旅游目的地形象結構與游客行為意圖——基于潛在消費者的本土化驗證研究

張宏梅 陸 林 蔡利平 黃琢瑋

(1.安徽師范大學國土資源與旅游學院，蕪湖241000; 2.普渡大學旅游管理研究中心，美國西拉菲亞特47907)

1 引言

自1971年Hunt首次提出旅游形象概念以來，旅游目的地形象(TDI:Tourism Destination Image)一直是國內(nèi)外學者關注的研究熱點，旅游期刊上發(fā)表了大量關于旅游目的地形象研究的文獻。程金龍和吳國清(2004)搜索到1994年以后的旅游目的地形象中文研究文獻就有300多篇，Pike(2002)對1973～2000年發(fā)表在國際性期刊上的142篇目的地形象研究文章進行了總結分析，Gallarza等(2002)也搜集了1971～1999年發(fā)表在主要的國際性旅游期刊和相關書籍上的旅游目的地形象研究文獻65篇。盡管已經(jīng)有了豐碩的研究成果，但由于旅游目的地形象的復雜性，對這個領域的研究還需不斷深入。許多學者認為旅游目的地形象研究尚缺乏概念框架和理論基礎，“研究者們還沒有成功地對旅游目的地形象進行概念化和操作化”(Echtner，Ritchie，1991)，“大多數(shù)的旅游目的地形象研究都是片段的，缺乏理論基礎作為支撐”(Gartner，1993)。針對這個不足，Gallarza等(2002)通過對65篇文獻的深入分析，建構了一個全面的旅游目的地形象概念模型，模型綜合了旅游目的地形象研究的理論和方法，提出旅游目的地形象的四大特性:復雜性、多元性、相對性和動態(tài)性。從模型中可以看出，學者們對旅游目的地形象的概念、維度、結構等基本問題并未形成統(tǒng)一認識。旅游目的地形象基本被認同為對客體的整體印象，但對構成該整體印象的成分卻有著不同的觀點:Crompton(1979)提出旅游目的地形象的認知成分，Embacher和Buttle(1989)、Baloglu和McCleary(1999)提出形象包括認知和評估/情感成分，Gartner(1993)、Dann(1996)認為旅游目的地形象結構應該包括認知、情感和意向三個成分。在認知和情感成分的關系上也存在兩種不同的觀點:“情感—認知”論和“認知—情感”論。本研究的目的是以江蘇周莊的旅游形象為例，在中國的文化情境中用實證數(shù)據(jù)考察和驗證旅游目的地形象結構的成分、各成分之間的關系，以及目的地形象與游客行為意圖之間的關系。

2 理論基礎和研究假設

2.1 旅游目的地形象的定義和結構

目前學術界尚未就旅游形象和旅游目的地形象的定義達成共識。Gallarza等(2002)、楊永德和白麗明(2007)以及蔡利平(Cai，2002)曾列舉了國內(nèi)外多種旅游目的地形象定義，并對目的地形象與品牌建設等概念間的關系進行了辨析。對各種形象定義的分析發(fā)現(xiàn)，盡管定義的表述和突出的重點不同，大多數(shù)定義是從認知心理學的角度出發(fā)的?？偟膩碚f，“形象”被認為是一種心理或態(tài)度結構，這種結構是建立在對從整體印象中選擇出來的部分突出印象進行創(chuàng)造性地說明、加工和整理的基礎上的;“目的地形象”被認為是關于某個目的地的知識(信念)、情感和整體印象的心理表征。

