殘差均方和平方根(root mean square error of approximation,RMSEA)小于0.08，卡方自由度比χ2/df小于3，調(diào)整后 適 配 度 指 數(shù)(adjusted goodness-of-fit index, AGFI)等于0.878 接近0.9，說(shuō)明測(cè)量模型具有良好的擬合效果；各測(cè)項(xiàng)的因子載荷均大于臨界值0.6，且達(dá)到顯著水平，說(shuō)明各測(cè)項(xiàng)的信度較高；各潛變量的組成信度(component reliability, CR)值均遠(yuǎn)大于臨界值0.7，說(shuō)明潛變量?jī)?nèi)部一致性較好。所有潛變量的平均方差抽取量(average variance extracted, AVE)值均大于臨界值0.5，表明樣本數(shù)據(jù)具有良好的收斂效度。在區(qū)別效度方面，各潛變量AVE 的均方根均大于各潛變量間的相關(guān)系數(shù)(表4)，表明所有潛變量數(shù)據(jù)都具有良好的區(qū)別效度。

表3 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果Table 3 Results of confirmatory factor analysis

表4 區(qū)別效度結(jié)果Table 4 Results of discriminant validity

基于以上分析，為深入探究草原旅游地表達(dá)性和工具性屬性影響重游意愿的具體機(jī)制，本研究將原有假設(shè)H1 和H2，進(jìn)一步拓展為旅游地6 維屬性對(duì)感知價(jià)值和游客欣喜的假設(shè)關(guān)系。具體如下，H1a-H1f：旅游資源、游覽活動(dòng)、社會(huì)環(huán)境、可進(jìn)入性、接待設(shè)施、旅游價(jià)格分別對(duì)游客的感知價(jià)值具有顯著正向影響；H2a-H2f：旅游資源、游覽活動(dòng)、社會(huì)環(huán)境、可進(jìn)入性、接待設(shè)施、旅游價(jià)格分別對(duì)游客欣喜具有顯著正向影響。需要說(shuō)明的是，草原旅游地6 屬性分別歸屬于表達(dá)性和工具性屬性，假設(shè)H1a、H1b、H2a 和H2b 檢驗(yàn)表達(dá)性屬性對(duì)中間變量的影響，而其他假設(shè)檢驗(yàn)工具性屬性對(duì)中間變量的影響。

2.4 結(jié)構(gòu)模型分析

結(jié) 構(gòu) 方 程 模 型 擬 合 度 指 標(biāo)χ2/df= 1.798 ＜ 3，SRMR = 0.041，RMSEA = 0.047，GFI = 0.907，CFI =0.969，NFI = 0.934，TLI = 0.963，AGFI = 0.878，除AGFI 略低于0.9 外，其他指標(biāo)均達(dá)到理想判別標(biāo)準(zhǔn)，說(shuō)明模型整體擬合效果符合相應(yīng)要求。結(jié)構(gòu)方程模型各潛變量間路徑系數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果，如圖2所示。

圖2 結(jié)構(gòu)模型分析結(jié)果Figure 2 Results of the structural model

草原旅游地旅游資源、游覽活動(dòng)、可進(jìn)入性、旅游價(jià)格4 個(gè)方面屬性的游客評(píng)價(jià)對(duì)感知價(jià)值具有顯著正向影響，路徑系數(shù)分別為0.172、0.285、0.210、0.315，假設(shè)H1a、H1b、H1d 和H1e 成立；社會(huì)環(huán)境和接待設(shè)施的游客評(píng)價(jià)對(duì)感知價(jià)值的影響沒(méi)有達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著水平。因此，H1 僅得到部分支持。

草原旅游地旅游資源和游覽活動(dòng)的游客評(píng)價(jià)對(duì)游客欣喜具有顯著正向影響，路徑系數(shù)分別為0.250 和0.179，假設(shè)H2a 和H2b 成立；社會(huì)環(huán)境、可進(jìn)入性、旅游價(jià)格和接待設(shè)施的游客評(píng)價(jià)對(duì)游客欣喜無(wú)顯著影響。因此，H2 也僅得到部分支持。

