中國郵輪游客的出游限制與行為意向研究

孫曉東 徐美華,* 侯雅婷

(1.華東師范大學(xué)工商管理學(xué)院,上海 200241;2.中共臨海市委黨校教育科,浙江臨海 317000)

0 引言

在經(jīng)歷了近半個世紀(jì)的快速發(fā)展后,全球郵輪產(chǎn)業(yè)開始由歐美地區(qū)向亞太、南美及中東等市場傾斜,尤其是亞太地區(qū),已經(jīng)成為全球郵輪經(jīng)濟新的增長點。在此背景下,中國郵輪產(chǎn)業(yè)獲得了十余年快速發(fā)展,成為郵輪公司競相爭奪的戰(zhàn)略性新興市場。中國交通運輸協(xié)會郵輪游艇分會(China Cruise & Yacht Industry Association,CCYIA)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明,2017年,上海、天津、大連、青島、舟山、溫州、廈門、廣州、深圳、?？?、三亞等11大郵輪港口全年共接待郵輪1181艘次,同比增長17%,其中母港郵輪1098艘次,訪問港郵輪83艘次;共接待出入境游客495.4萬人次,同比增長18%,其中母港游客428.97萬人次,入境郵輪游客27.75萬人次。中國已成為亞太地區(qū)郵輪航線的重要始發(fā)港和環(huán)球航線的重要掛靠港,并超過德國成為全球第二大郵輪客源國(汪泓,2018)。

雖然中國的郵輪旅游業(yè)取得了喜人成果,但與北美、歐洲、地中海等地區(qū)相比,仍然存在市場滲透率低、航線吸引度不高、單客收益較低等問題(汪泓,2018)。特別是在郵輪產(chǎn)業(yè)發(fā)展進入第二個十年伊始,中國郵輪業(yè)開始進入一個階段性調(diào)整期,主要表現(xiàn)在部分郵輪撤出中國市場,運力投放有所下降,比如,2017年—2018年航季之后,諾唯真郵輪“喜悅號”、公主郵輪“盛世公主號”、歌詩達郵輪“維多利亞號”、天海郵輪“新世紀(jì)號”,以及皇家加勒比郵輪“海洋量子號”“海洋贊禮號”和“海洋水手號”等都臨時撤出了中國市場(1)北京商報網(wǎng).多艘國際郵輪撤出中國,進入調(diào)整期[EB/OL].[2018-07-19].http://app.bbtnews.com.cn/?action=show&app=article&contented=253767&controller=article.。除了票價水平較低和船上消費不足外,客源不足也是其重要原因。特別是中國大部分郵輪始發(fā)港缺乏充足的腹地客源,使得郵輪投放過于集中于一兩個母港,其他郵輪港口航線運營常態(tài)化難以保障。

孫曉東等(2018)認(rèn)為,制約中國郵輪客源市場拓展的重要原因是,游客對郵輪產(chǎn)品認(rèn)知度缺乏,郵輪消費文化欠缺等。深刻理解我國游客對郵輪旅游的出游限制,可以幫助郵輪業(yè)制定針對性的產(chǎn)品創(chuàng)新、品牌構(gòu)建、宣傳推廣、文化培育與市場細分策略,從而有效吸引潛在的郵輪游客,做大客源市場,推動中國郵輪產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展與長久繁榮。本文旨在探索新興郵輪市場中游客出游限制的新維度,探究不同的出游限制維度對游客自我協(xié)商和出游意向的影響及出游經(jīng)歷的調(diào)節(jié)作用,借以洞悉我國現(xiàn)實郵輪游客和潛在郵輪游客決策心理與行為的特殊性,為政府和企業(yè)制定針對性的營銷策略提供依據(jù),特別是為我國培育郵輪文化,提升產(chǎn)品認(rèn)知度和塑造郵輪旅游形象提供理論指導(dǎo)。

1 文獻綜述與研究假設(shè)

