新冠肺炎疫情影響下的康養(yǎng)旅游意向影響因素實(shí)證分析

鄧 萍，陳 冰

(1.賀州學(xué)院 公共基礎(chǔ)教學(xué)部，廣西 賀州 542899；2.廣西財(cái)經(jīng)學(xué)院 商務(wù)外國(guó)語(yǔ)學(xué)院，廣西 南寧 530007)

新冠肺炎疫情嚴(yán)重沖擊了全球經(jīng)濟(jì)，對(duì)具有流動(dòng)性、聚集性等鮮明特征的旅游業(yè)的影響尤為顯著；此外，新冠肺炎疫情作為重大的公共突發(fā)性危機(jī)事件還嚴(yán)重威脅人類生命安全和身心健康[1-4]。由于新冠肺炎疫情的不確定性、對(duì)生命安全的威脅性、大眾對(duì)疾病了解的有限性等使公眾隨時(shí)處于需要面對(duì)危機(jī)的神經(jīng)緊繃狀態(tài)。當(dāng)環(huán)境中存在的威脅被個(gè)體感知時(shí)，應(yīng)激反應(yīng)就會(huì)自動(dòng)觸發(fā)，即引發(fā)個(gè)體的恐懼、焦慮、無(wú)聊、緊張、煩躁、抑郁、軀體化等各種負(fù)面心理問(wèn)題[5-8]，此時(shí)，旅游就成為人們減輕壓力、緩解情緒、愉悅心情及改變精神狀況的主要方式[9-11]。以“康復(fù)”和“養(yǎng)生”為目的的康養(yǎng)旅游，不僅能滿足公眾的這一需求，還能幫助恢復(fù)和調(diào)理身體機(jī)能。Wen J等[12]預(yù)測(cè)，雖然新冠肺炎疫情可能會(huì)影響中國(guó)游客的消費(fèi)模式，但鑒于游客不愿將自己的健康置于風(fēng)險(xiǎn)之中，會(huì)更多地考慮康養(yǎng)旅游。因此，康養(yǎng)旅游將成為有效緩解大眾身心壓力、促進(jìn)健康的重要旅游方式[13-15]。

一、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

(一)目標(biāo)導(dǎo)向行為模型

Fishbein M等[16]288首次提出理性行為理論，認(rèn)為個(gè)體行為態(tài)度和主觀規(guī)范共同影響行為意向， 通過(guò)個(gè)體行為意向可以預(yù)測(cè)個(gè)體實(shí)際行為，即行為意向越強(qiáng)烈，實(shí)施實(shí)際行為的可能性就越大。 鑒于理性行為理論僅充分考慮個(gè)體行為理性的一面而未考慮內(nèi)外部環(huán)境因素對(duì)行為意向的影響作用，1985 年，Ajzen I[17]引入感知行為控制來(lái)彌補(bǔ)該理論的不足。他認(rèn)為個(gè)體行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制共同影響個(gè)體行為意向，而感知行為控制甚至在某些情況下可直接影響個(gè)體實(shí)際行為，從而提出計(jì)劃行為理論。雖然計(jì)劃行為理論分析了個(gè)體認(rèn)知因素對(duì)行為意向的影響，但仍未考慮情緒、習(xí)慣和動(dòng)機(jī)因素對(duì)個(gè)體行為意向的影響。在計(jì)劃行為理論的基礎(chǔ)上，Perugini M等[18]79-98將預(yù)期情緒、欲望和過(guò)去行為頻率納入模型，將理論進(jìn)一步完善擴(kuò)展為目標(biāo)導(dǎo)向行為理論。他認(rèn)為行為態(tài)度、主觀規(guī)范、預(yù)期情緒、感知行為控制和過(guò)去行為頻率影響欲望，而欲望、感知行為控制和過(guò)去行為頻率會(huì)直接影響行為意向；感知行為控制、過(guò)去行為頻率和行為意向又會(huì)直接促成實(shí)際行為。

(二)文獻(xiàn)綜述和研究假設(shè)

