基于茶莊園參與式體驗的消費者購買行為影響研究*

毛麗玉，張倩楠，詹興堆，蘇寶財，范水生， 4※

(1.福建農(nóng)林大學經(jīng)濟學院，福州 350002； 2.福建農(nóng)林大學休閑農(nóng)業(yè)研究所，福州 350002； 3.福建省三明市茶葉技術推廣站，三明 365000； 4.福建農(nóng)林大學安溪茶學院，安溪 362400)

0 引言

因地制宜發(fā)展休閑農(nóng)業(yè)，是培育農(nóng)業(yè)農(nóng)村新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)的重要舉措，能夠推動農(nóng)村產(chǎn)業(yè)深度融合，進而助力鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實現(xiàn)。福建是中國重要茶區(qū)，依托茶產(chǎn)業(yè)，以茶莊園為載體發(fā)展休閑體驗農(nóng)業(yè)，是當下福建休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的特色內(nèi)容。在推進三產(chǎn)融合和農(nóng)業(yè)供給側(cè)改革的背景下，福建茶莊園已蔚然成風，形成了以茶葉種植、加工、經(jīng)營、茶文化體驗為主線，集觀光休閑、科普教育、生態(tài)服務等功能于一體的莊園經(jīng)濟發(fā)展模式。茶莊園作為茶產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級和挖掘農(nóng)業(yè)新功能新價值的重要形態(tài)，在消費驅(qū)動下，得到了快速發(fā)展，但總體還處于興起推進階段，產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展仍然需要強有力的引導和支撐，其中作為茶莊園服務對象的消費者其行為表現(xiàn)及誘致因素尤其值得探討。

目前，國內(nèi)外對茶莊園的研究文獻主要從內(nèi)涵(范水生等， 2015)[1]、規(guī)劃設計(鄭琦， 2013； 潘勇， 2017； 鄧招余， 2016； 黃瑤， 2019)[2-5]、品牌建設(林甜甜等， 2016； 王彬彬， 2017； 程春， 2017)[6-8]、經(jīng)營模式(蘇寶財?shù)龋?2017)[9]、績效評估(李文， 2017)[10]等方面開展研究，對茶莊園的多功能性和體驗性消費行為關注不足。在消費者行為研究領域，成果較為豐碩，學界較為一致地認為，顧客在權衡感知利得和感知付出之后形成感知價值，其核心是對服務效用的評價(Zeithaml和Valarie A， 1988； 劉文波， 2008)[11-12]，維度可劃分為功能價值、情感價值、社會價值等(Sheth，Newman和Gross， 1991； Sweeney和Soutar， 2001)[13-14]。顧客參與體驗能夠影響顧客感知價值，而顧客感知價值又能進一步影響顧客滿意度、消費需求和產(chǎn)業(yè)結構變革(Sirohi等， 1998； Lapierre等， 1999； 白長虹和廖偉， 2001； 魏天威， 2008； 劉文波， 2008； 崔嘉琛， 2011； 張芳芳， 2013； 薄立桐， 2014； 成盼， 2017)[12，15-22]。文章以消費者為視角，借助顧客感知價值理論，建立茶莊園參與式體驗—顧客感知價值—消費者購買行為的理論分析框架，并通過實地調(diào)研收集數(shù)據(jù)開展實證研究，以期揭示基于茶莊園參與式體驗的消費者購買行為特征，并為提升茶莊園經(jīng)濟提供可行的對策建議。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 模型構建與研究假設

創(chuàng)造優(yōu)質(zhì)的體驗產(chǎn)品和服務，提升顧客感知價值，從而提升商品好評率和市場占有率，是顧客感知價值理論的重要主張。不同形態(tài)的體驗產(chǎn)品和服務，對顧客感知利得和感知付出的形成機理不盡相同，由此或?qū)a(chǎn)生有差異的顧客感知價值，顧客對消費品的效用評價和購買行為也可能產(chǎn)生差異。茶莊園體驗作為一種新興的農(nóng)村特色體驗產(chǎn)品和服務，對顧客感知價值和消費者購買行為有無影響？如果有，影響路徑和其他體驗類產(chǎn)品和服務是否相同？需要構建模型并結合調(diào)研數(shù)據(jù)進一步檢驗。從理論角度看，參與式體驗主要包括感官體驗、情感體驗、思考體驗、行動體驗和關聯(lián)體驗； 顧客感知價值可劃分為功能價值、情感價值和感知付出，也可劃分為感知利得和感知付出。鑒于此，該文將初步建立的研究邏輯“茶莊園參與式體驗—顧客感知價值—消費者購買行為”細化為如圖1的分析框架，通過實證找尋感官體驗、情感體驗等5種形式的茶莊園體驗對功能價值、情感價值等3類顧客感知價值和消費者購買行為的影響機理。同時采用結構方程模型作為實證模型，并遵循其應用原理，將各因子再次歸類，最終探討3類體驗(感官體驗、行動體驗和關聯(lián)體驗)對3類感知價值(感知利得、物質(zhì)付出和感知付出)和消費者購買行為的影響(如圖2)，并進一步探討茶莊園消費者的群體特征。