在上述旅游形象概念的基礎上，一些學者提出旅游目的地形象結構包括三個部分:認知形象、情感形象和總體形象。認知形象(Perception/Cognitive Image)是指形象主體對目的地各種屬性的信念和知識。相當一部分目的地形象研究只分析認知形象，而忽略情感形象和總體形象。如:Chen和Hsu(2000)用17個目的地屬性題項測量韓國旅游者對海外旅游目的地的感知形象，Choi等(1999)用包括25個目的地屬性的形象測量量表考察香港目的地形象，Lee等(2005)用19個項目測量2002年韓國舉辦世界杯后作為旅游目的地的認知形象，蔡利平等基于目的地屬性形象研究了入境旅游者對黑龍江省的形象感知(Cai et al.，2007)。情感形象(Affective Image)是對目的地各種屬性的情感反應，一般用語意差異量表來測量。近年來，目的地形象的“認知—情感”結構模型被越來越多地運用于目的地形象研究。Baloglu和McCleary(1999)在其目的地形象形成模型的研究中使用了認知形象、情感形象和總體形象的結構模式，作者在回顧環(huán)境心理學和地理學的相關研究后指出，人們對環(huán)境和地方既有認知反應，也有情感反應，兩者既相互區(qū)別，也相互聯(lián)系。Baloglu和McCleary的研究被部分國內(nèi)學者認同，張宏梅等(2006)關于距離對目的地形象影響的研究、楊永德等(2007)對陽朔旅游形象的測量研究、程圩和隋麗娜(2007)關于長三角居民對韓國旅游形象感知研究等均以該結構模型為理論依據(jù)。Martin和Rodriguez(2008)用二階因子結構模型證明了目的地形象包括認知和情感兩部分，并認為同時分析認知和情感成分有利于更好地理解目的地形象。蔡利平等研究旅游目的地形象與游客忠誠度的關系時，發(fā)現(xiàn)情感形象對游客忠誠度和目的地選擇行為有更顯著的影響(Cai et al.，2004)?？傮w形象一般只用一個題項測量。Bigne等(2001)認為總體形象大于部分之和，對總體形象的測量不能用認知形象和情感形象測量的平均值或總和，因為均值或總和不足以測量總體形象。

2.2 旅游目的地認知形象和情感形象的關系

關于認知形象和情感形象的關系存在兩種不同觀點?！扒楦小J知”論認為:情感的產(chǎn)生不依賴于認知過程，而是直接來自有機體對客觀對象的生物的、感官的反應;人們先有情感，然后才對為什么產(chǎn)生這種情感有所認知?！罢J知—情感”論則認為:人們首先認識到周圍發(fā)生的事情，然后才產(chǎn)生相應的情感;認知是產(chǎn)生情感的必要條件，但非充分條件。旅游形象研究中，多數(shù)學者認同第二種理論。Baloglu和McCleary(1999)關于目的地形象形成模型的研究和Lee等(2005)對韓國旅游目的地形象的研究都是基于“認知—情感”論的。Baloglu和 McCleary (1999)在文獻回顧的基礎上建構了目的地形象形成模型，并用實證數(shù)據(jù)檢驗了各個假設。研究證明認知形象對情感形象有較強的正向影響作用，認知形象中度影響總體形象，情感形象對總體形象有較強的正向影響作用。Lee等(2005)的研究指出認知形象中的兩個因子(吸引物和舒適度)對情感形象有正向影響作用。

2.3 旅游目的地形象對游客行為意圖的影響

在營銷研究領域，品牌形象已被證明是影響顧客滿意度和忠誠度的重要因素(周文輝，陳曉紅，2008)。李東進等(2008)運用精細化可能性模型(ELM)和認知協(xié)調(diào)理論分析了國家形象對消費者品牌態(tài)度和購買意向的作用機理，認為:消費者在具有了購買產(chǎn)品的動機但獲得產(chǎn)品其它方面信息較少時，他們會傾向于邊緣線路的信息處理，這樣，作為邊緣線索的國家形象就有可能影響到消費者的購買意向;消費者為了避免心理上的不均衡狀態(tài)，對某國產(chǎn)品的態(tài)度和購買意向會與對該國的國家形象感知保持一致。

旅游研究中，目的地形象被認為對旅游者的目的地選擇、服務質(zhì)量感知、旅游滿意度、回訪意向和推薦意愿等都有積極的影響。Bigne等(2001)用結構方程模型檢驗了這些變量之間的關系，但作者只用單一量表測量了目的地總體形象。Lee等(2005)在以2002年韓國世界杯對韓國旅游形象的影響為研究情境檢驗這些變量間關系時，使用了認知形象和情感形象兩個維度，其研究結果表明:認知形象通過情感形象、服務質(zhì)量感知、滿意度等中介變量對回訪意向和推薦意愿產(chǎn)生影響;情感形象直接影響推薦意愿，但不直接影響回訪意向?？梢姡煌男蜗蟪煞謱β糜握咝袨榈挠绊懗潭仁遣煌?。

