鄉(xiāng)村旅游地品牌個性特征研究

鄉(xiāng)村旅游地品牌個性特征研究

摘要：借助國際上品牌個性特征測度的經典量表，并結合國內相關學者的已有研究成果，選取“農家樂”這一旅游休閑活動為研究對象進行實證研究，研究結果顯示：“農家樂”旅游休閑品牌的個性維度和以往研究的“大五”維度有所不同，其品牌個性特征表現(xiàn)為實惠、喜悅、閑適、交互、健康和逃逸6大特征；該6項測度結果較好地解釋了“農家樂”旅游休閑活動產品的品牌特性和“農家樂”旅游休閑活動的參與特點和呈現(xiàn)方式。

關鍵詞：農家樂；品牌個性；維度

農家樂旅游休閑活動在我國興起于20世紀80年代(劉盛和等，2004)，它是以鄉(xiāng)村旅游空間環(huán)境和農業(yè)資源為依托，以三農(農村、農民和農業(yè))獨特的生產形態(tài)、民俗風情、生活形式、鄉(xiāng)村風光、鄉(xiāng)村居所和鄉(xiāng)村文化為對象，利用城鄉(xiāng)差異來規(guī)劃設計和組合產品，集觀光、游覽、娛樂和休閑等為一體的一種旅游形式(吳章文等，2004)。經過20多年的發(fā)展，“農家樂”旅游休閑活動已經成為我國城市居民選擇短途出游的主要休閑娛樂方式之一，其大眾化消費的市場品牌形象已基本得到消費者的認可和接受。

據統(tǒng)計，2003年我國“農家樂”旅游休閑產業(yè)發(fā)展較為成熟的地區(qū)——成都，其轄區(qū)內“農家樂”旅游休閑點已達5000家以上，年接待游客1500萬人次，年創(chuàng)收入10億元左右(劉盛和等，2004)。2006年國家旅游局將中國旅游主題定為“2006中國鄉(xiāng)村游”，并提出了“新農村、新旅游、新體驗、新風尚”的旅游口號。“農家樂”作為鄉(xiāng)村旅游產業(yè)發(fā)展重點鼓勵和扶持的形式，從行業(yè)規(guī)范化發(fā)展角度，各地旅游管理機構也將其納入行業(yè)管理的范疇，并對轄區(qū)內“農家樂”進行授牌和等級評定。

“農家樂”旅游休閑活動之所以在我國短時間內達到如此的發(fā)展規(guī)模，是因為其產品特性和形式能夠迎合城市居民高工作和生活壓力情況下需求短時間逃逸放松的心理。面對龐大的市場需求和產業(yè)發(fā)展?jié)摿Γ涑跏蓟放铺卣餮芯繎o予足夠的重視，以期保證該產業(yè)的規(guī)范和科學化發(fā)展。

一、理論基礎：品牌個性理論

品牌是一個名稱、標記、符號或是這些因素的組合，它可以使消費者辨識某一特定產品和服務的特色，以便與競爭者有所區(qū)別(Aaker，1991)。品牌研究開始于20世紀60年代(轉引自Sameer等，2006)，其最早的研究范式可以劃分為兩個：個案研究范式(idiographicapproach)和共通研究范式(nomotheticapproach)。個案研究范式主要關注消費者個體對已經接受的單一品牌的態(tài)度和信念；共通研究范式則將某一產品個性看作是其吸引或產品區(qū)分度的匯集，也就是消費者對某一產品個性特征直接或間接的符號能量使用。

品牌就像一個人一樣，每個人擁有不同的個性，品牌也擁有不同的個性，人的個性可以通過后天環(huán)境進行塑造，品牌個性也可以通過營銷的力量和消費者的體驗去改變。品牌個性研究的開創(chuàng)者Aaker認為品牌個性是指當我們回想某個品牌時，一系列連接與此品牌有關的人格特征(Aaker，1997)。Keller(1993)則認為，品牌個性是將品牌與人類特質聯(lián)想在一起的組合，相對于產品給人的屬性，即產品希望傳達實用的功能給消費者，品牌個性更應傳達符號上或表達自我的功能。Plummer(1985)提出品牌個性由兩方面構成：一方面是我們要使消費者怎樣想和感覺；另一方面是消費者實際的感覺和想法，并由產品提供者提供差異化產品，創(chuàng)造更多附加情感的價值。