出游限制(Travel Constraint)是對休閑限制(Leisure Constraint)理論的拓展。休閑限制被定義為抑制或減少個人休閑參與、享受和滿足的任何因素,對限制因素進行類型或維度劃分可以幫助我們更好地理解休閑限制對休閑體驗的影響(Smith et al.,2017)。Crawford 等(1987)提出經(jīng)典休閑限制模型,將限制因素劃分為個人限制、人際限制及結(jié)構(gòu)限制三大維度。個人限制是指影響個人休閑偏好和參與的內(nèi)在心理狀態(tài)和屬性,如對休閑活動的態(tài)度與興趣、自我能力感知與評價等;人際限制是指社會交往中與他人之間的互動約束,如缺乏友伴等;結(jié)構(gòu)限制是指無法獲得參與休閑活動所需資源有關(guān)的外部制約,是休閑偏好和休閑參與之間的調(diào)節(jié)變量,如經(jīng)濟水平和閑暇時間等。該模型從動態(tài)視角說明了各維度限制因素在“偏好-參與”這個決策過程中的作用機理,即三大因素依序出現(xiàn),某個限制因素被克服后才出現(xiàn)下一個限制因素(Park et al.,2009)。此外,該模型還指出,限制因素的存在并不一定會導(dǎo)致不參與行為,人們可以通過協(xié)商和強化動機來轉(zhuǎn)化和克制限制行為(Crawford et al.,1987)。之后,大量研究者對出游限制因素做了進一步研究,驗證了經(jīng)典休閑限制模型的合理性(Daniels et al.,2005;Fleischer et al.,2002;Gilbert et al.,2000)。

在郵輪旅游領(lǐng)域,出游限制因素最早出現(xiàn)在國際郵輪協(xié)會(Cruise Lines International Association,CLIA)于2002年發(fā)布的《Cruise Market Profile Study》報告中,其中,費用問題、旅程靈活度不夠、不太舒適、缺乏興趣、感覺郵輪上自由受到限制、擔(dān)心能否及時獲得醫(yī)療治療等是主要的郵輪旅游限制性因素(吳卉,2012)。之后,研究者從學(xué)術(shù)角度對郵輪出游限制展開深入研究,并識別出了經(jīng)典休閑限制模型以外的第4個維度,即“不是一個選擇”(not an option)。例如:Kerstetter等(2005)以美國游客為研究對象,發(fā)現(xiàn)個人限制、“不是一個選擇”、擔(dān)心因素和結(jié)構(gòu)限制構(gòu)成了郵輪游客的四大限制因素。針對中國郵輪游客,Zou等(2017)通過半結(jié)構(gòu)化訪談和問卷調(diào)查后發(fā)現(xiàn),并非所有的限制因素都會影響出游行為,如除了“不是一個選擇”,其他限制因素對出游行為的影響并不顯著。Hung等(2010)運用深度訪談法,將郵輪出游限制因素分為個人限制、人際限制、結(jié)構(gòu)限制和“不是一個選擇”,并發(fā)現(xiàn)現(xiàn)實郵輪游客受結(jié)構(gòu)限制影響較大,而潛在郵輪游客受個人限制和人際限制影響較大。吳卉(2012)將中國郵輪游客的出游限制因素分為文化限制、群體支持限制、旅游服務(wù)限制、社會環(huán)境限制,以及成本限制,并指出初購者與重購者在不同限制因素上存在顯著差異。在休閑研究領(lǐng)域,休閑限制對休閑參與的抑制作用已被廣泛驗證。而在郵輪旅游方面,Hung等(2012b)的研究同樣發(fā)現(xiàn)了郵輪游客出游限制與出游意向之間的負向關(guān)系。

