森林康養(yǎng)潛在游客感知風(fēng)險(xiǎn)對行為意向影響研究*

謝燈明，何彪，蔡江瑩，楊璇，郭強(qiáng)

(海南大學(xué) 旅游學(xué)院，海口 570228)

在需求引導(dǎo)市場的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，消費(fèi)者行為態(tài)度和意向與市場供需有著千絲萬縷的關(guān)系，處于需求側(cè)的消費(fèi)者成為市場積極關(guān)注的對象。一直以來，旅游消費(fèi)者行為都是旅游學(xué)者熱衷于研究的課題，但研究多集中于游客的游后行為，即推薦和重游[1]。滿意度、感知價(jià)值等概念也常作為前置變量被引入概念模型[2-3]，用以解釋和預(yù)測游客的重游意向及推薦意愿。滿意度、感知價(jià)值等概念出現(xiàn)在消費(fèi)之后，因此對于研究未來出游的行為決策并不適用，而出現(xiàn)在消費(fèi)之前的感知風(fēng)險(xiǎn)被認(rèn)為更具說服力[4]。感知風(fēng)險(xiǎn)是消費(fèi)者對預(yù)期損失的主觀感受，消費(fèi)者在做出決策時(shí)，最小化感知風(fēng)險(xiǎn)的目標(biāo)強(qiáng)于最大化感知價(jià)值[5]，安全因素是追求消費(fèi)價(jià)值及體驗(yàn)的前提保障，因此借助感知風(fēng)險(xiǎn)來解釋和預(yù)測游客初次出游行為較為適宜。旅游產(chǎn)品或服務(wù)的異地消費(fèi)和在場消費(fèi)等特點(diǎn)，使得旅游者購買決策受到眾多因素的影響，購買結(jié)果的不確定性導(dǎo)致旅游者主觀預(yù)期損失增加，刺激旅游者形成感知風(fēng)險(xiǎn)。國外康養(yǎng)旅游起源于健康旅游(Health Tourism)理念，15世紀(jì)，溫泉療養(yǎng)在歐洲比利時(shí)斯帕小鎮(zhèn)興起，19世紀(jì)40年代，德國在巴特·威利斯赫恩鎮(zhèn)建立的世界上第一個(gè)森林浴(Forest Bathing)基地。中國森林康養(yǎng)旅游處于初步階段，發(fā)展勢頭良好。一方面，相較于其他形式的旅游活動，森林康養(yǎng)作為新興旅游形式，其所呈現(xiàn)給消費(fèi)者的內(nèi)容和形象正處于不斷豐富和深化的過程。正因如此，消費(fèi)者對其的低水平認(rèn)知帶來高水平感知風(fēng)險(xiǎn)，旅游者對其的態(tài)度也尚未可知。另一方面，健康產(chǎn)業(yè)發(fā)展勢頭良好，森林康養(yǎng)產(chǎn)業(yè)作為大健康產(chǎn)業(yè)的重要組成，勢必迎來新一輪發(fā)展機(jī)遇，但相關(guān)研究多以特殊人群為實(shí)驗(yàn)對象探究不同森林康養(yǎng)活動對人類健康的積極影響[6-9]，其生理效應(yīng)普遍適應(yīng)性的科學(xué)證據(jù)卻有限[10-11]，森林康養(yǎng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展亟待科學(xué)指導(dǎo)。因此從感知風(fēng)險(xiǎn)視角切入，研究潛在游客對森林康養(yǎng)旅游的行為態(tài)度及意向具有理論與實(shí)踐雙重意義。

1 數(shù)據(jù)與方法

1.1 理論與假設(shè)

計(jì)劃行為理論(Theory of Planned Behavior)是美國心理學(xué)家在理性行為理論(Theory of Reasoned Action)的基礎(chǔ)上提出的改進(jìn)模型[12-14]，是社會心理學(xué)領(lǐng)域解釋、預(yù)測個(gè)人行為意向最強(qiáng)有力的模型之一。在TPB模型中，行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制3個(gè)前置變量均正向影響行為意向?，F(xiàn)有少量研究認(rèn)為主觀規(guī)范、感知行為控制和行為態(tài)度之間并非完全獨(dú)立而是存在著影響關(guān)系[15]，有學(xué)者在運(yùn)用TPB拓展模型開展研究，在主觀規(guī)范和行為態(tài)度、感知行為控制和行為態(tài)度之間建立假設(shè)路徑，并得到實(shí)證數(shù)據(jù)的支持，發(fā)現(xiàn)行為主體在形成態(tài)度時(shí)會將自己所掌握的資源情況及他人意見納入考慮范圍[15]。尚未有學(xué)者分析森林康養(yǎng)游客感知風(fēng)險(xiǎn)的維度，但通過對以往研究的梳理不難發(fā)現(xiàn)旅游者感知風(fēng)險(xiǎn)存在部分基本且主要風(fēng)險(xiǎn)來源。因此，借鑒其他學(xué)者關(guān)于旅游感知風(fēng)險(xiǎn)4個(gè)主要來源(產(chǎn)品內(nèi)在的不確定性；購買地點(diǎn)和方式的不確定性；經(jīng)濟(jì)和社會心理結(jié)果程度的不確定性；游客自身經(jīng)歷的主觀不確定性[16-17])，結(jié)合考慮森林康養(yǎng)旅游的情境特點(diǎn)，選定財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)、身體風(fēng)險(xiǎn)、質(zhì)量風(fēng)險(xiǎn)和社會心理風(fēng)險(xiǎn)來作為測量森林康養(yǎng)旅游風(fēng)險(xiǎn)的維度內(nèi)容?；谝陨险撌?，提出以下7個(gè)假設(shè)。

