吴宪霞，严 敏

（宿迁学院商学院，江苏 宿迁 223800）

现如今，旅游业俨然已步入品牌竞争的时代，在此背景下，构建独特而鲜明的品牌个性不仅可以差异化旅游城市的品牌定位，强化旅游者与城市间的情感联系，而且可以借由品牌个性提升旅游者对目的地的感知价值，影响旅游者的行为意向，获得旅游者的重游意愿与积极的口碑宣传，从而实现旅游城市的良性发展。而要形成鲜明的品牌个性，目的地方就要了解旅游者对城市的特定需求，了解旅游城市的哪些品牌个性得到了旅游者的认可，哪些品牌个性对旅游者的感知价值影响较大，又有哪些品牌个性显著影响旅游者的行为意向等等。旅游目的地品牌个性影响旅游者的决策选择，研究二者间的内在联系、发现关键影响变量有助于改善目的地营销策略。因此，本研究尝试探讨旅游目的地品牌个性维度及因子对旅游者感知价值与行为意向间的关系，希望通过研究能够进一步明晰目的地品牌个性对旅游者感知价值及行为意向的关系，为旅游城市的可持续发展提供参考与帮助。

宿迁作为江苏的新晋旅游城市，旅游资源丰富，既有质朴的自然环境，令人心旷神怡，油然而生一种“采菊东篱下，悠然见南山”的闲适之情；又有浓郁的文化氛围，叫人陶“醉”（酒文化）其中，情不自禁忆起“至今思项羽，不肯过江东”的霸王之情。本文以宿迁市为实证研究对象，以旅游者感知价值为载体，研究旅游目的地品牌个性与行为意向间的内在关系，以期通过宿迁市品牌个性的构建研究，能为目的地形象游客认知偏差较大、亟需提升旅游形象地位的宿迁提供一定的借鉴，对其旅游业的可持续发展有所裨益。

1 文献回顾

1.1 旅游目的地品牌个性

品牌个性是指与品牌相联系的一组人格特征[1]，这些特征一般包括浪漫的、美丽的、庄严的、年轻的等，消费者一般基于品牌个性与自己“相似”或“互补”来选择品牌[2]。旅游目的地品牌个性是品牌个性的一个重要分支，是指游客所认同的与目的地相互关联的一组个性特征[3]。具有明显品牌个性的目的地，可以在激烈的旅游市场竞争中增加自身的辨识度，凸显竞争优势[4]。近年来，旅游目的地品牌个性逐渐受到学者越来越多的关注。在个性量表方面，Ekinci 和Hosany 首开先河，将Aaker 的品牌个性量表应用于旅游目的地的研究中。此后，随着研究的深入，学者们相继探讨了European tourist cities[3],Las Vegas[5]，重庆[7]，青岛[6]等国内外知名旅游目的地的品牌个性维度。对旅游目的地而言，鲜明的品牌个性有助于凸显地域特色，有助于目的地的差异化营销。然而，不同的地域文化会影响品牌个性维度的构成[14]、[15]，并不存在一套普遍适用的个性量表，本文以宿迁为实证研究的对象，针对其特定的文化特点设计品牌个性量表，探讨其独特的品牌个性对旅游者行为意向的作用机理。

1.2 感知价值

感知价值是旅游者在对比目的地感知收益与感知成本后所形成的一种主观评价[8]，即对产品或服务“利得”与“利失”间的权衡[9]，最终形成感知价值。具体来讲，感知价值是旅游者在目的地通过亲身体验获得一定的物质收益和精神收益后，将这些收益与自己为目的地付出的金钱、时间、体力等成本进行比较，形成目的地旅游总效用，以此来判断该旅游行为是否划算[7]。感知价值体现出旅游者对目的地品牌个性的感知与评价，是旅游者是否愿意“故地重游”及积极向他人推荐该目的地的重要前因[12]，Gallarza 等指出感知价值是旅游者形成心理感知与理性分析之后，继而产生行为意愿之间的重要媒介[9]。旅游者对宿迁城市旅游品牌个性的感知价值是驱使其再次造访及良性口碑推荐的重要原因，可见鲜明而独特的品牌个性对目的地的长期繁荣发展至关重要。

1.3 行为意向

旅游者行为意向是旅游者关于未来行为的意识决策，一般涵盖推荐意愿、重游意愿、忠诚和溢价支付意愿等[10]。行为意向受到多种因素的影响，当行为发生的条件具备时，行为意向就会转变成为实际行为[7]，即当其它条件成熟时，旅游者就会产生旅游行为。因此，旅游者行为意向的研究对目的地营销至关重要。本文就是要探讨如何提升旅游者到宿迁这一经济欠发达地区旅游的行为意愿，并促使其产生积极的推荐意愿。