1. 行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制、預(yù)期情緒與欲望的關(guān)系假設(shè)。 Fishbein M等[16]216認(rèn)為行為態(tài)度是個(gè)體執(zhí)行特定行為時(shí)的積極或消極評(píng)價(jià)及對(duì)執(zhí)行該行為的預(yù)期價(jià)值判斷，當(dāng)決定是否執(zhí)行特定行為時(shí)，個(gè)體會(huì)對(duì)特定行為進(jìn)行有利或不利評(píng)價(jià)，權(quán)衡特定行為的成本、收益和損失。如果預(yù)期評(píng)價(jià)結(jié)果是積極的，個(gè)體行為態(tài)度也會(huì)更積極，則個(gè)體執(zhí)行特定行為的欲望會(huì)更強(qiáng)烈[19]。在基于日常生活知識(shí)、信息、經(jīng)驗(yàn)和感知的基礎(chǔ)上，個(gè)體對(duì)特定行為的態(tài)度體現(xiàn)其對(duì)特定行為的總體評(píng)價(jià)，并影響個(gè)體參與該行為的欲望。在突發(fā)公共事件的背景下， 游客出游態(tài)度對(duì)國(guó)內(nèi)外出游欲望都有著顯著積極影響[20]89-99,[21]，[22]234-241?；诖耍岢鲆韵录僭O(shè)：

H1: 新冠肺炎疫情影響下的游客行為態(tài)度會(huì)正向影響康養(yǎng)旅游欲望。

主觀規(guī)范是個(gè)體決定是否執(zhí)行某特定行為時(shí)所感知到的社會(huì)壓力[23]179-211。個(gè)體在執(zhí)行某特定行為時(shí)往往會(huì)遵從其他人的意見(jiàn)或被身邊重要人群，如家人、朋友和同事等的觀點(diǎn)所影響。當(dāng)個(gè)體感知到強(qiáng)烈的肯定態(tài)度時(shí)，執(zhí)行特定行為的欲望就會(huì)增強(qiáng)。目標(biāo)導(dǎo)向行為理論認(rèn)為，主觀規(guī)范可通過(guò)欲望間接影響其行為意向[18]79-98。Kim J S等[24]調(diào)查中國(guó)游客前往朝鮮的旅游動(dòng)機(jī)及其對(duì)旅行決策的影響時(shí)發(fā)現(xiàn)，游客主觀規(guī)范對(duì)欲望有著積極正向影響。Han H等[25]研究博物館游客的親環(huán)境行為時(shí)發(fā)現(xiàn)，游客的主觀規(guī)范與欲望呈顯著正向相關(guān)。此外，海外游客的主觀規(guī)范[26]、面臨突發(fā)公共事件的游客的主觀規(guī)范[20]89-99都會(huì)積極影響旅游欲望。基于此，提出以下假設(shè)，

H2：新冠肺炎疫情影響下的游客主觀規(guī)范會(huì)正向影響康養(yǎng)旅游欲望。

在未知不定的情況下，人們對(duì)未來(lái)的行為或想要達(dá)成的目標(biāo)會(huì)存在前瞻性的預(yù)期情緒[18]79-98。個(gè)體對(duì)預(yù)期行為的預(yù)期情緒分為消極預(yù)期情緒和積極預(yù)期情緒。消極預(yù)期情緒是指預(yù)期行為不發(fā)生或目標(biāo)失敗時(shí)，個(gè)體所產(chǎn)生的負(fù)面消極情緒，而積極預(yù)期情緒則指預(yù)期行為發(fā)生或目標(biāo)實(shí)現(xiàn)時(shí)，個(gè)體所產(chǎn)生的正面積極情緒[18]79-98。積極預(yù)期情緒有利于提升行為欲望，從而形成更強(qiáng)的行為意向，而在未知不確定的情況下，消極預(yù)期情緒同樣會(huì)促成個(gè)體的行為欲望[18]79-98。不管是面對(duì)2009 年 H1N1 流感病毒還是近兩年的新冠肺炎病毒，游客的積極和消極預(yù)期情緒均積極影響旅游欲望[20]89-99,[21]?；诖?，提出以下假設(shè)：

H3: 新冠肺炎疫情影響下的游客消極預(yù)期情緒對(duì)康養(yǎng)旅游欲望產(chǎn)生正向影響。

H4：新冠肺炎疫情影響下的游客積極預(yù)期情緒對(duì)康養(yǎng)旅游欲望產(chǎn)生正向影響。

感知行為控制是指通過(guò)衡量自身所掌握的資源(如時(shí)間和金錢(qián))，個(gè)體對(duì)執(zhí)行特定行為的信心或控制能力。 當(dāng)個(gè)體有足夠的資源和機(jī)會(huì)，或感知到的信心和控制能力越強(qiáng)，其執(zhí)行該行為的欲望就會(huì)得到增強(qiáng)[22]234-241。研究表明：在面對(duì)突發(fā)公共事件時(shí)， 游客的感知行為控制能力對(duì)旅游欲望[22]234-241和旅游意向[20]89-99產(chǎn)生顯著正向影響?；诖?，提出以下假設(shè)：