關于品牌個性維度的測量，Aaker(1997)借用人格心理學量表針對美國受訪者，找出114項個性特征，通過主成分分析法定義了品牌個性的五個構成維度(theBigFive，大五)：真誠(sincerity)、刺激(excitement)、才能(competence)、高級(sophistication)和粗獷(ruggedness)。鑒于不同文化背景下消費者不同的消費特征，Aaker在2001年使用前期開發(fā)的品牌個性測量量表對日本品牌個性和西班牙品牌個性進行了研究，研究顯示：日本品牌與西班牙品牌也有“大五”維度，和美國品牌個性構成有所不同，但也有重疊的地方。日本品牌個性具有刺激(excitement)、才能(competence)、和平(peacefulness)、高級(sophistication)和真誠(sincerity)五個維度；西班牙品牌個性具有刺激(excitement)、熱情(passion)、和平(peacefulness)、高級(sophistication)和真誠(sincerity)五個維度。在品牌個性本土化研究上，我國學者黃勝兵等(2003)以中國品牌為內容，從中國傳統(tǒng)文化角度闡釋了中國的品牌個性維度：仁(sincerity)、智(competence)、雅(sophistication)、勇(competence)和樂(exciting)。

由上可知，不同文化背景會影響品牌的不同個性維度構成，不同文化背景會使品牌更具深層和抽象意義，這也是品牌個性給人不同感覺的原因之一。作者認為，產品特征差異越大，其品牌個性維度構成差異就越大。因此，雖然使用同樣的量表去考察不同的產品類別，其品牌個性維度所呈現(xiàn)的結果也會存在一定的差異。鑒于上述的原因，本研究在測度量表使用上混合中國和美國品牌個性測試量表的內容，以期在繼承上述研究成果上有所突破。

二、實證研究

1．研究區(qū)域概況

西安市長安區(qū)地處關中平原中部，東臨藍田縣，南接寧陜、柞水縣，西與戶縣接壤，北和雁塔、灞橋區(qū)為鄰，從東、南、西三面拱圍西安。區(qū)內地勢東南高西北低，南北跨度55公里，東西跨度52公里，總面積1583平方公里，城區(qū)距西安市中心公里。

長安區(qū)南依秦嶺，是西安的水源涵養(yǎng)地和生態(tài)屏障，有西安的“后花園”之稱。該區(qū)歷史悠久，自西漢高祖五年置縣以來已2200多年，曾為周、秦、漢、唐等十三朝京畿之地。2002年9月撤縣設區(qū)，成為西安城市新區(qū)，現(xiàn)轄10個鄉(xiāng)鎮(zhèn)。轄區(qū)內有全國重點文物保護單位6處、省級重點文物保護單位7處、區(qū)(縣)級重點文物保護單位20處。

近年來，長安區(qū)將旅游業(yè)發(fā)展作為促進區(qū)域經濟發(fā)展的支柱產業(yè)之一，充分發(fā)揮名山、名峪、名水等秦嶺北麓生態(tài)資源及歷史遺跡、佛教四大祖庭等資源優(yōu)勢，旅游業(yè)發(fā)展已初見成效。2005年，旅游業(yè)共接待中外游客190萬人/次，實現(xiàn)旅游收入9600萬元(長安區(qū)人民政府，2006)。轄區(qū)內農家樂項目規(guī)?；l(fā)展，其中上王村、祥峪溝村和黃峪寺村最為突出。

2．調查量表

本研究所使用的量表參照了Aaker(1997)的品牌個性“大五”模型量表原文及張俊妮等(2005)對其的修正翻譯，根據研究的需要，對測量基本條目進行了刪減和增補，最終保留測量條目28個。為了保證研究不受Aaker(1997)的品牌個性“大五”模型維度的影響，在實證調查時，將所有的測量條目順序隨機打亂，以保證調查數(shù)據的可靠和穩(wěn)定(具體內容見表2)。問題回答以李克特量表5點式為主，回答選項分別是“非常認同、認同、沒意見、不認同和非常不認同”，依次序分別給予5、4、3、2、1分值。

數(shù)據說明及研究方法

本研究設計問卷的調查點以西安市長安區(qū)農家樂為主，問卷抽樣調查實施于2008年6—7月，大部分問卷為周末調查所得，主要時間點集中在午飯前和晚飯前。為了保證本研究抽樣的信度與效度達到預期的效果，故參考王伯文(2005)提出的問卷調查數(shù)確定方法，見式(1)：n=p(1-p)(Z/e)2(1)

其中：n為樣本量大小；e為容許估計誤差；Z為在信賴度為α下標準常態(tài)值；p為母體比率。由于母體比率無法得知，采用較為保守的做法，將估計值設為，要求信度為90％，可容忍誤差值為，設定標準常態(tài)值Z中的α為，帶入公式(1)，得出有效樣本為385個。為了避免某些無效問卷，將預計發(fā)放問卷設定為500份。

