鄉(xiāng)村振興背景下大學生參與鄉(xiāng)村旅游的意向研究

王慧敏， 鄧嘉琪

(江蘇財經(jīng)職業(yè)技術學院， 江蘇 淮安 223003)

鄉(xiāng)村旅游以其注重因地制宜和特色化發(fā)展的特點，在鄉(xiāng)村振興之路上扮演著重要角色。據(jù)文化和旅游部、國家統(tǒng)計局統(tǒng)計，2019年中國休閑農業(yè)和鄉(xiāng)村旅游接待游客32億人次，已占國內旅游接待人數(shù)的一半以上。大學生市場雖然并非我國鄉(xiāng)村旅游的主要市場，但也極具潛力與價值。首先，我國大學生人數(shù)呈逐年上升趨勢，大學生有休閑時間和一定的支付能力，具備參與鄉(xiāng)村旅游的條件，是鄉(xiāng)村旅游重要的客源群體之一；其次，旅游本身具有教育功能，大學生參與鄉(xiāng)村旅游有利于培養(yǎng)地方情感，從鄉(xiāng)土之中汲取力量，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)機會，為鄉(xiāng)村振興作貢獻。

以往學者們對鄉(xiāng)村旅游的研究多聚焦于鄉(xiāng)村旅游資源開發(fā)，對鄉(xiāng)村旅游消費者行為、鄉(xiāng)村旅游市場營銷的關注度還有待提高，大學生群體更鮮少在鄉(xiāng)村旅游研究中出現(xiàn)。國內已有學者將經(jīng)典的計劃行為理論(Theory of Planned Behavior，簡稱TPB)引入旅游消費者行為研究之中，如研究休閑農業(yè)旅游行為[1]、文明旅游行為[2]等，但鮮有學者對大學生群體參與鄉(xiāng)村旅游的消費行為進行實證分析。為彌補這一空缺，本研究嘗試在TPB模型的基礎上進行拓展，探索大學生鄉(xiāng)村旅游意向的驅動機制，為鄉(xiāng)村旅游營銷及鄉(xiāng)村振興助力。

一、理論與研究假設

(一)行為意向的決定因素

計劃行為理論是研究行為意向(Behavior Intention，簡稱BI)的經(jīng)典模型之一，它根植于理性行為理論(Theory of Reasoned Action，簡稱TRA)，并對其進行拓展。理性行為理論基于“人是理性的”這一前提，提出人的行為意向是個體綜合多種影響因素并權衡各種利弊關系之后作出的理性行為決策，行為意向被激發(fā)的深層次因素是個體的態(tài)度(Attitude)和主觀規(guī)范(Subjective Norms)[3]。Ajzen[4]在理性行為理論的基礎上引入知覺行為控制(Perceived Behavioral Control)這一變量，發(fā)現(xiàn)個體對自身能夠控制并成功實施某種特定行為的判斷水平越高，越會導致意向行為的發(fā)生，使模型對個體決策行為的解釋能力得到提升。

態(tài)度是個體對特定客觀對象所持有的相對穩(wěn)定的心理傾向，包含個體的主觀評價以及由此產(chǎn)生的行為傾向性。積極的態(tài)度更容易促使個體意向行為的發(fā)生，消極的態(tài)度則對意向行為的發(fā)生有阻礙作用。主觀規(guī)范是來自群體的社會壓力，會直接影響個體是否采取某項特定行為。來自社會或群體的壓力越大，個體采取某項行為的可能性越大。邱宏亮[2]通過研究出境游客文明旅游行為意向影響機制，驗證了主觀規(guī)范是正向驅動行為意向的影響因素。除了個體態(tài)度和群體規(guī)范等理性因素之外，個體在行為決策時還可能受到非意愿控制的變量影響，即知覺行為控制，例如自身是否有足夠的時間、金錢及能力去執(zhí)行決策行為。個體具備越強的知覺行為控制能力，表明其感知到的可控因素越多，也就越容易實現(xiàn)某種行為?；诖?，本研究提出以下假設：