H5：新冠肺炎疫情影響下的游客感知行為控制對(duì)康養(yǎng)旅游欲望具有正向影響。

H6：新冠肺炎疫情影響下的游客感知行為控制對(duì)康養(yǎng)旅游意向具有正向影響。

欲望表示個(gè)體對(duì)行為發(fā)生的強(qiáng)烈情感意愿或個(gè)體想達(dá)成某特定行為目標(biāo)的精神狀態(tài)。作為行為動(dòng)機(jī)主要來(lái)源的行為執(zhí)行欲望被加入目標(biāo)導(dǎo)向行為理論以加強(qiáng)解釋意向的預(yù)測(cè)能力[27]186。從理論角度看，欲望有兩個(gè)顯著特征：欲望是意向的主要預(yù)測(cè)因子；欲望介導(dǎo)態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制及預(yù)期情緒和意向之間的關(guān)系，而態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制及預(yù)期情緒又預(yù)測(cè)欲望。根據(jù)Bagozzi R P[27]185的觀點(diǎn)，欲望是行為意向的近端原因，而目標(biāo)導(dǎo)向行為模型中的其他變量被視為遠(yuǎn)端原因，其影響完全由欲望介導(dǎo)。因此，可以假設(shè)：

H7: 新冠肺炎疫情影響下的游客欲望對(duì)康養(yǎng)旅游意向具有顯著正向影響。

2. 新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知與欲望、意向和非藥物干預(yù)的關(guān)系假設(shè)。感知是指?jìng)€(gè)體依靠知識(shí)、信息和經(jīng)驗(yàn)對(duì)物體、行為或事件的認(rèn)知并做出反應(yīng)的過(guò)程， 而風(fēng)險(xiǎn)感知指的是所感知到的暴露于威脅或危險(xiǎn)的可能性[28]212-225。新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知是指大眾對(duì)有可能感染新冠肺炎病毒的威脅和危險(xiǎn)的感知。根據(jù)健康信念模型(Health Belief Model, HBM)，個(gè)體對(duì)特定疾病的感知包括疾病易感性和嚴(yán)重性兩方面，疾病易感性是指?jìng)€(gè)體對(duì)感染疾病可能性的主觀評(píng)估，而疾病嚴(yán)重性是指?jìng)€(gè)體對(duì)疾病嚴(yán)重性及潛在后果(身體、心理及社會(huì)負(fù)面影響等)的主觀評(píng)估[29]。HBM表明：就特定疾病而言，高疾病易感性和強(qiáng)感知嚴(yán)重性不僅可以促使個(gè)體采取行動(dòng)預(yù)防疾病，而且可以增強(qiáng)個(gè)體采取相應(yīng)的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避行為， 如取消旅行計(jì)劃或采取非藥物干預(yù)避免疾病風(fēng)險(xiǎn)和健康威脅。 Sonmez S F 等[30]研究發(fā)現(xiàn)，游客所感知到的風(fēng)險(xiǎn)在決策過(guò)程中起著至關(guān)重要的作用。Reisinger Y等[28]212-225發(fā)現(xiàn)，游客感知到的風(fēng)險(xiǎn)對(duì)旅游意向產(chǎn)生負(fù)面影響，甚至有可能會(huì)改變目的地選擇或旅游行為，但一些渴望并仍然打算出游的游客將在旅行中采取個(gè)人健康保護(hù)行為。 游客面臨突發(fā)公共事件時(shí)所感知的風(fēng)險(xiǎn)嚴(yán)重程度越高就越有可能促使其采取一些個(gè)人保護(hù)措施[31]或一些非藥物干預(yù)措施[21],[22]234-241,[32]232-234。 基于此，提出以下假設(shè)：

H8：游客的新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知對(duì)康養(yǎng)旅游欲望具有負(fù)向影響。

H9：游客的新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知對(duì)康養(yǎng)旅游意向具有負(fù)向影響。

