城市居民森林康养意愿的影响因素1)

李英 韩强 安颖

(辽宁大学，沈阳，110136) (东北林业大学)

紧张的城市生活节奏导致城市居民工作生活压力持续增大，亚健康、慢性病人群数量急剧增长[1-2]，健康问题作为社会群体性话题受到广泛关注[3]。已有研究表明，森林中含有大量的负氧离子、芬多精，对于精神疾病、高血压及一些慢性疾病的治疗具有辅助作用[4-6]。森林康养是以优质的森林资源为依托，发挥森林生态系统的特有功能，开展有利于人类健康和医疗养生的服务活动[7]。尽管城市居民对森林康养的关注不断提高，但由于受到多种因素制约，城市居民森林康养参与意愿依旧有待提升。

森林康养度假行为意愿，是旅游者参与森林康养度假前的行动倾向。当行为发生的所有条件都具备时，行为意愿将会有很大可能转变为实际行为[8]；当城市居民具有森林康养度假的行为意愿时，在金钱、时间等条件都具备的前提下，城市居民会把森林康养度假行为意愿转变成实际的森林康养度假行为。但是，旅游决策是一个充满不确定性的复杂过程[9]，行为意愿会受到来自多方面因素的影响[10]。因此，对城市居民森林康养行为意愿的影响因素探究显得尤为重要。目前关于森林康养方面的研究，多集中于森林康养理论[11-13]、产业发展[14-16]等方面，关于消费者认知、心理账户对城市居民森林康养度假行为意愿的影响因素方面的研究较少。为此，本研究于2020年4—6月份在辽宁省沈阳市采取问卷调查方法(发放问卷280份，有效问卷回收率87.5%)，调查受访者对森林康养环境作用的认知、对森林康养度假行为的态度、对身体健康消费的心理账户、对森林康养度假行为参与意愿、受访者社会学人口特征；依据问卷调查数据，在相关性分析基础上建立二元逻辑回归模型(Logistic回归模型)，分析认知程度、健康消费心理账户对城市居民森林康养意愿的影响；旨在为森林康养旅游市场细分以及制定有针对性的市场营销策略提供参考。

1 研究方法

1.1 数据来源

本研究中大部分变量测量题项均是借鉴国内外学者的成熟量表[17-21]，并根据研究主题有针对性地进行题项设计，题项候选答案采用李克特五点量表法。2020年3月份进行了前期的预调研，并根据预调研的反馈，对问卷部分题项进行了修改和优化；之后经专家审核后确定最终问卷，从而保障了调查问卷的内容效度。最终问卷采用结构式设计，包含5部分：①受访者对森林康养环境作用的认知，②受访者对森林康养度假行为的态度，③受访者对身体健康消费的心理账户，④受访者对森林康养度假行为参与意愿，⑤受访者社会学人口特征。本研究所用数据于2020年4—6月份期间收集，问卷投放所在地区为辽宁省沈阳市。本次调查首先选择15位不同身份的问卷代发者，在各自的交际网络中寻找被调查者填写问卷。为保证抽样调查的代表性，避免共同方法偏差问题，本研究从5个方面采取措施：①为保证问卷调查的客观性，问卷代发者不得向问卷填写者传递任何个人情感倾向；②问卷调查采用匿名填写的方式，减少问卷填写者的后顾和担心；③问卷设计过程中加入测误项和反向题项，用以筛选不合格问卷；④保留问卷填写者所用昵称，剔除问卷发放者交际网络重叠出现的重复填写情况；⑤无强制要求问卷发放者所需发放问卷数量，以免增加问卷代发者的压力。本次调研共发放问卷280份，回收问卷269份，其中有效问卷245份，问卷回收率达到96.07%，有效问卷回收率达到87.5%。在以往的研究中，Bentler et al.[22]提出，运行一个有效结构方程模型所需样本数量，是其模型中所含观察变量数量的十倍以上；Loehlin[23]也提出，回收样本数量在达到200以上时，数据运行才能得到良好稳定的估计结果。因此，可以认为，本次调研中回收的样本数量能够很好地满足本次研究需要。本次调研的受访者，依据人口统计学特征，主要统计性别、职业、人均年收入、年龄、受教育程度、身体状况(见表1)。