1.4 旅游目的地品牌个性与行为意向

旅游目的地品牌个性对行为意向有着积极影响，Usakli 等[5]发现拉斯维加斯品牌个性中的活力、精致、胜任、现代与真诚对游客的重游与推荐意愿具有明显的积极的推动作用；长隆欢乐世界品牌个性中的活力与勇猛因子会加强游客的推荐和重游意愿[17]；乡村旅游地品牌个性中的“实惠”和“闲适”对游客忠诚具有显著正向预测作用[16]；唐小飞等在研究中国传统古村镇旅游地品牌个性中发现“仁和”与“时新”对游客重游意愿具有重要影响[13]。因此，本文尝试探讨品牌个性与行为意向间的关系，提出如下假设：

H1：知性个性对游客行为意向有显著的正向预测作用；

H2：质朴个性对游客行为意向有显著的正向预测作用；

H3：闲适个性对游客行为意向有显著的正向预测作用；

1.5 旅游目的地品牌个性与感知价值

目前，旅游目的地品牌个性与感知价值关系的研究较少。品牌个性是感知价值的驱动因素之一，城市品牌个性量表中的真诚卓越维度和欢乐高雅维度对游客的总体感知价值有正向影响[11]。可见，目的地品牌个性各维度对感知价值会产生积极的影响。因此，本文基于对旅游目的地品牌个性因子分析得到的品牌个性维度“知性” 、“质朴” 和“闲适”，尝试探讨它们与感知价值（包括感知收益与感知成本两个维度）间的关系，提出如下假设：

H4：知性个性对感知收益有显著的正向预测作用；

H5：质朴个性对感知收益有显著的正向预测作用；

H6：闲适个性对感知收益有显著的正向预测作用；

H7：知性个性对感知成本有显著的正向预测作用；

H8：质朴个性对感知成本有显著的正向预测作用；

H9：闲适个性对感知成本有显著的正向预测作用；

1.6 感知价值的中介作用

一些学者把感知价值作为中介变量进行了实证研究，依据研究经验，旅游者对宿迁的感知价值可能在目的地品牌个性与行为意向间起到显著的中介作用[18]。因此，本文也将其作为中介变量予以研究，提出如下假设：

H10：感知收益在品牌个性与游客行为意向间的关系中起中介作用；

H11：感知成本在品牌个性与游客行为意向间的关系中起中介作用。

2 研究设计

2.1 研究样本

本研究在2018 年暑假，借助于问卷星，同时在项王故里景区及通过朋友圈转发（限制为曾经游览宿迁的游客）进行了数据收集工作。共收到问卷326 份，剔除无效问卷后为293 份，有效率为89.9%。利用SPSS22.0 进行信度分析与因子分析，然后使用Amos23.0 建立结构方程进行模型检验，最后利用SPSS22.0 进行多元回归分析。

在调查问卷的样本构成中，在被调查样本中，女性居多（女性占58.4%，男性占41.6%）；年龄以18 ～25 岁的居多，占比58%；从学历上来看，70.6%的被调查者为本科；收入在3000 元以下的占比58.7%；另外，从职业上来看学生占比最高，为57%。

2.2 问卷设计和变量测量

本研究设计的调查问卷由四部分构成：（1）旅游目的地品牌个性维度的测度。首先，在携程、途牛及马蜂窝网站上以“宿迁旅游”为关键词搜集近三年来有关宿迁的游记，借助内容分析软件提炼出一些具有人格特征的高频词汇；其次，邀请3 位本专业的专家，请其从专业背景及市场认可的角度补充提出凸显品牌个性特征的词汇。综上，最终提炼出能充分反映宿迁作为旅游目的地品牌个性特征的18 个词汇。（2）感知价值的测度。参照国内外有关感知价值的成熟量表[8][12]，对其进行了必要修正，最终形成包含感知收益与感知成本两部分10 个问题的量表。（3）行为意向的测度。借鉴许峰、韩春鲜、郭安禧等的调查问卷[7][12][18][19]，测试内容包含有机会，我会再次来宿迁游玩、我会向朋友推荐来宿迁游玩等4 项内容。（4）游客人口统计学特征。主要包括性别、年龄等5 项内容，该部分以单项选择的形式设问，问卷的其他部分内容以李克特5点量表形式设问。

3 数据分析与结果

3.1 信度和效度分析

3.1.1 旅游目的地品牌个性维度量表的信度与效度

旅游目的地品牌个性维度量表共包含18 个测度项目，克朗巴哈系数（Cronbach’s α）为0.94，表明该量表整体信度良好。

SPSS 软件统计分析表明，KMO 的值为0.95，表示适合做因子分析。Bartlett 球形检验的原假设为相关系数矩阵是单位阵，Sig 值为0.000 小于显著水平0.05，因此拒绝原假设，说明变量之间存在相关关系，适合做因子分析。

