摘要：借助国际上品牌个性特征测度的经典量表，并结合国内相关学者的已有研究成果，选取“农家乐”这一旅游休闲活动为研究对象进行实证研究，研究结果显示：“农家乐”旅游休闲品牌的个性维度和以往研究的“大五”维度有所不同，其品牌个性特征表现为实惠、喜悦、闲适、交互、健康和逃逸6大特征；该6项测度结果较好地解释了“农家乐”旅游休闲活动产品的品牌特性和“农家乐”旅游休闲活动的参与特点和呈现方式。
关键词：农家乐；品牌个性；维度
农家乐旅游休闲活动在我国兴起于20世纪80年代(刘盛和 等，2004)，它是以乡村旅游空间环境和农业资源为依托，以三农(农村、农民和农业)独特的生产形态、民俗风情、生活形式、乡村风光、乡村居所和乡村文化为对象，利用城乡差异来规划设计和组合产品，集观光、游览、娱乐和休闲等为一体的一种旅游形式(吴章文 等，2004)。经过20多年的发展，“农家乐”旅游休闲活动已经成为我国城市居民选择短途出游的主要休闲娱乐方式之一，其大众化消费的市场品牌形象已基本得到消费者的认可和接受。
据统计，2003年我国“农家乐”旅游休闲产业发展较为成熟的地区——成都，其辖区内“农家乐”旅游休闲点已达5000家以上，年接待游客1500万人次，年创收入10亿元左右(刘盛和 等，2004)。2006年国家旅游局将中国旅游主题定为“2006中国乡村游”，并提出了“新农村、新旅游、新体验、新风尚”的旅游口号。“农家乐”作为乡村旅游产业发展重点鼓励和扶持的形式，从行业规范化发展角度，各地旅游管理机构也将其纳入行业管理的范畴，并对辖区内“农家乐”进行授牌和等级评定。WWW.lw881.com
“农家乐”旅游休闲活动之所以在我国短时间内达到如此的发展规模，是因为其产品特性和形式能够迎合城市居民高工作和生活压力情况下需求短时间逃逸放松的心理。面对庞大的市场需求和产业发展潜力，其初始化品牌特征研究应给予足够的重视，以期保证该产业的规范和科学化发展。
一、 理论基础：品牌个性理论
品牌是一个名称、标记、符号或是这些因素的组合，它可以使消费者辨识某一特定产品和服务的特色，以便与竞争者有所区别(aaker，1991)。品牌研究开始于20世纪60年代(转引自sameer 等，2006)，其最早的研究范式可以划分为两个：个案研究范式(idiographic approach)和共通研究范式(nomothetic approach)。个案研究范式主要关注消费者个体对已经接受的单一品牌的态度和信念；共通研究范式则将某一产品个性看作是其吸引或产品区分度的汇集，也就是消费者对某一产品个性特征直接或间接的符号能量使用。
品牌就像一个人一样，每个人拥有不同的个性，品牌也拥有不同的个性，人的个性可以通过后天环境进行塑造，品牌个性也可以通过营销的力量和消费者的体验去改变。品牌个性研究的开创者aaker认为品牌个性是指当我们回想某个品牌时，一系列连接与此品牌有关的人格特征(aaker，1997)。keller(1993)则认为，品牌个性是将品牌与人类特质联想在一起的组合，相对于产品给人的属性，即产品希望传达实用的功能给消费者，品牌个性更应传达符号上或表达自我的功能。plummer(1985)提出品牌个性由两方面构成：一方面是我们要使消费者怎样想和感觉；另一方面是消费者实际的感觉和想法，并由产品提供者提供差异化产品，创造更多附加情感的价值。
关于品牌个性维度的测量，aaker(1997)借用人格心理学量表针对美国受访者，找出114项个性特征，通过主成分分析法定义了品牌个性的五个构成维度(the big five，大五)：真诚(sincerity)、刺激(excitement)、才能(competence)、高级(sophistication)和粗犷(ruggedness)。鉴于不同文化背景下消费者不同的消费特征，aaker在2001年使用前期开发的品牌个性测量量表对日本品牌个性和西班牙品牌个性进行了研究，研究显示：日本品牌与西班牙品牌也有“大五”维度，和美国品牌个性构成有所不同，但也有重叠的地方。日本品牌个性具有刺激(excitement)、才能(competence)、和平(peacefulness)、高级(sophistication)和真诚(sincerity)五个维度；西班牙品牌个性具有刺激(excitement)、热情(passion)、和平(peacefulness)、高级(sophistication)和真诚(sincerity)五个维度。在品牌个性本土化研究上，我国学者黄胜兵等(2003)以中国品牌为内容，从中国传统文化角度阐释了中国的品牌个性维度：仁(sincerity)、智(competence)、雅(sophistication)、勇(competence)和乐(exciting)。