感知價(jià)值對(duì)游客欣喜具有顯著正向影響，其路徑系數(shù)為0.518，假設(shè)H3 成立，表明游客感知價(jià)值越高越有助于獲得欣喜。

感知價(jià)值和游客欣喜均對(duì)重游意愿具有顯著正向影響，路徑系數(shù)分別為0.247 和0.530，假設(shè)H4 和H5 成立，表明游客對(duì)體驗(yàn)的感知價(jià)值越高、欣喜情感越強(qiáng)烈，越容易產(chǎn)生重游意愿。

2.5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明(表5)。首先，游客欣喜在感知價(jià)值影響重游意愿過(guò)程中的中介作用顯著，95%的置信區(qū)間為(0.208，0.654)。其次，表達(dá)性屬性(即旅游資源和游覽活動(dòng))和工具性屬性(即可進(jìn)入性和旅游價(jià)格)對(duì)重游意愿的影響效應(yīng)和作用路徑均存在明顯差異，具體情況如下：

表5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)表Table 5 Mediation effect test

旅游資源影響游客重游意愿的總間接效應(yīng)顯著，效應(yīng)值為0.222，95%的置信區(qū)間為(0.096,0.338)。在旅游資源與重游意愿的關(guān)系中，游客欣喜的單獨(dú)中介效應(yīng)顯著，95%的置信區(qū)間為(0.047,0.244)，而感知價(jià)值的單獨(dú)中介效應(yīng)與感知價(jià)值和游客欣喜的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)均不顯著，這說(shuō)明旅游資源主要通過(guò)激發(fā)游客欣喜提升重游意愿。游覽活動(dòng)影響游客重游意愿的總間接效應(yīng)顯著，效應(yīng)值為0.243，95%的置信區(qū)間為(0.126, 0.390)。在游覽活動(dòng)與重游意愿的關(guān)系中，感知價(jià)值和游客欣喜的鏈?zhǔn)街薪?、感知價(jià)值和游客欣喜各自的單獨(dú)中介三條路徑均達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著水平。其中，通過(guò)游客欣喜單獨(dú)中介所發(fā)揮的間接效應(yīng)最大，效應(yīng)值為0.095，這說(shuō)明游覽活動(dòng)更多是經(jīng)由游客欣喜促進(jìn)重游意愿。但3 條路徑間接效應(yīng)的差異未達(dá)到顯著水平，這可能與關(guān)山草原游覽活動(dòng)的開發(fā)層次尚淺而對(duì)游客欣喜的激發(fā)作用稍弱有關(guān)。

可進(jìn)入性和旅游價(jià)格對(duì)游客重游意愿的總間接效應(yīng)均達(dá)到顯著水平，95%的置信區(qū)間均不包含0，效應(yīng)值分別為0.109 和0.164。這兩個(gè)屬性都是通過(guò)感知價(jià)值和游客欣喜的鏈?zhǔn)街薪樽饔靡约案兄獌r(jià)值的單獨(dú)中介作用，對(duì)重游意愿產(chǎn)生間接影響。可進(jìn)入性兩條路徑間接效應(yīng)的差異未不顯著，旅游價(jià)格也是如此。這說(shuō)明游客欣喜在可進(jìn)入性和旅游價(jià)格影響游客重游意愿的過(guò)程中發(fā)揮的作用有限，兩屬性主要是依托感知價(jià)值提升重游意愿。

