旅游动机、满意度、信任与重游意向的关系研究

郭安禧，黄福才

(厦门大学 管理学院，福建361005)

一、引 言

与开拓新的客源市场相比，成熟的旅游目的地致力于维系旧的客源市场更具意义。因为对它们而言，要进一步鼓励“原生需求”往往很有限［1］。而吸引其辐射范围内的旅游者重游却可以获得不少好处，主要表现在以下三个方面:第一，与初游旅游者相比，重游旅游者在目的地的停留时间相对更长，能为地方经济发展带来更多贡献［2］;第二，重游旅游者更可能向其亲友和其他潜在客源进行正面宣传，为目的地免费做宣传广告［3］;第三，维系旧的客源市场较之开拓新的客源市场有助于目的地节省营销成本［3］347。然而，随着新的目的地不断兴起，以及全球化进程使目的地之间的竞争加剧，如何吸引旅游者重游仍是目的地需要面对的重要课题。

吸引旅游者重游关键要明确影响其重游意向的主要因素。只有明确了这些因素，目的地才能找准增强吸引力、提升竞争力的着力点。重游意向的前因研究目前已取得了不少研究成果，主要包括满意度［4，5］、感知质量［6，7］、感知价值［8，9］、目的地形象［10，11］、以往旅游经历［12，13］等。然而，现有研究仍然存在两方面不足:第一，缺少考虑旅游者的心理因素即旅游动机对重游意向的影响。现有研究通常仅考虑游后因素对重游意向的影响，大部分忽视了游前心理因素在旅游者重游决策中的作用［14］。而Huang和Hsu指出，旅游动机可能是理解旅游行为关键的因素［15］。第二，缺少考虑满意度变量之后的其他变量对重游意向的影响。学者们一般将满意度作为影响重游意向的最直接前因。然而事实上，很多公司发现顾客有高的满意度也同样有较高的顾客流失率［16，17］。Hart和Johnson认为，除了满意度之外，未来研究还应该考虑其他的，例如信任等有助于解释顾客保持的变量［18］。董大海和金玉芳在文献阅读和实际访谈中也发现，信任可能是满意度变量之后影响消费者行为倾向的另一重要变量［19］。鉴于上述两方面不足，本研究将旅游动机、旅游者满意、旅游者信任、重游意向同时引入研究模型，运用结构方程模型技术实证考察它们之间的关系，明确它们对重游意向的作用大小，以期为目的地有效地配置资源、增强对客吸引力和市场竞争力等提供借鉴和参考。

本文其余部分的结构安排如下:第二部分在文献回顾的基础上提出研究假设;第三部分介绍研究方法，含问卷设计、数据收集和数据分析三个方面;第四部分报告探索性因子分析、验证性因子分析和结构方程模型分析的结果;第五部分总结本文的研究结论和启示，并指出本文的研究局限和未来研究的方向。

二、文献回顾与研究假设

1．旅游动机与旅游者满意。从动机的视角看，满意度取决于目的地提供的产品和服务是否满足了旅游者的动机。如果动机得到了满足，旅游者就会感到满意;反之就会感到不满意。Lee等将参加国际文化节的旅游者依其动机细分为多目的型、事件型、逃避型、文化和家庭型4种类型，单因素方差分析的结果显示，多目的型旅游者较其他只有一个或两个动机的旅游者具有更高的满意度［20］。Lee以湿地旅游者为例，实证考察了旅游动机与满意度的关系，结果发现前者对后者有显著的直接正向影响［21］。Alegre和Cladera根据对访问西班牙巴利阿里岛的旅游者的调查，实证研究了旅游动机对满意度的影响，发现除价格动机外，气候与海滩动机、环境与住宿质量动机对满意度都有显著正向影响［22］。因此，我们提出如下假设:

H1:旅游动机对旅游者满意有显著正向影响。

2．旅游动机与重游意向。Ajzen认为行为意向表述了个体采取行动的动机因子。这暗示着动机与行为意向是相关的。在旅游文献中，考察旅游动机与重游意向关系的研究成果还不多见［23］。Yoon和Uysal用重游意向和推荐意愿对旅游者忠诚进行操作化测量，实证研究了推力动机和拉力动机对旅游者忠诚的影响，结果显示拉力动机对旅游者忠诚没有显著直接影响，但推力动机对旅游者忠诚有显著的正向影响［24］。Huang和Hsu通过对中国大陆赴香港旅游者的研究发现，4个旅游动机中仅有购物动机对旅游者的重游意向有显著正向影响［15］40。Alegre和Cladera针对访问巴利阿里岛的旅游者的研究显示，气候与海滩动机、环境与住宿质量动机与旅游者的重游意向存在显著的正向关系［22］677。鉴于此，我们提出下列假设:

H2:旅游动机对重游意向有显著正向影响。

3．旅游者满意与旅游者信任。满意度被认为是消费者行为的基本决定因素。当顾客对服务商过去的行为感到满意时，就会对服务商未来的行为产生信任感［25］。Loureiro和González通过对西班牙和葡萄牙边境地区的乡村住宿业的调查，发现顾客满意对顾客信任存在正向影响［26］。Kim等研究指出，如果电子商务网站被消费者认为是值得信任的，消费者才会在线购买旅游商品或服务，而这种信任感主要源于以往消费经历的满意程度。满意度越高，信任感就越强［27］。粟路军和黄福才对乡村旅游者的研究认为，旅游者满意对旅游者信任产生直接影响［28］。基于此，我们提出如下假设:

H3:旅游者满意对旅游者信任有显著正向影响。

4．旅游者满意与重游意向。一般认为，满意度会影响顾客的购后行为。如果顾客对消费的产品和服务感到满意，他们更可能继续购买和正面宣传［24］54。在旅游研究文献中，Bigne等通过对度假旅游者的研究，认为旅游者对度假经历的满意度越高，未来故地重游的可能性越大［29］。Prayag和Ryan研究认为，旅游者满意与重游意向有显著的正向关系，随着旅游者满意度水平提高，他们重游和推荐目的地的倾向也会增强［30］。Kuo等研究认为，旅游者满意是影响其重游意向的主要因素［31］。因此，我们提出如下假设:

H4:旅游者满意对重游意向有显著正向影响。

5．旅游者信任与重游意向。信任是确立现有商业关系的重要因素。由于服务具有无形性、生产和消费同时性等属性，为了降低购买风险，具有高水平信任度的产品或供应商能起到激励顾客购买的作用［26］122。谢礼珊和李健仪认为，旅游者信任旅游企业，就会相信企业会尽力满足自己的需求和愿望，不用担心企业会欺骗自己、损害自己的利益，因而愿意在下次出游时再次选择该旅游企业［32］。Kim等对入住五星级宾馆的顾客的研究发现，信任和满意度在激励顾客重返方面起着重要作用［33］。因此，我们提出如下假设:

H5:旅游者信任对重游意向有显著正向影响。

综合上述5个假设，我们提出如图1所示的概念模型。

图1 本研究的概念模型

三、研究方法

1．问卷设计。问卷由两部分组成。第一部分是测量旅游动机、旅游者满意、旅游者信任、重游意向4个潜在变量的28个题项。除测量旅游动机的16个题项结合案例地的实际情况稍有修订外，大部分测量题项均是采用以往学者的成熟量表。其中，测量旅游动机的题项源于Beerli和Martin的量表［34］。测量旅游者满意的题项来自于Westbrook和Oliver的量表［35］。测量旅游者信任的题项源自Aydin 和 Özer［36］、Caceres和 Paparoidamis［37］的量表。测量重游意向的题项来源于粟路军和黄福才的量表［38］。所有题项都采用Likert 5点量表进行测量，1表示完全不同意，3表示不确定，5表示完全同意。问卷的第二部分是受调查者的人口学特征和旅行特征，包括性别、年龄、受教育程度、月收入和到访次数等。

