随着我国社会逐渐进入老龄化，传统的养老方式已难以满足不断增长的社会养老服务需求。乡村旅居地的康养功能以“康”为目标，“养”为途径，“旅居”为承载模式，在模式上区别于传统的居家养老，在内容上将养老扩充为医疗保障、康养保健、精神疗愈与旅游紧密结合的更广维度[1]。乡村旅居养老模式实现了“健康”“养生”“养老”与“旅游”4个维度有机结合，极大满足了老年人积极老龄化的身心需求。同时，在全国范围推进乡村振兴战略背景下，鼓励各地挖掘乡村多元价值，重点发展乡村休闲旅游产业，这一顶层政策设计，为各地乡村旅居康养的探索和发展提供了动力。乡村旅游是实现乡村振兴的重要途径之一[2]，乡村振兴战略布局凸显了开发乡村养老资源和旅游产业的重要性，以此为契机发展乡村旅居养老产业，为缓解城市养老困境、促进农村养老服务的创新变革与旅游产业升级提供了方案。
乡村康养旅游产业起步较晚，近年来在人口老龄化问题与大健康产业背景的催化下逐渐兴起[3-4]。诸多学者针对城市老年人乡村旅居养老意愿的影响因素做了大量探索，普遍认可“健康”“养老”“养生”与“旅游”等维度的效用显著影响其行为态度[5-6]；社会关系与代际支持是影响老年人进行决策的重要正向因素[7-8]；子女对老年人的经济和精神支持有显著影响[9]。这些研究成果多角度揭示了城市老年人乡村旅居养老意愿的影响因素，但现有研究尚有不足之处：一方面，影响因素体系还不全面；另一方面，忽视了影响因素之间的相互作用，这不利于各影响因素效应的揭示。基于此，一是基于经典的计划行为理论构建影响因素体系，使得所选影响因素更加系统与全面；二是考虑影响因素的相互作用，更加全面度量影响因素效应。因此，本文依据典型的计划行为理论，从行为态度（BA）、主观规范（SN）和知觉行为控制（PBC）3个维度构建影响行为意愿（BI）的因素体系，同时将考虑SN与BA两者的交互作用，揭示两者交互效应，在乡村振兴背景下，探索城市老年人乡村旅居养老意愿的影响因素，以期从康养功能建设视角探析乡村旅居养老发展路径，助推乡村振兴和实现积极老龄化。
1 理论分析与研究假说
计划行为理论应用于耕地保护、宅基地退出及消费者购买意愿等领域的大量研究表明，BA、SN和PBC 3个维度影响个体的行为意愿（BI）[10-12]。现有研究充分考虑了3个维度对BI的影响，但忽视了3个维度之间的交互影响，从而影响了行为意愿驱动力效率的测量。城市老年人乡村旅居养老意愿的影响因素也可依据经典的计划行为理论划分为BA、SN和PBC 3个维度，然而，在子女支持、亲友支持及周围邻居的示范带动等主观规范（SN）作用下，城市老年人乡村旅居养老的行为态度（BA）必然发生变化，两者交互作用下，其乡村旅居养老的行为意愿（BI）也必然呈正向变化。因此，本文一方面考虑BA、SN和PBC 3个维度的驱动力，同时考虑主观规范（SN）与行为态度（BA）两者的交互作用，这为采用计划行为理论分析城市老年人乡村旅居养老意愿提供了理论框架与延展。
1.1 行为态度（BA）对老年人乡村旅居养老意愿的影响
行为态度（BA）是个体对特定行为可能后果的评估[4]。乡村旅居养老模式实现“健康”“养老”“养生”与“旅游”4个维度有机结合，满足老年人积极老龄化的身心需求。因此，分别以乡村旅居地医疗条件重要（BA1）、乡村旅居地康养设施（健身器材、活动场地等）重要（BA2）、乡村旅居地开展社交活动重要（BA3）和乡村旅居地风景环境优良宜居（BA4）4个指标表征乡村旅居养老功能的4个维度。周庭梅[5]研究认为，老年人出游时对身体健康的需求非常关注，希望能有健康的生活环境，以缓解随着年龄增长而产生的疾病。朱景晖[7]研究认为，身体健康状况良好的老年人更愿意出行，而健康状况较差的老年人也有意愿进行以缓解病痛为目的的旅居。陈景[6]研究指出，当前医疗资源暂不能满足安家型候鸟式养老群体的需求。这体现了老年人对期望“健康”“养老”“养生”与“旅游”4个维度有机结合的乡村旅居养老模式的积极意愿。因此，提出以下假设：H1，老年人乡村旅居的行为态度（BA）对其乡村旅居养老意愿（BI）具有显著正向影响。
1.2 主观规范（SN）对老年人乡村旅居养老意愿的影响
1.3 知觉行为控制（PBC）对老年人乡村旅居养老意愿的影响
1.4 主观规范（SN）与行为态度（BA）对老年人乡村旅居养老意愿的交互影响
依据经典的计划行为理论，城市老年人乡村旅居养老意愿的影响因素可划分为BA、SN和PBC 3个维度。然而，在子女支持、亲友支持及周围邻居的示范带动等主观规范（SN）作用下，城市老年人乡村旅居养老的行为态度（BA）必然发生变化，实现“健康”“养老”“养生”与“旅游”4个维度有机结合的乡村旅居养老模式意愿增强，两者交互作用下，城市老年人乡村旅居养老的行为意愿（BI）也必然呈正向变化。本文一方面考虑BA、SN和PBC 3个维度的驱动力，另一方面考虑主观规范（SN）与行为态度（BA）两者交互作用。因此，提出以下假设：H4，主观规范（SN）与行为态度（BA）对老年人乡村旅居养老意愿起着正向交互作用。