H1：態(tài)度正向影響大學生參與鄉(xiāng)村旅游的意向。

H2：主觀規(guī)范正向影響大學生參與鄉(xiāng)村旅游的意向。

H3：知覺行為控制正向影響大學生參與鄉(xiāng)村旅游的意向。

(二)主觀規(guī)范、知覺行為控制與態(tài)度

Al-Rafee和Cronan[5]的研究表明，主觀規(guī)范和態(tài)度在影響行為意向時，二者并不是毫不相干的，背后存在一定機制，即個體存在于群體之中時，受群體規(guī)范的影響，個體會有意識地改變自己的行為態(tài)度。朱長寧等[1]通過研究休閑農業(yè)旅游行為發(fā)現(xiàn)，主觀規(guī)范不僅直接影響行為意向，而且以態(tài)度為中介，間接影響行為意向。此外，知覺行為控制也能夠通過影響態(tài)度來間接影響行為意向。個體對行為的意志控制能力通常位于完全能控制和完全不能控制這兩個極端之間的某一點，即人類絕大多數(shù)行為并非完全理性。一般來講，個體對行為的控制能力越強，越能產(chǎn)生積極的態(tài)度，越能預測行為產(chǎn)生的可能性?；诖?，本研究提出以下假設：

H4：主觀規(guī)范正向影響大學生參與鄉(xiāng)村旅游的態(tài)度。

H5：知覺行為控制正向影響大學生參與鄉(xiāng)村旅游的態(tài)度。

(三)感知價值、感知風險與態(tài)度、意向

決策是一個復雜的過程，雖然TPB框架已廣泛應用于旅游領域，但它的開放性并不能完美解釋特定情境下的所有決策行為問題[4]。因此，有必要針對實際情境對這一框架進行改進或補充，提升該模型對相關研究的解釋力[6]，使其更加符合大學生群體的鄉(xiāng)村旅游意向這一語境。

一切決策行為的前置條件是意識或感知。感知來自外界的刺激，當消費者通過媒介意識到或實際體驗感知到某種商品的價值時，會在心理上將感知所得與感知付出進行比較，從而對產(chǎn)品效用產(chǎn)生整體感知，這就是感知價值[7]。當整體感知達到或超過心理預期時，旅游者就會產(chǎn)生滿意的心理狀態(tài)[8]，形成積極的態(tài)度，進而對行為意向產(chǎn)生正向影響，促成購買行為。韓春鮮[9]通過研究旅游感知價值、滿意度與行為意向的關系，同樣驗證了旅游目的地感知價值是滿意度和行為意向的前因變量。本研究認同以上結論的普適性，大學生對鄉(xiāng)村旅游的感知價值也會對他們的出游態(tài)度和意向產(chǎn)生正向影響。

感知風險最初是一個心理學概念，由Bauer將其延伸到管理學領域，并得到廣泛應用。在旅游領域，感知風險被定義為旅游者在旅行過程中或在旅游目的地遭到各種不幸的可能性[10]。旅游感知風險主要源于旅游者對旅游目的地的不確定性及旅游者的個體主觀因素。以往研究已經(jīng)證實，對于具有高感知風險的旅游目的地，旅游者不希望游歷或再次游歷[11]。大學生群體雖已成年，但心理發(fā)育尚未完全成熟，離開父母獨自外出旅游的經(jīng)驗并不豐富，因此有必要引入感知風險這一測量維度。據(jù)此，本研究提出以下假設：

H6：感知價值正向影響大學生參與鄉(xiāng)村旅游的態(tài)度。

H7：感知價值正向影響大學生參與鄉(xiāng)村旅游的意向。

H8：感知風險負向影響大學生參與鄉(xiāng)村旅游的態(tài)度。

H9：感知風險負向影響大學生參與鄉(xiāng)村旅游的意向。

綜上，本研究在計劃行為理論框架的基礎上，引入感知價值、感知風險兩個變量，對模型進行拓展，構建出大學生鄉(xiāng)村旅游意向影響機制框架，如圖1所示。

圖1 大學生鄉(xiāng)村旅游意向影響機制框架

二、研究方法

(一)問卷設計

問卷設計借鑒國內外專家學者以往相關研究中較為成熟的量表，根據(jù)語境對量表題項的描述進行適當調整，以便受測者準確理解題項的含義。態(tài)度題項主要參考Fielding等[12]的量表；主觀規(guī)范題項參考Sparks和Pan[13]的量表；知覺行為控制、行為意向量表參考Han等[14]的設計；感知價值量表主要參考韓春鮮[9]的研究；感知風險量表主要參考Sharifpour等[15]的研究。測量采用李克特5級量表計分(1表示“非常不同意”，5表示“非常同意”)。