H10：游客的新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知對(duì)非藥物干預(yù)具有正向影響。

3. 非藥物干預(yù)與意向的關(guān)系假設(shè)。世界衛(wèi)生組織建議通過(guò)藥物(即疫苗接種)和非藥物干預(yù)來(lái)防御新冠肺炎病毒。大眾可采取的非藥物干預(yù)措施主要有：注意個(gè)人衛(wèi)生、勤洗手、佩戴口罩、注意呼吸禮儀、保持社交距離、避開(kāi)或遠(yuǎn)離具有新冠肺炎癥狀的人群、了解新冠肺炎疫情實(shí)時(shí)資訊及密切關(guān)注自身健康狀態(tài)等。非藥物干預(yù)可有效減少病毒傳播和高危人群感染的可能性，在預(yù)防病毒擴(kuò)散方面發(fā)揮著非常重要的作用[33]，也為旅游業(yè)的復(fù)蘇提供了保障[32]233。因此，非藥物干預(yù)措施在游客決策過(guò)程中發(fā)揮重要作用并對(duì)旅游意向產(chǎn)生正向影響[21],[22]234-241,[32]237-238。由此可以假設(shè)：

H11：新冠肺炎疫情影響下的非藥物干預(yù)對(duì)康養(yǎng)旅游意向產(chǎn)生正向顯著影響。

(三)模型構(gòu)建

在新冠肺炎疫情影響下，考慮到潛在的新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知和非藥物干預(yù)的有效性和必要性，本研究將新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知和非藥物干預(yù)兩個(gè)變量加入目標(biāo)導(dǎo)向行為模型。由此，本研究的概念模型如圖1所示：

圖1 研究概念模型

二、研究設(shè)計(jì)

(一)問(wèn)卷設(shè)計(jì)與測(cè)量

本研究構(gòu)建的模型包括態(tài)度、主觀規(guī)范、消極預(yù)期情緒、積極預(yù)期情緒、感知行為控制、欲望、意向、新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知和非藥物干預(yù)9個(gè)構(gòu)念。前7個(gè)構(gòu)念的測(cè)量項(xiàng)均改編自Lee C K等的量表[20]89-99，最后2個(gè)構(gòu)念的測(cè)量項(xiàng)改編自Kement U等的量表[32]240， 所有量表均進(jìn)行還原反向翻譯以確保量表信度。為確保構(gòu)念的各測(cè)量項(xiàng)能準(zhǔn)確反映所測(cè)量的概念，本研究邀請(qǐng)了旅游領(lǐng)域的專家對(duì)問(wèn)卷的表面效度和內(nèi)容效度進(jìn)行評(píng)估，經(jīng)預(yù)測(cè)試，9個(gè)構(gòu)念共得到49個(gè)有效測(cè)量項(xiàng)(見(jiàn)表1)。正式問(wèn)卷均采用Likert 5級(jí)量表：1代表“非常不認(rèn)同”、5代表“非常認(rèn)同”。

(二)數(shù)據(jù)收集

為貫徹新冠肺炎疫情防控要求，本研究采用騰訊問(wèn)卷在線收集數(shù)據(jù)，調(diào)查時(shí)間為2021年12月16—29日，共收集問(wèn)卷 1 489 份，剔除無(wú)效卷(1)相同IP只能作答一次，作答時(shí)間過(guò)短(低于80秒)或過(guò)長(zhǎng)(15分鐘以上)，答案全部相同的問(wèn)卷，交叉作答，85%以上的答案一致，存在明顯前后矛盾的問(wèn)卷等。后得到有效問(wèn)卷共641份，有效問(wèn)卷回復(fù)率為43.1%。統(tǒng)計(jì)顯示：男性300人，占比46.8%，女性341人,占比53.2%；其中，20～29歲人員314人，占比49%，30～39歲人員175人，占比27.3%；就學(xué)歷而言，大專或本科的比例最高，519人，占比81%；就職業(yè)而言，學(xué)生和公司職員比例最高，分別占比26.8%和22.2%；收入水平主要以中低收入群體為主。 根據(jù)樣本量應(yīng)為測(cè)量項(xiàng)10倍的原則，本文可采用此樣本進(jìn)行數(shù)據(jù)分析[34]。