2 数据来源、变量选取和模型构建
2.1 数据来源
本文数据来源于2023年8月在海南省琼海市博鳌镇南强村、潭门镇日新村和新华家园博鳌养老社区进行的实地问卷调研，访谈对象为旅游观光的城市老年人，共发放问卷493份，有效问卷459份，有效率93%。
2.2 变量选取
将“老年人乡村旅居养老意愿”设置为被解释变量。BA、SN和PBC 3个维度的驱动力设置为核心解释变量，设置1~5共5个选项，分别代表其愿意参与乡村旅居养老的程度。以被调查者的个体信息特征作为控制变量（表1）。
表1 变量取值及描述性统计 |
| 变量名称 | 变量赋值及含义 | 均值 | 标准差 | ||
|---|---|---|---|---|---|
| 被解释变量 | |||||
| 是否愿意参与乡村旅居养老 | 不同意=0；同意=1 | 0.64 | 0.431 | ||
| 核心解释变量 | |||||
| 行为态度（BA） | 3.09 | 1.091 | |||
| 乡村旅居地医疗条件重要（BA1） | 完全不同意=1；不同意=2；一般=3；同意=4；完全同意=5 | 3.09 | 1.092 | ||
| 乡村旅居地康养设施（健身器材、活动场地等）重要（BA2） | 3.07 | 1.089 | |||
| 乡村旅居地开展社交活动重要（BA3） | 3.14 | 1.096 | |||
| 乡村旅居地风景环境优良宜居（BA4） | 3.06 | 1.087 | |||
| 知觉行为控制（PBC） | 3.04 | 1.084 | |||
| 月收入充足（PBC1） | 完全不同意=1；不同意=2；一般=3；同意=4；完全同意=5 | 3.03 | 1.124 | ||
| 子女每月给予的经济支持充足（PBC2） | 3.05 | 1.086 | |||
| 健康状况适合乡村旅居（PBC3） | 3.04 | 1.042 | |||
| 主观规范（SN） | 3.08 | 1.062 | |||
| 子女非常支持自己参与乡村旅居养老（SN1） | 2.97 | 1.059 | |||
| 其他亲戚非常认同乡村旅居养老（SN2） | 完全不同意=1；不同意=2；一般=3；同意=4；完全同意=5 | 3.09 | 1.035 | ||
| 有认识的人参与乡村旅居养老（SN3） | 3.06 | 1.102 | |||
| 控制变量 | |||||
| 个体特征 | |||||
| 性别 | 男=1；女=2 | 1.57 | 0.503 | ||
| 年龄 | 50~55=1；55~60=2；60~65=3；65~70=4；70以上=5 | 2.71 | 1.052 | ||
| 子女数量 | 0人=1；1人=2；2人=3；3人=4；4人以上=5 | 2.79 | 1.209 | ||
| 是否帮忙照看第三代 | 是=1；否=2 | 1.27 | 0.446 | ||
| 最高学历 | 小学及以下=1；初高中=2；专科=3；本科=4；硕士及以上=5 | 2.72 | 1.115 | ||
2.3 模型构建
由于乡村旅居养老的意愿分为“同意”和“不同意”，被解释变量是典型的二值响应变量，因此选择Logit模型，可以使检验结果更精确。被解释变量“同意”赋值为1，“不同意”为0，则 表示第i位城市老人同意乡村旅居养老的概率， ， ，...， 表示解释变量，L是变量 ， ，...， 的线性组合； 表示截距项， ， ，...， 表示解释变量的回归系数，m为解释变量的个数，计算如式（1 ）~（3 ）。
=
L=
L=++++…+
2.4 数据处理
使用SPSS 24.0软件对问卷总体和问卷的不同维度进行信度、效度检验，使用Stata 17软件进行回归分析，并进行交互效应检验。
3 结果与分析
3.1 信度与效度检验
结果显示，BA、SN和PBC 3个维度的Cronbach’s α系数均在0.7以上，表明问卷各个部分与总体具有很高的信度。总量表的KMO值为0.732，Bartlett球形检验结果显著（显著性<0.001）。这表明研究变量区间的信度、效度良好（表2）。
表2 KMO和Bartlett球形检验 |
| 检验方法 | 原始变量 | 因子分析结果 |
|---|---|---|
| KMO取样适切性量数 | 0.732 | |
