随着我国旅游业的快速发展，国民休闲度假需求的满足受到了政府和企业的高度关注，休闲度假旅游和乡村旅游成为未来旅游发展战略的重要组成部分^[1].兼具乡村旅游特征和休闲度假功能的“洋家乐”，在短时间内迅速发展并接待大量游客的同时，吸引了旅游界和研究人员的广泛关注.近百年来外国人对莫干山的喜爱，以及低碳环保的设计理念是“洋家乐”成功的基础和独特魅力所在^[2].此外，区位、自然和人文环境优势，以及精确的客源市场定位，也是“洋家乐”成功的重要因素^[3].从最早于2007年开业的三九坞国际乡村会所，到随后出现的裸心谷、法国山居、西坡29、陌野等知名“洋家乐”基本都符合上述特征.经过近10 a的发展，“洋家乐”已经成为地方旅游发展的重要组成部分，为当地社区居民创造了新的收入来源和工作机会.根据德清县乡村旅游工作总结及2017年工作计划，截至2016年底，浙江省德清县以“洋家乐”为代表的精品民宿已经超过100家，2016年共接待游客34.8万人次，同比增长20.8%，其中境外10.8万人次，实现直接营业收入4.5亿元，同比增长28.6%.

对繁荣之后走向衰落的担心，目标游客范围的局限和营销工作对重游率的要求，以及早前学者提出的游客新奇动机影响重游意愿的观点，使得“洋家乐”作为未来乡村旅游和休闲度假的发展典型，迫切需要更加深入地了解其成功的关键因素和未来的发展方向. “洋家乐”主要依托莫干山优越的竹林山溪环境、较少的居住人口和保存相对完整的旧房建筑，令其独特性更为突出.在此基础上对环境和旧房进行重新设计改造，营造成清雅私密的空间体验.游客在此享受到的不仅是一般乡村旅游和休闲度假产品所能提供的常规旅游体验，而且是中西结合的建筑外观、质朴实用的室内装修和浓厚的当地文化氛围带来的震撼感觉.

本研究认为，从游客的角度能够更加有针对性地揭示“洋家乐”的成功因素和可持续发展方向. “洋家乐”的发展动力来源于游客的旅游消费行为，而行为意愿是预测游客行为的直接有效因素^[4]，主要受旅游动机、感知价值和满意度的影响^[5-6].因此本研究的主要目的在于：(1) 构建游客动机、感知价值、满意度和行为意愿模型，用“洋家乐”对模型进行实证检验；(2) 从游客动机、感知价值和满意度对其行为意愿影响的角度，探索“洋家乐”的成功因素；(3) 提出“洋家乐”未来发展的规划和管理建议.

游客行为的相关研究已经成为旅游研究的重要组成部分^[7]，尤其是针对游客重游或重复购买行为的研究^[8-10].行为意愿是游客行为众多影响因素中最直接的预测变量^[4]，反映了游客对未来旅游行为的预期和计划^[11]，可以被操作化定义为行动的可能性^[4].在旅游研究中，通常用重游意愿和推荐意愿来测量游客的行为意愿^{[6, 12]}.

大量跟游客行为有关的研究均基于计划行为理论(TPB)，认为行为意愿受态度、主观意愿和感知行为控制的影响^[13].有学者认为，TPB理论能够有效预测不同的社会行为，尤其是完全受个人控制的行为^[14].也有学者提出在态度、主观意愿和感知行为控制之外，还有其他变量也会影响行为意愿，如先前经历^[15]、满意度^[12]、感知价值^{[6, 16]}、形象^{[7, 9]}和动机^{[8, 17]}等.

动机是理解游客行为最关键的因素，被广泛运用在休闲度假^[18-19]、决策制定^[20-21]、市场细分^[22-23]、目的地发展^[24-25]和灾后重建^[26]相关研究中.许多学者在研究中重点关注了动机和行为意愿的关系^{[7, 27-28]}. BALOGLU^[27]在研究4个地中海国家的潜在游客市场时指出，动机可以有效预测游客的行为意愿. LI等^[7]认为动机的逃离维度通过情感形象对行为意愿产生间接影响.在针对老年游客动机和行为意愿的研究中，PRAYAG^[28]发现推动因素中的逃离和放松维度对重游意愿有显著影响，拉动因素中的文化景点和接待设施维度对推荐意愿有显著影响.另外，其他类似研究也都支持了动机对行为意愿的显著影响^{[5, 17, 29-30]}.由此提出本研究的第1个假设：

假设1  游客动机对行为意愿有显著的正面影响.