雖然對于任何給定的休閑追求,限制因素總是存在,但在選定休閑活動過程中,人們總是會積極采用協(xié)商策略(Smith et al.,2017)。Crawford等(1991)和Jackson(1999)也一致認(rèn)為,限制總是存在,但休閑行為的發(fā)生是因為大多數(shù)限制因素被有效協(xié)商。許多研究者都曾探究過出游限制、自我協(xié)商及出游意向之間的關(guān)系。例如:Shaw等(1991)最早探討了限制-協(xié)商(Constraint-Negotiation)問題,發(fā)現(xiàn)由于協(xié)商行為的存在,更多的限制因素不一定導(dǎo)致更少的休閑參與。Jackson等(1993)對出游限制、出游意愿和自我協(xié)商之間的關(guān)系進行了探討,認(rèn)為出游限制對出游意愿的制約作用可通過自我協(xié)商來緩解。Hubbard等(2001)針對企業(yè)員工的休閑娛樂行為開創(chuàng)性地構(gòu)建了一個約束效應(yīng)緩解(Constraint-Effects-Mitigation)模型:當(dāng)遇到更多約束/限制時,人們?nèi)绾斡|發(fā)更多的協(xié)商策略,進而對參與行為產(chǎn)生積極影響。同時,該研究發(fā)現(xiàn)休閑限制的兩種作用:對休閑參與的抑制性作用和觸發(fā)協(xié)商努力的便利性作用。此外,Crompton等(2004)對德克薩斯州國家公園的游客進行追蹤調(diào)查后發(fā)現(xiàn),出游行為發(fā)生后的1個月、6個月及12個月,受訪者感知個人、設(shè)施和天氣對出游意向的限制作用發(fā)生了顯著變化,他們認(rèn)為感知約束會隨著時間的推移而改變,且游客通過不同程度的協(xié)商緩解了限制因素的影響。Boo等(2014)以潛在游客為研究對象,發(fā)現(xiàn)游客愿意采取協(xié)商策略克服約束作用最大的結(jié)構(gòu)限制,反而最不愿意去協(xié)商約束作用最小的個人限制因素;對某種旅游方式感興趣的潛在游客,其對涉及時間、伴侶等的協(xié)商意愿明顯高于不感興趣的群體。

研究者們嘗試把出游限制、自我協(xié)商與出游意向應(yīng)用到郵輪旅游領(lǐng)域,繼續(xù)探討并驗證三者之間的內(nèi)在聯(lián)系和作用機理。例如:Hung等(2012b)基于約束效應(yīng)緩解模型研究后發(fā)現(xiàn),限制因素越多,采用協(xié)商策略的可能性越小,自我協(xié)商正向影響出游意向。張維亞等(2013)基于動機-機會-能力(Motivation-Opportunity-Ability,MOA)框架對郵輪旅游者消費決策進行研究,發(fā)現(xiàn)出游限制會對行為意向產(chǎn)生消極影響,卻對自我協(xié)商有推動作用,且限制越強,越有可能協(xié)商,而協(xié)商能推動旅游行為的發(fā)生。后續(xù)相關(guān)研究也進一步驗證了這一結(jié)論(Baloglu et al.,2014;吳劍 等,2014)。

研究者還發(fā)現(xiàn),有不同出游經(jīng)歷的郵輪游客的出游限制也不同,例如:Park等(2009)研究發(fā)現(xiàn),非郵輪旅游者(從未參與)、現(xiàn)實郵輪旅游者(5年內(nèi)參加過)和現(xiàn)實非郵輪旅游者(曾經(jīng)參加過,但5年內(nèi)未參與)在結(jié)構(gòu)限制(時間、成本、自然災(zāi)害)和個人限制(身體狀況)指標(biāo)上存在一定差異,但并未繼續(xù)探討出游限制對出游意向的影響及出游經(jīng)歷的調(diào)節(jié)作用。此外,Hung等(2012b)發(fā)現(xiàn),出游經(jīng)歷會影響限制、協(xié)商和出游行為之間的關(guān)系,并認(rèn)為與潛在郵輪旅游者相比,現(xiàn)實郵輪游客的限制因素更少,出游意向更高,且更傾向于協(xié)商。

綜上所述,本文將依據(jù)經(jīng)典休閑限制理論對中國郵輪游客的出游限制因素進行識別。在此基礎(chǔ)上,引入約束效應(yīng)緩解模型的部分結(jié)構(gòu)對我國游客的出游限制、自我協(xié)商和出游意向之間的關(guān)系進行分析,并識別出該結(jié)構(gòu)在現(xiàn)實游客和潛在游客兩個群體上的差異性。與傳統(tǒng)約束效應(yīng)緩解模型不同,本文著重探討不同維度的出游限制對自我協(xié)商和出游意向的影響,自我協(xié)商對出游意向的影響,以及自我協(xié)商時出游經(jīng)歷的調(diào)節(jié)作用。如圖1所示,本文提出以下假設(shè):

H1:出游限制對出游意向具有負向影響。

H2:出游限制對自我協(xié)商具有正向影響。

H3:自我協(xié)商對出游意向具有正向影響。

以制漿中段廢水為研究對象，首先采用正交實驗研究了石墨烯促進Fenton氧化的各影響因素間的顯著程度，然后通過單因素實驗研究了廢水pH值、石墨烯加入量以及H2O2加入量對廢水處理效果的影響。