(三)數(shù)據(jù)分析方法

通過(guò)對(duì)所有測(cè)量項(xiàng)進(jìn)行Harman單因素檢驗(yàn)，未經(jīng)旋轉(zhuǎn)的第一公因子的方差解釋百分比為19.551， 小于40%[35]， 因此可知此量表不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。在數(shù)據(jù)收集完成確保不存在共同方法偏差后，考慮到本研究構(gòu)建的模型較復(fù)雜，因此，采用SmartPLS 3.0對(duì)結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行分析，主要包括測(cè)量模型評(píng)估和結(jié)構(gòu)模型評(píng)估。

三、實(shí)證分析結(jié)果

(一)評(píng)估測(cè)量模型

評(píng)估測(cè)量模型需對(duì)信度和效度進(jìn)行檢驗(yàn)。信度主要檢測(cè)內(nèi)部一致性程度，效度需分別檢測(cè)聚合效度和區(qū)別效度。內(nèi)部一致性程度主要由克隆巴赫系數(shù)和組合信度值評(píng)估，兩者的值介于0.70～0.90之間是非常滿意的，但高于0.95的值是不可取的[36]112。聚合效度指的是測(cè)量指標(biāo)與同一構(gòu)念的其他測(cè)量指標(biāo)呈正相關(guān)的程度。反映性構(gòu)念的聚合效度主要評(píng)測(cè)因子負(fù)荷量(>0.7)和平均變異萃取量(AVE>0.5)[36]115。如表1所示，所有克隆巴赫系數(shù)和組合信度都高于0.7并低于0.95， 由此說(shuō)明該模型中所有構(gòu)念的內(nèi)部一致性程度較高。另外， 所有構(gòu)念的因子負(fù)荷量均高于0.7、平均變異萃取量均高于0.5， 表明測(cè)量模型中的各構(gòu)念具有聚合效度。

表1 內(nèi)部一致性和聚合效度

續(xù)表1

交叉負(fù)荷量Fornell-Larcker標(biāo)準(zhǔn)和異質(zhì)-單質(zhì)比率HTMT (heterotrait-monotrait ratio)可用來(lái)評(píng)測(cè)各構(gòu)念真正區(qū)別于其它構(gòu)念的程度，即區(qū)別效度。 首先，本研究的各測(cè)量項(xiàng)在其指定構(gòu)念上的負(fù)荷量均高于其與其它構(gòu)念的所有交叉負(fù)荷量，表明構(gòu)念測(cè)量具有區(qū)別效度。其次，如表2所示，根據(jù)Fornell-Larcker準(zhǔn)則，各對(duì)角線值是各構(gòu)念A(yù)VE的平方根值，每個(gè)構(gòu)念的值高于其與任何列或行中其他構(gòu)念的相關(guān)系數(shù)值， 由此可知，該測(cè)量模型的各構(gòu)念之間具有良好的區(qū)別效度。

表2 各構(gòu)念的Fornell-Larcker準(zhǔn)則評(píng)測(cè)數(shù)據(jù)

盡管交叉負(fù)荷量和Fornell-Larcker標(biāo)準(zhǔn)都評(píng)估區(qū)別效度，但它們不足以測(cè)試構(gòu)念變量之間真正的不同。HTMT能通過(guò)比較不同構(gòu)念之間及同一構(gòu)念內(nèi)所有相關(guān)性的平均值對(duì)構(gòu)念之間的真實(shí)相關(guān)性進(jìn)行評(píng)估[36]118。如表3所示，HTMT的所有值均低于0.85[36]119，且所有構(gòu)念組合中HTMT的拔靴bootstrapping的置信區(qū)間不包含1，表明測(cè)量模型中的所有構(gòu)念具有較好的區(qū)別效度。

(二)評(píng)估結(jié)構(gòu)模型

1. 共線性評(píng)估。結(jié)構(gòu)模型構(gòu)念之間的共線性問(wèn)題會(huì)導(dǎo)致路徑系數(shù)出現(xiàn)偏差，在進(jìn)行結(jié)構(gòu)模型評(píng)估前需先對(duì)共線性問(wèn)題進(jìn)行評(píng)估。方差膨脹因素(VIF)可用于評(píng)估PLS-SEM中的共線性問(wèn)題。 表4中所有相關(guān)因變量和自變量的VIF值都低于閾值3.3[37],表明構(gòu)念之間并不存在嚴(yán)重的共線性問(wèn)題。