感知价值通常被定义为“顾客在付出和回报的基础上，对产品(或服务)的总体感受”^[31].在市场营销工作者和研究人员看来，感知价值是提升顾客满意度和忠诚度最有效的方式^[32-34]. 2000年以后，越来越多的旅游研究者开始关注游客的感知价值^[35].从旅游角度看，感知价值是游客付出一定的代价后从旅游产品和服务中获得的体验^[36-37]，这类体验来源于游客对目的地感知的选择、组织和理解，并通过这一过程给体验赋予一定的价值^[38].

有不少研究检验了感知价值与行为意愿之间的关系^{[6, 36, 39]}. PETRICK^[36]在针对邮轮旅游者的研究中发现，感知价值对未来行为意愿有显著的影响. LEE等^[40]在研究中将感知价值细分为功能价值、总体价值和情感价值，结果显示总体价值对行为意愿有显著的影响. HA等^[41]在研究韩国餐厅的游客行为时，将感知价值分为享乐价值和实用价值2个维度，结果显示2个维度都对行为意愿有显著的影响.与这些研究结论不同的是，PHILLIPS等^[39]和CHEN等^[42]提出感知价值对行为意愿无直接影响，并指出感知价值影响满意度，满意度则进一步影响行为意愿.由此可见，感知价值和行为意愿之间的关系还需要更多研究支持，而且满意度在其中的重要作用需要引起足够的重视^[36].由此提出本研究的第2个假设：

假设2  感知价值对行为意愿有显著的正面影响.

旅游研究领域对满意度这个心理学概念的关注最早出现在游客消费行为相关的研究中^[43].满意度被定义为游客对旅游产品和服务的评价^[44-45].为了更好地了解游客的消费需求，有学者提出需要一个更加全面的概念来拓展满意度所包含的意义^[46]，或者通过整体论的方法在研究中结合其他概念一起研究满意度^[43].

现有文献通常都是结合行为意愿^[47]、动机^[48]、感知价值^[49]、动机和行为意愿^{[21, 30, 50-51]}以及感知价值和行为意愿^{[6, 39-41]}对满意度进行研究. HUI等^[47]在提出并实证检验满意度对推荐和重游意愿的显著影响后，指出满意度依赖于游客对期望与实际感受的比较.之后KAO等^[48]研究了“台湾”游客到访澳大利亚的推拉动机和满意度，试图回答为什么在台湾出境游客量增长的情况下，到访澳大利亚的游客数量反而下降了.结果显示游客的大部分推动动机得到了满足，但是对价格高度敏感的台湾游客表现出了较大的不满，认为到访澳大利亚低于他们的期望，不是一个“值得去的地方”. BONNEFOY-CLAUDET等^[49]在研究中重点关注了滑雪游客的感知价值和满意度，结果发现尽管情绪在一定程度上影响了感知价值和满意度，但感知价值对满意度的正面影响是最显著的.