圖1 參與式體驗—顧客感知價值—消費者購買行為的研究模型

“參與式體驗—顧客感知價值—消費者購買行為”三者之間的影響關系究竟如何？劉輝(2009)[23]、呂妮萍，劉一飛(2012)[24]、黃文彥，勞陳峰(2013)[25]、張國政等(2017)[26]眾多學者在不同領域中研究顧客感知價值與消費者購買行為的關系，研究表明顧客感知價值對消費者購買行為的影響顯著，由此構建“顧客感知價值對消費者購買行為有顯著影響”的研究假設?！艾F(xiàn)代營銷學之父”科特勒曾在《營銷管理》中提到“顧客感知價值源于消費者的體驗，如果消費者認可或滿意該產(chǎn)品，則該消費者將轉(zhuǎn)化為忠實客戶”，由此構建“茶莊園參與式體驗對顧客感知價值有顯著影響”和“茶莊園參與式體驗對消費者購買行為有正向顯著影響”的研究假設。此外，顧客感知價值具有主觀性，因此與顧客自身特性密切相關； 不同特性的顧客，其主觀意識和意識指導下的行為不同，由此構建“不同個體特征的茶莊園參與式體驗、顧客感知價值和消費者購買行為存在顯著差異”的研究假設。綜上，該研究初步提出以下4個假設供檢驗：

H1：茶莊園參與式體驗對消費者購買行為有正向顯著影響

H2：顧客感知價值對消費者購買行為有顯著影響

H3：茶莊園參與式體驗對顧客感知價值有顯著影響

H4：不同個體特征的茶莊園參與式體驗、顧客感知價值和消費者購買行為存在顯著差異

1.2 分析方法

該研究基于專家咨詢法和文獻研究法設計了調(diào)査問卷。對問卷調(diào)查法收集到的原始樣本數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計分析，并針對樣本基礎數(shù)據(jù)進行信度、效度檢驗； 對茶莊園參與式體驗、顧客感知價值、消費者購買行為各維度變量之間的關系進行因子分析； 通過結構方程模型檢驗該文提出的茶莊園參與式體驗與消費者購買行為的假設模型，并基于調(diào)查數(shù)據(jù)分析，進一步探討茶莊園參與式體驗—顧客感知價值—消費者購買行為三者間的影響關系。

1.3 數(shù)據(jù)來源

該研究采用線上調(diào)查和實地調(diào)研兩種方式開展問卷調(diào)查。

一是線上調(diào)查：調(diào)查時間較為靈活； 調(diào)查方式主要是借助微信、QQ等互聯(lián)網(wǎng)通訊渠道，借助茶界社團和研究會組織機構負責人、茶界友人等，將電子問卷分發(fā)給具有茶莊園旅游體驗經(jīng)歷的消費者填寫。二是實地調(diào)研：在調(diào)查時間上，考慮到游客造訪茶莊園的時間特征，一次調(diào)研時間主要選擇為2018年的周末和法定節(jié)假日，又因茶葉采摘一般集中在春秋兩季，加之夏季生態(tài)茶莊園適合體驗休閑，故調(diào)研的季節(jié)集中在春季、夏季和秋季。在調(diào)研地點上，福建安溪是中國茶都，茶莊園較為密集且具有代表性，加上安溪地處閩南金三角之泉州重地，周邊經(jīng)濟較為發(fā)達，游客資源較為豐富，故調(diào)研地點選擇為福建安溪境內(nèi)的茶莊園，如國心綠谷茶莊園、云嶺茶莊園、華祥苑茶莊園、添壽福地茶莊園、德峰茶莊園、中閩魏氏茶莊園等。在調(diào)研對象上，調(diào)查的是造訪茶莊園的游客。二次補充調(diào)查時間則在2019年，通過到茶藝居、茶葉電子商務門市部、茶葉企業(yè)會客廳等場所訪談有過茶莊園體驗經(jīng)歷的茶客來實施。該研究總計發(fā)放問卷279份，回收236份，其中有效問卷201份。

1.4 問卷設計

該研究中采用李克特五點量表法對各項變量進行觀測，具體問項分別參考了Zeithaml(1988)[11]、Sheth(1991)[13]、Schmitt(2009)[27]、關輝和董大海(2007)[28]等學者的量表，同時咨詢了茶莊園經(jīng)營管理者的意見，綜合形成茶莊園參與式體驗調(diào)查量表(見表1)。

