1、西安秦嶺自駕游旅游服務質量調研自駕游是游客利用閑暇時間，以私家車或汽車租賃為主要交通形式，通過自己或自駕車運營商組織，跨越一定空間區域，自由度大、體驗性強的市場組合。據 2012 年國民經濟和社會發展統計公報顯示，2012 年全國私人汽車保有量 9309 萬輛，相比 2011 年增長 18 3% ; 2012 年全國新建公路絕對數達58672km; 2012 年全國城鎮居民人均可支配收入達 24565 元。居民旅游需求的增加，私家車保有量的增長，人均可支配收入的提升，交通設施的不斷完善，推動了我國自駕游的興起與繁榮并快速發展成一種新型旅游模式。自駕游方面，國外學者研究了自駕車游客的出行模式與行

2、為、自駕車游客社會特征與路線選擇、自駕車游客對景區的滿意度與忠誠度、自駕車旅游目的地網絡等方面。國內學者研究多樣，主要表現在自駕車旅游地的開發模式與對策、自駕游客源市場分類及其社會特征差異、游客購物行為、自駕車旅游經營方式及差異、自駕游紳士化、自駕車游客旅游動機及決策因等、自駕游旅游市場特征及開發方向、自駕游網絡信息研究、自駕游客流空間分布與行為模式等方面。旅游服務質量方面，國外學者 Cronin J J、Nulty P M、Beerli A 分別對旅游服務指標遴選、體系構建及實證分析進行研究。國內學者旅游服務質量研究集中在我國旅游服務質量存在問題、旅游服務質量構成體系及其界定、旅游服務質量效

3、率測評、旅游服務質量與游客感知程度、滿意度及忠誠度之間的關系等方面。綜上所述，自駕游研究主要集中在游客空間行為、社會影響、社會特征與路線選擇、開發策略、購物行為、市場分析等方面，針對自駕游服務質量的研究相對較為缺乏。旅游服務質量研究集中在國內游客、入境游客服務質量體系建立、評價、存在問題及解決途徑等方面，相對缺乏游客針對自駕游服務質量的相關研究。從游客主體來講，旅游服務質量的高低事關游客的滿意度評價，進而會影響游客忠誠度與重游率;從旅游目的地客體來講，游客旅游服務質量的評價的高低會影響目的地經濟發展與效益的提升。鑒于此，文中基于西安秦嶺自駕游游客一手數據，對自駕游服務質量進行研究，以期對提高西

4、安秦嶺地區自駕游服務質量，進一步促進西安秦嶺自駕游發展起一定理論參考作用。1、 材料與研究方法1 1 數據獲取1 1 1 量表制定文中評價指標采用里克特五點式樣表。通過梳理已有研究成果，問卷指標基于案例地實際情況，參考汪德根、苗雪玲等已有研究成果，并聽取專家建議設計而成。量表的主體內容包括兩大部分，第一部分為自駕游游客基本人口統計學特征，包括性別、年齡、月收入、文化程度、職業等; 第二部分為游客對自駕游服務質量的測量問題，共包括 13 個問題選項。按照自駕車游客對旅游服務質量的評價程度，提供 很低，低，一般，高，很高五個備選答案供受訪者選擇，其依次設置為 1 5 分。1 1 2 數據獲取本次數

5、據搜集時間在 2010 年 9 月 10 月，調查地點主要集中在西安秦嶺自駕游游客比較集中的地區，包括西安秦嶺周邊的上王村、秦俑民俗村、北郭村等。問卷采取隨機方法的方式，共發放問卷 300 份，現場發放、現場回收，共收回問卷 297 份，其中總體有效問卷 255 份，有效問卷份數占 85 9%。1 2 結構方程模型結構方程模型(SEM) ，可以測度多個顯變量與隱變量之間的定量關系及其影響程度。其在進行變量分析時，允許變量之間測量誤差的存在，同時能測算不同樣本模型的擬合程度，以便更好判斷模型所呈現的因果關系。通過對顯變量與隱變量之間關系以及對隱變量之間的關系分析，進而揭示研究問題的因果聯系。2、