更多学者在研究中同时关注了满意度的前因和结果变量，认为结合动机和感知价值研究满意度，能够更好地预测游客的未来行为意愿^[38]. PREBENSEN等^[21]运用结构方程模型(SEM)检验了阳光沙滩型游客的动机、满意度和行为意愿.发现在身体因素(阳光和温暖、体质和健康)和心理因素(逃离、文化和自然)2个维度中，只有心理因素对满意度和行为意愿有显著影响. SAVINOVIC等^[51]对参与少数民族文化节庆活动游客的动机、满意度和重游意愿的研究，支持了动机、满意度和行为意愿之间的因果关系.但是在分析探索性因子得到的8个动机维度中，只有2个维度：“知识和教育”和“家庭团聚”对满意度有显著影响，只有1个维度：“社区支持”对未来行为意愿有显著影响.另外，BATTOUR等^[30]研究了穆斯林游客的动机、满意度和行为意愿，结果显示动机的推动和拉动2个维度都对满意度和行为意愿有显著影响，并进一步通过模型比较验证了满意度在动机和行为意愿之间的中介效应.此外，也有不少学者重点关注了感知价值、满意度和行为意愿之间的关系.如CRONIN等^[33]所说，游客的感知价值对满意度和行为意愿有显著的影响. LEE等^[40]研究了朝鲜非军事区(DMZ)游客的感知价值、满意度和行为意愿，结果证明游客感知价值的3个维度(功能价值、总体价值和情绪价值)都对满意度有显著影响，其中总体价值对行为意愿有显著影响.类似的因果关系在CHEN等^[6]对台湾游客的研究中得到了验证.

现有满意度概念非常重要，但并不是理解游客消费行为的唯一途径^[46].在以上文献回顾的基础上，笔者认为将满意度、动机、感知价值和行为意愿相结合，能够获得对游客行为更加深入的理解.由此提出以下假设：

假设3  游客动机对满意度有显著的正面影响.

假设4  感知价值对满意度有显著的正面影响.

假设5  满意度对行为意愿有显著的正面影响.

假设6  满意度是动机和行为意愿之间的中介变量.

假设7  满意度是感知价值和行为意愿之间的中介变量.

初始量表来源于SNEPENGER等^[52]、SHETH等^[53]、PETRICK等^[35]、VIGNERON等^[54]以及BAKER等^[12]的研究.为了提升量表的内容效度以适应“洋家乐”的研究背景，在初始量表的基础上对13位“洋家乐”业主进行了面对面深度访谈.以访谈内容为依据调整问卷语句和测量问项后，又对30位游客做了预调研.优化之后形成的最终量表包含5部分，分别为测量动机、感知价值、满意度、行为意愿和游客基本信息.除基本信息外，其余4部分都采用5点Likert量表，1表示非常不同意，5表示非常同意.由于“洋家乐”游客中有较大比例为非中国国籍游客，故将问卷分为中文和英语2个版本.问卷由研究者在现场亲自发放和收集，以便随时解答游客可能提出的各种问题.

本研究采用便利抽样的方法进行数据收集，最终问卷的发放和收集来源于10家位于浙江德清莫干山的“洋家乐”，从2013年9月到2014年4月，共发放问卷560份，回收有效问卷497份.其中一半(250份)用于探索性因子分析(EFA)，另一半(247份)用于验证性因子分析(CFA).此外本研究主要还运用了多元回归分析和结构方程模型(SEM)进行假设检验、路径分析和模型稳健性检验.数据分析主要采用SPSS 20和AMOS 20统计分析软件.根据CHAN等^[55]的建议，性别、年龄、教育程度和收入这些人口统计变量将在数据分析过程中作为控制变量，职业转化为虚拟变量后也作为控制变量.

“洋家乐”游客平时主要居住在上海和杭州，分别占66.4%和12.1%，居住在其他地区的国内游客和入境游客加在一起占21.5%.女性略微多于男性，年龄主要在18~45岁，占总数的90.3%，教育程度普遍较高，仅有9.7%是本科以下学历，收入水平较高，月收入15 000元以上的占37.2%，有超过一半的游客(管理人员16.6%，企业员工36%)来自于企事业单位(见表 1).

表 1

表 1 样本基本信息(N =497) Table 1 Demographics (N = 497) 控制变量 占比/% 地区 上海 66.4 杭州 12.1 其他地区 21.5 年龄 18岁以下 1.6 18~30岁 44.1 31~45岁 46.2 46~60岁 8.1 收入 3000元以下 7.7 3000~5999元 13 6000~8999元 19.8 9000~11999元 13.8 12000~14999元 8.5 15000元以上 37.2 性别 男 43.3 女 56.7 教育程度 高中及以下 9.7 本科 67.2 硕士 21.5 博士 1.6 职业 公务员 10.1 管理人员 16.6 企业员工 36 专业技术人员 8.1 私营业主 8.9 学生 4.9 其他职业 15.4