2.4 研究假設

目的地形象結構理論是由西方學者在西方的研究情境中提出的，到目前為止，西方學者對目的地形象結構的構成和各成分之間關系的認識仍存在分歧，對目的地形象不同成分對旅游體驗和旅游行為影響的研究也相當不足。在將產(chǎn)生于西方文化背景下的目的地形象結構理論應用于中國文化背景下的研究時，有必要對其文化的適應性進行檢驗。因此，本文在國內(nèi)外研究的基礎上，提出中國文化背景下的旅游目的地形象(TDI)結構及其與游客行為意圖(TI)關系的理論模型(圖1和圖2)，并用中國的旅游市場數(shù)據(jù)驗證該模型和相關假設。

假設1:認知形象對情感形象有顯著正向影響

假設2:情感形象對認知形象有顯著正向影響

假設3:認知形象對總體形象有顯著正向影響

假設4:情感形象對總體形象有顯著正向影響

假設5:認知形象對游客行為意圖有顯著正向影響

假設6:情感形象對游客行為意圖有顯著正向影響

假設7:總體形象對游客行為意圖有顯著正向影響

假設8:目的地形象三成分模型在中國文化背景下仍然成立

圖1 旅游目的地形象結構模型

圖2 目的地形象與游客行為意圖關系模型

3 研究方法

3.1 變量的測量和數(shù)據(jù)收集

旅游目的地形象的測量主要有“結構法”和“非結構法”兩種方法(黃震方，等，2002)。根據(jù)研究目的，本研究選擇“結構法”測量旅游目的地形象。第一部分是認知形象測量，由16個題項構成，各題項來源于旅游形象研究的國內(nèi)外相關文獻和案例地周莊的宣傳材料，經(jīng)專家討論和對學生和教師的試測，最終保留了16個題項。每個題項均采用李克特5點量表測量，“1”代表非常不同意，“5”代表非常同意。第二部分是情感形象測量，包括兩個題目。對情感形象的測量一般使用語義差異量表，Gallarza(1999)認為使用四個量表可提高量表的信度和效度，而Russel等人(1987)認為理論上兩個量表足以測量情感形象①參見:Baloglu和McCleary(1999)。。根據(jù)對試測結果的分析，本研究采用兩個量表測量情感形象:非常不愉快(1)——非常愉快(5)、昏昏欲睡(1)——令人興奮(5)，且變換了量表的形式，以利于回答者理解?？傮w形象測量使用一個5點語義差異量表:非常糟糕(1)——非常好(5)。游客行為意圖的測量使用一個題項“您以后會來周莊旅游嗎?”來測量，回答“會”賦值3、“不知道”賦值2、“不會”賦值1。

本研究選擇上海、南京、合肥、濟南、成都五市的居民作為調(diào)查對象，使用有限滾雪球技術，請中小學生將問卷帶回家，由其父母或成年的親戚、熟人填寫。調(diào)查時間為2010年6月～7月，共發(fā)放問卷1850份，回收有效問卷936份。調(diào)查樣本中:男性占48.1%，女性占51.9%;65.4%的調(diào)查對象年齡在25～44歲之間;?？埔陨蠈W歷占76.9%;書籍、電影、新聞被認為是獲取旅游信息的最主要途經(jīng)，均值為3.03(用5點量表測量)，其次是熟人、朋友提供的信息，均值為3.02;61.4%的受訪者沒有去過周莊，29.7%的受訪者去過一次周莊。本研究將城市居民界定為“潛在旅游者”，重點關注這些城市居民對目的地形象的認知結構，以及目的地形象感知對他們將來旅游行為意圖的影響。