(二)數(shù)據(jù)收集

本研究的調研地點選擇江蘇、山東、重慶等鄉(xiāng)村旅游發(fā)達地區(qū)，采用線下校園隨機調查和在線發(fā)放問卷等多種形式獲取數(shù)據(jù)，共回收大學生問卷361份，剔除無效問卷后得到有效問卷292份。有效樣本的人口統(tǒng)計特征如表1所示。

表1 樣本人口統(tǒng)計特征

(三)數(shù)據(jù)分析方法

由于采用問卷測量存在產(chǎn)生同源偏差的可能性，首先需要檢測是否存在同源偏差。本研究采用Harman單因素檢驗法，將所有題項輸入SPSS 25.0軟件，結果顯示共有6個因子的特征值大于1，首個因子的方差貢獻率為19.479%，未超出50%；累計方差貢獻率69.215%，未出現(xiàn)一個因素解釋大部分方差的情況，因此可以排除同源偏差的問題。然后利用SPSS 25.0軟件驗證問卷維度的信度，確保量表的內在一致性。利用AMOS 22.0軟件檢驗量表的信度、效度及模型擬合優(yōu)度，最后進行假設路徑分析。

三、數(shù)據(jù)分析結果

(一)測量模型檢驗

信度與效度檢驗在模型擬合前十分必要，目的是檢測量表是否能夠準確可靠地反映各個變量。只有確保各個指標能夠較好地衡量各個變量，才能進一步對各變量之間的關系進行推斷。

1．信度檢驗

本研究采用以往研究中的成熟量表，首先借助SPSS 25.0軟件測量各變量的內部信度，結果如表2所示。

表2 測量模型的信度與效度

根據(jù)表2，克朗巴哈系數(shù)在0.778至0.956之間，組合信度CR最小值為0.777，均在理想值范圍之內。

2．效度檢驗

借助AMOS 22.0軟件，利用極大似然方法進行驗證性因子分析，檢驗測量模型的結構效度、聚斂效度和區(qū)別效度。

結構效度主要參數(shù)如下：χ2=1188.372，df=335，χ2/df=3.547，CFI值為0.857，TLI值為0.838，IFI值為0.858，RMSEA值為0.094。各項指標與適配標準(χ2/df的值小于5，CFI值、TLI值、IFI值均大于0.90，RMSEA值小于0.08)仍然存在一定的偏差，需要進一步修正。

對照原始模型的輸出數(shù)據(jù)，首先剔除量表中載荷系數(shù)不夠高的題項(PR1與PBC2)及不必要的重復項PV7；其次根據(jù)MI修正指標，發(fā)現(xiàn)感知價值這一因子的觀測指標內部存在殘差相關，例如“增進與同行親友的感情”“結交志同道合的新朋友”都與交際有關，在符合經(jīng)驗法則的前提下，建立此類誤差相關可以有效優(yōu)化模型適配度。修正后的測量模型擬合指標如下：χ2=707.675，df=258，χ2/df=2.743，CFI值為0.917，TLI值為0.904，IFI值為0.918，RMSEA值為0.077，均達到良好標準，說明修正后的結構效度良好，模型能夠很好地與數(shù)據(jù)擬合。

聚斂效度代表一個潛變量能夠解釋維度內所有題項的能力，其主要指標平均方差提取量(AVE)的值超過0.5則說明測量模型具有較好的解釋力。根據(jù)表2，所有潛變量的AVE值均在0.5以上，說明量表的聚斂效度合格。

區(qū)別效度指某一變量的測量值能夠將這一變量與其他變量加以區(qū)分的程度。若某變量的AVE平方根大于該變量與其他變量之間的相關系數(shù)，則說明該變量的區(qū)別效度良好。測量模型的區(qū)別效度及變量相關系數(shù)如表3所示。