通过因子分析，经正交旋转后抽取因子。前三个因子的特征值分别为9.033、1.117 和1.082，累积解释了方差的62.403%，符合相关要求；按照特征值大于1 的标准，提取前三个因子作为主因子，分别命名为知性、质朴和闲适。

3.1.2 感知价值量表的信度和效度

感知价值包括感知收益与感知成本两个维度，利用Amos23.0 对其进行验证性因子分析，经过修正后各项拟合指数指标均符合标准（具体数值略，可提供），模型与数据拟合较好。

通过信度分析可知，感知价值量表整体α 系数为0.916，表明该量表整体信度良好；感知收益维度α 系数为0.877，感知成本α 系数为0.885，表明两个构成维度量表信度也较好。

以上分析结果表明，该量表信度与效度俱佳，适合做进一步的分析。

3.1.3 行为意向量表的信度和效度

信度分析结果表明行为意向量表的α 系数为0.867，信度较好。

利用Amos23.0 对行为意向量表进行验证性因子分析，各项拟合指数指标整体拟合较好（具体数值略，可提供），个别指标拟合一般，但也在可接受范围内。

3.2 旅游目的地品牌个性维度

通过因子分析，得到旅游目的地品牌个性维度分别是知性、质朴和闲适，其特征值依次为9.033、1.117和1.082，相应的方差贡献率为25.61%、22.146%、14.647%，累积解释了方差的62.403%，符合相关要求；知性、质朴和闲适的α 系数依次为0.898、0.87、0.785，结果良好。

3.3 旅游目的地品牌个性、旅游者感知价值与行为意向的关系

3.3.1 描述性统计分析

品牌个性三个维度知性、质朴和闲适的均值均大于3.5，表明游客对这些个性特征认同度较高；游客对到宿迁旅游的行为意向、感知收益及感知成本（感知时间与花费是值得的）同样给予了较高的赞同，均值依次为3.67、3.6、3.72。知性、质朴、闲适、行为意向、感知收益及感知成本六个变量间的相关系数均大于0.3(p＜0.01)，变量间均正向相关。

3.3.2 旅游目的地品牌个性对旅游者感知价值与行为意向的预测作用

在对性别、年龄、学历、收入和职业5 个人口统计变量预处理后，采用层次分析法对数据进行分析。首先，以行为意向为因变量，第一步放入控制变量性别、年龄、学历、收入和职业；第二步放入自变量知性、质朴与闲适。从表1 可知3 个品牌个性可解释41.8%的行为意向的变异量；知性（第2 步：β=0.433，p＜0.001）、质朴（第2 步：β=0.433，p＜0.001）、闲适（第2 步：β=0.253，p＜0.001）对游客行为意向均有显著的正向影响，即越倾向于认同宿迁旅游目的地品牌个性中知性、质朴与闲适特征的游客，其重游、推荐等行为意愿越强。因此，假设H1、H2、H3 得到验证。

其次，以感知收益为因变量第一步放入控制变量性别、年龄、学历、收入和职业；第二步放入自变量知性、质朴与闲适。从表1 可知3 个品牌个性可解释61.5%的感知收益的变异量；知性（第2 步：β=0.581，p＜0.001）、质 朴（第2 步：β=0.436，p＜0.001）、闲适（第2 步：β=0.343，p＜0.001）对感知价值中的感知收益均有显著的正向影响，即越倾向于认同宿迁旅游目的地品牌个性中知性、质朴与闲适特征的游客，其感知到的旅游收益越大。因此，假设H4、H5、H6 得到验证。

最后，以感知成本为因变量第一步放入控制变量性别、年龄、学历、收入和职业；第二步放入自变量知性、质朴与闲适。从表1 可知3 个品牌个性可解释46.4%的感知成本的变异量；知性（第2 步：β=0.457，p＜0.001）、质朴（第2 步：β=0.468，p＜0.001）、闲适（第2 步：β=0.243，p＜0.001）对感知价值中的感知成本均有显著的正向影响，即越倾向于认同宿迁旅游目的地品牌个性中知性、质朴与闲适特征的游客，越会觉得在宿迁旅游花费的时间和金钱是值得的。因此，假设H7、H8、H9 得到验证。

性别、年龄等人口统计变量对行为意向、感知收益及感知成本均无显著影响，限于篇幅，数据未在表中列出。

表1 旅游目的地品牌个性对游客感知价值及行为意向的回归分析Tab4 Regression analysis of brand personality of tourism destination and perceived value, behavioral intention