H4:出游經(jīng)歷對以上假設(shè)關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。

圖1 研究假設(shè)與概念模型

2 量表開發(fā)與問卷調(diào)查

2.1 量表開發(fā)

在量表設(shè)置方面,本文首先依據(jù)相關(guān)文獻(Lai et al.,2013;Hung et al.,2010;Hung et al.,2012a;Hung et al.,2012b;Zou et al.,2017;Li et al.,2011;吳卉,2012;Weeden et al.,2016;Chen et al.,2013)歸納并總結(jié)出較為普遍的出游限制測量題項。其次,采用專家訪談與游客訪談相結(jié)合的方法對測量題項進行修正和增減。在訪談對象方面,一方面我們選取了與郵輪行業(yè)緊密相關(guān)的高校學(xué)者、行業(yè)高管及政府相關(guān)部門負責(zé)人等5位專家進行了小規(guī)模訪談;另一方面選取了在校大學(xué)生(包括研究生)、旅游行業(yè)員工和港口附近居民等25位郵輪現(xiàn)實游客(有過出游經(jīng)歷)和潛在游客(未有過出游經(jīng)歷),圍繞出游限制因素進行了深度訪談,從而針對中國郵輪市場的游客特點對出游限制因素進行添加和修正。

最終問卷主要由四部分組成:第一部分為出游限制,包含31個題項;第二部分為自我協(xié)商,包含5個題項,通過對Loucks-Atkinson等(2007)的測量量表修正后得到;第三部分為出游意向,包含4個題項,主要沿用了Lee(2006)的測量量表,此量表在過去的研究中被驗證具有良好的可信度;第四部分為人口統(tǒng)計特征,包含7個題項,涉及性別、年齡、家庭年收入、教育程度、婚姻狀況、工作性質(zhì)和出游經(jīng)歷。其中前三部分均采用了LIKERT五級打分法,5分代表“非常同意”,1分代表“非常不同意”。

2.2 問卷調(diào)查與回收

在問卷發(fā)放與控制上,為提高問卷可信度和實施效率,本文采用了問卷星企業(yè)版的在線收費調(diào)研服務(wù),通過付費方式設(shè)置最少答題時間(300秒)、最長答題時間(15分鐘)、IP地址不相同、隨機發(fā)放問卷等條件來保障問卷調(diào)查質(zhì)量。2017年5月9日至5月15日共回收問卷324份,剔除13份無效問卷和23份對郵輪旅游不感興趣的答題者問卷,得到有效問卷288份,有效回收率為88.9%。被調(diào)查對象的基本情況如表1所示。

3 郵輪出游限制因子分析

本文采用主成分萃取法提取公因子并選取大于1的特征值,經(jīng)過方差最大化旋轉(zhuǎn)得到旋轉(zhuǎn)成分矩陣,結(jié)果發(fā)現(xiàn)6個題項的因子載荷小于0.5,且兩個題項存在交叉載荷。為提升因子分析效果及結(jié)構(gòu)方程模型的擬合優(yōu)度,刪除上述8個題項,最終用于分析的題項有23個。結(jié)果顯示KMO值為0.948,Bartlett球形度檢驗值為4898.448,Sig.值為0.000,說明樣本適合進行因子分析。最終提取出4個公因子,可解釋總方差貢獻率為60.33%,Cronbach’sα為0.930,且各個變量的內(nèi)部一致性系數(shù)均大于0.6,說明所有因子具有較高的信度(Hair,2014)(見表2)。在效度方面,由于測量題項來自文獻分析、專家訪談與游客訪談,所以問卷具有較高的內(nèi)容效度。各潛變量AVE值的平方根基本大于該潛變量與其他潛變量的相關(guān)系數(shù),說明模型具有較好的區(qū)分效度,如表4所示。