另一部分為問卷填寫者個人基本信息，包括性別、年齡、學歷、職業(yè)、月收入等。

2 茶莊園參與式體驗與消費者購買行為模型的驗證性因子分析

2.1 描述性統(tǒng)計分析

在調(diào)查的201個有效樣本(見表2)中，從性別看：男女各占比約為46.8%： 53.2%，來到茶莊園進行參與式體驗的男女比例大致相同； 從年齡看：在26～35歲與36～45歲的人群所占比例最高，達到61.2%和21.4%，這部分游客以團隊游(主要是企業(yè)團隊)、親子游為主，主要是商務和茶園觀光體驗； 從受教育程度看：本科與研究生及以上的人群所占比例最高，分別達到55.7%和28.4%，兩者累計總占比達84.1%，根據(jù)馬斯洛需要層次理論，不同旅游者在不同時期的需求等級不同，可以推測學歷較高的顧客對茶文化旅游、進行茶莊園參與式體驗意愿的可能性更高； 從職業(yè)看：企業(yè)普通員工的占比最高，達到39.8%，這表明這部分人群是茶莊園參與式體驗的主要消費者； 從收入看：月平均收入在6 000～8 000元之間的游客人數(shù)占游客總數(shù)的48.3%，收入在此范圍的樣本人群大多數(shù)為企業(yè)員工、教師等，重視精神生活并兼?zhèn)溟e暇和收入條件。

表1 茶莊園參與式體驗調(diào)查量表

變量名編號問項來源感官體驗SE1該參與式體驗活動能夠激發(fā)我對茶文化的興趣Schmitt(2009)SE2該茶莊園參與式體驗活動讓我在感官上產(chǎn)生特別的感受SE3該茶莊園的整體環(huán)境氛圍充滿吸引力情感體驗FE1該參與式體驗活動使我心情愉快FE2該茶莊園表現(xiàn)給我與眾不同的感覺FE3該參與式體驗活動讓我感到某種情緒氣氛(休閑,輕松)思考體驗TE1該參與式體驗活動促使我想要探索茶文化TE2該參與式體驗活動激發(fā)了我對茶葉歷史的興趣TE3該茶莊園整體環(huán)境氛圍引起我的好奇心TE4該參與式體驗活動引發(fā)了我對茶事活動的一些思考行動體驗AE1參與式體驗活動的經(jīng)歷使我審視自己的生活方式AE2參與式體驗活動的經(jīng)歷讓我想做一些事情AE3參與式體驗活動使我體驗一些新奇的服務和活動關聯(lián)體驗RE1參與式體驗活動給我提供了與他人互動的機會RE2參與式體驗活動很符合我的個性/適合我的身份RE3我認為該茶莊園的其他消費者和我屬于同一類人RE4我比較傾向于喜歡與茶莊園的其他客人討論茶文化功能價值FV1該茶莊園進行參與式體驗活動的硬件設施完備Zeithaml(1988)Sheth(1991)FV2該茶莊園提供參與式體驗活動的過程服務很好FV3該茶莊園的服務非常專業(yè)情感價值EV1該參與式體驗活動是一種享受EV2該參與式體驗活動讓我身心放松EV3該參與式體驗活動消費是讓我心情愉悅感知付出PC1該參與式體驗活動定價合理PC2該參與式體驗活動物有所值PC3尋址該茶莊園很容易PC4我搜索獲得有關該茶莊園信息沒有花費精力PC5該茶莊園的可到達性不錯消費者行為BI1我會推薦親友該參與式體驗活動BI2下次有機會我還會選擇該茶莊園參與式體驗活動BI3我會在社交網(wǎng)絡稱贊該參與式體驗活動

表2 茶莊園參與式體驗消費者樣本基本特征

基本資料組別人數(shù)百分比基本資料組別人數(shù)百分比性別男9546.8職業(yè)學生3215.9女10653.2公務人員2311.4年齡18歲以下73.5企業(yè)管理層94.519～25歲168.0企業(yè)普通員工8039.826～35歲12361.2教師84.036～45歲4321.4技術人員2010.045歲以上126.0家庭主婦或退休人員63.0學歷高中及以下2813.9自由職業(yè)者115.5?？?2.0個體經(jīng)濟組織雇員126.0本科11255.7 稅后月均收入3 000元及以下2311.4研究生及以上5728.43 000～6 000元2411.96 000～8 000元9748.38 000元及以上5728.4 數(shù)據(jù)來源:茶莊園參與式體驗專項調(diào)查

2.2 信度分析

該研究采用內(nèi)部一致性系數(shù)(Cronbach′s α)檢驗整體信度(見表3)，整體信度為0.940，說明該研究信度較為理想。感官體驗、情感體驗、思考體驗、行動體驗、功能價值、消費者推薦和重購的Cronbach′s α值超過0.8，說明此類題項的信度良好； 另外，關聯(lián)體驗、情感價值、感知付出的Cronbach′s α值高于0.7，說明此類題項的信度較好。