由上可知，不同文化背景会影响品牌的不同个性维度构成，不同文化背景会使品牌更具深层和抽象意义，这也是品牌个性给人不同感觉的原因之一。作者认为，产品特征差异越大，其品牌个性维度构成差异就越大。因此，虽然使用同样的量表去考察不同的产品类别，其品牌个性维度所呈现的结果也会存在一定的差异。鉴于上述的原因，本研究在测度量表使用上混合中国和美国品牌个性测试量表的内容，以期在继承上述研究成果上有所突破。
二、实证研究
1．研究区域概况
西安市长安区地处关中平原中部，东临蓝田县，南接宁陕、柞水县，西与户县接壤，北和雁塔、灞桥区为邻，从东、南、西三面拱围西安。区内地势东南高西北低，南北跨度55公里，东西跨度52公里，总面积1583平方公里，城区距西安市中心8.7公里。
长安区南依秦岭，是西安的水源涵养地和生态屏障，有西安的“后花园”之称。该区历史悠久，自西汉高祖五年置县以来已2200多年，曾为周、秦、汉、唐等十三朝京畿之地。2002年9月撤县设区，成为西安城市新区，现辖10个乡镇。辖区内有全国重点文物保护单位6处、省级重点文物保护单位7处、区(县)级重点文物保护单位20处。
近年来，长安区将旅游业发展作为促进区域经济发展的支柱产业之一，充分发挥名山、名峪、名水等秦岭北麓生态资源及历史遗迹、佛教四大祖庭等资源优势，旅游业发展已初见成效。2005年，旅游业共接待中外游客190万人/次，实现旅游收入9600万元(长安区人民政府， 2006)。辖区内农家乐项目规模化发展，其中上王村、祥峪沟村和黄峪寺村最为突出。
2．调查量表
本研究所使用的量表参照了aaker(1997)的品牌个性“大五”模型量表原文及张俊妮等(2005)对其的修正翻译，根据研究的需要，对测量基本条目进行了删减和增补，最终保留测量条目28个。为了保证研究不受aaker(1997)的品牌个性“大五”模型维度的影响，在实证调查时，将所有的测量条目顺序随机打乱，以保证调查数据的可靠和稳定(具体内容见表2)。问题回答以李克特量表5点式为主，回答选项分别是“非常认同、认同、没意见、不认同和非常不认同”，依次序分别给予5、4、3、2、1分值。
3.数据说明及研究方法
本研究设计问卷的调查点以西安市长安区农家乐为主，问卷抽样调查实施于2008年6—7月，大部分问卷为周末调查所得，主要时间点集中在午饭前和晚饭前。为了保证本研究抽样的信度与效度达到预期的效果，故参考王伯文(2005)提出的问卷调查数确定方法，见式(1)： n=p(1-p)(z/e)2(1)
其中：n为样本量大小；e为容许估计误差；z为在信赖度为α下标准常态值；p为母体比率。由于母体比率无法得知，采用较为保守的做法，将估计值设为0.5，要求信度为90％，可容忍误差值为0.05，设定标准常态值z中的α为0.1，带入公式(1)，得出有效样本为385个。为了避免某些无效问卷，将预计发放问卷设定为500份。
按照预先设定的分发数量，发放500份问卷，共回收453份，有效率达90.6％，达到项目预先设计的问卷回收指标。研究数据先使用excel录入，后利用数据分析软件spss14.0进行因子分析。表1为受调查者的社会人口结构特征。
岁13730.236-45岁10623.546岁及其以上7817.2[bhdwg*2]单身5211.5夫妻二人6714.8有小孩17037.5与父母同住11024.3与同伴同住5411.9[zb)w]
数据来源：根据本调查资料
调查回收样本中，男女比例基本持平(男性53％，女性47％)；民族中汉族占到98％；受教育程度以大专以上为主，占到总样本量的73.1％；长安区农家乐客源主要来自西安及周边县市地区，占总样本量的93.6％；年龄结构中以26岁以上已经工作且有固定收入群体为主，占总样本量的70.9％；家庭结构中夫妻二人或有小孩的家庭为主，占到了总量的52.3％。
4．结果及分析
鉴于本研究的前期设计，数据主要使用因子分析进行，以因子载荷0.5以上为新因子选取标准，结果如表2所示。新提取因子旋转后处理结果将“农家乐”品牌个性维度归并为6大类。
信度分析是一种测度综合评价体系是否具有一定的稳定性和可靠性的有效分析方法，通常使用cronbach's α系数来表示。cronbach's α系数在0～1之间，该系数越逼近于1，表明数据内部和外部的信度越高。根据不同专家的观点，量表的信度系数如果在0.9以上，表示量表的信度甚佳。但是对于可接受的最小信度系数值是多少，许多专家的看法并不一致，有的专家认为0.8以上，也有的专家定位在0.7以上。通常认为，如果研究者编制的量表的信度过低，如在0.6以下，重新编制较为适宜(白凯，2007)。根据上述的标准，本研究所分析的数据信度(0.864)总体处于一个较好的观测水平。
