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2012秋季號

戶外遊憩研究25(3):59-81

休閒農場旅遊意象、品牌個性與旅遊意願 之關係:自我形象一致性之中介效果**** 劉瓊如*

林濰榕**

林若慧***

(收件日期:100年11月18日;接受日期:101年9月11日) 【摘要】本研究旨在探討旅遊目的地意象、品牌與旅遊意願之關係。藉由 消費者對目的地之旅遊意象與品牌個性等認知,探討上述變數對消費者之 自我形象一致性的影響,進而分析3項變數與消費者旅遊意願之關係。本研 究擇選苗栗縣飛牛牧場為例,在2010台北國際旅展會場內,調查聽過該農 場但未曾去過之277位潛在消費者。分析結果發現:消費者對旅遊意象、品 牌個性、自我形象一致性等知覺,均會顯著正向影響其旅遊意願;再者, 旅遊意象與品牌個性,不僅會直接影響旅遊意願,同時也透過消費者「自 我形象一致性」的中介效果進而影響其旅遊意願。最後依據研究結果提出 休閒農場行銷管理意涵與建議。 【關鍵字】旅遊意象、品牌個性、自我形象一致性、旅遊意願

*

國立彰化師範大學地理系環境暨觀光遊憩碩士班 Graduate Institute of Environment, Recreation and Tourism, National Changhua University of Education. ** 國立嘉義大學觀光休閒管理研究所 Graduate Institute of Recreation, Tourism, and Hospitality Management, National Chiayi University. *** 國立嘉義大學觀光休閒管理研究所,通訊作者 Graduate Institute of Recreation, Tourism, and Hospitality Management, National Chiayi University, Corresponding Author. E-mail: linjohui@mail.ncyu.edu.tw **** 本研究之進行承蒙國科會計畫經費補助,計畫編號:NSC99-2410-H-018-033–SSS,特此申謝。


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The Relationships among Recreation Farming’ Image, Brand Personality and Travelers’ Intention: The Test of Mediating Effect of Self- Congruity**** Chyong-Ru Liu* Wei-Rong Lin** Jo-Hui, Lin*** (Date Received: November 18, 2011; Date Accepted: September 11, 2012) 【Abstract】This paper examines the factors involved in the destination image, brand and travelers’ intention. The study explores the relationships among tourism image, brand personality, self-congruity, and travel intention. The study conducts data collection at 2010 Taipei International Travel Fair, select participants who have heard but never visit Flying Cow Ranch and 277 useable responses are obtained. The results revealed that tourism image, brand personality and self-congruity are positively associated with travelers’ intention. Moreover, tourism image and brand personality directly and indirectly (via the mediating effect of self-congruity) affects travelers’ intention. Self-congruity is also an important mediator. Finally, marketing managerial implications and suggestions for future researches are also discussed. 【Keywords】Tourism image, Brand personality, Self-congruity, Travel intention


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壹、引言 台灣的休閒農場提供遊客自然學習、農村文化與環境教育等多樣化的體驗活動, 例如:觀察動物、採果、品嚐美食、手工藝、彩繪、生態解說、民俗體驗。根據行 政院農委會(2011)指出,2010年農村休閒旅遊的人數達1,200萬人次、年產值達65億 元,當年度的國際遊客已超過14萬人次,相較2008年的6.4萬人,國際遊客數量共成長 119%。顯示休閒農場不僅成為國民旅遊的目的地之一,並廣受國際遊客的青睞。然 而,休閒農場通常由傳統農業轉型而來,經營型式大多採家族式管理;在快速成長之 際,其營運績效仍尚未達到規模經濟,也不容易導入專業化管理;因此,農場的經營 形態逐漸趨於同質性。尤其當農場未能建立獨特或鮮明意象時,消費者不僅無法形成 印象與認知,也難以有效的辨識品牌,甚至吸引廣大的潛在消費者。在現今高度競爭 的市場,品牌不僅已被廣泛地應用在產品與服務,消費者也被眾多品牌所包圍,並沉 浸在競爭者所發展之區隔品牌的行銷活動(Blain, Levy, & Ritchie, 2005)。再者,觀光產 品與活動也經常有借助品牌的蹤跡(Cai, 2002; Gnoth, Baloglu, Ekinci, & Sirakaya-Turk, 2007)。換言之,觀光市場因為高度競爭、產品同質性高與容易取代等特性,使得旅遊 地品牌成為重要的行銷工具(Usakli & Baloglu, 2011)。對農場經營者而言,瞭解消費者 對農場品牌的認知是一項重要的管理課題;藉由品牌的塑造與旅遊意象的建立,將能 提昇其在旅遊市場的優勢與競爭力。 旅遊地品牌(destination brand)是消費者對某旅遊目的地的認知與其記憶之間產生 相互聯結(Cai, 2002);就行銷管理而言,具有品牌的旅遊地將能有效地發揮行銷功能 (Morgan & Pritchard, 2002)。品牌個性(brand personality)是消費者的個人性格與品牌之 間的互相連結關係(Aaker, 1997);經常是旅遊地成功創造品牌的關鍵因素之一。旅遊 意象(tourism image)代表遊客對旅遊地的信念、想法和印象之總和(Crompton, 1979); 意象也與遊客的重遊意願具有正向關係(Chen & Tsai, 2007; Chi & Qu, 2008)。旅遊地品 牌理論指出:旅遊意象、品牌個性與自我形象三者間具有關聯(Ekinci, 2003)。基於旅 遊地品牌行銷的增強作用,業者應提供豐富的旅遊資訊或建構意象鮮明的品牌識別, 以協助消費者確認旅遊目的地與其他旅遊地的差異;再者,管理者應瞭解消費者心 理,以趨使其旅遊動機。休閒農場向來是遊客偏愛的旅遊地之一;管理者如何在資源 或服務屬性相似的農場中,定位出獨特的品牌並發展優質的意象,已成為行銷管理的 當務之急。 品牌不僅具有市場區隔的功能,並提供消費者在眾多產品中的辨識功能,因而吸 引合適者購買,品牌也讓消費者願意投入較多的心力與業者進行溝通或回應(Hoeffler & Keller, 2003)。綜觀旅遊地品牌的相關文獻,較多以消費者的購後行為研究為主,關 注在旅遊意象(Castro, Armario, & Ruiz, 2007; Chen & Tsai, 2007; Tasci, 2009)、品牌個性 (Ekinci & Hosany, 2006; Hosany, Ekinci, & Uysal, 2006; Usakli & Baloglu, 2011)或自我形