2．数据收集。本研究以国内著名旅游城市厦门市为案例地。研究所用的数据源于笔者的问卷调查。调查时间为2012年6月1日至7月1日的周五和双休日。由于鼓浪屿和南普陀是厦门最知名、游客最集中的两个景区，因此市场调查也选择在这两个景区进行。调查方法为拦截式便利抽样法。为了提高游客接受调查的积极性和问卷的有效率，询问其是否愿意接受调查的同时告知会赠送一份鼓浪屿或厦大手绘地图作为纪念品。为了尽量避免重复抽样，调查前询问其是否接受过笔者的调查，如果回答是否定的，则发放问卷开始调查。本次调查共发放问卷520份，收回520份。剔除题项漏选较多和无心填写明显的问卷，最后得到有效问卷499份，有效率为96．0%。

接受调查的旅游者的人口学特征和旅行特征(见表1)表现为:男性占50．7%，女性占49．3%，男女比例基本持平。年龄以18～44岁为主，占92．0%。文化程度以大专或本科为主，占71．3%。职业以学生、公务员、专业技术人员、企事业管理人员、服务或销售人员为主，占72．6%。月收入以4000元以下和5000以上为主，分别占61．6%和26．1%。访问次数以初次到访为主，占77．8%。

3．数据分析。数据分析分为三步:第一步，采用探索性因子分析方法(EFA)明确16个动机题项的潜在维度。第二步，利用验证性因子分析方法(CFA)考察模型的稳健性，包括拟合度、信度和效度的检验。第三步，运用结构方程模型技术(SEM)实证考察各潜在变量之间的因果关系。

表1 样本的人口学和旅行特征

四、研究结果

1．探索性因子分析。为了达到数据降维目的，因子提取时采用主成分分析法、因子旋转时采用方差最大正交旋转对16个动机题项进行探索性因子分析。如果题项的因子载荷低于0．4、交叉载荷高于0．4、共同度低于0．5将被删除。分析结果显示，KMO 值为0．806，Bartlett球形检验 P 值为0．000，表明数据适合做因子分析。剔除不符合要求的题项后，我们最后得到4个特征根大于1的因子。其中因子1包括3个题项，内容与娱乐相关，将其命名为娱乐动机。因子2也含3个题项，主要与声望有关，命名为声望动机。因子3含2个题项，内容与休闲相关，命名为休闲动机。因子4有3个题项，主要与文化相关，命名为文化动机(见表2)。4个因子解释了总方差的57．983%。各因子的Cronbach's a值在0．666到0．804之间，高于Peterson建议的0．6临界值［39］，从而表明测量模型具有良好的内部一致性。

表2 旅游动机的探索性因子分析结果

根据探索性因子分析的结果，我们将前文的研究假设调整为:

H1:旅游动机对旅游者满意有显著正向影响。

H1a:娱乐动机对旅游者满意有显著正向影响。

H1b:声望动机对旅游者满意有显著正向影响。

H1c:休闲动机对旅游者满意有显著正向影响。

H1d:文化动机对旅游者满意有显著正向影响。

H2:旅游动机对重游意向有显著正向影响。

H2a:娱乐动机对重游意向有显著正向影响。

H2b:声望动机对重游意向有显著正向影响。

H2c:休闲动机对重游意向有显著正向影响。

H2d:文化动机对重游意向有显著正向影响。

H3:旅游者满意对旅游者信任有显著正向影响。

H4:旅游者满意对重游意向有显著正向影响。

H5:旅游者信任对重游意向有显著正向影响。

相应地，本研究的概念模型也调整为如图2所示。

2．验证性因子分析。为了评价测量模型，我们利用Amos18．0对调整后的概念模型中的7个潜在变量进行验证性因子分析，包括拟合度检验、信度检验和效度检验三个方面。分析结果见表3。