3 討論

3.1 草原旅游地各屬性對(duì)感知價(jià)值和游客欣喜的影響存在差異

促進(jìn)游客感知價(jià)值和欣喜的草原旅游地屬性變量存在明顯差異，感知價(jià)值主要受旅游資源、游覽活動(dòng)、可進(jìn)入性和旅游價(jià)格的影響，而游客欣喜僅受旅游資源和游覽活動(dòng)的影響。具體而言，旅游價(jià)格和游覽活動(dòng)是對(duì)游客感知價(jià)值影響最為強(qiáng)勁的屬性，這與張宏梅等[26]的研究結(jié)論相似。兩研究相互印證，均表明：對(duì)目的地旅游價(jià)格合理性及整體性價(jià)比的感知評(píng)價(jià)，能夠直接影響游客對(duì)旅游體驗(yàn)的感知利失，在價(jià)值感知過(guò)程中的作用不容忽視；而類型多樣、可參與性強(qiáng)的游覽活動(dòng)，能夠切實(shí)提升游客在地體驗(yàn)的獲益感，進(jìn)而增進(jìn)游客感知價(jià)值。此外，旅游資源和游覽活動(dòng)對(duì)游客欣喜產(chǎn)生的影響效力最強(qiáng)，這與Torres 等[27]在主題公園游客行為研究中，發(fā)現(xiàn)核心體驗(yàn)產(chǎn)品是游客欣喜最重要前因的結(jié)論相一致，共同印證了Crotts 等[38]認(rèn)為驅(qū)動(dòng)游客欣喜的屬性一般具有驚喜和參與價(jià)值的觀點(diǎn)。因此，在強(qiáng)化草原自然生態(tài)保護(hù)的基礎(chǔ)上，草原旅游地應(yīng)注重進(jìn)一步挖掘人文資源提升旅游景觀的豐富性，并著力開發(fā)貼近現(xiàn)代健康生活的休閑娛樂(lè)項(xiàng)目，打造極具驚喜價(jià)值的系列旅游產(chǎn)品，為游客提供物超所值的高水平欣喜旅游體驗(yàn)。

3.2 感知價(jià)值和游客欣喜對(duì)重游意愿影響效應(yīng)的區(qū)別

相較感知價(jià)值，游客欣喜是影響重游意愿更為直接且更為強(qiáng)勁的前因。一方面，感知價(jià)值和游客欣喜均對(duì)重游意愿具有顯著正向影響，但游客欣喜對(duì)重游意愿的影響效應(yīng)更大(βPV→RI= 0.247；βVD→RI=0.530)，這與Bo 和Park[8]及Ali 等[10]發(fā)現(xiàn)游客欣喜預(yù)測(cè)行為的效力更強(qiáng)的結(jié)論一致。另一方面，感知價(jià)值正向影響游客欣喜，游客欣喜中介感知價(jià)值對(duì)游客重游意愿的作用，這與Kim 等[28]關(guān)于游客積極情感能夠增強(qiáng)認(rèn)知評(píng)價(jià)與游客行為之間關(guān)系的結(jié)論相契合。因此，整體上，在旅游地屬性影響重游意愿過(guò)程中，游客情感發(fā)揮的作用更為關(guān)鍵，這與Yang 和Virginia[5]以及Wu 等[6]發(fā)現(xiàn)感知價(jià)值更為重要的研究結(jié)論明顯不同。而這種結(jié)論的差異源于“旅游地屬性-行為意圖”關(guān)系的模型設(shè)計(jì)與變量選擇。在他們探討的“旅游地屬性-感知價(jià)值-滿意度-行為意圖”傳統(tǒng)行為關(guān)系鏈中，滿意度的概念界定與認(rèn)知、情感、態(tài)度存在雜糅關(guān)系[39]，這導(dǎo)致對(duì)滿意度的測(cè)量往往同時(shí)包含認(rèn)知與情感的測(cè)項(xiàng)，造成整個(gè)模型中表征情感路徑的變量測(cè)量有效性缺失。因此，僅憑只有感知價(jià)值顯著影響游客行為意圖的分析結(jié)果，而得到情感因素在“旅游地屬性-行為意圖”關(guān)系中作用較弱的結(jié)論并不準(zhǔn)確。而本研究選擇的游客欣喜，在概念內(nèi)涵上聚焦于游客的情感反應(yīng)，在量表測(cè)項(xiàng)上不存在與認(rèn)知因素雜糅。因此，將欣喜與表征游客綜合認(rèn)知評(píng)價(jià)的感知價(jià)值作為中間變量，能夠清晰反映游客體驗(yàn)中認(rèn)知和情感方面的心理過(guò)程，有利于更為有效和準(zhǔn)確地對(duì)比認(rèn)知與情感因素的影響效應(yīng)大小。實(shí)證結(jié)果揭示出游客欣喜對(duì)重游意愿發(fā)揮更為強(qiáng)勁的影響效應(yīng)，這為享樂(lè)消費(fèi)中情感因素較認(rèn)知因素對(duì)行為預(yù)測(cè)效力更強(qiáng)的理論觀點(diǎn)[8,10,28]提供了更為堅(jiān)實(shí)的實(shí)證依據(jù)，能為草原旅游地市場(chǎng)開發(fā)與管理提供更為科學(xué)的基礎(chǔ)參照。