H1：森林康養(yǎng)潛在游客的行為態(tài)度對行為意向具有顯著正向影響

H2：森林康養(yǎng)潛在游客的主觀規(guī)范對行為意向具有顯著正向影響

H3：森林康養(yǎng)潛在游客的感知行為控制對行為意向具有顯著正向影響

H4：森林康養(yǎng)潛在游客的主觀規(guī)范對行為態(tài)度具有顯著正向影響

H5：森林康養(yǎng)潛在游客的感知行為控制對行為態(tài)度具有顯著正向影響

H6：森林康養(yǎng)潛在游客的感知風(fēng)險(xiǎn)對行為態(tài)度具有顯著負(fù)向影響

H7：森林康養(yǎng)潛在游客的感知風(fēng)險(xiǎn)對行為意向具有顯著負(fù)向影響

1.2 變量選取

表1 變量及其代碼Table 1 Variables and their codes

根據(jù)計(jì)劃行為理論各構(gòu)念及感知風(fēng)險(xiǎn)構(gòu)念已有的成熟的量表，結(jié)合森林康養(yǎng)旅游的情境特點(diǎn)，對各潛變量的測量量表進(jìn)行語義修正，形成初始的調(diào)研問卷。調(diào)研變量如表1所示。

1.3 問卷設(shè)計(jì)與調(diào)查過程

研究設(shè)計(jì)的問卷為結(jié)構(gòu)式調(diào)查問卷，問卷主要包括4個(gè)部分：調(diào)查說明；名詞解釋；人口統(tǒng)計(jì)變量(性別、年齡、最高學(xué)歷或正在攻讀學(xué)歷、職業(yè)、收入水平)；構(gòu)念測量量表。結(jié)合50份預(yù)調(diào)研問卷的填寫情況，刪除了分辨力弱的問項(xiàng)，調(diào)整了部分題項(xiàng)的表述，并形成正式調(diào)查問卷。構(gòu)念測量題項(xiàng)采用李克特7點(diǎn)量表，1表示“非常不同意”，4表示“中立”，7表示“非常同意”。研究的問卷調(diào)查于2018年7月進(jìn)行，采用攔截式抽樣的方法實(shí)地發(fā)放問卷，調(diào)查地點(diǎn)為?？谑懈鞔笊虉龀鋈肟诘热肆髁枯^大的場所。研究共發(fā)放問卷320份，獲得有效問卷247份，有效率為77.2%，且樣本量達(dá)到其他研究所建議的“大于測項(xiàng)數(shù)據(jù)的10倍”[21]，研究所用調(diào)查問卷共計(jì)19個(gè)測量題項(xiàng)。因此，樣本量可以接受。

1.4 分析方法

研究運(yùn)用SPSS 22.0軟件對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析，主要包括CITC檢驗(yàn)、信度和效度檢驗(yàn)，運(yùn)用AMOS17.0軟件對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，獲得模型的擬合指數(shù)和假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果。