按照預先設定的分發(fā)數(shù)量，發(fā)放500份問卷，共回收453份，有效率達％，達到項目預先設計的問卷回收指標。研究數(shù)據先使用EXCEL錄入，后利用數(shù)據分析軟件進行因子分析。表1為受調查者的社會人口結構特征。

歲歲歲及其以上[BHDWG*2]單身夫妻二人有小孩與父母同住與同伴同住[ZB)W]

數(shù)據來源：根據本調查資料整理。

調查回收樣本中，男女比例基本持平(男性53％，女性47％)；民族中漢族占到98％；受教育程度以大專以上為主，占到總樣本量的％；長安區(qū)農家樂客源主要來自西安及周邊縣市地區(qū)，占總樣本量的％；年齡結構中以26歲以上已經工作且有固定收入群體為主，占總樣本量的％；家庭結構中夫妻二人或有小孩的家庭為主，占到了總量的％。

4．結果及分析

鑒于本研究的前期設計，數(shù)據主要使用因子分析進行，以因子載荷以上為新因子選取標準，結果如表2所示。新提取因子旋轉后處理結果將“農家樂”品牌個性維度歸并為6大類。

信度分析是一種測度綜合評價體系是否具有一定的穩(wěn)定性和可靠性的有效分析方法，通常使用Cronbach‘sα系數(shù)來表示。Cronbach‘sα系數(shù)在0～1之間，該系數(shù)越逼近于1，表明數(shù)據內部和外部的信度越高。根據不同專家的觀點，量表的信度系數(shù)如果在以上，表示量表的信度甚佳。但是對于可接受的最小信度系數(shù)值是多少，許多專家的看法并不一致，有的專家認為以上，也有的專家定位在以上。通常認為，如果研究者編制的量表的信度過低，如在以下，重新編制較為適宜(白凱，2007)。根據上述的標準，本研究所分析的數(shù)據信度()總體處于一個較好的觀測水平。

KMO值檢驗是用于比較觀測相關系數(shù)值與偏相關系數(shù)值的一個指標(汪濤等，2006)，其值的變化在0～1之間，其數(shù)值意義為(極好)、(可獎勵的)、(還好)、(中等)、(糟糕)、(不可接受)。從本文分析數(shù)據可以看出，此處的數(shù)據處于良好的觀測水平()，這不僅表明了本文所使用研究數(shù)據適用于因子分析的方法，同樣也表現(xiàn)出整體問卷具有良好的效度。另外，巴特勒球體檢驗值(Bartlett‘sTestofSphericity)的方差近似值(Approx.ChiSquare)為，自由度df值為231，Sig.值達，表明分析數(shù)據總體呈正態(tài)分布，適合進行因子分析。

從累計解釋方差可以看出，前6個因子對總體方差邊際貢獻率最大，總體達到％。雖然該貢獻率沒有達到65％以上，但按照國際上通常累計方差解釋率達到45％以上就可以接受的標準(黃勝兵等，2003)，該指標也基本符合要求。另外，從數(shù)據分析的碎石陣也可以看出，新因子從第6個開始是明顯的拐點，因此，選取前6項新提取因子為“農家樂”品牌個性特征的6大維度。[+2]

新提取因子1中包含了衛(wèi)生的()、好客的()、綠色健康的()、值得信賴的()及經濟實惠的()共5項。該項目維度總體顯示了“農家樂”大眾化消費水平和經濟實惠的特點，因此將此類“農家樂”品牌個性特征命名為“實惠”。

新提取因子2中包含了時尚的()、迷人的()、學習的()、炫耀的()和有吸引力的()共5項。該項目維度表現(xiàn)出“農家樂”旅游休閑體驗活動的精神愉悅特征，因此，將此類“農家樂”品牌個性特點命名為“喜悅”。

隨著我國經濟的持續(xù)增長，城市人群的工作和生活壓力日益增加。在喧囂的都市，環(huán)境嘈雜，人們渴望回歸自然、走進農村，享受一份短暫的“放松和閑散”。“農家樂”休閑旅游活動的內容和形式正好迎合了該細分市場的需求，抓住了部分城市人群的心態(tài)。從新提取因子3中看，其中包含了休閑的()、放松的()、生態(tài)的()及鄉(xiāng)村氣息的()4項，該內容所展現(xiàn)的正是上述“農家樂”休閑旅游活動的形式特征，因此將此類“農家樂”品牌個性特點命名為“閑適”。

新提取因子4中僅包含了聯(lián)絡感情的()和大眾消費的()兩項。一般的“農家樂”所呈現(xiàn)的農家小院，環(huán)境舒適、家庭氣氛濃郁，該環(huán)境氛圍可以使到訪者情緒舒緩，家人、親朋身處其中可以進行很好的交流和溝通。鑒于此，將該新提取“農家樂”品牌個性特征命名為“交互”(交流溝通)。

