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.廣西財經(jīng)學(xué)院 商務(wù)外國語學(xué)院，廣西 南寧 530007)

新冠肺炎疫情嚴重沖擊了全球經(jīng)濟，對具有流動性、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)性危機事件還嚴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、對生命安全的威脅性、大眾對疾病了解的有限性等使公眾隨時處于需要面對危機的神經(jīng)緊繃狀態(tài)。當環(huán)境中存在的威脅被個體感知時，應(yīng)激反應(yīng)就會自動觸發(fā)，即引發(fā)個體的恐懼、焦慮、無聊、緊張、煩躁、抑郁、軀體化等各種負面心理問題[5-8]，此時，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)理身體機能。Wen J等[12]預(yù)測，雖然新冠肺炎疫情可能會影響中國游客的消費模式，但鑒于游客不愿將自己的健康置于風(fēng)險之中，會更多地考慮康養(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)目標導(dǎo)向行為模型

Fishbein M等[16]288首次提出理性行為理論，認為個體行為態(tài)度和主觀規(guī)范共同影響行為意向， 通過個體行為意向可以預(yù)測個體實際行為，即行為意向越強烈，實施實際行為的可能性就越大。 鑒于理性行為理論僅充分考慮個體行為理性的一面而未考慮內(nèi)外部環(huán)境因素對行為意向的影響作用，1985 年，Ajzen I[17]引入感知行為控制來彌補該理論的不足。他認為個體行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制共同影響個體行為意向，而感知行為控制甚至在某些情況下可直接影響個體實際行為，從而提出計劃行為理論。雖然計劃行為理論分析了個體認知因素對行為意向的影響，但仍未考慮情緒、習(xí)慣和動機因素對個體行為意向的影響。在計劃行為理論的基礎(chǔ)上，Perugini M等[18]79-98將預(yù)期情緒、欲望和過去行為頻率納入模型，將理論進一步完善擴展為目標導(dǎo)向行為理論。他認為行為態(tài)度、主觀規(guī)范、預(yù)期情緒、感知行為控制和過去行為頻率影響欲望，而欲望、感知行為控制和過去行為頻率會直接影響行為意向；感知行為控制、過去行為頻率和行為意向又會直接促成實際行為。

(二)文獻綜述和研究假設(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認為行為態(tài)度是個體執(zhí)行特定行為時的積極或消極評價及對執(zhí)行該行為的預(yù)期價值判斷，當決定是否執(zhí)行特定行為時，個體會對特定行為進行有利或不利評價，權(quán)衡特定行為的成本、收益和損失。如果預(yù)期評價結(jié)果是積極的，個體行為態(tài)度也會更積極，則個體執(zhí)行特定行為的欲望會更強烈[19]。在基于日常生活知識、信息、經(jīng)驗和感知的基礎(chǔ)上，個體對特定行為的態(tài)度體現(xiàn)其對特定行為的總體評價，并影響個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)度對國內(nèi)外出游欲望都有著顯著積極影響[20]89-99,[21]，[22]234-241?；诖?，提出以下假設(shè)：

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

主觀規(guī)范是個體決定是否執(zhí)行某特定行為時所感知到的社會壓力[23]179-211。個體在執(zhí)行某特定行為時往往會遵從其他人的意見或被身邊重要人群，如家人、朋友和同事等的觀點所影響。當個體感知到強烈的肯定態(tài)度時，執(zhí)行特定行為的欲望就會增強。目標導(dǎo)向行為理論認為，主觀規(guī)范可通過欲望間接影響其行為意向[18]79-98。Kim J S等[24]調(diào)查中國游客前往朝鮮的旅游動機及其對旅行決策的影響時發(fā)現(xiàn)，游客主觀規(guī)范對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)范會正向影響康養(yǎng)旅游欲望。

在未知不定的情況下，人們對未來的行為或想要達成的目標會存在前瞻性的預(yù)期情緒[18]79-98。個體對預(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)生或目標失敗時，個體所產(chǎn)生的負面消極情緒，而積極預(yù)期情緒則指預(yù)期行為發(fā)生或目標實現(xiàn)時，個體所產(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)期情緒同樣會促成個體的行為欲望[18]79-98。不管是面對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]。基于此，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)期情緒對康養(yǎng)旅游欲望產(chǎn)生正向影響。