表1 受访者人口统计学特征描述性统计

1.2 模型选择

相关研究表明，采用Logistic回归模型比线性回归模型的分析结果更稳定[24-25]，从而降低变量关系的波动性。为探讨影响城市居民参与森林康养意愿的各因素之间关系，本研究针对变量离散性的特点，选择关联性分析筛选对参与意愿有显著影响的变量(自变量)，运用Logistic回归分析方法建立森林康养意愿与各影响因素之间的模型关系。作为因变量的“参与意愿”有5个取值的离散变量，为了更清晰地划分行为意向，因而将参与意愿重新赋值为二分变量。按照是否高于平均值将其赋值为1和0，即均值以上赋值为“1”，表示愿意参与森林康养度假；均值以下赋值为“0”，表示不愿意参与森林康养度假。本研究采用二元Logistic回归分析方法进行数据分析。

设因变量为Y，影响因变量Y的n个自变量分别设为X1、X2、…、Xn，记城市居民i参加森林康养度假行为意愿的概率为P(Y=1|Xi)=Pi，可得Logistic回归模型：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。

城市居民森林康养度假行为意向“愿意参与”与“不愿意参与”概率之比Pi/(1-Pi)称为参与意愿发生比。通过对数变换，得出Logistic回归模型线性模式：Y=ln{Pi/(1-Pi)}=α+∑βiXi，i=1、2、…、n。

上述公式中：α为常数项；n为自变量个数；βi为自变量系数，反映自变量影响城市居民森林康养度假行为意愿的方向及程度。

1.3 变量赋值

由于城市居民参与森林康养度假的意愿受到多种因素影响，具有一定的多样性、复杂性，故本研究在通过访谈部分城市居民，并参考前人相关研究的基础上，选取城市居民是否参与森林康养行为的意愿作为考察变量，将个人特征、认知与态度、心理账户作为影响变量。其中，人口特征包括性别(X1)、年龄(X2)、职业(X3)、家庭人均年收入(X4)、受教育程度(X5)、健康状况(X6)等变量，认知与态度包括认知程度(X7)、参与态度(X8)变量，心理账户为健康消费心理账户(X9)变量，共9个城市居民森林康养参与意愿影响因素。具体影响城市居民森林康养度假参与意愿的因素赋值见表2。

表2 影响参与意愿的自变量含义及赋值

2 结果与分析

2.1 人口统计学特征筛选

为了找到对参与意愿有显著影响的人口统计学特征，需要进行个人特征之间的相关性分析(见表3)。由表3可见：X2与X6呈显著的正相关关系(r=0.172，p<0.01)，说明随着城市居民年龄的增大，居民的健康状况日益下降。X5、X3、X4三者间皆存在显著的相关关系，其中，X5与X3呈显著负相关关系(r=-0.408，p<0.01)，说明受教育程度越高，职业选择更好；X5与X4呈显著正相关关系(r=0.186，p<0.01)，说明受教育程度越高，家庭人均年收入越高；X3与X4呈显著负相关关系(r=-0.258，p<0.01)，说明职业选择越好，家庭人均年收入越高；说明三者之间具有显著的相关性，某一变量可以代替其他变量。故在进行二元Logistic回归分析时，为了降低变量间的共线性，剔除X2、X3、X4，只保留X1、X5、X6等3个自变量。

2.2 认知及心理账户变量筛选

由表4可见：参与态度与认知程度、健康消费心理账户都存在显著的相关关系，其中，认知程度与参与态度呈显著的正相关关系(r=0.249，p<0.01)，说明认知程度越高，参与态度越好；参与态度与健康消费心理账户呈显著的正相关关系(r=0.181，p<0.01)，说明参与态度越好，健康消费心理账户越大；认知程度与健康消费心理账户之间无相关性。为简化变量，达到减少变量共线性的目的，故依据变量间的相关关系，将参与态度由认知程度、健康消费心理账户代替，为进一步的二元Logistic回归分析提供了支持。

表3 个人特征相关性

表4 主观变量相关性

2.3 森林康养参与意愿Logistic回归分析结果

利用SPSS对各变量进行Logistic回归分析，采用全部进入变量回归方法[26-27]，得出模型估计结果(见表5)。由表5可见：城市居民个人特征、认知与态度、心理账户3个维度中，认知程度、健康消费心理账户共计2个变量显著影响城市居民森林康养度假行为意愿，而性别、受教育程度、健康状况对城市居民森林康养度假行为意愿的影响并不显著。

表5 城市居民森林康养行为意愿影响因素的模型估计结果

2.4 城市居民参与森林康养意愿的概率测算

参与森林康养意愿(Y)与X1、X3、X4、X5、X7等变量有很大的关联度，由于X1、X3、X4变量在0.05的检验水平下影响不显著，只保留X5、X7变量，建立参与森林康养意愿(Y)的logistic回归模型：P(Y=1)=-2.349+0.486X5+0.723X7。模型一致性为66.5%，意味着利用拟合的回归模型预测时，其趋势有66.5%可能性与实际的结果是一致的。