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象一致性(Beerli, Meneses, & Gil, 2007; Goh & Litvin, 2000; Litvin & Goh, 2002)等變數如 何影響消費者的購後知覺。然而,潛在消費者對於旅遊地的意象與品牌個性等行銷認 知,是如何影響其旅遊意願,目前仍缺少完整的實證研究。 自我形象一致性(self-congruity)是指遊客對旅遊地的意象與其個人觀念之間的相互 連結(Sirgy & Su, 2000)。在遊客的情感系統中,個人對旅遊地的意象可能引發其自我 認知與旅遊地意象相符合的情況。例如:Beerli等(2007)指出遊客對旅遊地的意象和他 們個人的真實我與理想我等觀念如果愈符合,則遊客愈傾向到該地旅遊。再者,曾有 研究將品牌個性視為遊客自我形象一致性與行為意圖的前因(Usakli & Baloglu, 2011)。 因此,自我形象一致性可能扮演旅遊意象與消費者旅遊意圖的中介橋樑。同樣地,自 我形象一致性在消費認知系統中,可能扮演品牌個性與行為意圖的中介角色。換言 之,藉由旅遊意象或品牌個性等認知的轉化,進而與消費者的自我概念發生連結,可 能引發消費者造訪旅遊地的強烈意願。 本研究以休閒農場作為旅遊目的地,選定國內知名農場作為品牌依據,探究潛在 消費者對旅遊意象與品牌個性如何透過自我認知的歷程影響其「旅遊意願」,以瞭解 休閒農場品牌是否成為消費決策之影響因素。具體地說,本研究旨在探討休閒農場潛 在消費者在形成旅遊意願的過程中,哪些因素具有直接的影響效果?再者,消費者的 心理轉化歷程(自我形象一致性)是否產生中介效果?本研究整合旅遊意象、品牌個 性及自我形象一致性等變數,討論上述變數在消費者旅遊決策過程中之角色。研究目 的包括: (1) 瞭解與探討農場旅遊意象、品牌個性與消費者旅遊意願之關係; (2) 發展並檢驗以自我形象一致性為中介角色的理論架構。 就學術觀點而言,本研究可補充影響旅遊意願的其他因素,以及瞭解自我形象一 致性如何促進旅遊意願。就實務層面而言,本研究結果期能引導農場經營者體認旅遊 意象、品牌個性的重要性,認清消費者將旅遊意象與品牌認知等內化後的心理(自我 形象一致性)對旅遊意願之管理意涵,以利於農場經營者規劃適宜的行銷策略。

貳、文獻回顧與假說發展 一、旅遊意象與旅遊意願的關係 旅遊意象是指遊客對目的地的期望,意象會協助遊客考量、選擇與決定渡假的目 的地(Leisen, 2001)。無論到過或未到過目的地的遊客,其心中都會對該旅遊地具備意 象。Fakeye與Crompton (1991)指出,行銷人員或大眾媒體對旅遊地的塑造會影響潛在


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消費者的旅遊意象,導致其意象與去過的遊客有所不同。MacKay與Fesenmaier (2000) 同樣認為遊客在旅遊前,其旅遊意象通常是建立在外在訊息而非旅遊地的真實特性, 所形成的意象也會吸引遊客前來。Leisen (2001)證實,當遊客對目的地產生正面意象 時,選擇該目的地的機會也會提高。此外,Chen與Tsai (2007)指出,遊客的目的地意 象與滿意度會正向影響其行為意圖。由此可知,意象已經是遊客選擇旅遊目的地的 重要考量因素之一(Bigne, Sanchez, & Sanchez, 2001; Beerli & Martin, 2004; Castro et al., 2007)。故提出本研究假說: H1:潛在消費者對農場的旅遊意象會顯著正向影響其旅遊意願。

二、品牌個性與旅遊意願之關係 品牌個性是在描述品牌以人類特性與一個被視為能增加品牌意識與附屬性要素的 方式(Aaker, 1997);品牌個性就是人個性的特徵,從人個性的特徵中找尋適合且與品 牌相關的特徵(Azoulay & Kapferer, 2003)。總之,品牌個性提供消費者一個關鍵性與 持久性的差異判斷,能簡化購買時的決策過程(Fournier, 1998)。品牌個性管理包含: 品牌要素的發展與操作,例如:消費者的想像、品牌的身分、品牌情感的價值、品牌 的關聯性以及購物的經驗;這些要素是藉由整體行銷活動來傳達,例如:產品的特 色、廣告、包裝、價格策略及零售佈置環境(Fournier, 1998)。因此,Aaker (1997)曾發 展品牌個性量表,以評量某品牌的性格,其構面包括:(1)純真(誠實的、純樸的、有 益的、愉悅的);(2)興奮(時髦的、活力充沛的、獨特的、新潮的);(3)能力(安全 的、技術的、領導者的);(4)典雅(有魅力的、迷人的);(5)堅實(戶外的、強壯 的)。 Ekinci (2003)提出旅遊地意象與遊客自我形象關係模式,並指出:旅遊地的品牌 個性是旅遊地意象和遊客自我形象一致性之間的核心連結,此說法認為縱使產品屬性 在消費市場中與競爭者相似,但品牌個性卻可以創造差異性。具體地說,具備較強、 較正面之品牌個性的產品,將比提供顧客少量產品特性與優勢資訊的品牌獲得更佳的 產品評價(Van Rekom, Jacobs, & Verlegh, 2006)。Wang與Yang (2008)指出消費者一旦對 產品具有強烈且正向的品牌個性認知,則有利於產品的選擇;Sung與Kim (2010)也發 現產品品牌個性中的真誠和健身等構面會影響消費者對品牌的信賴度,而產品品牌個 性中的興奮和典雅等構面則與品牌影響力有關,並證實產品品牌個性會增加消費者對 產品品牌的信賴度,以及激發其對產品品牌影響力,進而建立消費者對產品品牌的 忠誠度。事實上,遊客對品牌個性的認知有利於降低旅遊資訊的不對稱性,讓遊客 更認識旅遊地(Ekinci & Hosany, 2006),並對其產生認同感(Freling, Crosno, & Henard, 2011)。故提出本研究假說: H2:潛在消費者所認知的農場品牌個性會顯著正向影響其旅遊意願。