表3 區(qū)別效度及變量相關系數(shù)

根據(jù)表3，各變量的AVE平方根均大于該變量與其他變量相關系數(shù)的絕對值，說明測量模型的區(qū)別效度良好，可以進行下一步結構模型檢驗。

(二)結構模型檢驗

1．整體擬合度分析

結構模型擬合優(yōu)度檢驗方法與測量模型相同，得到數(shù)據(jù)如下：χ2=707.675，df=258，χ2/df=2.743，CFI值為0.917，TLI值為0.904，IFI值為0.918，RMSEA值為0.077。各項標準處于可接受范圍之內，結構模型通過擬合優(yōu)度檢驗，可以將假設模型作為最終的結構方程模型。

2．路徑及假設分析

通過路徑的顯著性檢測，得出模型參數(shù)估計結果，如表4所示。

表4 模型參數(shù)估計結果

根據(jù)表4，態(tài)度(β值為0.505，p值小于0.001)和主觀規(guī)范(β值為0.795，p值小于0.001)對大學生鄉(xiāng)村旅游意向的影響均達到顯著水平，這與以往研究[6]結果一致，H1和H2得到驗證。主觀規(guī)范對態(tài)度的影響雖為正向(β值為0.049)，但不顯著，H4未得到驗證，說明主觀規(guī)范并未由態(tài)度作用于意向。這一結果雖然與先前的研究[6]結果不同，卻符合大學生群體樣本的特點：大學生的時間主要用于在校園里學習，對鄉(xiāng)村旅游的認知和評價尚不深入，其鄉(xiāng)村旅游意向的產(chǎn)生更易受到家人、學校宣傳或國家政策的直接影響。

知覺行為控制對態(tài)度(β值為-0.179，p值大于0.01)以及對旅游意向(β值為-0.068，p值大于0.01)的影響在1%的顯著性水平上不支持預期的假設，H3和H5未得到驗證，說明大學生對“是否有足夠的時間和金錢實現(xiàn)出游”的判斷沒有正向影響他們出游的態(tài)度和意向，這一結果值得探討。一種可能的解釋是，家庭收入水平的提高和鄉(xiāng)村旅游相對較低的消費讓大學生對鄉(xiāng)村旅游的價格敏感度不高；另一種可能的解釋是，鄉(xiāng)村與大學生心目中理想的旅游目的地類型不符，農村“封閉、落后”的刻板印象不符合他們自身個性的表達，不能滿足大學生維護和提升自我形象的動機需求。

感知價值顯著正向影響大學生參與鄉(xiāng)村旅游的態(tài)度(β值為0.817，p值小于0.001)，H6成立。這說明大學生與其他人群一樣，對旅游產(chǎn)品的訴求同樣是收益最大化，這里的收益既包括功能價值，如體驗美好的自然環(huán)境、體驗獨特的民俗等，又包括情感價值，如增進與親友的感情等。同時，感知價值未對行為意向產(chǎn)生顯著影響，H7未得到驗證，這說明態(tài)度的產(chǎn)生并不意味著行為意向的必然生成，仍有其他客觀因素影響實際行為的發(fā)生，例如疫情防控的影響。

此外，感知風險對大學生參與鄉(xiāng)村旅游的態(tài)度和意向的影響并不顯著，H8、H9不成立。這從側面反映出鄉(xiāng)村旅游目的地的基礎設施條件有了較大改善，在大學生看來，衛(wèi)生、安全方面的問題并不是阻礙他們參與鄉(xiāng)村旅游的重要因素。同時，這也說明大學生是極具活力和冒險精神的群體，對風險的感知不易影響其出游決策的生成。

四、結論與建議

(一)結論

本文以計劃行為理論(TPB)為基礎框架，結合大學生群體的特點，引入感知價值和感知風險兩個變量，檢驗大學生參與鄉(xiāng)村旅游的驅動機制。本研究的主要貢獻在于利用實證數(shù)據(jù)驗證了計劃行為理論拓展模型總體適用于大學生鄉(xiāng)村旅游這一語境，同時鑒別出影響大學生鄉(xiāng)村旅游意向生成的其他潛在因素。