表 1 样本基本信息(N =497) Table 1 Demographics (N = 497)

为了获得概化效度良好的稳定因子结构，本研究分别对4个变量单独进行了探索性因子分析^{[52, 56]}.在特征值大于1.0，因子载荷大于0.5的条件下，去掉动机测量项“To overcome a bad mood”之后得到4个动机因子(见表 2)，分别是逃离人际束缚(EN)、逃离个人束缚(EP)、寻求个人回报(SP)、寻求人际回报(SN). 4个感知价值因子分别为功能价值(PF)、个人价值(PS)、炫耀价值(PC)、独特价值(PU)(见表 3).另外满意度(SAT)和行为意愿(BI)都是单一因子结构(见表 4).计算得到的10个因子得分被用在后续的假设检验中.每个因子的Alpha系数在0.602~0.872间.一般认为Alpha系数应该大于0.70^[57-58]，但考虑到问项数量较少，大于0.60也是可以接受的^[59-60].因而假设1~假设5可以被细分为17个假设(动机和感知价值→满意度行为意愿总共为(4+4) ×(1+1) ＝16个，满意度→行为意愿1个)，假设6和7可以被细分为8个假设.

表 2

表 2 动机的探索性因子分析结果 Table 2 EFA results of motivation 因子 问项 因子载荷 均值 方差解释量/% Alpha系数 EN 我希望远离自己不喜欢的人 0.773 3.20 17.042 0.643 我希望减少来自他人的干扰 0.755 3.82 我希望摆脱周围的社会压力 0.742 3.77 EP 我希望改变我的日常生活节奏 0.911 3.62 16.307 0.602 我希望离开我的常住环境 0.881 3.49 SP 我希望获得别人没有的特别经历 0.824 3.56 16.145 0.664 我希望自我感觉能够良好一些 0.796 3.53 我希望体验新鲜的事物 0.531 4.27 SN 我希望与兴趣相似的人相处 0.769 3.77 15.689 0.817 我希望拉近家人或者朋友之间的距离 0.766 4.16 我希望认识新的朋友 0.604 3.12   注  总体方差解释量为65.183%.

表 2 动机的探索性因子分析结果 Table 2 EFA results of motivation

表 3

表 3 感知价值的探索性因子分析结果 Table 3 EFA results of perceived value 因子 问项 因子载荷 均值 方差解释量/% Alpha系数 PF “洋家乐”各方面都十分精致 0.726 3.92 22.498 0.846 “洋家乐”的装修是经过精心设计的 0.716 4.13 “洋家乐”吸引力十足 0.702 4.05 “洋家乐”的硬件设施优良 0.655 3.55 “洋家乐”的服务质量出类拔萃 0.642 3.81 “洋家乐”让人惊喜不断 0.616 3.68 “洋家乐”的服务无微不至 0.599 3.96 “洋家乐”让人觉得很高档 0.566 3.75 PS “洋家乐”让我觉得人生是成功的 0.837 2.90 17.272 0.872 “洋家乐”让我觉得自己很有能力 0.818 2.91 “洋家乐”让我感到努力是有回报的 0.805 3.20 “洋家乐”让我觉得站在时尚前端 0.653 3.32 PC “洋家乐”在我的朋友圈中很受欢迎 0.718 3.66 11.617 0.691 我支付得起“洋家乐”的高昂价格 0.681 3.17 来“洋家乐”让人感到光荣 0.593 2.96 PU “洋家乐”提供的体验是独一无二的 0.718 3.64 10.327 0.736 “洋家乐”所处的环境是不多见的 0.711 3.79 “洋家乐”的建筑具有乡土特色 0.664 3.60   注  总体方差解释量为61.714%.