2 結(jié)果與分析

調(diào)研數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明：男性占45.2%，女性占54.8%；年齡以18～44歲為主，占81.1%；最高學(xué)歷或正在攻讀學(xué)歷以本科為主，占78.1%；職業(yè)以學(xué)生、企業(yè)工作人員為主，合計(jì)占49.8%；月收入或月生活費(fèi)以3000元及以下、3001～5001元為主，分別占53.8%、25.9%。探索性因子分析結(jié)果表明：總體量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.921，感知風(fēng)險(xiǎn)、行為態(tài)度、感知行為控制、主觀規(guī)范和行為意向5個(gè)變量的Cronbach’sα系數(shù)分別為0.896、0.853、0.819、0.823、0.840，均大于0.800的臨界值；CR值分別為0.861、0.843、0.838、0.809、0.818；AVE值分別為0.609、0.576、0.567、0.521、0.600；KMO值為0.892，大于0.7，Bartlett球形檢驗(yàn)卡方近似值為2 864.442，自由度為171時(shí)在0.000的檢驗(yàn)水平顯著，表示量表具有良好的信度。根據(jù)特征值大于1的標(biāo)準(zhǔn)成功提取5個(gè)公因子，提取的公因子累計(jì)解釋方差達(dá)72.395%，感知風(fēng)險(xiǎn)、行為態(tài)度、感知行為控制、主觀規(guī)范、行為意向測量題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷系數(shù)分別為0.842、0.802、0.762、0.710，0.839、0.775、0.775、0.630，0.811、0.772、0.756、0.510，0.842、0.802、0.762、0.710，0.804、0.771、0.748，各潛變量測量題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷系數(shù)處于0.510～0.870之間，均大于0.5，表明量表具有良好的效度。驗(yàn)證性因子分析結(jié)果為：χ2/df=1.255，小于3；RMSEA=0.032，小于0.08；CFI=0.988，IFI=0.989，TLI=0.984，大于0.9；PGFI=0.627，PCFI=0.736，PNFI=0.705，大于0.5，表明研究的概念模型與樣本數(shù)據(jù)擬合良好，可用于檢驗(yàn)研究假設(shè)。假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。初始假設(shè)H2未得到驗(yàn)證，H1和H3被驗(yàn)證成立。即森林康養(yǎng)潛在游客的行為態(tài)度對行為意向產(chǎn)生顯著正向影響，感知行為控制對行為意向產(chǎn)生正向影響；初始假設(shè)H5未得到驗(yàn)證，H4被驗(yàn)證成立。即森林康養(yǎng)潛在游客的主觀規(guī)范對行為態(tài)度產(chǎn)生顯著正向影響；初始假設(shè)H5和H6被驗(yàn)證成立。即森林康養(yǎng)潛在游客的感知風(fēng)險(xiǎn)對行為態(tài)度產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，感知風(fēng)險(xiǎn)對行為意向產(chǎn)生顯著負(fù)向影響。

表2 路徑系數(shù)與假設(shè)檢驗(yàn)Table 2 Path coefficient and hypothesis testing

說明：***表示p﹤0.001，**表示p﹤0.01，*表示p﹤0.05，#表示p>0.05。

2.1 行為態(tài)度在感知風(fēng)險(xiǎn)和行為意向之間起部分中介作用

表3 行為態(tài)度中介效應(yīng)檢驗(yàn)Table 3 The mediating effect test of behavioral attitudes

由于主觀規(guī)范與行為意向、感知行為控制與行為態(tài)度的影響關(guān)系未得到支持，因此只需考查行為態(tài)度在感知風(fēng)險(xiǎn)和行為意向之間的中介效應(yīng)。雙尾檢驗(yàn)結(jié)果顯示，感知風(fēng)險(xiǎn)、行為態(tài)度、行為意向的間接效應(yīng)中下限值與上限值之間不含0，即存在間接效應(yīng)，表明行為態(tài)度發(fā)揮中介作用(表3)。間接效果與總效果的點(diǎn)估計(jì)值之比代表中介效應(yīng)占總體效應(yīng)之比，計(jì)算結(jié)果為0.355 6，表明行為態(tài)度在感知風(fēng)險(xiǎn)和行為意向之間起部分中介作用。

2.2 行為態(tài)度和感知行為控制顯著正向影響行為意向

森林康養(yǎng)潛在游客的的行為態(tài)度和感知行為控制對行為意向產(chǎn)生顯著正向影響，主觀規(guī)范對行為意向未產(chǎn)生正向影響。行為態(tài)度是影響行為意向的首要因素得到研究樣本數(shù)據(jù)的支持；同時(shí)，相較于行為態(tài)度，感知行為控制對行為意向的影響作用較??；這2個(gè)分結(jié)論與消費(fèi)者行為領(lǐng)域多數(shù)現(xiàn)有研究的結(jié)論相契合[22-24]。在計(jì)劃行為理論一般模型中，主觀規(guī)范對行為意向也會產(chǎn)生正向影響，研究的實(shí)證結(jié)果未支持這一關(guān)系路徑，這與現(xiàn)有一些研究結(jié)論不相吻合，但也有少數(shù)學(xué)者的研究結(jié)果表明感知行為控制對行為意向未產(chǎn)生影響[25-26]。究其原因，應(yīng)該是研究對象選取不同導(dǎo)致該研究差異。前人在運(yùn)用計(jì)劃行為理論開展研究時(shí)，多選擇處于消費(fèi)中或消費(fèi)后的消費(fèi)者作為研究對象，在消費(fèi)行為已經(jīng)發(fā)生的情況下，消費(fèi)者感知行為控制顯著性影響作用較強(qiáng)。而研究對象為潛在游客，其消費(fèi)行為發(fā)生在未來，相比之下，潛在游客感知行為控制較小，從而影響作用較弱。

