城市居民森林康養(yǎng)意愿的影響因素1)

李英 韓強 安穎

(遼寧大學(xué)，沈陽，110136) (東北林業(yè)大學(xué))

緊張的城市生活節(jié)奏導(dǎo)致城市居民工作生活壓力持續(xù)增大，亞健康、慢性病人群數(shù)量急劇增長[1-2]，健康問題作為社會群體性話題受到廣泛關(guān)注[3]。已有研究表明，森林中含有大量的負(fù)氧離子、芬多精，對于精神疾病、高血壓及一些慢性疾病的治療具有輔助作用[4-6]。森林康養(yǎng)是以優(yōu)質(zhì)的森林資源為依托，發(fā)揮森林生態(tài)系統(tǒng)的特有功能，開展有利于人類健康和醫(yī)療養(yǎng)生的服務(wù)活動[7]。盡管城市居民對森林康養(yǎng)的關(guān)注不斷提高，但由于受到多種因素制約，城市居民森林康養(yǎng)參與意愿依舊有待提升。

森林康養(yǎng)度假行為意愿，是旅游者參與森林康養(yǎng)度假前的行動傾向。當(dāng)行為發(fā)生的所有條件都具備時，行為意愿將會有很大可能轉(zhuǎn)變?yōu)閷嶋H行為[8]；當(dāng)城市居民具有森林康養(yǎng)度假的行為意愿時，在金錢、時間等條件都具備的前提下，城市居民會把森林康養(yǎng)度假行為意愿轉(zhuǎn)變成實際的森林康養(yǎng)度假行為。但是，旅游決策是一個充滿不確定性的復(fù)雜過程[9]，行為意愿會受到來自多方面因素的影響[10]。因此，對城市居民森林康養(yǎng)行為意愿的影響因素探究顯得尤為重要。目前關(guān)于森林康養(yǎng)方面的研究，多集中于森林康養(yǎng)理論[11-13]、產(chǎn)業(yè)發(fā)展[14-16]等方面，關(guān)于消費者認(rèn)知、心理賬戶對城市居民森林康養(yǎng)度假行為意愿的影響因素方面的研究較少。為此，本研究于2020年4—6月份在遼寧省沈陽市采取問卷調(diào)查方法(發(fā)放問卷280份，有效問卷回收率87.5%)，調(diào)查受訪者對森林康養(yǎng)環(huán)境作用的認(rèn)知、對森林康養(yǎng)度假行為的態(tài)度、對身體健康消費的心理賬戶、對森林康養(yǎng)度假行為參與意愿、受訪者社會學(xué)人口特征；依據(jù)問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，在相關(guān)性分析基礎(chǔ)上建立二元邏輯回歸模型(Logistic回歸模型)，分析認(rèn)知程度、健康消費心理賬戶對城市居民森林康養(yǎng)意愿的影響；旨在為森林康養(yǎng)旅游市場細(xì)分以及制定有針對性的市場營銷策略提供參考。

1 研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本研究中大部分變量測量題項均是借鑒國內(nèi)外學(xué)者的成熟量表[17-21]，并根據(jù)研究主題有針對性地進(jìn)行題項設(shè)計，題項候選答案采用李克特五點量表法。2020年3月份進(jìn)行了前期的預(yù)調(diào)研，并根據(jù)預(yù)調(diào)研的反饋，對問卷部分題項進(jìn)行了修改和優(yōu)化；之后經(jīng)專家審核后確定最終問卷，從而保障了調(diào)查問卷的內(nèi)容效度。最終問卷采用結(jié)構(gòu)式設(shè)計，包含5部分：①受訪者對森林康養(yǎng)環(huán)境作用的認(rèn)知，②受訪者對森林康養(yǎng)度假行為的態(tài)度，③受訪者對身體健康消費的心理賬戶，④受訪者對森林康養(yǎng)度假行為參與意愿，⑤受訪者社會學(xué)人口特征。本研究所用數(shù)據(jù)于2020年4—6月份期間收集，問卷投放所在地區(qū)為遼寧省沈陽市。本次調(diào)查首先選擇15位不同身份的問卷代發(fā)者，在各自的交際網(wǎng)絡(luò)中尋找被調(diào)查者填寫問卷。為保證抽樣調(diào)查的代表性，避免共同方法偏差問題，本研究從5個方面采取措施：①為保證問卷調(diào)查的客觀性，問卷代發(fā)者不得向問卷填寫者傳遞任何個人情感傾向；②問卷調(diào)查采用匿名填寫的方式，減少問卷填寫者的后顧和擔(dān)心；③問卷設(shè)計過程中加入測誤項和反向題項，用以篩選不合格問卷；④保留問卷填寫者所用昵稱，剔除問卷發(fā)放者交際網(wǎng)絡(luò)重疊出現(xiàn)的重復(fù)填寫情況；⑤無強制要求問卷發(fā)放者所需發(fā)放問卷數(shù)量，以免增加問卷代發(fā)者的壓力。本次調(diào)研共發(fā)放問卷280份，回收問卷269份，其中有效問卷245份，問卷回收率達(dá)到96.07%，有效問卷回收率達(dá)到87.5%。在以往的研究中，Bentler et al.[22]提出，運行一個有效結(jié)構(gòu)方程模型所需樣本數(shù)量，是其模型中所含觀察變量數(shù)量的十倍以上；Loehlin[23]也提出，回收樣本數(shù)量在達(dá)到200以上時，數(shù)據(jù)運行才能得到良好穩(wěn)定的估計結(jié)果。因此，可以認(rèn)為，本次調(diào)研中回收的樣本數(shù)量能夠很好地滿足本次研究需要。本次調(diào)研的受訪者，依據(jù)人口統(tǒng)計學(xué)特征，主要統(tǒng)計性別、職業(yè)、人均年收入、年齡、受教育程度、身體狀況(見表1)。