表3 茶莊園參與式體驗—顧客感知價值—消費者購買行為信度分析

變量名構思變量問項Cronbach′s α參與式體驗感官體驗SE1,SE2,SE30.841情感體驗FE1,FE2,FE30.809思考體驗TE1,TE2,TE3,TE40.833行動體驗AE1,AE2,AE30.841關聯(lián)體驗RE1,RE2,RE3,RE40.741顧客感知價值功能價值FV1,FV2,FV30.802情感價值EV1,EV2,EV30.799感知付出PC1,PC2,PC3,PC4,PC50.751消費者購買行為推薦,重購BI1,BI2,BI30.832 數(shù)據(jù)來源:茶莊園參與式體驗專項調(diào)查

2.3 效度檢驗與因子分析

該研究使用SPSS22.0對參與式體驗—顧客感知價值—消費者購買行為進行效度檢驗與因子分析， 31個題項的潛變因子得分大于0.5； 同時， 3個量表的KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)值大于0.5，說明該研究的建構效度與聚合效度良好(見表4-1，表4-2和表4-3)。

表4-1 茶莊園參與式體驗—顧客感知價值—消費者購買行為效度檢驗與因子分析(體驗因子檢驗)

因子編號問項因子得分解釋方差比例(%)Cronbach′s Alpha感官體驗SE1該參與式體驗活動能夠激發(fā)我對茶文化的興趣0.79022.3400.858SE2該茶莊園參與式體驗活動讓我在感官上產(chǎn)生特別的感受0.817SE3該茶莊園的整體環(huán)境氛圍充滿吸引力0.698FE1該參與式體驗活動使我心情愉快0.647TE1該參與式體驗活動促使我想要探索茶文化0.543行動體驗FE2該茶莊園表現(xiàn)給我與眾不同的感覺0.58421.8040.891FE3該參與式體驗活動讓我感到某種情緒氣氛(休閑,輕松)0.584TE2該參與式體驗活動激發(fā)了我對茶葉歷史的興趣0.502TE3該茶莊園整體環(huán)境氛圍引起我的好奇心0.582TE4該參與式體驗活動引發(fā)了我對茶事活動的一些思考0.689AE1參與式體驗活動的經(jīng)歷使我審視自己的生活方式0.714AE2參與式體驗活動的經(jīng)歷讓我想做一些事情0.721AE3參與式體驗活動使我體驗一些新奇的服務和活動0.576關聯(lián)體驗RE1參與式體驗活動給我提供了與他人互動的機會0.61218.5160.741RE2參與式體驗活動很符合我的個性/適合我的身份0.603RE3我認為該茶莊園的其他消費者和我屬于同一類人0.770RE4我比較傾向于喜歡與茶莊園的其他客人討論茶文化0.690KMO 和 Bartlett 的檢驗取樣足夠度的 Kaiser-Meyer-Olkin 度量0.908Bartlett 的球形度檢驗近似卡方1 923.218df136Sig.0 數(shù)據(jù)來源:茶莊園參與式體驗專項調(diào)查

表4-2 茶莊園參與式體驗—顧客感知價值—消費者購買行為效度檢驗與因子分析(顧客感知價值檢驗)

因子編號問項因子得分解釋方差比例(%)Cronbach′s Alpha感知利得FV1該茶莊園進行參與式體驗活動的硬件設施完備0.78644.0400.863FV2該茶莊園提供參與式體驗活動的過程服務很好0.642FV3該茶莊園的服務非常專業(yè)0.582EV1該參與式體驗活動是一種享受0.753EV2該參與式體驗活動讓我身心放松0.775EV3該參與式體驗活動消費是讓我心情愉悅0.831物質(zhì)付出PC1該參與式體驗活動定價合理0.85513.7000.717PC2該參與式體驗活動物有所值0.847感知付出PC3尋址該茶莊園很容易0.6149.5990.754PC4我搜索獲得有關該茶莊園信息沒有花費精力0.910PC5該茶莊園的可到達性不錯0.598KMO 和 Bartlett 的檢驗取樣足夠度的 Kaiser-Meyer-Olkin 度量0.832Bartlett 的球形度檢驗近似卡方1 037.956df66Sig.0 數(shù)據(jù)來源:茶莊園參與式體驗專項調(diào)查

表4-3 茶莊園參與式體驗—顧客感知價值—消費者購買行為效度檢驗與因子分析(消費者購買行為檢驗)

因子編號問項因子得分解釋方差比例(%)Cronbach′s Alpha消費者購買行為BI1下次有機會我還會選擇該茶莊園參與式體驗活動0.86974.8360.832BI2我會推薦親友該參與式體驗活動0.889BI3我會在社交網(wǎng)絡稱贊該參與式體驗活動0.837KMO 和 Bartlett 的檢驗取樣足夠度的 Kaiser-Meyer-Olkin 度量0.712Bartlett 的球形度檢驗近似卡方231.75df3Sig.0 數(shù)據(jù)來源:茶莊園參與式體驗專項調(diào)查