6、 結果與分析2 1 樣本基本特征西安秦嶺自駕游樣本結構中，男性游客所占比例為 65 7%，女性游客所占比例為 34 3%，男性游客所占比例明顯高于女性。年齡指標中，主要以 26 45 歲的游客為主，二者所占比例達 61 4%，主要原因是此年齡階段的人士事業有成，多為成功人士，具備金錢、時間和出游欲望; 其次 19 25 歲的游客所占比例為 24 3%，主要以家庭殷實的富裕家庭為主; 18 歲以下與 60 歲以上的所占比例最低，主要原因是自駕車旅游對駕駛技術與身體素質有特殊要求，此類游客人數較少。職業方面，企業管理人員與專業技術人員所占比例較高，二者比例為 38 6%，其次為政府職員、工人、個體

7、工作者、學生、公司職員、和其他人員，所占比例為 35%; 商貿人員、農林牧漁人員等所占比例為 26 4%，其中家庭婦女所占比例最低，僅占 0 4%。受教育程度方面，大專及本科所占比例最高，為 70 4%; 其次為高中及以下，為 16 4%; 碩士與博士所占比例最低，為13 2%。月收入方面，3 千元以上所占比例為57 7%，3 千元以下所占比例為42 3%，說明自駕游游客以經濟實力雄厚的游客為主，同時在調查的過程中發現租車進行旅游也是一種經濟實惠的游樂方式。自駕游次數方面，2 次以上所占比例最高，為 86%，1 次所占比例最低為 14%，說明游客自駕車旅游重游率比較高。2 2 旅游服務質量主成

8、份獲取通過分析可知，調查數據總體的 Cronbachs Alpha 系數為 0 877，說明量表各指標內部一致性較好，可信度較高。為深入分析自駕車游客針對旅游服務質量的評價程度，采用探索性因子分析中的主成份分析，對問卷13 項指標變量進行分析。分析結果可知，旅游服務質量變量指標的 KOM 值為 0 860，巴特勒檢驗的 Sig為0000(拒絕巴特勒球度檢驗) ，具有較高效度，適合做因子分析。根據特征值大于1 的標準，采取 Kaiser 標準化的四分旋轉法，旋轉在5 次迭代后收斂，共提取出 4 大主成份(表 1) ，主成份之間正交且不相關，4 個主成份的方差貢獻率達60331%，高于60%標準;

9、 同時，各指標均值與標準差變化幅度均較小。為滿足結構方程每個隱變量所對應顯變量指標的最低要求，僅保留各主成份中因子載荷高于 04 的測量指標，提取出自駕游服務質量相關的4 大主成份，分別命名為標識系統、維修保障、基礎條件、服務環境。2 3 模型假設及驗證性分析2 3 1 模型假設基于探索性因子分析所得結果，參考已有學者研究成果，構建本研究假設模型(圖 1) ，將西安秦嶺自駕游服務質量分為四個維度: 即標識系統維度、維修保障維度、基礎條件維度、服務環境維度。以13項顯變量及 4 大維度為基礎，構建西安秦嶺自駕游游客服務質量評價模型，共包含5 大假設。假設 1: 公路標識 (A1) 、旅游過程信息

10、咨詢(A2) 、線路指引(A3) 與標識系統維度(F1) 呈正相關關系。假設 2:途中汽車修理(A4) 、加油站(A5) 、救援設施(A6) 與維修保障維度(F2) 呈正相關關系。假設 3: 道路狀況(A7) 、停車場規模(A8) 、公路收費 (A9) 、住宿條件(A10) 與基礎條件維度(F3) 呈正相關關系。假設 4: 就餐環境(A11) 、娛樂設施配套(A12) 、網絡餐飲預訂(A13) 與服務環境維度(F4) 呈正相關關系。假設 5: 標識系統(F1) 、維修保障(F2) 、基礎條件(F3) 、服務環境(F4) 與自駕游服務質量(F5) 呈正相關關系。2 3 2 模型正態性檢驗與適用性