TPB基礎模型中，態(tài)度和主觀規(guī)范均對旅游意向產(chǎn)生了顯著正向影響。與態(tài)度相比，主觀規(guī)范對大學生鄉(xiāng)村旅游意向的影響程度更大，說明在大學階段，國家政策引導與學校宣傳組織等主觀規(guī)范的影響是促使大學生參與鄉(xiāng)村旅游的關鍵因素。值得關注的是，知覺行為控制并沒有對態(tài)度或旅游意向的生成產(chǎn)生顯著影響，說明大學生是否有足夠的時間、金錢及能力參與鄉(xiāng)村旅游與旅游意向的生成并無顯著相關性，間接反映出大學生對鄉(xiāng)村旅游可能存在一定的刻板印象，這種刻板印象妨礙大學生正確看待鄉(xiāng)村旅游。

在TPB模型的拓展部分，感知價值對大學生參與鄉(xiāng)村旅游的態(tài)度的影響程度最大，感知風險對態(tài)度的負面影響并不顯著。這說明預期收益是促使大學生產(chǎn)生鄉(xiāng)村旅游態(tài)度的主導因素，大學生感知到的功能價值及情感價值越大，越能夠產(chǎn)生積極的旅游態(tài)度，從而促使出游意向的生成。同時，感知價值對旅游意向并未產(chǎn)生顯著影響，這與調研期間仍然處于疫情防控階段有關，特殊時期的管控政策會影響出游意向的生成。

(二)建議

第一，推動鄉(xiāng)村振興宣傳活動進校園。根據(jù)研究，主觀規(guī)范是影響大學生鄉(xiāng)村旅游意向生成的關鍵因素，強化主觀規(guī)范能夠增強大學生參與鄉(xiāng)村旅游的行為意向。校園內的宣傳欄、學校的新媒體平臺等都是向大學生傳達國家與地方政策的重要載體，鄉(xiāng)村旅游目的地應緊抓國家鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略這一重大機遇，由地方政府發(fā)揮集中優(yōu)勢，與當?shù)馗咝：献?，以鄉(xiāng)村旅游調查項目、鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)項目、社會服務項目的方式引導大學生接觸農村，增加對鄉(xiāng)村振興的認知，同時達到宣傳鄉(xiāng)村旅游的目的。

第二，消除大學生對鄉(xiāng)村旅游的刻板印象。收入水平的提升、休假制度的完善和政策的支持為鄉(xiāng)村旅游的發(fā)展提供了條件，但從實際發(fā)展來看，鄉(xiāng)村旅游仍然受刻板印象所累。大學生群體中的城市學生往往缺乏對鄉(xiāng)村的深入了解，農村學生的理想出游目的地一般又不是鄉(xiāng)村，對農村“封閉、落后”的刻板印象會在很大程度上妨礙大學生正確看待鄉(xiāng)村旅游。要消除大學生對鄉(xiāng)村旅游的刻板印象，就要培育良好的鄉(xiāng)村旅游目的地形象。一方面，要挖掘本地特色，將傳統(tǒng)的農耕文化、民俗文化等特色文化作為核心優(yōu)勢，打造自有品牌；另一方面，要借助年輕人青睞的網(wǎng)絡社交平臺、短視頻直播等媒介，通過網(wǎng)絡口碑宣傳提高知名度，推動鄉(xiāng)村旅游成為一種風尚。

第三，提高鄉(xiāng)村旅游供給質量，提升大學生感知價值。感知價值是促使大學生產(chǎn)生鄉(xiāng)村旅游態(tài)度的主導因素，鄉(xiāng)村旅游目的地在確?！笆?、住、行”高質量的前提下，要重點推動“游、娛、購”元素的升級換代。針對大學生群體喜好體驗、追求新潮的特點，將地方文化、傳統(tǒng)文化用現(xiàn)代的方式打造成文創(chuàng)制作、非遺展示、特色街區(qū)等可參與、可體驗的文旅項目，讓鄉(xiāng)村旅游更加符合大學生群體的旅游觀念。