3 茶莊園參與式體驗與消費者購買行為的模型檢驗

3.1 結構方程模型檢驗

根據(jù)文獻綜述，結合實地調(diào)研、問卷調(diào)查和專家訪談的結果以及信度分析、效度分析和因子分析，在茶莊園參與式體驗和顧客感知價值、消費者購買行為之間建立初始模型，共包括31個測量指標與7個潛在因子變量(見圖2)。其中，因子變量包括： 3個外因潛變量(感官體驗、行動體驗、關聯(lián)體驗)、4個內(nèi)因潛變量(感知利得、物質(zhì)付出、感知付出、消費者購買行為)。

圖2 茶莊園參與式體驗、顧客感知價值和消費者購買行為初始模型

3.1.1 原始模型

該研究按照學者普遍采納的觀點，選用χ2/df、GFI、RMSEA、NFI、IFI、CFI這6個適配指標來評價研究模型，這6個指標的統(tǒng)計學含義及取值范圍如表5所示：

表5 結構方程模型指標統(tǒng)計學含義

擬合指數(shù)取值范圍χ2/df(卡方自由度比值)<5.00GFI(比較適配度指標)>0.90RMSEA(漸進殘差均方和平方差)<0.10NFI(基準化適配度指標)>0.90IFI(增量適合度指標)>0.90CFI(比較適合度指標)>0.90

3.1.2 原始模型初次修正

該研究采取最大似然估計進行模型運算，初步構建的結構方程模型的擬合結果如表6所示：

由上表可見，χ2/df值為2.848，小于參考值5； RMSEA的值為0.096小于0.1； 兩者表明模型適配度較好。GFI、NFI、IFI、CFI這四個指標可以優(yōu)化以達到更好的優(yōu)化模型，說明初始模型需要做進一步修正，才能達到更好的擬合。該研究采用修正殘差的協(xié)方差和增加或刪除路徑這兩種方法對初始模型進行修正。為了進一步提高模型的適配度，在殘差較大的變量間建立相關關系。

通過MI 修正指數(shù)對模型進行修正后，模型擬合結果如表7所示。由表7，χ2/df值和RMSEA值明顯下降，均滿足擬合標準； 而GFI、NFI、IFI、CFI則明顯提高，模型得以優(yōu)化。

表6 初步構建的結構方程模型的擬合結果

指標χ2/dfGFIRMSEANFIIFICFI數(shù)值2.8480.7200.0960.7210.8000.797參考值<5.00>0.90<0.10>0.90>0.90>0.90

表7 初次修正的結構方程模型的擬合結果

表8 二次修正后的結構方程模型的擬合結果

3.1.3 模型二次修正

對研究模型進行二次修正主要通過刪減路徑的方法進行。該研究考慮將統(tǒng)計學意義上不顯著的路徑依次刪除，原則上每次只刪除一條路徑，先刪除那些P值最大的路徑，然后再進行擬合，直到所有路徑CR值的絕對值均大于1.96且P值小于0.05。

如表8，第二次修正后的χ2/df的值為1.170，表明假設模型的適配度良好； GFI的值極接近0.9； NFI、IFI和CFI的值大于0.90，說明適配度較好； RMSEA值為0.029，小于0.10，說明模型擬合較好?？梢?，經(jīng)過兩次修正后的模型較初始模型適配度有了良好的改善。

為了更為清晰地表示變量間的回歸關系，該文提取了二次修正后的研究模型如圖3所示，其中實線表示變量間具有顯著統(tǒng)計意義的回歸關系，上面Estimate系數(shù)表示標準化的路徑系數(shù)。

表9 二次修正后的變量之間的回歸系數(shù)和統(tǒng)計檢驗結果

EstimateS.E.C.R.P感知付出<---關聯(lián)體驗0.5610.1284.384???感知付出<---感官體驗-0.3130.122-2.5690.010感知付出<---行動體驗0.4630.2142.1600.031感知利得<---感官體驗0.2660.0644.146???物質(zhì)付出<---感官體驗0.2740.0763.598???感知利得<---行動體驗0.3080.1082.8530.004感知利得<---關聯(lián)體驗0.1740.0682.5780.010物質(zhì)付出<---關聯(lián)體驗0.6890.1086.370???消費者購買行為<---感知付出0.5140.1025.020???消費者購買行為<---感官體驗0.7260.1275.709???消費者購買行為<---行動體驗-0.4270.182-2.3430.019