11、評估根據假設模型，使用結構方程模型進行數據分析時，須對模型進行驗證性評估。文中基于已有學者研究成果，從偏度、峰度、潛在變量組合信度(C) 、潛在變量平均方差抽取量(AVE) 等方面來對研究數據進行驗證性分析(表 2) 。在顯著性水平 001 水平下，臨界值為( 2 58，2 58) ，偏度值大于這一臨界值的視為非常態問題的出現; 峰度絕對值大于10 的表示峰度出現問題。分析可知，各顯變量的偏度值均在 0 5 至 0 1 之間，在顯著性水平為 0 01 時呈現正態分布; 峰度值均在 0 6 至 1 5 之間。指標偏度與峰度系數等均滿足結構方程的最低要求。潛在變量組合信度(C) 均高于 0 6 的

12、最低要求，潛在變量平均方差抽取量(AVE) 均高于 0 5 的最低要求;同時各潛變量 Cronbachs A 系數也均高于 0 6 的水平，數據整體 Cronbachs A 系數達 0 877，信度較高?？芍瑪祿m合做結構方程分析。2 3 3 模型擬合效果分析運用 AMOS16 0 軟件對旅游服務質量指標進行分析，采用極大似然估計法(Maximum likelihood esti-mation) 進行求解，并對顯變量殘差 e2、e4、e3、e6、e10、e13 的關系進行修正，最終得到圖 2、表 3 所示的變量間的定量路徑系數及旅游服務質量擬合指數。由擬合結果可知，絕對擬合指數、相對擬合指數

13、、簡約指數均達到了參考標準27，模型 Chi square 為 89 135，自由度 df 為 50，相伴概率水平為 0 001。綜合擬合指數的各項指標，認為自駕車游客旅游服務質量結構方程模型總體上具有較好的擬合效果，同時也說明對自駕車游客所設計的旅游服務質量 13 項顯變量指標與 4 大隱變量指標的結構方程模型的設定是合理的。2 3 4 模型驗證及差異性分析通過對假設模型的驗證性評估及分析，假設 H1 至假設 H5 均得到證明，各顯變量與 4 大隱變量均存在正相關關系，假設均成立，并得到西安秦嶺自駕游旅游服務質量結構方程標準化路徑圖(圖 2) 。由圖 2 可知，對標識系統隱變量(F1) 構成

14、影響的指標(A1 A3) 中，旅游過程中路邊線路指引(A3) 對標識系統的路徑系數為 0 88; 其次為旅游信息咨詢(A2) ，其路徑系數為 0 86; 最后為公路指示(A1) ，路徑系數為 0 74?？梢?，旅游過程中路邊線路指引與標識系統關系最為密切，其對標識系統的影響最大; 其次為旅游信息咨詢; 公路指示對標識系統的影響最弱。對維修保障隱變量(F2) 構成影響的指標(A4 A6) 中，救援設施(A6) 對維修保障的路徑系數為 0 74; 其次，途中汽車修理(A4) 對維修保障的路徑系數為 0 72; 最后為加油站(A5) ，路徑系數為 0 71。可知，救援設施與維修保障關系最為密切，其對維

15、修保障的影響最大; 其次為途中汽車修理; 加油站對維修保障的影響最弱。對基礎條件隱變量(F3) 構成影響的指標(A7 A10) 中，住宿條件(A10) 對基礎設施的路徑系數為 070; 其次為道路狀況(A7) ，路徑系數為 0 66; 第三為停車場規模(A8) ，其路徑系數為 0 63; 最后為公路收費(A9) ，其路徑系數為 0 57?？芍?，住宿條件與基礎條件的關系最為密切，對基礎條件的影響最大; 其次為道路狀況; 再次為停車場規模; 公路收費對基礎條件的影響最小。對服務環境隱變量(F4) 構成影響的顯變量(A11 A13) 中，娛樂設施配套(A12) 對服務環境條件的路徑系數為 0 83;