感知行為控制是指通過衡量自身所掌握的資源(如時間和金錢)，個體對執(zhí)行特定行為的信心或控制能力。 當個體有足夠的資源和機會，或感知到的信心和控制能力越強，其執(zhí)行該行為的欲望就會得到增強[22]234-241。研究表明：在面對突發(fā)公共事件時， 游客的感知行為控制能力對旅游欲望[22]234-241和旅游意向[20]89-99產(chǎn)生顯著正向影響。基于此，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康養(yǎng)旅游意向具有正向影響。

欲望表示個體對行為發(fā)生的強烈情感意愿或個體想達成某特定行為目標的精神狀態(tài)。作為行為動機主要來源的行為執(zhí)行欲望被加入目標導(dǎo)向行為理論以加強解釋意向的預(yù)測能力[27]186。從理論角度看，欲望有兩個顯著特征：欲望是意向的主要預(yù)測因子；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)測欲望。根據(jù)Bagozzi R P[27]185的觀點，欲望是行為意向的近端原因，而目標導(dǎo)向行為模型中的其他變量被視為遠端原因，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)。感知是指個體依靠知識、信息和經(jīng)驗對物體、行為或事件的認知并做出反應(yīng)的過程， 而風(fēng)險感知指的是所感知到的暴露于威脅或危險的可能性[28]212-225。新冠肺炎疫情風(fēng)險感知是指大眾對有可能感染新冠肺炎病毒的威脅和危險的感知。根據(jù)健康信念模型(Health Belief Model, HBM)，個體對特定疾病的感知包括疾病易感性和嚴重性兩方面，疾病易感性是指個體對感染疾病可能性的主觀評估，而疾病嚴重性是指個體對疾病嚴重性及潛在后果(身體、心理及社會負面影響等)的主觀評估[29]。HBM表明：就特定疾病而言，高疾病易感性和強感知嚴重性不僅可以促使個體采取行動預(yù)防疾病，而且可以增強個體采取相應(yīng)的風(fēng)險規(guī)避行為， 如取消旅行計劃或采取非藥物干預(yù)避免疾病風(fēng)險和健康威脅。 Sonmez S F 等[30]研究發(fā)現(xiàn)，游客所感知到的風(fēng)險在決策過程中起著至關(guān)重要的作用。Reisinger Y等[28]212-225發(fā)現(xiàn)，游客感知到的風(fēng)險對旅游意向產(chǎn)生負面影響，甚至有可能會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人健康保護行為。 游客面臨突發(fā)公共事件時所感知的風(fēng)險嚴重程度越高就越有可能促使其采取一些個人保護措施[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)險感知對康養(yǎng)旅游欲望具有負向影響。

H9：游客的新冠肺炎疫情風(fēng)險感知對康養(yǎng)旅游意向具有負向影響。

H10：游客的新冠肺炎疫情風(fēng)險感知對非藥物干預(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)生組織建議通過藥物(即疫苗接種)和非藥物干預(yù)來防御新冠肺炎病毒。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、避開或遠離具有新冠肺炎癥狀的人群、了解新冠肺炎疫情實時資訊及密切關(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)措施在游客決策過程中發(fā)揮重要作用并對旅游意向產(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)險感知和非藥物干預(yù)兩個變量加入目標導(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

(一)問卷設(shè)計與測量

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)險感知和非藥物干預(yù)9個構(gòu)念。前7個構(gòu)念的測量項均改編自Lee C K等的量表[20]89-99，最后2個構(gòu)念的測量項改編自Kement U等的量表[32]240， 所有量表均進行還原反向翻譯以確保量表信度。為確保構(gòu)念的各測量項能準確反映所測量的概念，本研究邀請了旅游領(lǐng)域的專家對問卷的表面效度和內(nèi)容效度進行評估，經(jīng)預(yù)測試，9個構(gòu)念共得到49個有效測量項(見表1)。正式問卷均采用Likert 5級量表：1代表“非常不認同”、5代表“非常認同”。