kmo值检验是用于比较观测相关系数值与偏相关系数值的一个指标(汪涛 等，2006)，其值的变化在0～1之间，其数值意义为0.90(极好)、0.80(可奖励的)、0.70(还好)、0.60(中等)、0.50(糟糕)、<0.50(不可接受)。从本文分析数据可以看出，此处的数据处于良好的观测水平(0.871)，这不仅表明了本文所使用研究数据适用于因子分析的方法，同样也表现出整体问卷具有良好的效度。另外，巴特勒球体检验值(bartlett's test of sphericity)的方差近似值(approx. chisquare)为3334.930，自由度df值为231，sig.值达0.000，表明分析数据总体呈正态分布，适合进行因子分析。
从累计解释方差可以看出，前6个因子对总体方差边际贡献率最大，总体达到57.310％。虽然该贡献率没有达到65％以上，但按照国际上通常累计方差解释率达到45％以上就可以接受的标准(黄胜兵 等，2003)，该指标也基本符合要求。另外，从数据分析的碎石阵也可以看出，新因子从第6个开始是明显的拐点，因此，选取前6项新提取因子为“农家乐”品牌个性特征的6大维度。[+2]
新提取因子1中包含了卫生的(0.749)、好客的(0.738)、绿色健康的(0.681)、值得信赖的(0.680)及经济实惠的(0.514)共5项。该项目维度总体显示了“农家乐”大众化消费水平和经济实惠的特点，因此将此类“农家乐”品牌个性特征命名为“实惠”。
新提取因子2中包含了时尚的(0.718)、迷人的(0.714)、学习的(0.713)、炫耀的(0.705)和有吸引力的(0.526)共5项。该项目维度表现出“农家乐”旅游休闲体验活动的精神愉悦特征，因此，将此类“农家乐”品牌个性特点命名为“喜悦”。
随着我国经济的持续增长，城市人群的工作和生活压力日益增加。在喧嚣的都市，环境嘈杂，人们渴望回归自然、走进农村，享受一份短暂的“放松和闲散”。“农家乐”休闲旅游活动的内容和形式正好迎合了该细分市场的需求，抓住了部分城市人群的心态。从新提取因子3中看，其中包含了休闲的(0.741)、放松的(0.706)、生态的(0.700)及乡村气息的(0.635)4项，该内容所展现的正是上述“农家乐”休闲旅游活动的形式特征，因此将此类“农家乐”品牌个性特点命名为“闲适”。
新提取因子4中仅包含了联络感情的(0.734)和大众消费的(0.571)两项。一般的“农家乐”所呈现的农家小院，环境舒适、家庭气氛浓郁，该环境氛围可以使到访者情绪舒缓，家人、亲朋身处其中可以进行很好的交流和沟通。鉴于此，将该新提取“农家乐”品牌个性特征命名为“交互”(交流沟通)。
新提取因子5中包含了健康活力的(0.781)、快乐高兴的(0.756)和浪漫的(0.502)。该新提取因子表现出“亲近自然和快乐健康”的活动形式特征；另外，“健康活力的”和“快乐高兴的”在因子载荷上都居于高位。因此，将该新提取的“农家乐”品牌个性特征命名为“健康”。
第6个新提取因子在短暂的(0.724)、不成规模的(0.589)和逃逸现实的(0.510)上载荷较高。该维度特征更多表现出“农家乐”旅游休闲活动的时空存在特征。因为“农家乐”到访者一般是短距离出游，在短时间内寻求放松和脱离生活工作压力，在品牌吸引动机上表现追求短暂“逃逸”，求得片刻安愉的属性特点。因此，将该维度的“农家乐”品牌个性特征命名为“逃逸”。
尽管“农家乐”在国内发展趋势强劲，但其中也存在一定的问题。部分学者提出，“农家乐”的“农”味不够，城市化倾向性太强(吴章文 等，2004)。目前国内“农家乐”普遍存在产品单一和雷同、人为修饰特征明显等问题。本研究结果也说明了上述的缺陷，表2中显示“淳朴的”、“丰富的”、“粗犷的”、“幻想的”、“野趣的”和“参与的”6项并没有合并到新提取因子中，其均值相对较低。该结果有力说明了“农家乐”旅游休闲地发展中“元真性”流逝、内容和形式雷同的缺陷。
为了进一步说明本研究数据结果的科学性，删除了上述载荷率低于0.5，并被排除在6大品牌特征之外的因素，对剩余22个测量条目进行二次因子分析。结果显示原有测量条目在新提取因子项上载荷率有明显提高；相应的其他观测变量值，如项目信度值、kmo值、累计方差解释率、巴特勒球体检验值都有明显增加(见表3)。这说明删减后的项目因子对新提取因子具有更多的说明和解释功能。
各分项测量维度信度除了“交互”、“健康”和“逃逸”信度指标相对较低外，其它三个均处在较好的置信水平。但总体上看，各分项测试信度均达到要求。
从“农家乐”新提取因子均值排序可以看出，处于第1位的“农家乐”品牌个性是“闲适”，其评价均值为4.127；处于第2位的是“交互”，均值为“4.016”；第3位的是“实惠”，均值为“3.695”；第4位是“健康”，均值为“3.695”；第5位是“喜悦”，均值为“2.951”；最后的第6位是“逃逸”，均值为“2.843”。新提取的“农家乐”品牌个性特征评价均在2.5以上，这也反映出从游客角度对这6种品牌个性特征的认可。
三、结论和讨论