16、 其次為就餐環境(A11) ，路徑系數為 0 74; 最后為網絡餐飲預訂(A13) ，路徑系數為 064。可知，娛樂設施對服務環境的影響最大，與其關系最為密切; 其次為就餐環境; 網路餐飲預訂對服務環境的影響最小。對西安秦嶺自駕游服務質量(F5) 構成的隱變量指標(F1 F4) 中，維修保障(F2) 對自駕游服務質量(F5) 的路徑系數為 0 91; 其次為標識系統(F1) ，路徑系數為 0 83; 第三為基礎條件(F3) ，其路徑系數為0 79; 最后為服務環境(F4) ，其路徑系數為 0 67?？芍?，維修保障與自駕游服務質量關系最為密切，對游客影響程度最大; 其次為標識系統; 再次為基礎條

17、件; 服務環境對自駕游服務質量影響最小。3、 討論文中基于自駕車游客對旅游服務質量評價角度，通過實地抽樣調查獲得西安秦嶺自駕車游客一手數據，采用結構方程模型對自駕游服務質量進行研究。研究認為:(1) 文中結論與國內學者汪德根、苗雪玲等人研究結論存在共性與差異性，二者分別從定量與定性兩方面對自駕游開展演繹與歸納研究。共性表現自駕車游客對在旅游過程中維修保障設施、標識系統的完善設置重視程度比較高，主要條款包括道路標識、線路指引、道路狀況等，文中研究結論與此基本一致。差異性表現在二者從定量與定性角度分析自駕車游客旅游過程中關注的條款，但尚未測定游客對各條款所評價的路徑系數，無法從細處具體解釋條款與游

18、客的聯系程度，但本研究對設計的各條款路徑系數進行了分析，明確了各條款對自駕車游客影響程度，一定程度上深化了已有研究。(2) 隨著我國經濟持續發展、國家旅游政策陸續出臺、帶薪時間增加、基礎設施完善等宏觀因素及居民汽車保有量增加、消費水平提升、居民旅游消費趨勢轉變等微觀因素影響，自駕游作為一種新的出游方式逐漸蓬勃發展起來，已成為重要出游市場之一，發展潛力巨大，并得到學界與業界持續重視。同時已有文獻從定性角度研究較多，定量角度研究尚待深入; 基于自駕游要求的體驗性與特殊性，需加大對不同自駕游目的地軟件服務、硬件設施等方面的研究以更好滿足游客需求，以便促進自駕游持續發展與市場開拓。文中通過秦嶺自駕游案

19、例研究，希望對促進秦嶺自駕游發展起參考作用，并為其他自駕游目的地發展提供參考。(3) 基于研究結論，可從以下幾個方面提高西安秦嶺自駕游旅游服務質量: 首先，應繼續鞏固完善旅游信息咨詢系統、汽車修理維護、公路指示及線路指引、救援設施完善等評價較高的指標，為游客旅途提供更為貼心安全的旅行保障; 其次，針對公路收費、就餐環境、停車場建設以及網絡餐飲預訂等評價較低的指標，應加強與改善這幾方面的建設; 增設旅途娛樂設施，降低道路費用或撤銷收費條款，進一步改善就餐環境并擴充停車場規模與數量，為游客更好游覽提供方便。4、 結論及不足(1) 通過主成份分析，提取出自駕游旅游服務質量 4 大主成份，分別記為標識系統、維修保障、基礎條件、服務環境。通過結構方程模型構建及驗證性分析，4 大隱變量對游客影響程度依次為: 維修保障、標識系統、基礎條件、服務環境。在所設計的 13 項旅游服務質量相關的顯變量指標中，與自駕車游客聯系程度較密切的指標有: 信息咨詢、汽車修理、救援設施、路邊服務、加油站等。(2) 文中基于一手調查資料，通過對西安秦嶺自駕游旅游服務質量進行分析，一定程度上對提高西安秦嶺自駕游旅游服務質量有一定理論參考價值。當然，