(二)數(shù)據(jù)收集

為貫徹新冠肺炎疫情防控要求，本研究采用騰訊問卷在線收集數(shù)據(jù)，調(diào)查時間為2021年12月16—29日，共收集問卷 1 489 份，剔除無效卷(1)相同IP只能作答一次，作答時間過短(低于80秒)或過長(15分鐘以上)，答案全部相同的問卷，交叉作答，85%以上的答案一致，存在明顯前后矛盾的問卷等。后得到有效問卷共641份，有效問卷回復(fù)率為43.1%。統(tǒng)計顯示：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?；虮究频谋壤罡?，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)為測量項10倍的原則，本文可采用此樣本進行數(shù)據(jù)分析[34]。

(三)數(shù)據(jù)分析方法

通過對所有測量項進行Harman單因素檢驗，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對結(jié)構(gòu)方程模型進行分析，主要包括測量模型評估和結(jié)構(gòu)模型評估。

三、實證分析結(jié)果

(一)評估測量模型

評估測量模型需對信度和效度進行檢驗。信度主要檢測內(nèi)部一致性程度，效度需分別檢測聚合效度和區(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。聚合效度指的是測量指標與同一構(gòu)念的其他測量指標呈正相關(guān)的程度。反映性構(gòu)念的聚合效度主要評測因子負荷量(>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)念的因子負荷量均高于0.7、平均變異萃取量均高于0.5， 表明測量模型中的各構(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

交叉負荷量Fornell-Larcker標準和異質(zhì)-單質(zhì)比率HTMT (heterotrait-monotrait ratio)可用來評測各構(gòu)念真正區(qū)別于其它構(gòu)念的程度，即區(qū)別效度。 首先，本研究的各測量項在其指定構(gòu)念上的負荷量均高于其與其它構(gòu)念的所有交叉負荷量，表明構(gòu)念測量具有區(qū)別效度。其次，如表2所示，根據(jù)Fornell-Larcker準則，各對角線值是各構(gòu)念A(yù)VE的平方根值，每個構(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準則評測數(shù)據(jù)

盡管交叉負荷量和Fornell-Larcker標準都評估區(qū)別效度，但它們不足以測試構(gòu)念變量之間真正的不同。HTMT能通過比較不同構(gòu)念之間及同一構(gòu)念內(nèi)所有相關(guān)性的平均值對構(gòu)念之間的真實相關(guān)性進行評估[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，表明測量模型中的所有構(gòu)念具有較好的區(qū)別效度。

(二)評估結(jié)構(gòu)模型

1. 共線性評估。結(jié)構(gòu)模型構(gòu)念之間的共線性問題會導(dǎo)致路徑系數(shù)出現(xiàn)偏差，在進行結(jié)構(gòu)模型評估前需先對共線性問題進行評估。方差膨脹因素(VIF)可用于評估PLS-SEM中的共線性問題。 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)念之間并不存在嚴重的共線性問題。

2. 路徑系數(shù)和假設(shè)驗證。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，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)險感知對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)險感知與意向之間則呈顯著負相關(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)險感知對非藥物干預(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)測相關(guān)性Q2和效用值f2[36]201-208。R2用于測量模型的預(yù)測能力或自變量對因變量的解釋能力，即當R2值為 0.670、0.333和 0.190時，分別代表自變量可解釋因變量的程度為實質(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欲望的解釋力超過50%， 欲望、新冠肺炎疫情風(fēng)險感知和非藥物干預(yù)對意向的解釋力同樣超過50%， 新冠肺炎疫情風(fēng)險感知對非藥物干預(yù)的解釋力超過20%。Q2用于評估模型的預(yù)測相關(guān)性。當值大于零時，表明具有預(yù)測相關(guān)性；反之，則不具有預(yù)測相關(guān)性。Q2值是通過SmartPLS 3.0中的盲解(Blindfolding)法計算的，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中默認的省略距離7進行盲解計算，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，表明該模型對以上構(gòu)念均具有預(yù)測相關(guān)性。效果值f2用于檢測自變量對因變量的貢獻值，即當f2值為0.02、0.15和 0.35時，表示自變量對因變量具有較小、中等和較大影響，而當f2值低于0.02時，表明自變量對因變量未產(chǎn)生任何影響或做出任何貢獻。由表4可知，欲望對意向具有決定性影響；消極預(yù)期情緒和積極預(yù)期情緒對欲望具有中等影響；態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制對欲望產(chǎn)生的影響較??；新冠肺炎疫情風(fēng)險感知對非藥物干預(yù)具有中等影響、對意向只產(chǎn)生較小影響、而對欲望幾乎不產(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欲望的解釋力及欲望、新冠肺炎疫情風(fēng)險感知和非藥物干預(yù)對意向的解釋力都超過50%；態(tài)度、主觀規(guī)范、預(yù)期情緒和感知行為控制對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，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)險感知對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)險感知與意向之間則呈顯著負向影響，但感知行為控制對意向的影響作用并不顯著，而新冠肺炎疫情風(fēng)險感知對非藥物干預(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)險感知和非藥物干預(yù))，進一步拓展了目標導(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質(zhì)性的解釋。此結(jié)果與Ajzen I[23]179-211的觀點一致：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)測解釋能力。