3.2 數(shù)據(jù)分析方法

本研究使用SPSS14.0和AMOS6.0分析各變量間的關系。AMOS6.0是用于結構方程模型(SEM)分析的統(tǒng)計軟件，結構方程模型是基于變量的協(xié)方差距陣來分析變量間因果關系的一種統(tǒng)計方法，和傳統(tǒng)統(tǒng)計方法相比具有很多優(yōu)勢。傳統(tǒng)統(tǒng)計方法(如回歸分析)無法妥善處理不能直接測量的潛變量，對自變量的測量誤差也有較高的要求，而結構方程模型能很好地解決這些問題，能夠同時處理多個潛變量及其指標間的關系，并可對不同模型進行比較(侯杰泰，等，2007)。因此，結構方程模型已成為十分重要的統(tǒng)計分析技術，旅游領域也有越來越多的研究使用該統(tǒng)計方法，本研究提出的模型適合使用結構方程分析技術。

4 結果分析

4.1 旅游目的地認知形象的探索性和驗證性因子分析

將936份有效問卷隨機分為兩個子樣本，一個用于探索性因子分析(n=462)，一個用于驗證性因子分析(n=474)，缺失值采用均值替代。用SPSS14.0對第一個子樣本中的16個目的地認知形象題項進行正交旋轉探索性因子分析，KMO (0.87)和Bartlett’s球形檢驗(p=0.000)說明量表適合作因子分析。以特征根大于1，因子負荷大于0.4作為確定因子的條件，結果得到三個公因子，累計解釋方差49.7%(見表1)。第一個公因子包括“周莊的古橋、古民居保存完好”、“周莊對外交通非常便利”、“周莊居民熱情、友好”、“周莊的環(huán)境沒受到污染，干凈整潔”、“周莊的社會治安好、很安全”、“周莊服務價格合理”和“周莊的服務質(zhì)量好”7個題項，命名為“體驗質(zhì)量”，信度系數(shù)為0.83。第二個公因子包括“周莊有小橋、流水、人家的美麗風光”、“居民有獨特的生活方式、地方習俗”、“周莊對攝影、繪畫和建筑愛好者有吸引力”、“周莊是休息和放松的好地方”、“周莊的氣候宜人”和“周莊有美味的地方小吃”6個題項，命名為“吸引物”，信度系數(shù)為0.76。第三個公因子包括“周莊的旅游宣傳工作做得好”、“周莊的商業(yè)氣息太濃”，命名為“商業(yè)/宣傳”，信度系數(shù)為0.41;因為信度偏低，在后面的分析中該公因子被刪去。“周莊的生意人經(jīng)常欺詐旅游者”一項在三個公因子上的負荷都低于0.4，因此刪除此項。

表1 周莊旅游認知形象的正交旋轉探索性因子分析

驗證性因子分析被用于評估認知形象測量模型的質(zhì)量(結構效度)，選擇卡方值(χ2)、卡方值與自由度之比(χ2/df)、擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)、修正擬合優(yōu)度指數(shù)(AGFI)、比較擬合指數(shù)(CFI)和近似誤差均方根(RMSEA)作為模型擬合的評估指標。用第二個子樣本對探索性因子分析結果(包括體驗質(zhì)量和吸引物兩個公因子)進行驗證性因子分析，依據(jù)修正指數(shù)和理論分析，刪除“周莊的氣候宜人”一項，得到各項擬合指標分別為χ2=186.24，χ2/df=3.51，GFI=0.94，AGFI=0.90，AMSEA=0.073，說明模型可以接受。

4.2 整體測量模型

整體測量模型中共有6個觀測指標(見表2):認知形象由其兩個公因子作為測量指標，因子分值為每個因子所包含題項的均值;情感形象由兩個題項測量;總體形象和游客行為意圖分別由一個題項測量。使用全部樣本(n=936)對整體測量模型進行檢驗，各項擬合優(yōu)度指數(shù)(χ2=5.85，p=0.321，df=5，χ2/df=1.17，GFI =0.998，AGFI=0.991，CFI=0.999，AMSEA=0.013)都很好地達到了界值要求;各測量指標的標準化系數(shù)均大于0.5，說明模型有較高的輻合效度;認知形象和情感形象的組合信度分別為0.89和0.82，超過0.70的要求水平;平均抽取方差分別為0.80和0.70，高于0.50的要求(Yoon，Uysal，2005)，說明模型擬合非常好。