表1 被調(diào)查者人口統(tǒng)計特征

如表2所示,本文將4個因子分別命名為“個人限制”“認(rèn)知限制”“人際限制”“結(jié)構(gòu)限制”。個人限制是指個人的內(nèi)在心理狀態(tài),主要是一種主觀評價,如壓力、焦慮、自我技能感知等。該維度中“對郵輪旅游不感興趣”的因子載荷量最大,為0.739,其次為“自己身體不好,不能參加”。均值分析結(jié)果顯示,該維度下7個子項目的均值排名較靠前。其中,個人限制因子中“自己身體不好,不能參加”這一題項的均值得分最高,為4.01,其次為“對郵輪旅游不感興趣”(3.94)。人際限制主要是游客在處理人際關(guān)系方面產(chǎn)生的心理阻力,包括隨行導(dǎo)游、出游伙伴和語言障礙等。從均值分析看,“不知道通過什么渠道購買郵輪旅游”這一題項得分最高(3.56),其次為“跟團導(dǎo)游信譽低(不信任導(dǎo)游)”(3.43)。結(jié)構(gòu)限制主要來自外部因素,包括時間、金錢、交通、家庭責(zé)任、裝備等要素。結(jié)構(gòu)性制約因子的均值得分最低,其中,“家庭義務(wù)(家務(wù)/照料家人)重,不能參加”的均值最大,而“郵輪旅游價格太高,難以承擔(dān)”排名較低。認(rèn)知限制反映了我國新興郵輪市場中游客對郵輪產(chǎn)品信息缺乏或認(rèn)識不足。從均值分析看,“郵輪上的人太多,太擁擠”均值最高(3.59),說明游客對郵輪船上擁擠、活動較少的負面認(rèn)知可能會阻礙其對郵輪產(chǎn)品的選擇。

4 結(jié)構(gòu)方程模型與路徑分析

4.1 驗證性因子分析與擬合度檢驗

本文構(gòu)建了多群組結(jié)構(gòu)方程模型,同時預(yù)設(shè)協(xié)方差相等模型、方差相等模型、路徑系數(shù)相等模型和結(jié)構(gòu)殘差相一致模型,以探討現(xiàn)實郵輪游客和潛在郵輪游客的表現(xiàn)差異。最終得到卡方值為407.885,卡方自由度比值小于2,NFI>0.9,GFI>0.9,CFI>0.9,說明模型適配度較好,通過了模型擬合優(yōu)度檢驗。

表3 驗證性因子分析結(jié)果

表4 潛變量判別效度分析

注:對角線上的數(shù)字為潛變量平均方差提取值A(chǔ)VE的平方根。

4.2 路徑分析

4.2.1 總體客群分析

從總體樣本擬合結(jié)果來看(見圖2),4種限制因子均對出游意向產(chǎn)生了顯著的負向影響,即假設(shè)1得到驗證。其中,結(jié)構(gòu)性限制因子對出游意向的約束程度最高(β=-0.532,p<0.001),說明家庭義務(wù)、時間和價格等客觀條件是制約人們參加郵輪旅游的主要原因。事實上,大量研究結(jié)果均顯示,結(jié)構(gòu)性制約因素對居民出游意愿的抑制性最強(Nyaupane et al.,2008;Li et al.,2011;Lai et al.,2013;Boo et al.,2014;Pennington-Gray et al.,2002;Nyaupane et al.,2004)。其次為人際限制因子(β=-0.478,p<0.001),說明與隨行導(dǎo)游、出行伙伴和語言障礙有關(guān)的人際關(guān)系處理也會對出游意向產(chǎn)生重要的約束作用。認(rèn)知限制因子(β=-0.391,p<0.001)和個人限制因子(β=-0.385,p<0.001)對人們乘坐郵輪出游意愿的抑制效果較小,但Alexandris等(2011)研究發(fā)現(xiàn),個人內(nèi)部限制不僅會降低休閑活動的參與意愿,還會增強人們對人際因子和結(jié)構(gòu)因子感知的約束程度。