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三、自我形象一致性與旅遊意願之關係 Schenk與Holman (1980)認為自我形象意謂著「我希望他人認為我是怎樣的人」。 自我形象分為:真實我(actual self)、理想我(ideal self)與社會我(social self)等3種;真 實我是指:我認為我是一個怎樣的人,理想我是指:我希望我是一個怎樣的人,社會 我是指:別人認為我是一個怎樣的人(Sirgy, 1982)。Sirgy (1982)認為消費者感受到產 品的形象線索之後,會在心中開啟某些特定的自我基模,這些自我基模會將消費者的 自我概念與某些特定的商品屬性相互作聯結,進而形成自我形象。此外,當消費者感 知較高的自我形象一致性時,會對產品產生正面態度與較強的購買意願(Sirgy, Grewal, Mangleburg, Park, Chon, Claiborne, Johar, & Berkman, 1997)。再者,真實我和理想我的 自我形象對產品、品牌或個人偏好等影響,已有實證研究的支持 (Sirgy, 1982; Dittmar & Druy, 2000)。關於遊客和旅遊地品牌之間的連結,也與Sirgy與Su (2000)所提出自我 形象一致性的概念相符合;意即旅遊地意象和遊客自我形象是否相符合將會影響到旅 遊地的選擇。換言之,當消費者的自我形象與產品或品牌的心理圖像相互一致時,將 會影響消費者的行為意圖。故提出本研究假說: H3:潛在消費者的自我形象一致性會顯著正向影響其旅遊意願。

四、旅遊意象與自我形象一致性之關係 Sirgy (1985)認為自我形象概念與產品形象一致會促進消費者對產品產生正面的行 為和態度,同時也會影響消費者對產品偏好及購買的傾向。消費者通常較容易購買符 合個人真實我和理想我等形象的相關商品(Sirgy, 1982);至於高級商品則與他們的社 會我和理想我等形象是否一致有相關(Hong & Zinkhan, 1995)。Sirgy與Su (2000)認為自 我形象一致性用來探討自我概念與旅遊行為之間的連結,遊客對旅遊地意象和他們個 人的觀念如果有愈多的相符合,遊客在旅遊後則會對該旅遊地有更多的正面態度與反 應。故提出本研究假說: H4:潛在消費者對農場的旅遊意象會顯著正向影響其自我形象一致性。

五、品牌個性與自我形象一致性之關係 Hosany與Ekinci (2003)主張,旅遊地的整體意象是由品牌個性、情感意象和認知 意象組合而成,進而影響遊客對旅遊地的整體態度。而品牌個性雖然與情感意象和認 知意象具有某種程度的相關性卻是不一樣的構念(Hosany et al., 2006)。Ekinci (2003)指 出,品牌個性強調品牌意象的人性面,使用人的個性去描述旅遊地意象(例如:友


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善、激動或者有趣),而旅遊意象則著重在認知與主觀評估旅遊地知識(例如:高 消費、都市化或者寒冷)。再者,Murphy、Benckendorff與Moscardo (2007)已證實, 品牌個性中的真誠構面會正向影響與旅遊地有關的自我形象一致性。Usakli與Baloglu (2011)同樣指出,遊客對Las Vegas的品牌個性確實會正向影響自我形象一致性。根據 上述文獻,本研究提出品牌個性將正向影響消費者的自我形象一致性。 H5:潛在消費者所認知的農場品牌個性會顯著正向影響其自我形象一致性。

六、自我形象一致性之中介效果 社會距離(social distance)是指個人對於社會關係的瞭解程度和親密程度(Park, 1924),Tasci (2009)指出遊客對旅遊地如果不熟悉時,猜疑會增加社會距離,並降低 重訪的可能性,並發現社會距離與目的地意象的聯結關係,是有助於瞭解遊客之行為 意圖、口碑及推薦意願等行為。Nyaupane、Teye與Paris (2008)指出社會距離能形成遊 客旅遊前的態度。因此,本研究推論當遊客對休閒農場的旅遊意象增加時,會因自我 形象一致性相符合而降低社會距離,自我形象一致性因而激發遊客造訪農場的意願。 同樣地,Sirgy (1985)宣稱自我形象和產品形象的一致性有助於增加消費者的正向的 態度,並會影響消費者購買產品的意願和偏好性。Goh與Litvin (2000)、Litvin與Goh (2002)等研究均顯示:自我形象一致性在遊客選擇目的地時具有強烈的預測能力。 Beerli等(2007)也證實遊客對目的地的意象和其個人的真實我與理想我等觀念如果愈符 合,則遊客愈傾向於旅遊該目的地。因此,自我形象一致性在旅遊意象與購買意願之 間扮演重要的角色。故提出本研究假說: H6a:潛在消費者對農場的旅遊意象會透過自我形象一致性進而影響其旅遊意願。 Eki nci (2003)提到旅遊地品質需建立品牌的獨特個性,才能有效地連結遊客的自 我形象,達到自我形象一致性。Hosany等(2006)研究發現品牌個性與情感性的旅遊地 意象較有關連。品牌意象對品牌具有功能性與象徵性等利益(Low & Lamb, 2000);而 品牌個性與品牌象徵性利益較有關連(Keller, 1993)。因此,品牌個性與消費者自我概 念較為密切聯結。Aaker (1999)也支持品牌個性一致性之效應,自我形象一致性是指消 費者偏好將品牌視為一組個性特徵與自我形象聯結。換言之,品牌個性可視為消費者 自我形象一致性的前因變數,如同Usakli與Baloglu (2011)的研究結果,他們指出:遊 客的自我形象一致性,會部分中介目的地個性與遊客行為意圖之關係。因此,自我形 象一致性在品牌個性與購買意願之間扮演重要的角色。故提出本研究假說: H6b:潛在消費者認知農場品牌個性會透過自我形象一致性進而影響其旅遊意願。