新提取因子5中包含了健康活力的()、快樂高興的()和浪漫的()。該新提取因子表現(xiàn)出“親近自然和快樂健康”的活動形式特征；另外，“健康活力的”和“快樂高興的”在因子載荷上都居于高位。因此，將該新提取的“農家樂”品牌個性特征命名為“健康”。

第6個新提取因子在短暫的()、不成規(guī)模的()和逃逸現(xiàn)實的()上載荷較高。該維度特征更多表現(xiàn)出“農家樂”旅游休閑活動的時空存在特征。因為“農家樂”到訪者一般是短距離出游，在短時間內尋求放松和脫離生活工作壓力，在品牌吸引動機上表現(xiàn)追求短暫“逃逸”，求得片刻安愉的屬性特點。因此，將該維度的“農家樂”品牌個性特征命名為“逃逸”。

盡管“農家樂”在國內發(fā)展趨勢強勁，但其中也存在一定的問題。部分學者提出，“農家樂”的“農”味不夠，城市化傾向性太強(吳章文等，2004)。目前國內“農家樂”普遍存在產品單一和雷同、人為修飾特征明顯等問題。本研究結果也說明了上述的缺陷，表2中顯示“淳樸的”、“豐富的”、“粗獷的”、“幻想的”、“野趣的”和“參與的”6項并沒有合并到新提取因子中，其均值相對較低。該結果有力說明了“農家樂”旅游休閑地發(fā)展中“元真性”流逝、內容和形式雷同的缺陷。

為了進一步說明本研究數(shù)據結果的科學性，刪除了上述載荷率低于，并被排除在6大品牌特征之外的因素，對剩余22個測量條目進行二次因子分析。結果顯示原有測量條目在新提取因子項上載荷率有明顯提高；相應的其他觀測變量值，如項目信度值、KMO值、累計方差解釋率、巴特勒球體檢驗值都有明顯增加(見表3)。這說明刪減后的項目因子對新提取因子具有更多的說明和解釋功能。

各分項測量維度信度除了“交互”、“健康”和“逃逸”信度指標相對較低外，其它三個均處在較好的置信水平。但總體上看，各分項測試信度均達到要求。

從“農家樂”新提取因子均值排序可以看出，處于第1位的“農家樂”品牌個性是“閑適”，其評價均值為；處于第2位的是“交互”，均值為“”；第3位的是“實惠”，均值為“”；第4位是“健康”，均值為“”；第5位是“喜悅”，均值為“”；最后的第6位是“逃逸”，均值為“”。新提取的“農家樂”品牌個性特征評價均在以上，這也反映出從游客角度對這6種品牌個性特征的認可。

三、結論和討論

本文從國外已有品牌個性理論和研究成果入手，借鑒國內相關研究成果，針對“農家樂”這一典型旅游休閑活動的品牌個性特征進行了探索性的研究，其研究結果對我國新農村建設及旅游休閑活動開發(fā)具有一定的理論和實踐借鑒意義。作為一項探索性的研究，其結果有效證明了國際上流行的品牌個性測量量表對“農家樂”這種特殊的旅游休閑產品的適用性，即同一研究量表對不同產品的測度存在明顯的差異。實證研究結果歸結出“農家樂”旅游休閑產品品牌存在6個不同的個性特征：實惠、喜悅、閑適、交互、健康和逃逸。從研究結果看，這6項“農家樂”品牌個性特征較好地解釋了我國“農家樂”旅游休閑活動的參與特點和呈現(xiàn)方式。

作為一項探索應用研究，該研究還存在以下不足：(1)由于時間、精力及研究資源的限制，本研究區(qū)域僅選擇了西安市長安區(qū)“農家樂”發(fā)展水平較好的村鎮(zhèn)進行了調查，如要使研究結果更具典型性和說服力，應將研究區(qū)域進一步輻射到成都、北京和長三角地區(qū)；(2)在量表開發(fā)和應用上，本研究對國外品牌個性研究測度量表增加了部分內容，但該部分增加的量表測度內容并沒有得到預期的研究結果，因此，在測度量表開發(fā)上還需要繼續(xù)深入，以更精確地定義“農家樂”品牌個性的構成維度和屬性特征；(3)在研究數(shù)據獲取時間上，應努力突出全年不同時節(jié)游客的體驗評價，這樣會使“農家樂”品牌個性特征在體驗層面測度上更加全面；(4)因為“農家樂”旅游休閑活動產品