圖3 二次修正后的結構方程模型

從表9中可以看出以上路徑CR值均大于1.96且P值小于0.05，說明這些路徑具有統(tǒng)計顯著性，由此得出以下結論：

(1)茶莊園參與式體驗中，感官體驗與感知利得、感知付出和物質(zhì)付出的路徑關系顯著，路徑系數(shù)分別為0.266、-0.313和0.274，驗證了感官體驗與感知利得、物質(zhì)付出呈現(xiàn)正相關關系，與感知付出呈現(xiàn)負相關關系。由此推測，在茶莊園中，消費者最直接的感官體驗如茶園觀光、茶事體驗等，由于環(huán)境優(yōu)美、活動精妙、服務專業(yè)等原因能夠促進消費者的感知利得和金錢等物質(zhì)付出。然而樣本中茶莊園多為生態(tài)茶莊園，建于福建高海拔山地，可達性不高； 也由于茶莊園經(jīng)濟剛剛發(fā)展未開啟對外宣傳攻勢，因此可能造成感知付出不充分。

(2)茶莊園參與式體驗中，行動體驗與顧客感知利得、感知付出路徑關系顯著，路徑系數(shù)分別為0.308和0.463，驗證了其呈現(xiàn)正相關關系。通過前文因子分析，可以推測在茶莊園中，行動體驗是由思考體驗和情感體驗而引發(fā)的，行動體驗也能促進感知利得。因此可以通過提升茶莊園中茶文化氛圍，豐富茶莊園參與式體驗，加強顧客思考、行動、情感方面的體驗以提升顧客感知價值。

(3)茶莊園參與式體驗中，關聯(lián)體驗與顧客感知利得、感知付出和物質(zhì)付出的路徑關系顯著，路徑系數(shù)為0.174、0.561和0.689，驗證了三者均呈現(xiàn)正相關關系。關聯(lián)體驗對顧客感知付出和物質(zhì)付出的影響極為顯著。根據(jù)消費者行為理論，如果可以形成相應的人際關系，對于消費者付出方面，消費者會感知到物有所值。由此可以推測，在茶莊園參與式體驗中，與他人之間的人際聯(lián)系會直接影響到消費者的感知價值付出，包括精神上的付出和物質(zhì)上的付出，并且有極為顯著的影響。也就是說，如果在茶莊園中可以形成人際關系，那么消費者會更加容易接受感知付出和物質(zhì)付出。

(4)消費者購買行為與感官體驗、感知付出和行動體驗路徑關系顯著，路徑系數(shù)為0.726、0.514和-0.427，驗證了感官體驗、感知付出與消費者購買行為呈現(xiàn)極其顯著的正相關關系，而采茶制茶等行動體驗與消費者購買行為呈現(xiàn)負相關關系。因此如果要直接提升茶莊園消費者的購買行為，可以從茶莊園的感官體驗和感知付出兩方面入手。茶莊園建設者要根據(jù)消費者感知價值及其變化來設計與創(chuàng)新茶莊園參與式體驗項目。

3.2 消費者個體特征在各研究變量上的差異分析

該研究采用獨立樣本T檢驗和單因素方差分析(ANOVA)來檢驗H4“不同個體特征的茶莊園參與式體驗、顧客感知價值和消費者購買行為存在顯著差異”，即研究消費者性別、年齡、學歷、職業(yè)、收入水平這5項個體特征對茶莊園參與式體驗、顧客感知價值、消費者購買行為各研究變量的影響。其中，在個體特征方面將年齡段分為18歲以下、19～25歲、26～35歲、35～45歲、45歲以上； 將學歷分為高中及以下、專科、本科、碩士及以上； 將職業(yè)分為學生、公務人員、教師、企業(yè)管理層、企業(yè)普通員工、技術人員、個體經(jīng)濟組織雇員、家庭主婦等； 將月均收入分為3 000元及以下、3 000～6 000元、6 000～8 000元、8 000元以上。同時將茶莊園參與式體驗分為感官體驗、行動體驗和關聯(lián)體驗； 將顧客感知價值分為感知利得、物質(zhì)付出和感知付出。通過SPSS22.0，將顯著性小于0.05的變量，進行多重檢驗比較。多重檢驗比較時，首先進行方差齊性檢驗。在方差齊性檢驗中，顯著性概率大于0.05，認為數(shù)據(jù)具有方差齊性最小顯著性差異LSD(Least-Significant Difference)； 顯著性概率小于0.05，認為不具有方差齊性則采用Tamhane′s T2方法進行檢驗。經(jīng)檢驗，該文假設H4得到部分驗證，具體分析結果如表10所示：