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參、研究方法 一、研究架構 本研究透過文獻探討將研究架構分成:第一部份參考Chen與Tsai (2007)、Ekinci 與Hosany (2006)、Sirgy與Su (2000)等旅遊地行銷理論基礎,推論未曾造訪休閒農場 之潛在消費者會基於「農場旅遊意象」、「農場品牌個性」與「自我形象一致性」 等認知,分別影響其對農場之「旅遊意願」。第二部分參考Sirgy (1985)、Beerli等 (2007)、Usakli與Baloglu (2011)等消費者行為論述,推論農場潛在消費者的「旅遊意 象」與「品牌個性」會透過「自我形象一致性」的中介效果進而影響「旅遊意願」, 如圖1。

圖1 研究架構圖 Fig. 1 Research framework

二、樣本選取與資料收集 本研究範圍為台灣的休閒農場,由於農委會近年來積極開發海外旅遊市場,近期 以語言、飲食習慣及文化背景相近的東南亞及香港華人市場為首要目標,積極佈局農 場旅遊的國際行銷,突顯農場的觀光產值逐年上揚。本研究選擇苗栗縣飛牛牧場作為 實證對象;該農場在產業中頗具規模與品牌知名度,提供國內及國際遊客享受牧場生 活及生態觀察等體驗活動,營造輕鬆、歡樂、舒適的渡假空間。 本研究於2010年9月先針對中部大學的觀光相關研究所學生進行前測,發出80份


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問卷,回收62份有效問卷;除了檢視受訪者對問題的瞭解程度,並修正部分問項的用 詞。其次,農場潛在顧客為一無限母體,本研究採用信賴區間法來決定樣本數(Burns & Bush, 1995);將信心水準(level of confidence)設定為90%、準確性(accuracy)設定為 95%,估算合理樣本數至少為270份。於2010年11月5~8日在「台北國際旅展」會場之 休閒農場展示區進行立意抽樣;抽樣對象以聽過該休閒農場但當未去過之國內民眾為 主。總計發出300份問卷,共回收277份有效問卷,問卷有效率約92%。

三、操作性定義與測量 (一) 農場旅遊意象 旅遊意象操作為潛在消費者對飛牛牧場屬性的認知評估。參考B e e r l i與M a r t i n (2004)之研究並參酌實證農場的特性,計有4大構面11題項,訪問受訪者對於農場之旅 遊意象的認知,以Likert 五點尺度衡量。 (二) 農場品牌個性 品牌個性操作為消費者對飛牛牧場之品牌所 想出的一組人格特質。引用Aaker (1997)品牌個性的5種構面,並邀請農場業者與熟稔休閒農場之學者各一位,針對各題 項進行修正以符合飛牛牧場之品牌特性,計有5大構面15題項。請受訪者依據人的個 性來評估該農場(活動、行程)之品牌個性的同意程度,以Likert五點尺度衡量。 (三) 自我形象一致性 自我形象一致性操作為消費者知覺飛牛牧場的意象與個人自我形象(包含真實 我、理想我以及社會我)之間的相符程度。參考Sirgy與Su (2000)所編製自我形象一致 性量表,計有:真實我、理想我(以上各1項)、社會我(2題問項)。請受訪者評估 農場的風格與其自我形象之間的一致性程度,以Likert五點尺度衡量。 (四) 旅遊意願 旅遊意願操作為消費者願意前往飛牛牧場旅遊的可能性。引用G r e w a l、 Krishnan、Baker與Borin (1998)的購買意願量表,計有3題問項,測量受訪者願意到休 閒農場旅遊之同意程度,以Likert五點尺度衡量。


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肆、資料分析結果 一、樣本特性 受訪樣本特性以女性居多,佔63.9%;年齡大多介於25~34歲之間,佔55.6%,其 次為20~24歲,佔36.1%;職業以技術人員為最多,達47.7%,其次為學生,佔33.6%; 教育程度以大專 大學居多,佔73.6%;個人平均月收入以20,001~40,000元居多,佔 43.7%,其次為20,001元以下,佔35.4%;居住地以北部地區為主,佔76.5%,如表1所 示。上述樣本特性大多符合過去以國際旅展消費者為例或以休閒農場為例之研究對象 (Chang, 2003; 廖佩珊、陳美燕,2008;何黎明、蘇郁芬,2010)。 表1 樣本特性分析 (n=277) Table 1 Demographic analysis results (n=277) 變項 性別

年齡

職業

男性 女性 20~24歲 25~34歲 35~44歲 45歲以上 學生 軍公教 農林漁牧業 技術人員

人數 (%) 100 (36.1) 177 (63.9) 100 (36.1) 154 (55.6) 16 (5.8) 7 (2.5) 93 (33.6) 32 (11.6) 3 (1.1) 132 (47.7)