表1 受訪者人口統(tǒng)計學(xué)特征描述性統(tǒng)計

1.2 模型選擇

相關(guān)研究表明，采用Logistic回歸模型比線性回歸模型的分析結(jié)果更穩(wěn)定[24-25]，從而降低變量關(guān)系的波動性。為探討影響城市居民參與森林康養(yǎng)意愿的各因素之間關(guān)系，本研究針對變量離散性的特點，選擇關(guān)聯(lián)性分析篩選對參與意愿有顯著影響的變量(自變量)，運用Logistic回歸分析方法建立森林康養(yǎng)意愿與各影響因素之間的模型關(guān)系。作為因變量的“參與意愿”有5個取值的離散變量，為了更清晰地劃分行為意向，因而將參與意愿重新賦值為二分變量。按照是否高于平均值將其賦值為1和0，即均值以上賦值為“1”，表示愿意參與森林康養(yǎng)度假；均值以下賦值為“0”，表示不愿意參與森林康養(yǎng)度假。本研究采用二元Logistic回歸分析方法進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

設(shè)因變量為Y，影響因變量Y的n個自變量分別設(shè)為X1、X2、…、Xn，記城市居民i參加森林康養(yǎng)度假行為意愿的概率為P(Y=1|Xi)=Pi，可得Logistic回歸模型：Pi=F(Y)=F(α+∑βiXi)=1/{1+esp[-(α+∑βiXi)]}=esp(α+∑βiXi)/{1+esp(α+∑βiXi)}、1-Pi=1-F(Y)=1-F(α+∑βiXi)=1-1/{1+esp[-(α+∑βiXi)]}=1/{1+esp(α+∑βiXi)}，i=1、2、…、n。

城市居民森林康養(yǎng)度假行為意向“愿意參與”與“不愿意參與”概率之比Pi/(1-Pi)稱為參與意愿發(fā)生比。通過對數(shù)變換，得出Logistic回歸模型線性模式：Y=ln{Pi/(1-Pi)}=α+∑βiXi，i=1、2、…、n。

上述公式中：α為常數(shù)項；n為自變量個數(shù)；βi為自變量系數(shù)，反映自變量影響城市居民森林康養(yǎng)度假行為意愿的方向及程度。

1.3 變量賦值

由于城市居民參與森林康養(yǎng)度假的意愿受到多種因素影響，具有一定的多樣性、復(fù)雜性，故本研究在通過訪談部分城市居民，并參考前人相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，選取城市居民是否參與森林康養(yǎng)行為的意愿作為考察變量，將個人特征、認(rèn)知與態(tài)度、心理賬戶作為影響變量。其中，人口特征包括性別(X1)、年齡(X2)、職業(yè)(X3)、家庭人均年收入(X4)、受教育程度(X5)、健康狀況(X6)等變量，認(rèn)知與態(tài)度包括認(rèn)知程度(X7)、參與態(tài)度(X8)變量，心理賬戶為健康消費心理賬戶(X9)變量，共9個城市居民森林康養(yǎng)參與意愿影響因素。具體影響城市居民森林康養(yǎng)度假參與意愿的因素賦值見表2。