表10 消費者個體特征對各研究變量的影響差異分析

個體特征結 論性別不同的性別在感知物質(zhì)付出上存在顯著差異,在茶莊園參與式體驗、感知利得、感知付出和消費者購買行為上不存在顯著差異。年齡不同的年齡在感知利得、感知物質(zhì)付出、感知付出和消費者購買行為上存在顯著差異。具體而言,年齡段在19～25歲與26～35歲間在感知利得上存在顯著差異。年齡段在19～25歲與18歲以下、26～35歲、35～45歲在感知物質(zhì)付出上存在顯著差異。年齡段在19～25歲與26～35歲在消費者購買行為上存在顯著差異。學歷在感官體驗上,專科或本科學歷的顧客與其他學歷類型的顧客存在顯著性差異。在行動體驗上,本科學歷的顧客與研究生及以上學歷的顧客存在顯著性差異。在感知利得上,?？茖W歷的顧客與其他學歷類型的顧客存在顯著性差異。在感知物質(zhì)付出上,研究生及以上學歷的顧客與本科學歷顧客、高中及以下學歷顧客存在顯著性差異。職業(yè)不同的職業(yè)水平的顧客對茶莊園感官體驗、行動體驗、關聯(lián)體驗、感知利得和顧客感知物質(zhì)付出、顧客感知付出、消費者購買行為都存在顯著差異,其中職業(yè)為學生、企業(yè)普通員工、技術人員、個體經(jīng)濟組織雇員在每個因子的差異較為顯著。月均收入在感官體驗上,收入在3 000元以下與3 000～6 000元、6 000～8 000元、8 000元及以上存在顯著差異; 在行動體驗上,收入在6 000～8 000元與3 000元以下、8 000元及以上存在顯著差異; 在感知利得上,收入在6 000～8 000元與3 000～6 000元、8 000元及以上存在顯著差異;在顧客感知付出上,收入在6 000～8 000元與3 000元以下存在顯著差異; 收入在3 000～6 000元與3 000元以下、8 000元及以上存在顯著差異; 在消費者購買行為上,收入在3 000元及以下和3 000～6 000元、8 000元及以上存在顯著差異。

4 結論與建議

4.1 研究結論

(1)調(diào)查表明茶莊園的顧客集中在年齡26～35歲與36～45歲，收入水平主要集中在6 000～8 000元及以上，職業(yè)主要為企業(yè)普通員工，學歷多為本科及以上，個體特征都較為集中。

(2)H1假設檢驗。該研究的假設H1“茶莊園參與式體驗對消費者購買行為有正向顯著影響”得到部分支持。在二次修正后的結構方程模型中，消費者購買行為與感官體驗關系顯著，路徑系數(shù)為0.726，說明“茶莊園參與式體驗對消費者購買行為有正向顯著影響”，即H1得到該研究數(shù)據(jù)的支持。

(3)H2假設檢驗。該研究的假設H2“顧客感知價值對消費者購買行為有顯著影響”部分成立。在二次修正后的結構方程模型中，感知付出對消費者購買行為的路徑關系系數(shù)的標準估計為0.514，說明“顧客感知價值對消費者購買行為有顯著影響”，即H2得到該研究數(shù)據(jù)的支持。

(4)H3假設檢驗。該研究的假設H3“茶莊園參與式體驗對顧客感知價值有顯著影響”部分成立。在二次修正后的結構方程模型中，感官體驗、行動體驗、關聯(lián)體驗分別對感知利得的路徑關系系數(shù)的標準估計為0.266、0.308、0.174，感官體驗、行動體驗、關聯(lián)體驗分別對感知付出的路徑關系系數(shù)的標準估計為-0.313、0.463、0.561，感官體驗、關聯(lián)體驗分別對物質(zhì)付出的路徑關系系數(shù)的標準估計為0.274、0.689，說明“茶莊園參與式體驗對顧客感知價值有顯著影響”，即H3得到該研究數(shù)據(jù)的支持。

(5)H4假設檢驗。該研究的假設H4“不同個體特征的顧客對茶莊園參與式體驗、顧客感知價值和消費者購買行為存在顯著差異”部分成立。不同性別、年齡、學歷、職業(yè)和收入在各個因子上存在較多差異，因此從消費者視角定制茶莊園參與式體驗旅游產(chǎn)品時，可根據(jù)馬斯洛需求層次理論，設計多樣化、豐富化的參與式體驗旅游產(chǎn)品，從而提升顧客感知價值，刺激消費者購買行為。

綜上，茶莊園參與式體驗對于消費者的購買行為有一定的影響，其中茶莊園參與式感官體驗的對消費者購買行為有直接顯著的正向影響，其余參與式體驗因子并未直接影響消費者購買行為； 但是，結合H2、H3研究檢驗結果，可以推測在一定程度上，茶莊園中的情感體驗、思考體驗、關聯(lián)體驗、行動體驗可以通過顧客感知價值對消費者的購買行為產(chǎn)生作用。因此，應綜合考慮茶莊園參與式體驗、顧客感知價值的各個維度與消費者購買行為之間的關系，從消費者及其個性化需求的角度為茶莊園提出相關的對策建議。