表2 整體測量模型的驗證性因子分析(n=936)

4.3 結構方程模型和假設檢驗

預設的結構模型為非遞歸模型，用AMOS對圖1所示TDI結構模型進行擬合，各項擬合優(yōu)度指數(shù)均達到要求(χ2=1.50，χ2/df=0.50，GFI=0.999，AGFI= 0.997，AMSEA=0.000)，但非遞歸模型的穩(wěn)定性指數(shù)(8.11)大于1，說明模型不穩(wěn)定，非遞歸模型不被接受。刪除情感形象到認知形象的路徑，重新對新模型(M1)進行結構方程分析，得到圖3所示結果;多元相關平方(R2)反映情感形象58%的方差被認知形象的直接效應所解釋，總體形象35%的方差被認知形象和情感形象的直接效應解釋。由于以上分析拒絕了目的地形象結構模型為非遞歸模型，所以在對圖2所示的TDI和TI關系結構模型進行擬合前，先刪除情感形象到認知形象的路徑，再對修改后的模型(M2)進行擬合，得到各擬合指數(shù)分別為:χ2=6.05，χ2/ df=1.21，GFI=0.998，AGFI=0.991，AMSEA=0.015，說明模型可以接受。此時R2值為26%，說明游客行為意圖26%的方差被認知形象、情感形象和總體形象的直接效應所解釋(圖4)。

根據(jù)以上結構模型分析的結果對前文提出的8個假設進行檢驗，得到6個假設被支持，2個假設被拒絕。

圖3 旅游目的地形象三成分路徑分析

圖4 旅游目的地形象和游客行為意圖關系的路徑分析

假設1被支持，表明認知形象對情感形象有顯著正向影響(標準化路徑系數(shù)為0.77，t=14.41，p＜0.001)，潛在旅游者對周莊的古鎮(zhèn)風光、民俗文化、價格、服務、交通等的認知評價越高，對周莊就會有更好的情感體驗。

由于非遞歸模型被拒絕，情感形象對認知形象具有正向影響的假設未能得到支持，假設2被拒絕。

認知形象對總體形象有顯著正向影響(標準化路徑系數(shù)為0.37，t=4.93，p＜0.001)，表明潛在旅游者對周莊旅游吸引物和服務等認知評價越高，對周莊的總體評價也就越高，假設3被支持。

情感形象對總體形象有顯著正向影響(標準化路徑系數(shù)為0.26，t=3.67，p＜0.001)，表明潛在旅游者對周莊的情感體驗越積極，對到周莊旅游越感到興奮和愉快，他們對周莊的總體評價也就越高，假設4被支持。

假設5被拒絕，分析沒有發(fā)現(xiàn)認知形象對游客行為意圖有顯著正向影響(標準化路徑系數(shù)為0.11，t=1.45，p＞0.05)，即潛在旅游者對周莊的風光、文化、價格和服務等的認知評價的高低與游客行為意圖之間沒有直接關系，旅游者是否打算到周莊旅游不受認知形象的直接影響，但認知形象可以通過情感形象和總體形象對游客行為意圖產(chǎn)生間接影響，即較高的認知評價導致積極的情感體驗和較好的總體印象，進而對游客行為意圖產(chǎn)生正向影響。

情感形象對游客行為意圖有顯著正向影響(標準化路徑系數(shù)為0.33，t=4.48，p＜0.001)，表明潛在旅游者對周莊的情感體驗越積極，對到周莊旅游越感到興奮和愉快，他們就越有可能到周莊旅游，假設6被支持。

總體形象對游客行為意圖有顯著正向影響(標準化路徑系數(shù)為0.14，t=3.59，p＜0.001)，表明潛在旅游者對周莊的總體印象越好，就越有可能選擇周莊作為旅游目的地，假設7被支持。