2.就假設(shè)檢驗而言，在目標導(dǎo)向行為模型的所有前置變量中，欲望是預(yù)測意向的最重要推動力，其對意向有著決定性的影響，說明欲望是促成意向的一股強大力量。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)期情緒都對欲望有著顯著正向影響，說明在新冠肺炎疫情的影響下，不僅煩躁、不安、焦慮等各種負面情緒會讓大眾尋求放松減壓或消除不良情緒的方式，而且對美好健康生活的向往和積極的心態(tài)也會促使大眾尋求“有益健康的資源”促進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行康養(yǎng)旅游多少會受到集體主義價值觀念的影響，即一方面會嚴格遵守防疫規(guī)定做好防護措施確保個人安全，另一方面也會考慮和尊重家人、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，感知行為控制對康養(yǎng)旅游欲望產(chǎn)生的影響較小且對意向并不產(chǎn)生任何顯著影響，說明無論個體在正常情況下是多么有能力和信心掌控自己的行為， 但面對新冠肺炎疫情時還是會十分謹慎。

3.在新冠肺炎疫情的長期影響下，新冠肺炎疫情風(fēng)險感知并不會限制康養(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)險感知會限制康養(yǎng)旅游意向。然而，對新冠肺炎疫情嚴重性和危險性的感知也會促使個體采取非藥物干預(yù)措施做好防護，增加其應(yīng)對疫情風(fēng)險的能力，從而正向影響康養(yǎng)旅游意向，說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)和欲望對意向產(chǎn)生顯著正向影響，而新冠肺炎疫情風(fēng)險感知對康養(yǎng)旅游意向產(chǎn)生顯著負向影響。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?shù)厣鷳B(tài)自然環(huán)境和氣候條件為基礎(chǔ)，重點開發(fā)康養(yǎng)旅游資源，使受新冠肺炎疫情影響的當?shù)芈糜螛I(yè)逐步恢復(fù)。

2.在新冠肺炎疫情影響下，旅游部門亟需化解大眾迫切想要外出旅游但又擔憂新冠肺炎疫情風(fēng)險的矛盾心理。康養(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，不管是旅游部門還是游客都需要時間慢慢恢復(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，個體和景區(qū)都應(yīng)采取正確的防護措施增強風(fēng)險規(guī)避能力。 游客在出行前需做好個人防護并通過媒介了解康養(yǎng)旅游目的地的新冠肺炎疫情實時資訊及當?shù)蒯t(yī)療設(shè)施情況。各旅游景區(qū)應(yīng)嚴格遵守當?shù)胤酪咭?guī)定，保持適當?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)部門還應(yīng)進一步提升景區(qū)環(huán)境衛(wèi)生狀況，減輕游客對新冠肺炎疫情感染的擔心和焦慮，增強其環(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弱程度，但所采用的模型還應(yīng)進一步在定量實證研究方面結(jié)合實際情況考慮不同類別、不同程度的風(fēng)險及風(fēng)險信息傳播方式，某段時間新冠肺炎疫情出現(xiàn)的頻率、持續(xù)時間、嚴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值感知及個人健康意識，抗疫經(jīng)歷和地方認同感等影響因素，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，可通過定性研究探究更多影響康養(yǎng)旅游意向的具體因素。