表 3 感知价值的探索性因子分析结果 Table 3 EFA results of perceived value

表 4

表 4 满意度和行为意愿的探索性因子分析结果 Table 4 EFA results of satisfaction and behavior intention 因子 问项 因子载荷 均值 方差解释量/% Alpha系数 SAT 非常喜欢“洋家乐”体验 0.901 3.96 71.192 0.848 “洋家乐”让我感到愉悦 0.883 4.14 “洋家乐”让我感到满意 0.869 4.09 “洋家乐”的体验很难忘 0.709 3.45 BI 我还会再来的 0.838 3.85 59.106 0.856 我会鼓励亲戚朋友来这里 0.814 3.79 我会向别人宣传“洋家乐” 0.767 4.02 我愿意付更多的钱来这里 0.751 2.76 就算日后涨价，我仍愿意再来 0.738 3.02 不会来得太频繁 0.695 3.31

表 4 满意度和行为意愿的探索性因子分析结果 Table 4 EFA results of satisfaction and behavior intention

本研究用验证性因子分析来检验量表的聚合效度和区分效度^[61].在聚合效度检验中，每个问项对应于其测量的因子，因子间的协方差自由估计. 4次验证性因子分析分别针对4次探索性因子分析的结果.如表 5所示，拟合指数结果都比较理想，说明因子结构稳定.所有因子载荷都大于0.5，t值都大于2.0，说明量表具有较好的聚合效度^[62].接着在每两个因子之间分别建立限制模型以检验区分效度，将因子之间的相关系数固定为1.0 ^[61].若限制模型与原始自由估计模型存在显著的卡方值差异，则说明模型的判别效度良好^[63].本研究10个因子所有的45对卡方比较值差异都在0.001水平上显著，从而验证了模型的区分效度.

表 5

表 5 验证性因子分析的拟合指数 Table 5 Fit indices for the CFA models CMIN/DF p GFI AGFI RMR RMSEA NFI IFI TLI CFI PNFI MO 1.330(43.905/33) 0.053 0.966 0.933 0.044 0.041 0.922 0.976 0.959 0.975 0.570 PV 1.039(116.411/112) 0.059 0.943 0.914 0.046 0.030 0.935 0.988 0.983 0.987 0.690 SAT 1.445(1.445/1) 0.229 0.997 0.971 0.005 0.043 0.997 0.999 0.995 0.999 0.166 BI 2.428(14.568/6) 0.024 0.982 0.936 0.024 0.076 0.981 0.988 0.971 0.988 0.392 参考值 < 3.0 >0.05 >0.90 >0.90 < 0.05 < 0.05 >0.90 >0.90 >0.90 >0.90 >0.50   注   MO指动机；PV指感知价值.

表 5 验证性因子分析的拟合指数 Table 5 Fit indices for the CFA models

结构方程模型(SEM)被用来估计动机、感知价值、满意度和行为意愿之间的相互关系，采用AMOS 20软件中的最大似然法进行模型估计.拟合结果显示卡方自由度比为1.202，p=0.270，GFI =0.985, AGFI=0.958, NFI=0.962, IFI=0.993, CFI=0.993, RMSEA=0.029, RMR=0.034，说明模型拟合良好，适合进行下一步路径分析.假设检验结果显示, 假设1~假设5细分的17个假设中有9个得到了支持，具体如图 1和表 6所示.在此基础上又用多元回归分析进一步检验模型的稳定性和满意度在动机、感知价值和行为意愿之间的中介效应(见表 7)，结果与结构方程模型估计基本一致.模型5显示有2个动机因子和所有4个感知价值因子对满意度有显著影响.虽然模型6中有1个动机因子(逃离人际束缚)和4个感知价值因子对行为意愿有显著影响，但是模型7中将满意度作为中介变量加入时，这一动机因子和2个感知价值因子(功能价值和独特价值)对行为意愿的影响不再显著，另外2个感知价值因子(个人价值和炫耀价值)对行为意愿的影响显著性降低，说明满意度在逃离人际束缚、功能价值和独特价值与行为意愿之间起到了完全中介作用，在个人价值和炫耀价值与行为意愿之间起到部分中介作用.假设6和假设7细分的8个假设中有5个得到了支持，从而证明了满意度的中介效应.

图 1

图 1 模型检验结果 Fig. 1 The test results of the model *p < 0.05; **p < 0.01; ***p < 0.001.