2. 路徑系數(shù)和假設(shè)驗(yàn)證。從表5可知，態(tài)度、主觀規(guī)范、預(yù)期情緒和感知行為控制與欲望的關(guān)系都呈正相關(guān)。其中，積極預(yù)期情緒和欲望之間的關(guān)系最強(qiáng)，其次是消極預(yù)期情緒、態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制，所有t值高于1.96，所有p值低于0.05，所有95%置信區(qū)間均不包括0值，表明這些變量與欲望之間的所有路徑系數(shù)均呈顯著正相關(guān)，即假設(shè)H1、H2、H3、H4和H5成立；而疫情感知與欲望之間的t值0.868<1.96，p值0.385>0.05，95%置信區(qū)間值包括0值，表明新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知對(duì)欲望的影響作用并不顯著，即假設(shè)H8不成立。 在各變量和康養(yǎng)旅游意向之間的關(guān)系中，除感知行為控制與意向之外的所有t值高于1.96，所有p值低于0.05，所有95%置信區(qū)間均不包括0值，表明非藥物干預(yù)、欲望和新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知與意向之間的關(guān)系均呈顯著相關(guān)，其中非藥物干預(yù)和欲望與意向之間呈顯著正相關(guān)，而新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知與意向之間則呈顯著負(fù)相關(guān)，所以假設(shè)H7、H9和H11均成立；而感知行為控制與意向之間的t值1.395<1.96，p值0.163>0.05，95%置信區(qū)間值[-0.022，0.094]包括0值，表明感知行為控制對(duì)意向的影響并不顯著，即假設(shè)H6不成立。 新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知與非藥物干預(yù)之間的t值11.337>1.96，p值0.000<0.05，95%置信區(qū)間值[0.375，0.530]不包括0值，表明新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知對(duì)非藥物干預(yù)之間呈顯著正相關(guān)，即假設(shè)H10成立。以上結(jié)果如圖2所示，其中虛線為不成立的假設(shè)關(guān)系。

表3 各構(gòu)念的異質(zhì)-單質(zhì)比率和置信區(qū)間

表4 決定系數(shù)-預(yù)測(cè)相關(guān)性-效用值-方差膨脹因素值

表5 路徑系數(shù)和假設(shè)驗(yàn)證結(jié)果

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型圖

3.可決系數(shù)R2、預(yù)測(cè)相關(guān)性Q2和效用值f2[36]201-208。R2用于測(cè)量模型的預(yù)測(cè)能力或自變量對(duì)因變量的解釋能力，即當(dāng)R2值為 0.670、0.333和 0.190時(shí)，分別代表自變量可解釋因變量的程度為實(shí)質(zhì)的、中等的和較弱的。從表4可知， 態(tài)度、主觀規(guī)范、消極預(yù)期情緒、積極預(yù)期情緒和感知行為控制對(duì)欲望的解釋力超過(guò)50%， 欲望、新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知和非藥物干預(yù)對(duì)意向的解釋力同樣超過(guò)50%， 新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知對(duì)非藥物干預(yù)的解釋力超過(guò)20%。Q2用于評(píng)估模型的預(yù)測(cè)相關(guān)性。當(dāng)值大于零時(shí)，表明具有預(yù)測(cè)相關(guān)性；反之，則不具有預(yù)測(cè)相關(guān)性。Q2值是通過(guò)SmartPLS 3.0中的盲解(Blindfolding)法計(jì)算的，指定的省略距離D必須在5到10之間， 且不能被樣本數(shù)整除，而本研究中的樣本量為641，選擇Smart PLS 3.0中默認(rèn)的省略距離7進(jìn)行盲解計(jì)算，即641/7=91.571。如表4所示，欲望、意向和非藥物干預(yù)的預(yù)測(cè)相關(guān)值分別為0.310、0.339、0.127,Q2值都大于0，表明該模型對(duì)以上構(gòu)念均具有預(yù)測(cè)相關(guān)性。效果值f2用于檢測(cè)自變量對(duì)因變量的貢獻(xiàn)值，即當(dāng)f2值為0.02、0.15和 0.35時(shí)，表示自變量對(duì)因變量具有較小、中等和較大影響，而當(dāng)f2值低于0.02時(shí)，表明自變量對(duì)因變量未產(chǎn)生任何影響或做出任何貢獻(xiàn)。由表4可知，欲望對(duì)意向具有決定性影響；消極預(yù)期情緒和積極預(yù)期情緒對(duì)欲望具有中等影響；態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制對(duì)欲望產(chǎn)生的影響較??；新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知對(duì)非藥物干預(yù)具有中等影響、對(duì)意向只產(chǎn)生較小影響、而對(duì)欲望幾乎不產(chǎn)生任何影響；感知行為控制和非藥物干預(yù)對(duì)意向不產(chǎn)生任何影響。