表2 影響參與意愿的自變量含義及賦值

2 結(jié)果與分析

2.1 人口統(tǒng)計學(xué)特征篩選

為了找到對參與意愿有顯著影響的人口統(tǒng)計學(xué)特征，需要進(jìn)行個人特征之間的相關(guān)性分析(見表3)。由表3可見：X2與X6呈顯著的正相關(guān)關(guān)系(r=0.172，p<0.01)，說明隨著城市居民年齡的增大，居民的健康狀況日益下降。X5、X3、X4三者間皆存在顯著的相關(guān)關(guān)系，其中，X5與X3呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系(r=-0.408，p<0.01)，說明受教育程度越高，職業(yè)選擇更好；X5與X4呈顯著正相關(guān)關(guān)系(r=0.186，p<0.01)，說明受教育程度越高，家庭人均年收入越高；X3與X4呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系(r=-0.258，p<0.01)，說明職業(yè)選擇越好，家庭人均年收入越高；說明三者之間具有顯著的相關(guān)性，某一變量可以代替其他變量。故在進(jìn)行二元Logistic回歸分析時，為了降低變量間的共線性，剔除X2、X3、X4，只保留X1、X5、X6等3個自變量。

2.2 認(rèn)知及心理賬戶變量篩選

由表4可見：參與態(tài)度與認(rèn)知程度、健康消費心理賬戶都存在顯著的相關(guān)關(guān)系，其中，認(rèn)知程度與參與態(tài)度呈顯著的正相關(guān)關(guān)系(r=0.249，p<0.01)，說明認(rèn)知程度越高，參與態(tài)度越好；參與態(tài)度與健康消費心理賬戶呈顯著的正相關(guān)關(guān)系(r=0.181，p<0.01)，說明參與態(tài)度越好，健康消費心理賬戶越大；認(rèn)知程度與健康消費心理賬戶之間無相關(guān)性。為簡化變量，達(dá)到減少變量共線性的目的，故依據(jù)變量間的相關(guān)關(guān)系，將參與態(tài)度由認(rèn)知程度、健康消費心理賬戶代替，為進(jìn)一步的二元Logistic回歸分析提供了支持。

表3 個人特征相關(guān)性

表4 主觀變量相關(guān)性

2.3 森林康養(yǎng)參與意愿Logistic回歸分析結(jié)果

利用SPSS對各變量進(jìn)行Logistic回歸分析，采用全部進(jìn)入變量回歸方法[26-27]，得出模型估計結(jié)果(見表5)。由表5可見：城市居民個人特征、認(rèn)知與態(tài)度、心理賬戶3個維度中，認(rèn)知程度、健康消費心理賬戶共計2個變量顯著影響城市居民森林康養(yǎng)度假行為意愿，而性別、受教育程度、健康狀況對城市居民森林康養(yǎng)度假行為意愿的影響并不顯著。

表5 城市居民森林康養(yǎng)行為意愿影響因素的模型估計結(jié)果

2.4 城市居民參與森林康養(yǎng)意愿的概率測算

參與森林康養(yǎng)意愿(Y)與X1、X3、X4、X5、X7等變量有很大的關(guān)聯(lián)度，由于X1、X3、X4變量在0.05的檢驗水平下影響不顯著，只保留X5、X7變量，建立參與森林康養(yǎng)意愿(Y)的logistic回歸模型：P(Y=1)=-2.349+0.486X5+0.723X7。模型一致性為66.5%，意味著利用擬合的回歸模型預(yù)測時，其趨勢有66.5%可能性與實際的結(jié)果是一致的。

由表6可見：在同一健康消費心理賬戶下，城市居民對森林康養(yǎng)度假的認(rèn)知越高，其參與森林康養(yǎng)度假的意愿越強烈；在同一森林康養(yǎng)度假認(rèn)知水平下，城市居民用于健康消費的心理賬戶越大，其參與森林康養(yǎng)度假的意愿越強烈。由此可見，城市居民對森林康養(yǎng)度假的認(rèn)知程度越高，用于健康消費的心理賬戶越大，其參與森林康養(yǎng)度假的意愿越強烈。

表6 城市居民參與森林康養(yǎng)意愿概率分布

3 結(jié)論與建議

不同屬性人群的行為意愿不存在顯著差異：模型估計結(jié)果顯示，城市居民個人特征層面，對城市居民參與森林康養(yǎng)的行為意愿影響不顯著。性別、受教育程度、健康狀況對城市居民參與森林康養(yǎng)的行為意愿影響并不顯著。原因在于，隨著人們生活水平的提高和康養(yǎng)保健意識的增強，以及現(xiàn)代醫(yī)療科技的進(jìn)步發(fā)展，人們對于森林康養(yǎng)度假的參與意愿不再受限于性別、受教育程度以及健康狀況，森林康養(yǎng)度假逐漸普遍。