退休人員 家管 其他

5 (1.8)

內容

變項 教育 程度

平均 月收入

居住地

內容 高中 職以下 大專 大學 研究所以上 20,000元以下 20,001~40,000 40,001~60,000 60,001~80,000 80,001元以上 北部 中部 南部 東部(或離島)

人數 (%) 22 (7.9) 204 (73.6) 51 (18.4) 98 (35.4) 121 (43.7) 40 (14.4) 15 (5.4) 3 (1.1) 212 (76.5) 50 (18.1) 10 (3.6) 5 (1.8)

二、信效度檢定與共同方法變異 本研究以驗證性因素分析(confirmatory factor analysis, CFA)檢測量表之效度與信 度。各構念的描述性統計與驗證性因素分析結果如表2。信度方面,個別觀察變項之 多元相關平方值(squared multiple correlation, SMC)至少須大於0.20,潛在變項的組成信 度(composite reliability, CR)須高於0.60(黃芳銘,2004;Jöreskog & Sörbom, 1989)。 本研究各觀察變項之SMC介於0.27~0.84,潛在變項的組成信度介於0.73~0.88。表示 各量表大致上是具 好信度。效度方面,所有觀察變項之因素負荷量皆達顯著水準


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表2 測量模式之驗證性因素分析 Table 2 CFA results of measurement model 構念

旅遊 意象

品牌 個性

構面

測量變數

休閒資源- 生態資源的多樣性  自然景色的吸引性  農場文化的魅力性 休閒氣氛- 清新的空氣  休閒體驗的機會  乾淨的遊憩環境 休閒設施- 完善的遊憩服務設施  供應新鮮的牛乳  乳製品伴手禮的供應 社交環境- 親子同遊的地方  戶外教學的地方 純真- 純樸的  健康的  真誠的  愉悅的 興奮- 新潮的  活力充沛的  風趣的  獨特的 能力- 可信賴的  知性的  有影響力的 典雅- 好看的  迷人的 健身- 戶外的  運動的

註:* 表示 p<0.05

平均數

因素 負荷量

SMC

3.37 3.60 3.74

0.74* 0.67* 0.70*

0.55 0.45 0.49

4.05 3.65 3.70

0.76* 0.70* 0.75*

0.58 0.49 0.57

3.54 4.13 4.03

0.52* 0.85* 0.82*

0.27 0.73 0.67

4.20 3.98

0.90* 0.73*

0.81 0.54

3.64 4.00 4.18 4.01 3.01 3.62 3.18 3.19

0.61* 0.75* 0.84* 0.72* 0.57* 0.73* 0.86* 0.68*

CR

AVE

0.75

0.50

0.78

0.54

0.78

0.56

0.80

0.67

0.82

0.54

0.81

0.52

0.84

0.63

0.73

0.58

0.77

0.63

0.37 0.57 0.71 0.52 0.32 0.53 0.73 0.46

3.49 3.58 3.32

0.82** 0.80* 0.76*

0.67 0.63 0.57

3.54 3.40

0.74* 0.78*

0.55 0.60

4.37

0.92*

0.84

4.00

0.64*

0.41


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表2 測量模式之驗證性因素分析(續) Table 2 CFA results of measurement model(continued) 平均數

因素 負荷量

SMC

CR

AVE

可以反映出我個人自我風格的 一部份(自我1) 看出我是怎樣的一個人(自我 自我 2) 形象 一致性 可以告訴別人我是怎樣的一個 人(自我3)

3.01

0.69*

0.48

0.88

0.65

2.89

0.85*

0.73

2.94

0.86*

0.73

可藉由我來這家農場渡假而描 繪出我的形象(自我4)

2.99

0.81*

0.65

我願意前往這家休閒農場旅遊 (意願1) 我會考慮購買門票進入這家農 場(意願2) 我前往這家農場旅遊的可能性 高(意願3)

3.77

0.74*

0.54

0.82

0.61

3.36

0.74*

0.55

3.50

0.85*

0.72

構念

旅遊 意願

構面

測量變數

註:* 表示 p<0.05

(t>1.96,p<0.05),且高於判定準則0.40 (Hair, Anderson, Tatham, & Black, 1998)。顯著 的因素負荷量表示研究所採用之量表皆具收斂效度(Bagozzi & Yi, 1988)。潛在變數與 其對應之所有測量問項間所萃取的平均變異抽取量(average variances extracted, AVE) 達0.50以上,表示具有收斂效度。本研究採用之量表構面之AVE值介於0.50~0.67,顯 示各量表具有可接受之收斂效度。區別效度檢定之判斷準則為量表中各構面的AVE平 方根需大於該構面與其它構面之間的相關係數(Hair et al., 1998)。由表3發現,各構面 之AVE的平方根為0.71~0.78,均大於構面間的相關係數,顯示研究用的量表具有良好 區別效度。 此外,採用Harman單因子檢定法檢驗共同方法變異(Podsakoff & Organ, 1986)。該 方法假定當一個因素可解釋所有變數之間的多數共變時,則表示變數之間存在共同方 法變異的問題。本研究將33題測量指標以一因子驗證性因素分析進行檢驗,一旦存在 共同方法變異,則一因子模式的適配指標應優於其他模式。經分析發現:一因子模式 之適配度並不佳(χ2=3465, df=495, GFI=0.57, SRMR= 0.11, CFI=0.81, RMSEA=0.147); 顯示研究構念之間雖然具相關性,但並非由於共同方法變異之故(Mossholder, Bennett, Kemery, & Wesolowski, 1998)。


戶外遊憩研究25(3) 71

表3 各潛在變項的相關係數 Table 3 Correlation matrix I2

I1

I1 (0.71)

I3

I4

I2

0.47*

(0.73)