圖2 總體樣本結(jié)構(gòu)方程模型擬合結(jié)果

另外,4種限制因子中僅個人限制(β=0.632,p<0.001)和認(rèn)知限制(β=0.327,p<0.001)顯著引發(fā)了游客的自我協(xié)商,而結(jié)構(gòu)限制與人際限制并未對自我協(xié)商產(chǎn)生顯著的觸發(fā)作用,因此假設(shè)2僅得到了部分驗證?？梢钥闯?出游限制程度最高的兩個限制因子未能引發(fā)游客的自我協(xié)商策略。這一結(jié)果與假設(shè)1有一定程度的因果關(guān)系,即限制作用越大,越不易觸發(fā)協(xié)商(Hung et al.,2012b)。通常來說,個人限制最先出現(xiàn),也最先需要克服,且受外界影響較小,因而個人限制因素也最易協(xié)商。結(jié)構(gòu)限制因素并未顯著引發(fā)自我協(xié)商,但結(jié)構(gòu)限制和人際限制對自我協(xié)商的非顯著性影響并不意味著不可協(xié)商,因為協(xié)商與限制之間是非線性的,且具有互動關(guān)系,因而結(jié)構(gòu)限制和人際限制也可能通過個人限制引發(fā)的協(xié)商策略來緩和(Daniels et al.,2005)。最后,本文研究結(jié)果還顯示,自我協(xié)商能顯著促進游客的出游意向(β=0.95,p<0.001),假設(shè)3得到驗證。說明人們對出游限制采取的協(xié)商策略越多,其主動參與郵輪旅游活動的意愿也越強烈,這與以往的研究結(jié)果相同,即人們的休閑參與行為主要依賴于對限制因素采取的協(xié)商策略(Jackson et al.,1993),積極地進行自我協(xié)商將有助于人們做出出游決策。

4.2.2 現(xiàn)實游客與潛在游客對比分析

總體來看,假設(shè)4基本得到了驗證,如表5所示:第一,出游經(jīng)歷對出游限制與出游意向的關(guān)系具有顯著調(diào)節(jié)作用,且4類限制因子對出游意向的抑制程度在兩類游客中具有顯著性差異。具體來看,在“結(jié)構(gòu)限制→出游意向”和“認(rèn)知限制→出游意向”路徑上,現(xiàn)實游客的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)顯著高于潛在游客(p=0.000;p=0.004),結(jié)構(gòu)限制因子和認(rèn)知限制因子對現(xiàn)實游客行為意向的抑制程度更高,說明有過郵輪出游經(jīng)歷的游客的出行意愿受外部客觀條件和對產(chǎn)品負面認(rèn)知的阻礙作用強于潛在游客。而在“個人限制→出游意向”和“人際限制→出游意向”路徑上,潛在游客的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)顯著高于現(xiàn)實游客(p=0.006;p=0.011),個人限制因子和人際限制因子對潛在游客出游意向的抑制程度更高,說明未有過郵輪旅游經(jīng)歷的游客的出行意愿受個人內(nèi)在心理與人際關(guān)系處理的阻礙作用強于現(xiàn)實游客。與總樣本檢驗結(jié)果一致,結(jié)構(gòu)限制因子和人際限制因子仍是制約現(xiàn)實游客和潛在游客行為意愿的主要原因,其次為認(rèn)知限制和個人限制。第二,出游經(jīng)歷對出游限制與自我協(xié)商的關(guān)系具有部分調(diào)節(jié)作用,且不同限制因子對自我協(xié)商的觸發(fā)作用在兩類游客中僅呈現(xiàn)了部分顯著性差異。與總體樣本一致,兩類游客中只有個人限制因子和認(rèn)知限制因子顯著引發(fā)了自我協(xié)商意愿,而人際限制和結(jié)構(gòu)限制均未引發(fā)現(xiàn)實游客和潛在游客的自我協(xié)商意愿。在“個人限制→自我協(xié)商”的路徑上,相比于現(xiàn)實游客,潛在游客更愿意對個人限制因子進行積極自我協(xié)商。但在“認(rèn)知限制→自我協(xié)商”的路徑上,相比于潛在游客,現(xiàn)實游客更容易克服對產(chǎn)品的負面認(rèn)知限制并進行積極的自我協(xié)商。第三,在“自我協(xié)商→出游意向”路徑上,現(xiàn)實游客的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)顯著高于潛在游客(p=0.000),說明出游經(jīng)歷對自我協(xié)商與出游意向的關(guān)系具有顯著調(diào)節(jié)作用,即協(xié)商過后現(xiàn)實游客的出游意愿顯著高于潛在游客,做出出游決策的可能性更高。