由表6可见：在同一健康消费心理账户下，城市居民对森林康养度假的认知越高，其参与森林康养度假的意愿越强烈；在同一森林康养度假认知水平下，城市居民用于健康消费的心理账户越大，其参与森林康养度假的意愿越强烈。由此可见，城市居民对森林康养度假的认知程度越高，用于健康消费的心理账户越大，其参与森林康养度假的意愿越强烈。

表6 城市居民参与森林康养意愿概率分布

3 结论与建议

不同属性人群的行为意愿不存在显著差异：模型估计结果显示，城市居民个人特征层面，对城市居民参与森林康养的行为意愿影响不显著。性别、受教育程度、健康状况对城市居民参与森林康养的行为意愿影响并不显著。原因在于，随着人们生活水平的提高和康养保健意识的增强，以及现代医疗科技的进步发展，人们对于森林康养度假的参与意愿不再受限于性别、受教育程度以及健康状况，森林康养度假逐渐普遍。

认知及态度对城市居民参与森林康养的行为意愿具有显著影响：模型估计结果显示，在城市居民认知及态度层面，对城市居民参与森林康养的行为意愿影响极显著(p<0.01)。二元Logistic回归分析结果显示，认知程度与参与意愿的偏相关系数为0.486，表明城市居民对森林康养作用的认知程度越高，其参与森林康养的意愿越强烈。随着森林康养作用的普及，人们对森林康养度假的认知越来越丰富，受到认知理性精神的影响，城市居民参与森林康养度假的意愿也更加强烈。

心理账户对城市居民参与森林康养的行为意愿具有显著影响：模型估计结果显示，在心理账户层面，健康消费心理账户对城市居民参与森林康养的行为意愿影响极显著(p<0.01)。二元Logistic回归分析结果显示，健康消费心理账户与参与意愿的偏相关系数为0.723，表明城市居民健康消费的心理账户越大，其参与森林康养度假的意愿越强烈。有关研究在对心理账户现存理论成果的梳理、整合过程中，探讨了依据心理账户的商品消费决策机理，由此得出心理账户的大小往往决定了消费者的消费意向[26]。

研究结果表明，伴随着城市居民康养保健意识的增强、森林康养度假的普及，越来越多对森林康养作用认知程度高、健康消费心理账户数额大的城市居民，对参与森林康养度假表现出强烈的意向。为更好地发挥森林康养度假“旅游+康养”的作用，引动城市居民积极参与森林康养度假，提出三点建议：

(1)加大森林康养度假宣传力度，提高知名度。森林康养度假基地，应通过灵活多样的宣传形式，向消费者普及森林康养知识，宣传森林康养度假健康疗养和疾病预防作用，提高森林康养度假的认知度和吸引力。例如，推动建立微信、微博、抖音等社交公众号，通过发布康养保健类文章、录制幽林鸟鸣、风吹叶动等音频、拍摄森林康养短视频等方式，进一步丰富和完善森林康养度假的宣传推广内容。

(2)丰富森林康养活动，提升森林康养体验价值。单纯的林间康养活动已经不能满足城市居民康养度假的需要，森林康养基地应在提高服务质量的同时，向度假者提供多样化的森林康养课程，开展各类娱乐活动，用以提高康养体验和康养价值，从而进一步提高度假者的参与态度，增加健康心理账户额度。例如，森林康养基地，应在完善步道、休憩驿站、景观瞭望台等功能设施的基础上，针对不同消费需求的度假者，提供低、中、高三档不同消费档次的康养课程，以满足度假者的康养需求。另外，森林康养基地也可以组织活动晚会，提供活动场所和道具，由度假者自愿参与，提高度假的参与体验性。

(3)加强森林康养基础设施及配套设施建设，提高森林康养服务水平。森林康养基地基础设施及配套设施的建设，是度假者参与森林康养度假的基础，也是影响游客度假体验和满意度以及是否重游的重要因素。因此，在森林康养基地建设过程中，应完善步行道、标识牌、停车场等服务设施，加强消防安全、应急救援等安全设施建设，保障游客人身安全；进一步完善餐饮、住宿、交通、游览、购物、娱乐等配套设施建设，从而保障游客基本旅游需求，提升游客满意度。