3.3 表達(dá)性和工具性屬性對(duì)重游意愿影響的效應(yīng)大小及作用路徑之分異

表達(dá)性屬性比工具性屬性對(duì)游客重游意愿的影響效應(yīng)更為強(qiáng)勁。中介效應(yīng)結(jié)果顯示，表達(dá)性屬性對(duì)重游意愿的總間接影響效應(yīng)均超過(guò)0.2 (βTR→RI=0.222；βTA→RI= 0.243)，而工具性屬性影響重游意愿的總間接效應(yīng)都僅大于0.1 (βAC→RI= 0.109；βPR→RI=0.164)。當(dāng)前Noe 和Uysal[15]、Pearce 和Wu[16]、Meng等[17]及Jensen 等[18]等研究的結(jié)論尚未就表達(dá)性還是工具性屬性對(duì)游客游后行為變量的影響效應(yīng)更大達(dá)成統(tǒng)一。這反映出以往僅比較兩類屬性對(duì)游后行為變量直接影響效應(yīng)的研究思路，無(wú)法得到較為穩(wěn)定的研究結(jié)果，可能的原因在于，該研究思路未能完整考慮兩類屬性發(fā)揮影響的過(guò)程，即研究模型中缺少必要的中間變量，這也導(dǎo)致了兩類屬性影響路徑的導(dǎo)向區(qū)別無(wú)法得到驗(yàn)證。本研究在回應(yīng)兩類屬性影響效應(yīng)強(qiáng)弱的同時(shí)，還揭示出表達(dá)性屬性主要依托游客欣喜(情感)提升重游意愿，而工具性屬性只能通過(guò)感知價(jià)值(認(rèn)知)提升重游意愿。這一方面，佐證了既有研究認(rèn)為兩類屬性在影響游客游后行為變量的過(guò)程中具有情感導(dǎo)向和認(rèn)知導(dǎo)向區(qū)別的觀點(diǎn)[14-18]。另一方面，也明晰了表達(dá)性屬性對(duì)游客重游意愿具有更強(qiáng)影響效應(yīng)的內(nèi)在原因與機(jī)理。相較于主要滿足基本旅游需求的工具性屬性，表達(dá)性屬性具有展示旅游地主題特征的功能，是決定游客選擇目的地的外在拉力，與出游的核心目的密切相關(guān)[33]，可以滿足游客追求愉悅體驗(yàn)的心理訴求，因此能夠激發(fā)對(duì)行為預(yù)測(cè)效力更強(qiáng)的情感反應(yīng)。此外，根據(jù)徐英等[30]的研究，表達(dá)性屬性為草原旅游者提供了旅游凝視的對(duì)象以及與旅游地多方面互動(dòng)的機(jī)會(huì)，是游客構(gòu)建草原旅游在場(chǎng)體驗(yàn)氛圍情境和行為情境的基礎(chǔ)，能夠促使游客獲得多感官參與的具身性體驗(yàn)，有效激發(fā)情感反應(yīng)。該研究結(jié)果揭示了草原旅游地兩類屬性影響游客重游意愿的具體路徑與方式，從影響效應(yīng)和內(nèi)在機(jī)理兩方面支持了Noe[14]認(rèn)為表達(dá)性屬性是決定游客游后行為變量的關(guān)鍵屬性的理論觀點(diǎn)，能夠?yàn)樽R(shí)別影響市場(chǎng)績(jī)效的關(guān)鍵屬性提供更為準(zhǔn)確的理論依據(jù)。