表5 現(xiàn)實游客和潛在游客回歸路徑假設(shè)檢驗

5 結(jié)論與討論

5.1 結(jié)論

本文探討了我國郵輪游客出游限制對自我協(xié)商和出游意向的影響,以及出游經(jīng)歷對三者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。在經(jīng)典休閑限制模型的基礎(chǔ)上,本文識別出了4個出游限制維度,分別是個人限制、人際限制、認(rèn)知限制和結(jié)構(gòu)限制。其中,針對我國郵輪市場的認(rèn)知限制主要涉及?？繒r間、旅程靈活度、安全性和船上購物等問題,反映了新興郵輪市場中游客對郵輪產(chǎn)品信息較為缺乏。研究結(jié)果顯示,4類限制因子均對出游意向產(chǎn)生了顯著負向影響,其中,結(jié)構(gòu)性限制因子是抑制出游意向的主要原因,其次為人際限制、認(rèn)知限制和個人限制;在限制因子對自我協(xié)商的影響上,僅個人限制與認(rèn)知限制顯著引發(fā)了游客的自我協(xié)商,而結(jié)構(gòu)限制和人際限制并未對其產(chǎn)生顯著影響;最后,自我協(xié)商對出游意向也產(chǎn)生了顯著正向影響。進一步研究還發(fā)現(xiàn),出游經(jīng)歷對出游限制與出游意向、自我協(xié)商與出游意向的關(guān)系具有顯著調(diào)節(jié)作用,對出游限制與自我協(xié)商的關(guān)系僅有部分調(diào)節(jié)作用。

5.2 討論與建議

本文針對我國郵輪市場提出以下幾點建議和對策:

(1)加大營銷推廣力度,提升產(chǎn)品認(rèn)知度。本文研究發(fā)現(xiàn),除了結(jié)構(gòu)限制、人際限制和個人限制,認(rèn)知限制也對游客的出游意向產(chǎn)生了顯著影響。說明郵輪旅游產(chǎn)品在公眾中認(rèn)知度較低,對人們的吸引力仍不足。目前郵輪旅游主要通過旅行社包船切艙銷售,而在網(wǎng)絡(luò)營銷方面投入較少,因此郵輪企業(yè)及其合作伙伴要加大網(wǎng)絡(luò)廣告、在線平臺、社交媒體等方面的宣傳廣度和深度,通過豐富的信息渠道向潛在市場展現(xiàn)郵輪旅游產(chǎn)品的優(yōu)勢。比如,可通過加大影片廣告植入力度,借助影視作品的影響力來塑造公眾對郵輪旅游產(chǎn)品的第一印象。此外,還可通過制作宣傳片來拉近受眾與郵輪產(chǎn)品的距離,加深人們對郵輪產(chǎn)品的印象,激發(fā)消費行為。

(2)豐富家庭休閑娛樂產(chǎn)品,采用個性化營銷激發(fā)出游行為。本文研究發(fā)現(xiàn),“家庭義務(wù)重”是結(jié)構(gòu)性制約因子中均值得分最高的題項。而郵輪旅游倡導(dǎo)的家庭出游能有效緩解由家庭責(zé)任造成的出游限制,因此郵輪旅游產(chǎn)品的設(shè)計與規(guī)劃要符合家庭旅游的特征,可配備家庭游戲產(chǎn)品、親子活動產(chǎn)品、海上閑居生活體驗產(chǎn)品、家庭DIY體驗產(chǎn)品(包含地區(qū)特色旅游紀(jì)念品)等,增加游客郵輪體驗感和趣味性。此外,可提供郵輪旅游全程影像服務(wù),記錄家庭游客難忘的旅游經(jīng)歷,提升郵輪游客滿意度,激發(fā)重游行為。除此之外,考慮到結(jié)構(gòu)限制因子的復(fù)雜性和難以協(xié)調(diào)性,營銷者還需設(shè)計個性化的營銷內(nèi)容,激發(fā)或強化家庭游客的郵輪旅游參與動機,比如,宣傳內(nèi)容上要著重凸顯親子設(shè)施與活動的豐富多樣性。

(3)積極推出主題型郵輪旅游線路,吸引團體游客。除結(jié)構(gòu)限制外,人際限制為總體樣本感知的主要限制因素,并且對潛在游客出游意向的抑制作用更明顯。因此,郵輪營銷者可針對性地在有組織團體中進行產(chǎn)品推廣,并適當(dāng)給予團體組織一定優(yōu)惠,鼓勵潛在游客與周圍的朋友一起購買郵輪旅游產(chǎn)品。此外,郵輪公司可以推出主題型郵輪產(chǎn)品,比如銀發(fā)游、親子游、溫情游、感恩游、浪漫游、會獎游、團建游等產(chǎn)品。