表 6

表 6 数据支持的价值 Table 6 Supported hypotheses 因子关系 路径系数 t值 p 结构方程模型中的显著关系 逃离人际束缚→满意度 0.172 3.911 *** 寻求个人回报→满意度 0.090 2.097 0.036 功能价值→满意度 0.581 13.721 *** 个人价值→满意度 0.166 3.856 *** 个人价值→行为意愿 0.161 3.130 0.002 炫耀价值→满意度 0.086 2.070 0.038 炫耀价值→行为意愿 0.147 2.946 0.003 独特价值→满意度 0.279 6.663 *** 满意度→行为意愿 0.538 10.502 *** 被满意度完全中介的关系(回归模型6的结果) 逃离人际束缚→行为意愿 0.162 2.865 0.005 功能价值→行为意愿 0.357 6.665 *** 独特价值→行为意愿 0.166 3.154 0.002   *p < 0.05; **p < 0.01; ***p < 0.001.

表 6 数据支持的价值 Table 6 Supported hypotheses

表 7

表 7 多元回归分析结果 Table 7 Results of multiple linear regressions 因变量 自变量 PF PS PC PU SAT BI 模型1 模型2 模型3 模型4 模型5 模型6 模型7 性别 0.063 -0.112 -0.020 -0.084 0.055 0.027 0.005 年龄 -0.159 0.046 -0.047 -0.065 -0.026 -0.003 0.008 教育程度 0.079 0.046 -0.086 0.064 -0.051 -0.025 -0.004 收入 0.073 -0.034 0.023 -0.074 0.022 0.045 0.036 公务员 0.039 0.029 -0.004 -0.091 -0.014 -0.040 -0.035 管理人员 0.125 -0.067 0.131 -0.107 -0.117 0.056 0.104 企业员工 0.108 -0.132 0.045 -0.250 -0.155 -0.047 0.017 技术人员 0.077 -0.080 -0.053 -0.014 -0.044 0.010 0.028 私营业主 0.074 -0.007 -0.009 -0.063 -0.053 -0.003 0.018 学生 0.061 -0.075 -0.068 -0.130 -0.049 0.021 0.042 EN 0.298*** 0.171** 0.046 0.194** 0.166*** 0.162** 0.094 EP 0.036 -0.102 -0.041 -0.096 -0.076 -0.296 -0.265 SP 0.106 0.234*** 0.163* -0.033 0.096* -0.046 -0.085 SN 0.075 0.103 0.083 0.019 -0.064 -0.061 -0.035 PF 0.598*** 0.357*** 0.110 PS 0.158*** 0.239*** 0.174** PC 0.097* 0.195*** 0.155** PU 0.257*** 0.166** 0.060 SAT 0.412*** R2 0.127 0.147 0.067 0.097 0.618 0.435 0.499 △ R2 0.099 0.096 0.035 0.044 0.548 0.410 0.475   *p < 0.05; **p < 0.01; ***p < 0.001.

表 7 多元回归分析结果 Table 7 Results of multiple linear regressions

本研究深化和拓展了基于游客动机、感知价值、满意度和行为意愿的理论框架，在“洋家乐”背景下对模型的适用性进行了检验，进而从游客的角度揭示了“洋家乐”的成功因素.主要有以下三方面的发现：

揭示了“洋家乐”游客的基本特征.从游客样本可以看出，目前“洋家乐”接待的游客主要是平时在杭州和上海两地工作或生活的高收入高学历人群，年龄在18~45岁.这类游客处于职业生涯的起步或鼎盛时期，不仅对新事物充满好奇心，而且具有旺盛的精力和足够的消费能力.从行为意愿的探索性因子分析可以看出，这类游客愿意再次前来的同时，还会推荐和鼓励周围的亲友到“洋家乐”旅游.

游客感受到的功能价值和独特价值是“洋家乐”成功的关键因素.从感知价值的探索性因子分析可以看出，“洋家乐”非常好地让游客感受到旅游体验所承载的功能价值和独特价值.虽然在实际体验“洋家乐”的旅游产品和服务之前，游客获得的信息可能非常有限，但根据受访游客的反馈，“洋家乐”满足了他们的需求.稀缺的环境资源、精致的设计装修、丰富的旅游活动以及贴心细致的服务，令游客切实感受到“洋家乐”的价值和吸引力.此外，无论游客满意与否，“洋家乐”都能为其提供炫耀价值和个人价值，进一步增强了游客对“洋家乐”物有所值的感受.