图2 调整后的概念模型

表3 验证性因子分析结果

(1)拟合度检验。测量模型的结果揭示了模型与数据的拟合程度。根据验证性因子分析结果，整个测量模型的 x2/df为2．108，小于 Steenkamp和 Van Trijp建议的3临界值［40］。RMSEA 为0．047，小于 Hu 和 Bentler建议的0．05临界值［41］。GFI(0．928)、AGFI(0．905)、NFI(0．928)、IFI(0．961)、TLI(0．952)、CFI(0．960)6个指标均大于0．9，表明测量模型与数据的拟合度达到了理想水平。

(2)信度检验。由表3可知，所有题项的标准化因子载荷的T值在0．1%水平下都是显著的。另外，从组合信度看，除文化动机的组合信度略低(0．669)外，其余潜在变量的组合信度在0．732～0．909之间，高于0．7临界值，从而表明测量模型的信度是可靠的、可以接受的。

(3)效度检验。聚合效度可以通过平均提取方差(AVE)来评价。从表3看，除文化动机的AVE值偏低(0．403)外，其他潜在变量的AVE值处在0．555～0．770之间，高于0．5临界值，表明模型具有较好的聚合效度。区别效度可以用来检验潜在变量间的差异性。Fornell和Larcker认为，如果潜在变量间相关系数的平方小于平均提取方差，则表明测量模型具有良好的区别效度［42］。本研究中，平均提取方差在0．403～0．770之间，潜在变量相关系数的平方均小于平均提取方差(见表4)，因此可以认为潜在变量之间区别显著，具有良好的区别效度。

表4 潜在变量的相关系数与平均提取方差

3．结构方程模型分析。使用最大似然法对结构模型进行估计，结果显示，模型的x2/df为2．121，小于3。其他拟合度指标 GFI=0．927，大于0．9。RMSEA=0．047，小于0．05。AGFI(0．905)、NFI(0．926)、IFI(0．960)、TLI(0．952)、CFI(0．959)均大于0．9，表明结构模型与实验数据的拟合度良好。

路径系数不仅表明了潜在变量间的关系强度，而且为检验研究假设提供了基础［10，43］。如图3所示，在提取的4个旅游动机中，娱乐动机和文化动机对旅游者满意的路径系数不显著，从而不支持假设H1a和H1b。而休闲动机、文化动机对旅游者满意的路径系数在5%水平下均显著，这样假设H1c和H1d获得支持。4个旅游动机对重游意向均无显著正向影响，因而不支持H2a、H2b、H2c和H2d。旅游者满意对旅游者信任的路径系数在0．1%水平下显著，这样H3得到支持。同样地，旅游者满意和旅游者信任对重游意向有显著正向影响，因此支持H4和H5。假设检验的结果见表5。

图3 被估计的结构模型

表5 假设检验的结果

五、结 语

1．研究结论。本文的研究结论可以总结为四点:第一，厦门旅游者的旅游动机主要包括娱乐动机、声望动机、休闲动机和文化动机四种类型。其中，娱乐动机和声望动机对旅游者满意没有显著直接影响，但休闲动机和文化动机与旅游者满意存在显著直接正向影响。第二，四类旅游动机对重游意向都没有显著直接正向影响，但休闲动机和文化动机会通过旅游者满意和旅游者信任的中介传导对重游意向产生间接影响。第三，旅游者满意是重游意向的重要前因变量。旅游者满意对重游意向的直接效应为0．565，旅游者信任对重游意向的直接效应为0．186。比较而言旅游者满意对重游意向有更大的直接影响力。第四，旅游者信任不仅对重游意向有显著直接正向影响，而且在旅游者满意与重游意向之间起部分中介作用。

2．理论启示。第一，本研究表明，娱乐动机和声望动机对旅游者满意没有显著影响，休闲动机和文化动机对旅游者满意有显著影响。该结论与Lee在2009年的研究不同，他通过对台湾湿地旅游者的研究，认为旅游动机对旅游者满意存在显著直接正向影响［21］230。我们的结论与张宏梅和陆林的研究也不同，他们针对桂林和阳朔的外国旅游者的研究发现，旅游动机对旅游者满意没有显著直接正向影响［44］。差异性研究结论的原因在于，他们都是将旅游动机作为整体构念，没有将旅游动机细分为不同的类型进行研究。然而事实上，旅游动机具有多样性特征。考察细分动机对旅游者满意的影响可为提高不同动机类型的旅游者的满意度提供理论上的指导。