2.3 主觀規(guī)范對行為態(tài)度產(chǎn)生顯著正向影響

森林康養(yǎng)潛在游客的主觀規(guī)范會顯著正向影響行為態(tài)度，感知行為控制對行為態(tài)度無影響作用。表明森林康養(yǎng)旅游潛在游客在衡量自身得失后對該行為所作出的正面或負(fù)面的整體評價(jià)，會受到來自父母、朋友、領(lǐng)導(dǎo)等重要的個(gè)人或組織的影響[25]。因?yàn)楫?dāng)重要的人建議或推薦行為主體選擇體驗(yàn)森林康養(yǎng)旅游時(shí)，這一行為發(fā)生的幾率往往明顯增大，而當(dāng)重要的人持反對意見時(shí)，行為主體也同樣認(rèn)為發(fā)生該行為實(shí)屬不必，也即沒有感到實(shí)施該行為的壓力。

2.4 感知風(fēng)險(xiǎn)通過行為態(tài)度的中介作用顯著負(fù)向影響行為意向

感知風(fēng)險(xiǎn)對行為態(tài)度和行為意向均產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，同時(shí)行為態(tài)度在感知風(fēng)險(xiǎn)與行為意向之間發(fā)揮部分中介作用。該結(jié)論與某些學(xué)者的研究結(jié)論[15]相一致，表明潛在游客的感知風(fēng)險(xiǎn)通過行為態(tài)度的中介作用顯著負(fù)向影響行為意向。在文獻(xiàn)回顧的基礎(chǔ)上，結(jié)合森林康養(yǎng)旅游特殊情境因素，選定財(cái)務(wù)、身體、質(zhì)量和社會心理來測量潛在游客感知風(fēng)險(xiǎn)，雖然這4個(gè)方面感知風(fēng)險(xiǎn)為基礎(chǔ)性風(fēng)險(xiǎn)維度，但或許存在無法概括的不足。研究驗(yàn)證了基礎(chǔ)性風(fēng)險(xiǎn)對消費(fèi)者行為態(tài)度和行為意向產(chǎn)生負(fù)向影響，體現(xiàn)了這一研究方向的價(jià)值，管理者可以此作為理論借鑒，在營銷實(shí)踐中重視加強(qiáng)對森林康養(yǎng)旅游消費(fèi)各環(huán)節(jié)中安全因素的管理，將消費(fèi)者安全安全視作第一要素，通過營造良好的安全環(huán)境促使消費(fèi)者形成安全心理，為消費(fèi)者提供良好旅游體驗(yàn)的同時(shí)創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)效益。

3 小結(jié)

研究基于計(jì)劃行為理論，在森林康養(yǎng)旅游情境下，引入感知風(fēng)險(xiǎn)構(gòu)念構(gòu)建計(jì)劃行為理論拓展模型，分析了森林康養(yǎng)潛在游客感知風(fēng)險(xiǎn)對行為意向的影響，得出3點(diǎn)主要結(jié)論：

森林康養(yǎng)潛在游客的行為態(tài)度和感知行為控制對行為意向產(chǎn)生顯著正向影響，主觀規(guī)范對行為意向未產(chǎn)生正向影響。

森林康養(yǎng)潛在游客的主觀規(guī)范會顯著正向影響行為態(tài)度，感知行為控制對行為態(tài)度無影響作用。

感知風(fēng)險(xiǎn)對行為態(tài)度和行為意向均產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，同時(shí)行為態(tài)度在感知風(fēng)險(xiǎn)與行為意向之間發(fā)揮部分中介作用。

因此，旅游企業(yè)、景區(qū)管理單位等應(yīng)設(shè)計(jì)相應(yīng)的宣傳與管理方案，提高森林康養(yǎng)旅游的曝光度，加強(qiáng)宣傳森林康養(yǎng)旅游的基本產(chǎn)品和服務(wù)內(nèi)容，提升服務(wù)質(zhì)量、安全保障以達(dá)到正向口碑的效果。

總體來說，管理者應(yīng)把握行為意向形成的培育積極態(tài)度、減小出游壓力、增強(qiáng)出游信心和避免出游風(fēng)險(xiǎn)四方面因素，以引導(dǎo)潛在游客進(jìn)行合理消費(fèi)。