四、研究結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

在目標(biāo)導(dǎo)向行為理論的基礎(chǔ)上，本文采用加入新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知和非藥物干預(yù)后的拓展模型研究新冠肺炎疫情影響下的康養(yǎng)旅游意向影響因素。 結(jié)果發(fā)現(xiàn)：態(tài)度、主觀規(guī)范、消極預(yù)期情緒、積極預(yù)期情緒和感知行為控制對(duì)欲望的解釋力及欲望、新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知和非藥物干預(yù)對(duì)意向的解釋力都超過(guò)50%；態(tài)度、主觀規(guī)范、預(yù)期情緒和感知行為控制對(duì)欲望有顯著正向影響，其中，積極預(yù)期情緒和欲望之間的關(guān)系最強(qiáng)，其次是消極預(yù)期情緒、態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制，而新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知對(duì)欲望的影響作用并不顯著；非藥物干預(yù)和欲望與意向之間呈顯著正向影響，新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知與意向之間則呈顯著負(fù)向影響，但感知行為控制對(duì)意向的影響作用并不顯著，而新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知對(duì)非藥物干預(yù)之間呈顯著正向影響。

1.該模型不僅考慮意志因素(態(tài)度和主觀規(guī)范)、非意志因素(感知行為控制)及情緒因素(消極預(yù)期情緒和積極預(yù)期情緒)，還加入新變量(新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知和非藥物干預(yù))，進(jìn)一步拓展了目標(biāo)導(dǎo)向行為模型，并且作為因變量的非藥物干預(yù)、欲望和意向的方差都得到了實(shí)質(zhì)性的解釋。此結(jié)果與Ajzen I[23]179-211的觀點(diǎn)一致：應(yīng)盡可能多地考慮其他因素或變量之間的關(guān)系以便更好地解釋欲望和意向的方差，從而提高模型的預(yù)測(cè)解釋能力。

2.就假設(shè)檢驗(yàn)而言，在目標(biāo)導(dǎo)向行為模型的所有前置變量中，欲望是預(yù)測(cè)意向的最重要推動(dòng)力，其對(duì)意向有著決定性的影響，說(shuō)明欲望是促成意向的一股強(qiáng)大力量。在影響欲望的變量中，情緒因素的影響最大，不管是積極預(yù)期情緒還是消極預(yù)期情緒都對(duì)欲望有著顯著正向影響，說(shuō)明在新冠肺炎疫情的影響下，不僅煩躁、不安、焦慮等各種負(fù)面情緒會(huì)讓大眾尋求放松減壓或消除不良情緒的方式，而且對(duì)美好健康生活的向往和積極的心態(tài)也會(huì)促使大眾尋求“有益健康的資源”促進(jìn)身心放松并保持身心健康。在新冠肺炎疫情期間選擇是否外出進(jìn)行康養(yǎng)旅游多少會(huì)受到集體主義價(jià)值觀念的影響，即一方面會(huì)嚴(yán)格遵守防疫規(guī)定做好防護(hù)措施確保個(gè)人安全，另一方面也會(huì)考慮和尊重家人、朋友或身邊重要的人的看法和建議，以維持和諧的人際關(guān)系，所以態(tài)度和主觀規(guī)范對(duì)康養(yǎng)旅游的欲望產(chǎn)生的影響較小。除此之外，感知行為控制對(duì)康養(yǎng)旅游欲望產(chǎn)生的影響較小且對(duì)意向并不產(chǎn)生任何顯著影響，說(shuō)明無(wú)論個(gè)體在正常情況下是多么有能力和信心掌控自己的行為， 但面對(duì)新冠肺炎疫情時(shí)還是會(huì)十分謹(jǐn)慎。