3.3.3 中介效应检验

从表1 中可知，知性、质朴与闲适对游客行为意向、感知收益及感知成本均有显著的正向影响，为了检验感知价值的中介效应，还需要考察感知价值与行为意向的关系。

以人口统计变量为控制变量，采用强迫进入法，进行回归分析[20]。首先，以知性、质朴与闲适为自变量，以行为意向为因变量，求回归系数c；其次，以知性、质朴与闲适为自变量，以感知收益和感知成本分别为因变量，求回归系数a；最后，以知性、质朴、闲适、感知收益和感知成本为自变量，以行为意向为因变量，求回归系数b 和c’。详如表2。

注：**、***分别表示p＜0.01、p＜0.001。

第1 步回归模型中，在控制了人口统计变量的影响下，知性、质朴、闲适对行为意向有显著的正向预测作用，回归系数c 显著；第2 步中，3 个品牌个性对感知收益与感知成本的回归系数a 显著；第3 步，引入中介变量感知收益与感知成本予以回归分析，结果表明回归系数b 显著。在引入感知收益与感知成本后，知性（β=0.017，p＞0.05）、质朴（β=0.06，p＞0.05）、闲适（β=0.019，p＞0.05）对行为意向的影响不显著，这表明感知收益与感知成本在品牌个性与行为意向间均起完全中介作用。因此，假设H10、H11 得到验证（中介效应路径图略，可提供）。

表3 感知价值中介效应分解Tab.6 Analysis of the mediating effect of perceived value

由表3 可知，感知收益在知性与行为意向间的中介作用要比它在质朴与行为意向间的中介作用及它在闲适与行为意向间的中介作用都相对大些；感知成本在质朴与行为意向间的中介作用要比它在知性与行为意向间的中介作用及它在闲适与行为意向间的中介作用都相对大些。

4 分析与讨论

4.1 品牌个性对感知价值与行为意向的作用

在控制人口统计变量的前提下，分层回归分析表明品牌个性的三个维度知性、质朴与闲适对感知价值的两个维度感知收益与感知成本及行为意向均呈显著的正向影响。从影响程度来看，知性与质朴对感知价值的影响要深于其对游客行为意向的影响；闲适对感知收益的影响高于其对行为意向的影响，而其对感知成本的影响最弱。

4.2 感知价值的中介效应

在控制人口统计变量的前提下，感知价值对旅游目的地品牌个性与游客行为意向会产生显著的正向影响，具体为：品牌个性中的知性、质朴与闲适通过感知收益与感知成本对游客的行为意向产生间接的正效应，即旅游目的地中知性的品牌个性特征越明显，游客的感知收益与感知成本（认为花费的时间与金钱是值得的）越高，其对宿迁旅游的行为意向越强烈；旅游目的地中质朴的品牌个性特征越明显，游客的感知收益与感知成本（认为花费的时间与金钱是值得的）越高，其对宿迁旅游的行为意向越强烈；旅游目的地中闲适的品牌个性特征越明显，游客的感知收益与感知成本（认为花费的时间与金钱是值得的）越高，其对宿迁旅游的行为意向越强烈。

4.3 中介效应相对大小

表3 中中介效应与总效应的比值表明：感知收益与感知成本中介效应的大小虽然存在一定的差距，但整体来看差距并不十分明显。感知收益在质朴与行为意向间的中介效应最小（中介效应与总效应的比值为0.374），小于其在知性与行为意向及闲适与行为意向间的比值，同时也小于感知成本在品牌个性与行为意向间的比值，但整体看来，差距不太大。这也就意味着知性、质朴、闲适的品牌个性在促进游客形成更高的感知价值，进而引发强烈的行为意向方面发挥的作用大体相当。

5 结论

本研究的结论有以下几个方面：（1）品牌个性维度中的知性、质朴与闲适对游客感知价值有显著的正向预测作用；（2）品牌个性维度中的知性、质朴与闲适对游客的行为意向有显著的正向预测作用；（3）感知价值在品牌个性与游客行为意向间起到了显著的中介作用，感知收益与感知成本在品牌个性与游客行为意向间均起到了完全中介作用；（4）感知收益与感知成本在品牌个性与游客行为意向间的中介作用差距不大，大体相当；（5）鉴于旅游目的地品牌个性对感知价值与游客行为意向的影响，江苏宿迁的旅游管理部门应进一步凸显旅游品牌中知性、质朴与闲适的个性特征，以促进游客感知价值的提升，从而影响游客重游、推荐等行为意向。

研究表明目的地营销中知性、质朴与闲适的品牌个性契合了游客对宿迁旅游的感知，管理部门可围绕该旅游品牌定位，改善旅游产品设计，整合营销渠道，最终将宿迁打造成一个“采菊东篱下，悠然见南山”的闲适自然之所，成为一个可以令游客远离城市的喧嚣，享受心灵的涤荡的秀美之地。