以上兩個模型(M1和M2)的各項擬合指數(shù)都較好地滿足了臨界值的要求，說明模型與中國旅游者的數(shù)據(jù)擬合很好，目的地三成分模型適用于中國文化背景下的研究，具有跨文化的適用性，假設8被支持。

5 總結和討論

旅游目的地形象對旅游者的旅游決策、服務質(zhì)量感知、旅游滿意度、回訪意愿和推薦意愿等都有著顯著影響，具有重要的管理和營銷上的意義。大多數(shù)旅游目的地形象研究只分析認知形象，對情感形象和總體形象的研究相對不足，對旅游目的地形象結構的經(jīng)驗研究也明顯缺乏。學者們大都認同旅游目的地形象結構包括認知形象、情感形象和總體形象，但很少有經(jīng)驗研究證明該結構。Baloglu和McCleary(1999)用潛在旅游者對土耳其的形象感知研究了三成分之間的關系，然而正如作者指出的，該結構模型還需要用不同的樣本，在不同的情境中加以考察，以提高其概括性和外部效度。國內(nèi)盡管有大量關于目的地形象的研究，但卻幾乎沒有對目的地形象結構的經(jīng)驗研究，因而該結構理論能否適應中國的文化背景尚需進一步檢驗。本研究利用城市潛在旅游者對江蘇周莊旅游形象的感知研究，檢驗了在中國文化背景下該結構的適用性，對國內(nèi)目的地形象的理論研究和目的地管理實踐都有著重要意義。

本研究首先對認知形象的測量進行了探索性和驗證性因子分析。探索性因子分析得到三個公因子:體驗質(zhì)量、吸引物和商業(yè)/宣傳，目的地可以在這三個方面加強管理，增強吸引力。其中:“體驗質(zhì)量”是解釋方差最多的公因子，說明潛在旅游者對周莊的交通、環(huán)境、居民、服務、價格等方面的評價差異較大，目的地應識別哪些旅游者的評價高，哪些旅游者的評價低，找出原因，采取適當改善形象的措施;“吸引物”解釋的方差稍低于體驗質(zhì)量，但旅游者對周莊吸引物的評價(M=3.81)高于體驗質(zhì)量(M=3.36);“商業(yè)/宣傳”由于信度較低未納入后面的分析。

對8個假設的檢驗支持了其中的6個假設，研究結果證明了目的地形象三成分結構的合理性。三成分之間的關系是:認知形象對情感形象有顯著正向影響，認知形象對總體形象有顯著正向影響，情感形象對總體形象有顯著正向影響。該結果和Baloglu和McClear(1999)的研究結論相吻合，說明三成分結構理論在中國文化背景下也是適用的。但與Baloglu等的研究結論不同的是，本研究發(fā)現(xiàn)認知形象對總體形象的影響強度高于情感形象對總體形象的影響強度，而Baloglu等的研究發(fā)現(xiàn)情感形象對總體形象的影響強度更大;這需要進一步的研究來尋找原因。

目的地形象三成分與游客行為意圖之間關系的結構模型分析發(fā)現(xiàn):情感形象和總體形象對游客行為意圖有顯著的正向影響;認知形象對游客行為意圖的直接影響不顯著，主要通過情感形象和總體形象對游客行為意圖產(chǎn)生間接效應?？傮w來說，情感形象是影響游客行為意圖的最重要的成分，因此目的地應經(jīng)常對目標市場潛在旅游者的情感形象進行測量和調(diào)控。

本研究也存在一些局限，需要將來進一步的研究。首先，研究選擇古鎮(zhèn)周莊的旅游形象感知作為研究情境，該單一情境下得到的形象結構模型是否具有概括性，能否適用于中國其它目的地的研究情境中，尚需證明;其次，本研究未能證明情感形象對認知形象的影響，將來應該在更多的情境中檢驗兩者之間的關系;第三，本研究未能發(fā)現(xiàn)認知形象對游客行為意圖的顯著影響，這一點也需要進一步論證;第四，本研究未分析目的地形象形成的影響因素，如個體因素、情境因素等，將來的研究可進一步分析影響目的地形象各成分的各種因素，為目的地形象管理提供更好的依據(jù)。

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