3.4 “表達(dá)性/工具性屬性-認(rèn)知/情感因素-重游意愿”關(guān)系的層次性差異特征

在草原旅游體驗(yàn)中，旅游地屬性通過(guò)游客體驗(yàn)的認(rèn)知評(píng)價(jià)和情感反應(yīng)進(jìn)而影響游客重游意愿的過(guò)程，具有明顯的層次性差異特征。具體而言，旅游地表達(dá)性和工具性屬性都能影響游客認(rèn)知層面的感知價(jià)值，但表達(dá)性屬性還能直接影響情感層面的游客欣喜；而與感知價(jià)值相比，游客欣喜對(duì)重游意愿的預(yù)測(cè)效應(yīng)更強(qiáng)(圖3)。即這種層次性差異特征集中表現(xiàn)為，表達(dá)性屬性特有的經(jīng)由游客欣喜單獨(dú)中介而影響重游意愿的間接效應(yīng)更強(qiáng)。這與馬天[39]的旅游體驗(yàn)質(zhì)量評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)的觀點(diǎn)相契合。本研究發(fā)現(xiàn)僅由表達(dá)性屬性所觸發(fā)的欣喜情感，根據(jù)馬天的研究結(jié)論，其實(shí)是對(duì)旅游體驗(yàn)質(zhì)量的有效反映，而“表達(dá)性屬性-游客欣喜-重游意愿”關(guān)系較強(qiáng)，恰好說(shuō)明了表達(dá)性屬性在激發(fā)游客情感反應(yīng)并提升旅游體驗(yàn)質(zhì)量方面獨(dú)具優(yōu)勢(shì)，故而對(duì)促進(jìn)重游意愿更為有力。可見，旅游地“表達(dá)性-工具性屬性”的框架模型，不僅僅是對(duì)屬性類別的劃分，還具有區(qū)分旅游地各屬性影響游后行為變量路徑機(jī)制差異性的啟示意義。既往從認(rèn)知和情感雙重視角探討“旅游地屬性-行為意圖”關(guān)系的研究[10,24,28]，僅關(guān)注游客認(rèn)知變量和情感變量對(duì)行為意圖的影響效應(yīng)區(qū)別，忽視了不同性質(zhì)的旅游地屬性在引發(fā)游客認(rèn)知綜合評(píng)價(jià)和情感反應(yīng)上的能力差異，也就無(wú)法對(duì)認(rèn)知和情感因素的作用區(qū)別進(jìn)行深入溯源。本研究證實(shí)了表達(dá)性和工具性屬性分別主要依賴情感和認(rèn)知因素對(duì)重游意愿產(chǎn)生影響，這實(shí)際上揭示了認(rèn)知和情感因素在“旅游地屬性-行為意圖”關(guān)系間所發(fā)揮作用的差異具有旅游地屬性層面的結(jié)構(gòu)性原因。這一結(jié)果厘清了草原旅游地不同性質(zhì)的屬性影響游后行為變量路徑機(jī)制的差異性，能夠?yàn)槁糜握咝袨檠芯康摹罢J(rèn)知-情感-行為”整合視角提供進(jìn)一步追溯前因的細(xì)化思路。