第二，旅游动机对重游意向没有显著直接影响，并不意味着旅游动机对重游意向没有任何影响。本研究表明，旅游动机会通过两条路径(即旅游动机→旅游者满意→重游意向、旅游动机→旅游者满意→旅游者信任→重游意向)对重游意向产生间接影响。该结论与Li等的研究结论相似，他们对访问美国印第安纳州Harrison郡的乡村旅游者的研究发现，旅游动机对重游意向虽然没有显著直接影响，但会通过目的地形象的中介传导对重游意向产生间接影响［14］343。因此，旅游动机对重游意向没有显著直接影响并不意味着旅游动机的作用可以被忽略掉。

第三，旅游者信任在旅游者满意与重游意向之间起部分中介作用。虽然营销文献中已有不少研究考察了信任在顾客满意与重购意向之间的作用［45，46，47］，但在旅游文献中类似的研究成果还比较鲜见。本研究表明，旅游者满意对重游意向不仅有显著直接影响，而且会通过旅游者信任对重游意向产生间接影响，旅游者信任在两者之间起着部分中介作用。

3．管理启示。第一，进一步挖掘和改进休闲类、文化类的旅游产品和服务。本研究表明，娱乐动机和声望动机对旅游者满意没有显著影响。因此，目的地在娱乐类、声望类旅游产品和服务的提供上应该保持现状，尽量避免过多的资源配置，以免造成资源浪费和成本增加。而由于休闲动机和文化动机对旅游者满意存在显著正向影响，因此，目的地在休闲类、文化类旅游产品和服务的提供上可以作进一步的挖掘和改进，如营造和保障干净、轻松的休闲环境，打造侨乡文化、闽台缘文化产品等，这样有助于提高旅游者的满意度。

第二，不要寄希望于通过激发旅游动机以增强重游意向。本研究表明，娱乐动机、声望动机、休闲动机、文化动机对重游意向均无显著影响。因此，目的地在市场促销时，不要依赖激发旅游动机来实现增强旅游者重游意向的目的，以免造成人力、物力、财力等资源浪费。旅游者满意和旅游者信任对重游意向有显著正向影响，因此可以通过提高旅游者在目的地停留期间的满意度与旅游者建立良好的信任关系等途径来增强重游意向。

第三，通过培育旅游者的信任感提高他们的重游意向。本研究表明，旅游者信任会对重游意向产生直接正向影响。因此，目的地无论在对旅游者的基础服务、增值服务还是个性化服务中，都应该认真履行自己的承诺，切实维护旅游者的利益，树立旅游者对自己服务能力和服务诚信的信心，努力构建与旅游者的信任关系。

4．局限和未来研究的方向。本文虽然得出了一些重要的研究结论和启示，但仍然存在以下三方面的局限:第一，旅游动机量表是在文献回顾的基础上建立的，没有根据旅游者访谈作进一步的补充。这样，一些重要的动机问项可能并没有包括在量表中，从而使得某些旅游动机没有得到应有的考察。未来研究应该结合文献回顾和旅游者访谈设计量表，尽量避免关键动机的遗漏。第二，本研究的实验数据是通过拦截式便利抽样获得的，而且调查的时间集中在一个月内，这样得到的样本数据可能有损研究结论的外部效度［48］。未来研究应该使用随机抽样方法，并且分散于一年中不同的季节进行抽样，尽量使所得样本对调查的目标总体能有更好的代表性。第三，数据收集的地点局限在南普陀和鼓浪屿两个景区，没有涉及环岛路等其他游客同样较多的地方。未来研究应该选择更多的地点进行调查。