I3

0.43*

0.53*

(0.75)

I4

0.34*

0.38*

0.50*

(0.82)

P1 P2 P3 P4 P5 SC TI

0.40* 0.18* 0.21* 0.32* 0.22* 0.24* 0.38*

0.44* 0.21* 0.29* 0.35* 0.35* 0.25* 0.33*

0.45* 0.19* 0.31* 0.29* 0.33* 0.18* 0.32*

0.34* 0.11* 0.13* 0.08* 0.40* 0.02* 0.21*

P1

P2

P3

P4

P5

SC

TI

(0.73) 0.30* 0.44* 0.36* 0.52* 0.28* 0.40*

(0.72) 0.45* 0.42* 0.21* 0.38* 0.34*

(0.79) 0.51* 0.30* 0.36* 0.39*

(0.76) 0.31* 0.35* 0.40*

(0.79) 0.10* 0.27*

(0.81) 0.33*

(0.78)

註1:I1=休閒資源;I2=休閒氣氛;I3=休閒設施;I4=社交環境;P1=純真;P2=興奮;P3=能力; P4=典雅;P5=健身;SC=自我形象一致性;TI=旅遊意願。 註2:正對角線上之數值(括弧內粗體宇)代表AVE之平方根;對角線下方的數值為標準化相關係數。 註3:* 表示p< .05

三、整體模式適配度之檢定 本研究利用結構方程模式對假說模式進行驗證,以最大概似法(m a x i m u m likelihood, ML)進行理論模式適配函數之估計,並檢測潛在變項間的因果關係。經先 前測量模式之驗證,顯示各構面的信度與效度皆達可接受之標準,故以單一衡量指標 取代多重衡量指標是可行的(董維、張瑞觀、梁榮達,2009)。旅遊意象與品牌個性 皆包含數個子構面,結構模式中將以測量題項的平均數作為該子構面的得分,亦即以 旅遊意象為潛在構念時,其觀察變項為「休閒資源」、「休閒氣氛」、「休閒設施」 與「社交環境」;品牌個性包含:「純真」、「興奮」、「能力」、「典雅」與「健 身」等5個觀察變項。 驗證假說前需先進行模式適配度評估,以判斷研究者所建構之理論模式能否合理 的解釋實際觀察的資料,即模式外在品質的評鑑。整體模式的配適度指標:(1)χ2/df 比值(197.07/98)為2.01,符合小於3之標準(Chin & Todd, 1995);(2) GFI值為0.92,高於 0.90的建議值,GFI值愈大表示模式整體配適度愈好;(3) SRMR為0.051,標準化殘差 均方根代表殘差值的大小,低於0.08表示模式適配良好(Hu & Bentler, 1999);(4) CFI值 為0.98,高於0.9的建議值,表示模式適配良好(Hair et al., 1998)。整體而言,本研究所 建構之理論模式的適配指標皆達理想水準;換言之,該模式具有良好外在品質,理論


72 戶外遊憩研究25(3)

模式可被接受。

四、研究假說之驗證 由最大概似法所估計的γ與β值是用來檢定研究假說,假說之檢定結果詳如表 4,整體結構模式如圖2所示,模式中的5條假說路徑皆達顯著水準(p <0.05),茲分述如 下: (一) 旅遊意象、品牌個性與旅遊意願之關係 本研究檢驗旅遊意象對旅遊意願之影響;結果顯示標準化估計係數值為0.36 (p <0.01),達顯著水準,假說1成立。此外,品牌個性對旅遊意願之影響係數為0.27 (p< 0.05),亦達顯著水準,故假說2成立。具體而言,當潛在消費者所認知的休閒農場旅 遊意象與品牌個性愈鮮明,則其前來旅遊之意願亦會愈高。 (二) 自我形象一致性與旅遊意願之關係 自我形象一致性將正向影響旅遊意願,其標準化估計係數值為0.23 (p<0.01),達 顯著水準,故假說3成立。結果說明:當潛在消費者評估休閒農場旅遊意象與個人形 象之間愈能相互契合,則其旅遊意願會愈高。 綜合上述,證實了影響農場潛在消費者之旅遊意願的來源有三,分別是:旅遊 意象、品牌個性以及自我形象一致性,共可解釋旅遊意願的41%變異量。從旅遊地行 銷來看,潛在消費者若能對農場建立明確的意象與感受獨特的個性,則愈樂意前往旅 遊。此外,從消費者心理層面來看,當潛在消費者評估農場意象與個人形象之後所產 生的一致性程度愈高,也會愈願意到農場旅遊。 (三) 旅遊意象、品牌個性與自我形象一致性之關係 旅遊意象與品牌個性皆正向顯著影響自我形象一致性,標準化估計值分別為0.27 (p<0.05)、0.42 (p<0.01),假說4與假說5均成立。此外,自我形象一致性可由2項前因 變數解釋57%的變異量。本研究模式之路徑皆達顯著水準,證實旅遊意象、品牌個性 與自我形象一致性皆為解釋旅遊意願的重要前因。 本研究亦檢驗自我形象一致性在「旅遊意象與旅遊意願」以及「品牌個性與旅 遊意願」之間的中介效果。如表5中所分析的直接與間接效果;當「旅遊意象→自我 形象一致性」且「自我形象一致性→旅遊意願」兩條路徑係數皆達顯著,則「旅遊 意象→旅遊意願」之路徑(藉由自我形象一致性)將產生間接效果為0.06 (p<0.05)。 同樣地,「品牌個性→旅遊意願���之路徑也存在經由自我形象一致性所產生的0.10 (p<0.01)之間接效果。