圖3 草原旅游地屬性對(duì)游客重游意愿的影響機(jī)制Figure 3 Effects of grassland tourism destination attributes on tourist revisit intention

3.5 不足與展望

首先，本研究依托單一案例地開展實(shí)證研究，結(jié)論的適用性存在局限。未來(lái)有必要選擇不同類型、不同地區(qū)的草原旅游地展開分析，以為草原旅游地競(jìng)爭(zhēng)力提升和高質(zhì)量發(fā)展提供普適性參考。其次，本研究依托結(jié)構(gòu)化問(wèn)卷和結(jié)構(gòu)方程模型，定量分析預(yù)先確定的變量對(duì)游客欣喜的誘發(fā)作用，可能存在對(duì)研究預(yù)設(shè)之外欣喜影響因素的遺漏。未來(lái)可以結(jié)合網(wǎng)絡(luò)文本分析和半結(jié)構(gòu)化訪談等質(zhì)性研究，對(duì)草原旅游地游客欣喜的誘因進(jìn)行更為深入而全面的探討。

4 結(jié)論

首先，草原旅游地游客重游意愿的形成以游客欣喜為關(guān)鍵直接前因，而且游客欣喜是感知價(jià)值影響重游意愿的重要傳導(dǎo)機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，游客欣喜不僅比感知價(jià)值對(duì)重游意愿的直接影響效應(yīng)更強(qiáng)，而且還在感知價(jià)值與重游意愿之間發(fā)揮部分中介作用。這說(shuō)明草原旅游體驗(yàn)帶來(lái)的欣喜情感對(duì)游客重游意愿的影響更為強(qiáng)勁，而且，游客欣喜能夠增強(qiáng)感知價(jià)值與重游意愿的關(guān)系。這證實(shí)了游客欣喜對(duì)重游意愿具有積極影響作用的相關(guān)論斷，說(shuō)明游客情感反應(yīng)在旅游體驗(yàn)過(guò)程中具有中心性作用。

其次，草原旅游地表達(dá)性屬性在對(duì)重游意愿的作用路徑上，具有明顯的情感導(dǎo)向特質(zhì)，是提升重游意愿更為重要的屬性。研究發(fā)現(xiàn)，草原旅游地的工具性和表達(dá)性屬性對(duì)重游意愿的影響作用，分別主要依靠感知價(jià)值和游客欣喜的傳導(dǎo)，而且表達(dá)性屬性的總間接影響效應(yīng)更為強(qiáng)勁。這為兩類屬性具有認(rèn)知和情感路徑導(dǎo)向差異的理論觀點(diǎn)給予了直接的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。而且揭示了與游客具身性體驗(yàn)密切相關(guān)的表達(dá)性屬性，最能有效調(diào)動(dòng)游客的欣喜情感，是關(guān)乎草原旅游地績(jī)效的關(guān)鍵因素。

最后，草原旅游地表達(dá)性和工具性屬性影響重游意愿的具體機(jī)制表現(xiàn)出明顯的層次性差異特征。研究發(fā)現(xiàn)，工具性和表達(dá)性屬性均能影響感知價(jià)值，而既承接感知價(jià)值的影響又能對(duì)重游意愿產(chǎn)生更強(qiáng)預(yù)測(cè)效應(yīng)的游客欣喜僅由表達(dá)性屬性誘發(fā)產(chǎn)生。這說(shuō)明認(rèn)知和情感因素在“旅游地屬性-行為意圖”關(guān)系間所發(fā)揮作用的差異具有旅游地屬性層面的結(jié)構(gòu)性原因。因此，對(duì)旅游地屬性重要性的判斷，應(yīng)在分析各屬性通過(guò)認(rèn)知與情感因素影響游后行為變量路徑機(jī)制的基礎(chǔ)上，考察其影響效應(yīng)的大小。