游客的逃离人际束缚和寻求个人回报动机在“洋家乐”旅游体验中得到了较好满足.动机和满意度从游客感知价值角度进一步丰富了对“洋家乐”的解释力度.从动机的探索性因子分析结果可知，以逃离人际束缚为主的“洋家乐”游客动机，与ISO-AHOLA^[64]提出的逃离动机主导旅游动机的观点一致.满意度在动机、感知价值与行为意愿之间的中介作用，进一步说明游客逃离人际束缚的动机得到了满足，同时还能在感受功能价值和独特价值的情况下，愿意再次前来“洋家乐”旅游，“洋家乐”的功能价值和独特价值非常契合游客在逃离人际束缚方面的需求.此外，这类游客最重视体验新鲜事物和缩短亲友距离，对“洋家乐”旅游体验的满意度和行为意愿的影响均不显著，一方面说明学者担心的新奇动机削弱重游意愿^[18]对“洋家乐”游客的影响不大，另一方面说明“洋家乐”的产品和服务在满足游客逃离人际束缚动机的同时，其功能价值和独特价值主导了游客的现场旅游体验.

本研究对“洋家乐”业主的项目开发和运营管理、政府的规划引导和社区的和谐发展都有重要意义.从发展现状和当前游客特征可以看出，“洋家乐”仍处于发展的早期阶段^[65].虽然，表面的繁荣和游客追求新奇的潜在影响可能会引起人们对“洋家乐”可持续发展的担心，但是根据本研究的结论，“洋家乐”业主以及当地政府和社区，都可以采取有效的措施迎接“洋家乐”发展真正的高潮.

从“洋家乐”业主的角度看，首先需要保持并完善其在功能和独特性方面的特征.在新项目开发过程中，选址和设计是成功的前提.虽然老房子改造的特征在一定程度上限制了新项目开发选址的灵活性，但是游客对独特性的追求和对逃离人际束缚的需求令“洋家乐”在分布上要相对分散，由此拓展了遍布在山里的旧房的利用可能性.其次，要在未来发展中逐步提升和完善游客必需的旅游要素.确定合适的有潜力的选址之后，一方面需要在设计中尽可能保持周围环境特色和老房子原有的独特风味，另一方面需要站在游客的角度优化各类旅游要素(如当地的有机食品和独特的居住空间).现有的“洋家乐”大多在设计装修、活动策划和服务保障等方面得到游客的认可，部分还有配套的农庄以满足游客的农事体验和购物等方面的需求.但是，针对游客逃离人际束缚的动机，强化“洋家乐”的功能价值和独特价值，将成为“洋家乐”未来健康发展的机遇和挑战.比如，在舒适方便的软硬件条件和丰富的旅游活动基础上，提供既能隔绝外界干扰又能享受当地特色的私密和清静空间.再者，虽然目前游客的主导动机是逃离人际束缚，但随着“洋家乐”发展的成熟，游客数量的增长和特征的变化，未来游客的动机结构可能会改变，因此满足游客其他动机、产品和服务，不仅是对现状发展的补充和完善，更是新项目的潜在差异化发展机会.

从政府和社区的角度看，维持“洋家乐”发展动力的关键是在规划和发展过程中确保游客始终能够感受到突出的功能价值和独特价值.受游客逃离人际束缚动机的影响，舒适独特的私密环境将始终是“洋家乐”无形的功能价值所在.因而，不仅政府要在旅游规划和基础设施建设中重视“洋家乐”的独特自然生态环境和社区生活环境，为游客创造方便进入的道路交通环境；同时，社区居民也要配合旅游发展，在旧房维护和新房建设过程中避免对环境等造成影响，重视“洋家乐”旅游发展给社区带来的长期效益.此外，控制当地的环境承载力也是“洋家乐”可持续发展的关键，不仅要在接待能力范围内控制未来的游客数量，还需要在维持环境风貌的前提下控制在当地生活的居民数量.