戶外遊憩研究25(3) 73

表4 研究假說的實證結果 Table 4 Results of research hypotheses 假說

路徑

標準化係數

t值

檢定結果

H1

旅遊意象 → 旅遊意願

0.36

3.65**

成立

H2

品牌個性 → 旅遊意願

0.27

2.70*

成立

H3

自我形象一致性 → 旅遊意願

0.23

3.01**

成立

H4

旅遊意象 → 自我形象一致性

0.27

2.58*

成立

H5

品牌個性 → 自我形象一致性

0.42

4.02**

成立

註:* 表示 p<0.05; * *表示 p<0.01

(四) 自我形象一致性之中介效果 本研究採用Holmbeck (1997)提出之SEM檢驗步驟來評估中介變數。首先,建立一 個只有前因變項(旅遊意象與品牌個性)與結果變項(旅遊意願)之直接關係的模式 (M1),並且模式須具良好適配度。其次,建議一個完全中介模式(旅遊意象、品牌個 性與旅遊意願之間並無直接關係,僅經由自我一致性所產生的間接關係;M2),除 了須具良好適配模式,所有路徑係數皆須達顯著性。最後,將比較完全中介模式(M2) 與部份中介模式(旅遊意象、品牌個性與旅遊意願之間具有直接關係,再加上經由自 我一致性的間接關係;M3)。如果隨著增加額外的路徑,使模式由完全中介變為部 份中介,而適配度並無明顯改善,則完全中介模式將會成立。相較於M1,M3中變項 之間的因果路徑關係若是減少,模式卻依然顯著,則部份中介模式將能成立。 本研究檢驗M1具有良好的適配度(χ2 = 121.05, df = 51; GFI = 0.93; CFI = 0.98; RMSEA = 0.071),旅遊意象、品牌個性皆顯著正向影響旅遊意願,標準化路徑係數分 別為0.42 (p<0.01)與0.37 (p<0.01)。完全中介模式(M2)亦具良好適配(χ2 = 244.56; df = 100; GFI = 0.90; CFI = 0.97; RMSEA = 0.072),模式中所有路徑如同預期皆達顯著,分 別為:旅遊意象正向影響自我一致性(β=0.30,p<0.05)、品牌個性正向影響自我一 致性(β=0.44,p<0.01)以及自我一致性正向影響旅遊意願(γ=0.64,p<0.01)。最後 步驟是比較完全中介模式(M2)與部份中介模式(M3);經卡方差異性檢定,證實2個模 式之間具顯著差異(Δχ2=47.49,p<0.01)。相較於M2,增加兩條路徑的M3,其模式 適配度有明顯改善,即支持部份中介模式(Holmbeck, 1997)。此外,相較於M1,M3模 式中,旅遊意象對旅遊意願的路徑係數,以及品牌個性對旅遊意願的路徑係數皆呈現 減弱現象。故推論自我一致性在旅遊意象、品牌個性與旅遊意願之間扮演部份中介角 色,即支持假說6a與6b。


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表5 自我形象一致性的直接與間接效果分析 Table 5 Direct and indirect effect of self-congruity 依變數

自變數 旅遊意象 直接效果 間接效果 總效果 品牌個性 直接效果 間接效果 總效果 自我形象一致性 直接效果 間接效果 總效果

自我形象一致性

旅遊意願

0.27* -0.27*

0.36** 0.06* 0.42**

0.42** -0.42**

0.27* 0.10* 0.37** 0.23** -0.23**

註:* 表示 p<0.05; * *表示 p<0.01

ӄ໣ ၥྛ!

ӄ໣ ੉‫!ݥ‬

ӄ໣ ೩ࢊ!

‫ޥ‬Һ ᕗც!

0.36

0.73 0.76 0.51

0.60

ၻൟ ਡၽཎຫ 0.27

ၻൟ ࠢถএ‫ܒ‬

સ ઍ!

ᑹ Ꮽ!

૖ Ψ!

Ռ‫ר‬ 2

0.69

0.85

Ռ‫לר‬ຫ Ιम‫ܒ‬

0.42

0.67 0.68 0.74 0.64

Ռ‫ר‬ 1

0.84

0.74

Ռ‫ר‬ 3

Ռ‫ר‬ 4

ཎ᜹ 1 0.75

0.23

0.56

‫ڐ‬ ໯

୊ ٘!