4.2 對策建議

4.2.1 豐富體驗形式，增強體驗經(jīng)歷

根據(jù)研究結論及馬斯洛需要層次理論，不同個體特征的消費者對茶莊園參與式體驗的效應和需求存在差異。針對不同顧客的需求，設計不同的茶莊園參與式體驗產(chǎn)品至關重要。當前大多數(shù)茶莊園是以茶園觀光體驗為主，而茶莊園作為茶事體驗和文化旅游的場所，不同的體驗形式有助于增強顧客的體驗經(jīng)歷，提升顧客感知價值和顧客滿意度。因此，茶莊園的開發(fā)應針對不同性別和年齡，不同學歷、職業(yè)和收入的消費者群體開發(fā)不同的體驗活動，形成相對豐富的產(chǎn)品和服務組合。對于年齡較大、學歷水平較高的顧客應增加茶文化旅游產(chǎn)品； 針對較為年輕的顧客群體，應開發(fā)與時俱進的參與式游玩項目，如利用茶莊園的水資源開展水上漂流活動，或利用茶莊園特有的產(chǎn)業(yè)景觀，開展美學攝影比賽； 針對組團游客，可以開展產(chǎn)業(yè)振興研習活動、生態(tài)茶葉品鑒體驗活動等。

4.2.2 開發(fā)主題茶餐飲，刺激感官體驗

根據(jù)研究結果，感官體驗對消費者購買行為有顯著正向影響。感官體驗除了茶園觀光，還需要充分重視味覺體驗對留住顧客的作用。味覺體驗不能僅僅停留在品茶上，而應將茶莊園的餐飲服務茶式化，盡可能圍繞茶的元素，開發(fā)主題茶餐飲。在茶莊園中，大多數(shù)都有提供餐飲服務，但缺少特色，普通化現(xiàn)象較突出，缺乏吸引力。從激發(fā)重游意愿的角度考慮，應充分融入茶這一要素，比如茶葉炒肉、茶葉紅豆粿、茶葉炒蛋、茶葉粉干、茶葉肉泥、茶葉豆腐等，創(chuàng)新餐飲美食，從味覺方面刺激感官體驗，即保留茶莊園獨有的特色，又體現(xiàn)營養(yǎng)與健康的需要。與此同時，要注重在特色化和本土化的基礎上不斷開拓創(chuàng)新。

4.2.3 提高交通可達性，減少感知付出

茶莊園是新興業(yè)態(tài)，大多數(shù)茶莊園發(fā)展仍處于起步階段，路網(wǎng)尚未健全。從實地調(diào)研看，大多數(shù)茶莊園位于海拔較高的茶山上，通道單一、可達性不足、繞行距離較遠，而游客又大多以自駕游、團隊游為主，感知付出較高，對市場開發(fā)造成了一定的限制。因此，茶莊園要重視優(yōu)化交通路線，提高可達性，可達性好的往往游客較多，反之則不然。交通可達性的提高，可以通過兩方面來實現(xiàn)：一方面要對接鎮(zhèn)區(qū)的公共交通，爭取引入茶莊園專線，或通過引進低碳運送交通工具，提供專項交通服務； 另一方面，要拓展莊園通道，多方籌集資金，建成路面較寬，景觀較美的一進一出線路，或多線通達線路。

4.2.4 推進科學定價，降低物質(zhì)付出

從調(diào)研來看，由于茶莊園建設成本較高，不少莊園經(jīng)營者急于收回投資和盈利，產(chǎn)品和服務定價不盡合理，對擴大顧客市場和可持續(xù)發(fā)展帶來較大影響。為此，加快推進茶莊園參與式體驗旅游產(chǎn)品科學定價，降低消費者物質(zhì)付出十分必要。建議茶莊園經(jīng)營者科學評估資源要素的使用價值和非使用價值，根據(jù)消費者的需求特點和支付意愿進行合理定價，并進行彈性設計； 這樣不僅可以激發(fā)消費者的重購欲望，還可以促使消費者將此茶莊園推薦給更多的顧客，從而增加茶莊園參與式體驗的顧客群體。當然，在設置合理的產(chǎn)品價格的同時，也要注重服務品質(zhì)的提升，從而提高顧客的體驗積極性，并驅(qū)動消費者對高品質(zhì)莊園茶的購買，形成溢價能力。

4.2.5 加強宣傳擴散，激活體驗消費

茶莊園是茶產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的重要產(chǎn)物，加強宣傳推廣和擴散，加快走進大眾視野，對拓展市場很重要。因此，在茶莊園旅游信息的傳播上需要與時俱進，拓寬渠道和創(chuàng)新方式。在信息化的時代，目前大多數(shù)游客的旅游信息獲取均來自互聯(lián)網(wǎng)。茶莊園應借助當今流行的自媒體，例如，微信、微博、抖音、主題APP等營銷渠道，減少消費者獲取信息的時間、精力成本，從而擴大覆蓋面并進一步減少消費者的感知付出。同時，還可以通過各種形式鼓勵具有參與式體驗經(jīng)歷的消費者在網(wǎng)上發(fā)布關于茶莊園的游記、日志、報告等，介紹茶莊園與眾不同的美，吸引新生顧客群體，產(chǎn)生關聯(lián)體驗，從而進一步激活體驗消費。