(4)優(yōu)化公共空間,提升醫(yī)療設(shè)備和服務(wù)。從因子分析結(jié)果看,大部分游客感覺船上較為擁擠,這一選項大大降低了郵輪游客的休閑體驗。郵輪上應(yīng)適當(dāng)減少艙房數(shù)量,增加游客平均休閑空間。同時可參照城市步行街的設(shè)計思路,在郵輪上打造步行商業(yè)街,實現(xiàn)郵輪的社區(qū)化和目的地化。此外,部分游客擔(dān)憂郵輪上醫(yī)療條件有限,無法滿足需求。安全問題是游客,也是郵輪企業(yè)首先要考慮的問題,安全設(shè)施的建設(shè)應(yīng)納入到郵輪旅游產(chǎn)品建設(shè)體系框架中進行系統(tǒng)規(guī)劃。

(5)區(qū)別現(xiàn)實和潛在游客,針對性的激發(fā)出游意向。在維持現(xiàn)有游客的同時,充分挖掘潛在游客是提升郵輪旅游市場占有率,增加經(jīng)濟收益,促進郵輪旅游可持續(xù)發(fā)展的重要途徑。本文研究發(fā)現(xiàn),出游經(jīng)歷對“出游限制-自我協(xié)商-出游意向”具有重要的調(diào)節(jié)作用。其中,沒有出游經(jīng)歷的游客在出游意向上受到的個人限制與人際限制更強,但個人限制相比現(xiàn)實游客也更容易協(xié)商。因此,郵輪產(chǎn)品運營商在推廣產(chǎn)品時可適當(dāng)針對潛在游客加大宣傳力度,比如通過票價優(yōu)惠、免費體驗項目等方式激發(fā)初游者興趣,促使?jié)撛谟慰蛯€人內(nèi)在約束采取更加積極的協(xié)商策略,一定程度上緩解諸如時間、金錢、家庭義務(wù)、缺少同伴等出游限制的抑制作用。本文研究還發(fā)現(xiàn),雖然現(xiàn)實游客對郵輪產(chǎn)品的認(rèn)知度更高,但其出游意向受到認(rèn)知限制因子的制約也更大,說明過去的出行體驗可能給現(xiàn)實游客帶來了較多的負面影響,從而阻礙游客出游行為的發(fā)生。因此,郵輪運營商應(yīng)努力消除產(chǎn)品運營過程中為游客帶來負面認(rèn)知的不滿意因素,通過提高現(xiàn)實游客的出游滿意度來進一步提升他們的再訪意愿。

5.3 不足與展望

本文仍存有以下不足:首先,本文重點關(guān)注我國新興郵輪市場中游客的出游限制對其自我協(xié)商和出游意向的影響,并未把出游動機納入研究框架,后續(xù)研究者可以嘗試探討郵輪旅游動機、出游限制、自我協(xié)商、出游意向、郵輪旅游形象感知等五大要素之間的關(guān)系,從而對我國郵輪游客的心理與行為進行更深入和全面的探討。其次,本文驗證性因子分析顯示,各潛變量的平均方差提取值(AVE)勉強達到建議的門檻值,主要源于部分維度下的因子載荷值較低。鑒于問卷題項主要來自現(xiàn)有的成熟量表,并經(jīng)過多次訪談進行了修改提煉,且最終的擬合結(jié)果也通過了優(yōu)度檢驗,因此我們接受了較低的AVE結(jié)果。本文主要采用單時段問卷調(diào)查,后續(xù)研究可以跟蹤更長時間的更大樣本,進一步對問卷題項的合理性及研究結(jié)果的普適性做進一步驗證。此外,后續(xù)研究可脫離經(jīng)典休閑限制理論,開發(fā)針對郵輪旅游自身特征的出游限制量表,探討出游限制、自我協(xié)商與出游意向之間的關(guān)系。最后,本文的多群組比較主要基于出游經(jīng)歷,后續(xù)研究可嘗試進行其他角度的市場細分,進一步識別不同類型游客的郵輪出游限制因素,比如年齡、性別和家庭結(jié)構(gòu),因為人口特征變量對人們的出游限制也會產(chǎn)生重要影響(Gao et al.,2016;Fleischer et al.,2002;Hudson,2000;劉力,2016;Pennington-Gray et al.,2002;Nyaupane et al.,2008)。