0.27

圖2 整體結構模式圖 Fig. 2 Paths analysis of the structural equation model

ཎ᜹ 2

ཎ᜹ 3

0.78 0.86

ਡၽ ཎ᜹


戶外遊憩研究25(3) 75

伍、結論與建議 一、研究結論 (一) 旅遊意象、品牌個性、自我形象一致性與旅遊意願 研究結果發現:農場潛在消費者的旅遊意願係由旅遊意象、品牌個性以及自我 形象一致性之影響。首先,本研究證實農場旅遊意象對消費者旅遊意願產生正面影響 關係;其中以「休閒氣氛」、「休閒設施」等2構面之負荷量相對較高,顯示休閒農 場應強化農事休閒體驗、遊憩服務設施、伴手禮等意象,以增進旅遊的意願。如同 Leisen (2001)研究結果,當遊客對目的地產生正面意象時,將會影響旅遊目的地的決 策。此外,研究發現農場品牌個性明顯的影響旅遊意願,推論是與消費者對農場所呈 現的「能力」、「興奮」等品牌個性有相關性,進而影響他們對農場的旅遊意願。此 結果與Ekinci與Hosany (2006)的研究觀點相符,他們指出獨特性和吸引性等旅遊地的 品牌個性,能有效提升遊客對該地的意象認知,並影響遊客對目的地的選擇行為。 本研究同時證實潛在消費者的自我形象一致性明顯的影響其旅遊意願,推論該休 閒農場多以提供接觸自然、農村體驗、環境巡禮等活動為主題,當消費者之自我形象 與農場意象一致時,即能影響其旅遊意願。此結果符合Sirgy (1985)的觀點,他認為消 費者自我形象與消費產品的形象一致時,會促進消費者對產品的正面行為和態度,同 時會影響消費者對該產品的偏好及購買傾向;並與Goh與Litvin (2000)、Litvin與Goh (2002)、Beerli等 (2007)之研究結論相符,上述研究顯示自我形象一致性對目的地之選 擇決策具有強烈預測能力。 (二) 自我形象一致性之中介效果 本研究除了發現自我形象一致性的主效果外,自我形象一致性也分別在「旅遊 意象與旅遊意願」以及「品牌個性與旅遊意願」之間,發揮部分中介的效果。在「旅 遊意象與旅遊意願」關係中,顯示潛在消費者對農場旅遊意象愈正面時,會隨著個人 的自我形象一致性之強化作用,進而影響旅遊意願。推論消費者如果對農事生產、農 家生活體驗、生態觀察等活動產生較強烈的感知時,便能豐富自己的新奇經驗或向別 人誇耀,亦能滿足理想我及社會我等自我形象。此結果與Sirgy與Su (2000)、Beerli等 (2007)之觀點相符,他們提出旅遊地之旅遊意象和遊客自我形象愈符合,遊客會愈喜 愛該地並有較高的旅遊意願。另外,就「品牌個性與旅遊意願」之關係,顯示當潛在 消費者愈能瞭解農場的品牌個性時,也隨著自我形象一致性之強化效果,進而產生旅 遊意願。推論可能是消費者所感受之農場能力、興奮等品牌個性,不僅與遊客自我形 象之間有所關連,並進而增強其旅遊意願。此結果與Usakli與Baloglu (2011)的論點相 符,他們指出遊客的自我形象一致性會部分中介旅遊地個性與遊客行為意圖的關係。


76 戶外遊憩研究25(3)

另外,自我形象一致性在引發旅遊意願之過程中僅具部分中介效果,也顯示此模 型中或許潛藏著其他機制或影響因素,二者間可能存在其他的關鍵影響效果。例如: 先前的旅遊經驗及對產品或服務的涉入程度(Beerli et al., 2007)。中介效果之檢定是否 還有更多變數可以提供充分的解釋,仍有待後續研究發展。綜言之,本研究認為旅遊 意象、品牌個性是解釋潛在消費者之旅遊意願的重要前置因素,自我形象一致性則為 重要的中介變數。當潛在消費者對旅遊地意象愈能清晰辨識時,他們就愈清楚的感受 旅遊地的品牌個性,再藉由個人自我形象一致性的連結關係,最終形成明確的旅遊決 策。

二、管理意涵 本研究以自我形象一致性探討與論證休閒農場旅遊意象、品牌個性與旅遊意願之 關係。透過前述的理論模式驗證,農場旅遊經營者可以瞭解潛在消費者的旅遊決策過 程,經由增強遊客對農場意象的認知,強化其對品牌個性的瞭解,並且符合遊客的自 我形象一致性,進而影響其旅遊意願。依據研究結果,建議農場業者運用遊客對旅遊 意象及品牌個性等較為強烈的知覺來突顯農場之獨特性,並以此作為行銷主題與宣傳 訴求,以利在遊客心目中營造鮮明的農場意象及專屬的品牌個性。 其次,品牌個性可協助休閒農場順利的發掘潛在遊客,鑑於研究樣本多為20至34 歲之年輕族群,建議業者運用科技技術及通路便利性,例如:結合電玩遊戲的競賽設 計、建置農場旅遊部落格平台,邀請遊客參與農場品牌個性的主題創作,創造農場與 遊客之間的品牌價值交流,或透過廣告、網路等行銷媒體,包括:以Facebook強化潛 在遊客的印象,運用感性、精美的視覺設計呈現農場樂趣的影像,開發符合農場個性 的Mobile Games,結合軟體設計業者開發農場專屬的Mobile APPs,提供產品服務與行 銷等多元資訊,使潛在遊客能事先感受農場的歡樂體驗,進而引發旅遊的動機。 此外,就遊客的潛在需求而言,建議農場業者提出能具體強化遊客與農場之間的 自我形象一致性的產品或活動設計,例如:配合時代潮流推行輕食養生料理、生活美 學等主題活動,或設計遊客專屬的紀念品,例如:能展現遊客個性化創意的牛仔DIY 活動,讓遊客事後仍能懷念農場的特色並可向人炫耀,以滿足其理想我及社會我等形 象,進而影響造訪農場的願意。

三、研究限制與後續研究建議 本研究採橫斷面研究法,資料分析僅以單一時點衡量各變數之認知。長期而言, 消費者的認知可能有所變化,故研究結果難免會有些偏誤,此為研究限制之一。此 外,受限於抽樣時90%的信心水準,有限樣本數難免造成市場母群體特性的推估誤


戶外遊憩研究25(3) 77

差,亦為研究限制之二。再者,本研究僅調查飛牛牧場的潛在消費者,然而不同旅遊 地可能導致結果有所差異。建議未來研究可以其他旅遊地作為研究範圍,例如:主 題遊樂區、國家公園、森林遊樂區或博物館,以實證本研究提出的「旅遊意象、品 牌個性-自我形象一致性-旅遊意願」因果模式之效度延展性(validity extension)。後 續研究亦可進行多群體分析(multi-group analysis),以瞭解模式在不同旅遊地的差異。 最後,自我形象一致性包括:真實我、理想我及社會我等自我概念,建議後續可進一 步分別檢驗三者的中介效果,以便提供不同見解的理論模式,或於模式中加入創新性 (Litvin, Goh, & Goldsmith, 2001)、旅遊知識(Sirgy & Su, 2000)及旅遊經驗或產品與服務 的涉入程度(Beerli et al., 2007)等因素的討論,以深入瞭解上述變數對旅遊地決策之影 響。

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休閒農場旅遊意象、品牌個性與旅遊意願之關係:自我形象一致性之中介效果