3.在新冠肺炎疫情的長(zhǎng)期影響下，新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知并不會(huì)限制康養(yǎng)旅游欲望，大眾已慢慢適應(yīng)新冠肺炎疫情期間的生活，但新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知會(huì)限制康養(yǎng)旅游意向。然而，對(duì)新冠肺炎疫情嚴(yán)重性和危險(xiǎn)性的感知也會(huì)促使個(gè)體采取非藥物干預(yù)措施做好防護(hù)，增加其應(yīng)對(duì)疫情風(fēng)險(xiǎn)的能力，從而正向影響康養(yǎng)旅游意向，說(shuō)明在新冠肺炎疫情期間采取非藥物干預(yù)仍然是防疫的有效措施。

(二)政策建議

本研究調(diào)查了新冠肺炎疫情影響下的康養(yǎng)旅游意向影響因素，態(tài)度、行為規(guī)范、消極預(yù)期情緒、積極預(yù)期情緒、感知行為控制對(duì)康養(yǎng)旅游欲望都產(chǎn)生顯著正向影響，非藥物干預(yù)和欲望對(duì)意向產(chǎn)生顯著正向影響，而新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)感知對(duì)康養(yǎng)旅游意向產(chǎn)生顯著負(fù)向影響。在新冠肺炎疫情影響下，制定合理可行的康養(yǎng)旅游發(fā)展措施不僅能促進(jìn)康養(yǎng)旅游的發(fā)展、提升大眾康養(yǎng)旅游的意向，而且可以幫助大眾緩解壓力、促進(jìn)身心健康。 據(jù)此，本研究提出以下政策建議：

1.新冠肺炎疫情喚醒了大眾對(duì)身心健康的關(guān)注，各地旅游業(yè)應(yīng)順應(yīng)這一需求，以當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)自然環(huán)境和氣候條件為基礎(chǔ)，重點(diǎn)開(kāi)發(fā)康養(yǎng)旅游資源，使受新冠肺炎疫情影響的當(dāng)?shù)芈糜螛I(yè)逐步恢復(fù)。

2.在新冠肺炎疫情影響下，旅游部門(mén)亟需化解大眾迫切想要外出旅游但又擔(dān)憂新冠肺炎疫情風(fēng)險(xiǎn)的矛盾心理?？叼B(yǎng)旅游借助良好的自然生態(tài)環(huán)境，不僅能改善大眾身體素質(zhì)，還能幫助預(yù)防、緩解和治療疾病。在新冠肺炎疫情的影響下，不管是旅游部門(mén)還是游客都需要時(shí)間慢慢恢復(fù)信心和重建安全感。

3.鑒于新冠肺炎疫情潛在的不確定性，個(gè)體和景區(qū)都應(yīng)采取正確的防護(hù)措施增強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避能力。 游客在出行前需做好個(gè)人防護(hù)并通過(guò)媒介了解康養(yǎng)旅游目的地的新冠肺炎疫情實(shí)時(shí)資訊及當(dāng)?shù)蒯t(yī)療設(shè)施情況。各旅游景區(qū)應(yīng)嚴(yán)格遵守當(dāng)?shù)胤酪咭?guī)定，保持適當(dāng)?shù)慕哟?guī)模，督促游客正確佩戴口罩、避免人群聚集和近距離接觸。另外，旅游目的地相關(guān)部門(mén)還應(yīng)進(jìn)一步提升景區(qū)環(huán)境衛(wèi)生狀況，減輕游客對(duì)新冠肺炎疫情感染的擔(dān)心和焦慮，增強(qiáng)其環(huán)境安全感知，提高康養(yǎng)旅游意向。

(三)研究展望

本研究雖有助于了解新冠肺炎疫情背景下康養(yǎng)旅游意向的主要影響因素及其強(qiáng)弱程度，但所采用的模型還應(yīng)進(jìn)一步在定量實(shí)證研究方面結(jié)合實(shí)際情況考慮不同類別、不同程度的風(fēng)險(xiǎn)及風(fēng)險(xiǎn)信息傳播方式，某段時(shí)間新冠肺炎疫情出現(xiàn)的頻率、持續(xù)時(shí)間、嚴(yán)重程度和不同的防疫政策要求，康養(yǎng)旅游目的地形象和價(jià)值感知及個(gè)人健康意識(shí)，抗疫經(jīng)歷和地方認(rèn)同感等影響因素，嘗試加入不同的中介和調(diào)節(jié)變量研究各影響因素相互間的關(guān)系等；此外，可通過(guò)定性研究探究更多影響康養(yǎng)旅游意向的具體因素。