認(rèn)知及態(tài)度對城市居民參與森林康養(yǎng)的行為意愿具有顯著影響：模型估計結(jié)果顯示，在城市居民認(rèn)知及態(tài)度層面，對城市居民參與森林康養(yǎng)的行為意愿影響極顯著(p<0.01)。二元Logistic回歸分析結(jié)果顯示，認(rèn)知程度與參與意愿的偏相關(guān)系數(shù)為0.486，表明城市居民對森林康養(yǎng)作用的認(rèn)知程度越高，其參與森林康養(yǎng)的意愿越強烈。隨著森林康養(yǎng)作用的普及，人們對森林康養(yǎng)度假的認(rèn)知越來越豐富，受到認(rèn)知理性精神的影響，城市居民參與森林康養(yǎng)度假的意愿也更加強烈。

心理賬戶對城市居民參與森林康養(yǎng)的行為意愿具有顯著影響：模型估計結(jié)果顯示，在心理賬戶層面，健康消費心理賬戶對城市居民參與森林康養(yǎng)的行為意愿影響極顯著(p<0.01)。二元Logistic回歸分析結(jié)果顯示，健康消費心理賬戶與參與意愿的偏相關(guān)系數(shù)為0.723，表明城市居民健康消費的心理賬戶越大，其參與森林康養(yǎng)度假的意愿越強烈。有關(guān)研究在對心理賬戶現(xiàn)存理論成果的梳理、整合過程中，探討了依據(jù)心理賬戶的商品消費決策機理，由此得出心理賬戶的大小往往決定了消費者的消費意向[26]。

研究結(jié)果表明，伴隨著城市居民康養(yǎng)保健意識的增強、森林康養(yǎng)度假的普及，越來越多對森林康養(yǎng)作用認(rèn)知程度高、健康消費心理賬戶數(shù)額大的城市居民，對參與森林康養(yǎng)度假表現(xiàn)出強烈的意向。為更好地發(fā)揮森林康養(yǎng)度假“旅游+康養(yǎng)”的作用，引動城市居民積極參與森林康養(yǎng)度假，提出三點建議：

(1)加大森林康養(yǎng)度假宣傳力度，提高知名度。森林康養(yǎng)度假基地，應(yīng)通過靈活多樣的宣傳形式，向消費者普及森林康養(yǎng)知識，宣傳森林康養(yǎng)度假健康療養(yǎng)和疾病預(yù)防作用，提高森林康養(yǎng)度假的認(rèn)知度和吸引力。例如，推動建立微信、微博、抖音等社交公眾號，通過發(fā)布康養(yǎng)保健類文章、錄制幽林鳥鳴、風(fēng)吹葉動等音頻、拍攝森林康養(yǎng)短視頻等方式，進(jìn)一步豐富和完善森林康養(yǎng)度假的宣傳推廣內(nèi)容。

(2)豐富森林康養(yǎng)活動，提升森林康養(yǎng)體驗價值。單純的林間康養(yǎng)活動已經(jīng)不能滿足城市居民康養(yǎng)度假的需要，森林康養(yǎng)基地應(yīng)在提高服務(wù)質(zhì)量的同時，向度假者提供多樣化的森林康養(yǎng)課程，開展各類娛樂活動，用以提高康養(yǎng)體驗和康養(yǎng)價值，從而進(jìn)一步提高度假者的參與態(tài)度，增加健康心理賬戶額度。例如，森林康養(yǎng)基地，應(yīng)在完善步道、休憩驛站、景觀瞭望臺等功能設(shè)施的基礎(chǔ)上，針對不同消費需求的度假者，提供低、中、高三檔不同消費檔次的康養(yǎng)課程，以滿足度假者的康養(yǎng)需求。另外，森林康養(yǎng)基地也可以組織活動晚會，提供活動場所和道具，由度假者自愿參與，提高度假的參與體驗性。

(3)加強森林康養(yǎng)基礎(chǔ)設(shè)施及配套設(shè)施建設(shè)，提高森林康養(yǎng)服務(wù)水平。森林康養(yǎng)基地基礎(chǔ)設(shè)施及配套設(shè)施的建設(shè)，是度假者參與森林康養(yǎng)度假的基礎(chǔ)，也是影響游客度假體驗和滿意度以及是否重游的重要因素。因此，在森林康養(yǎng)基地建設(shè)過程中，應(yīng)完善步行道、標(biāo)識牌、停車場等服務(wù)設(shè)施，加強消防安全、應(yīng)急救援等安全設(shè)施建設(shè)，保障游客人身安全；進(jìn)一步完善餐飲、住宿、交通、游覽、購物、娛樂等配套設(shè)施建設(shè)，從而保障游客基本旅游需求，提升游客滿意度。