| Bartlett 的球形度检验 | 近似卡方 | 2 178.535 |
| 自由度 | 336 | |
| 显著性 | <0.001 |
3.2 相关性分析
由表3可知，BA、SN和PBC 3个维度与乡村旅居养老意愿之间呈显著正相关（P<0.05）。根据此结果，这3个变量与乡村旅居养老意愿之间均存在着显著相关性，初步验证了理论假设。
表3 主要变量Person相关系数 |
| 主要变量 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1 | 性别 | 1 | ||||||||
| 2 | 年龄 | -0.003 | 1 | |||||||
| 3 | 子女数量 | -0.014 | -0.013 | 1 | ||||||
| 4 | 是否帮忙照看第三代 | -0.008 | -0.027 | 0.170 | 1 | |||||
| 5 | 最高学历 | -0.089 | -0.040 | 0.025 | -0.036 | 1 | ||||
| 6 | 行为态度（BA） | -0.067 | -0.017 | 0.038 | -0.020 | 0.130** | 1 | |||
| 7 | 主观规范（SN） | -0.001 | 0.015 | 0.091* | 0.022 | 0.144** | 0.206** | 1 | ||
| 8 | 知觉行为控制（PBC） | -0.070 | -0.087 | 0.110* | -0.023 | 0.193** | 0.314** | 0.562** | 1 | |
| 9 | 乡村旅居养老意愿 | 0.013 | 0.088 | 0.128** | 0.020 | 0.171** | 0.224** | 0.469** | 0.470** | 1 |
|
3.3 实证分析
3.3.1 模型估计结果
（1）控制变量影响检验。对个体特征进行回归分析，从模型1可知，性别、年龄、子女数量及是否帮忙照看第三代控制变量影响不明显；然而，学历（β=0.15，P<0.05）的增加会提高老年人的乡村旅居养老意愿，这是由于学历较高的老年人相对有更充足的经济基础、时间和旅游消费欲望，更容易接收乡村旅居相关的信息，产生对乡村旅居的兴趣。
（2）核心变量影响检验。从模型1、2、3和4可知，老年人乡村旅居的BA、SN和PBC 3个维度的驱动力对其乡村旅居养老意愿的影响发挥了稳定且显著的正向影响。因此，假说H1、H2和H3分别获得验证。从模型4可知，3个维度的驱动力效应排序为BA（β=0.43，P<0.01)>PBC（β=0.38，P<0.01）>SN（β=0.30，P<0.01）。这反映了乡村旅居地实现“健康”“养老”“养生”与“旅游”4个维度有机结合，对城市老年人乡村旅居养老意愿的影响较大；城市老年人的经济与健康状况对其乡村旅居养老意愿的影响力度次之；社会关系与代际支持对老年人乡村旅居意愿的影响最小。
（3）交互效应检验。在模型3的基础上加入交互项变量行为态度（BA）×主观规范（SN），形成模型4，从模型4可以看出，行为态度（BA）×主观规范（SN）交互项的影响显著，而且是一种正向影响关系（β=0.24，P<0.05)，因此调节效应成立（表4）。可见，在子女支持、亲友支持及周围邻居的示范带动等主观规范（SN）作用下，城市老年人乡村旅居养老的行为态度（BA）正向增强，实现“健康”“养老”“养生”与“旅游”4个维度有机结合的乡村旅居养老模式意愿提升，在两者交互作用下，城市老年人乡村旅居养老的行为意愿（BI）也正向增强。假说H4获得验证。
表4 模型估计结果 |
| 变量名称 | 模型1 | 模型2 | 模型3 | 模型4 |
|---|---|---|---|---|
| 系数 | 系数 | 系数 | 系数 | |
| 性别 | -0.20 | -0.13 | -0.15 | -0.17 |
| （0.16） | （0.17） | （0.17） | （0.17） | |
| 年龄 | -0.020 | 0.020 | 0.001 | 0 |
| （0.07） | （0.08） | （0.08) | （0.08） | |
| 子女数量 | 0.020 | 0.007 | 0.010 | 0.016 |
| （0.06) | （0.06） | （0.06) | （0.06） | |
| 是否帮忙照看第三代 | -0.11 | -0.10 | -0.07 | -0.13 |
| （0.18） | （0.18） | （0.18) | （0.18） | |
| 最高学历 | 0.15** | 0.10 | 0.12* | 0.12* |
| （0.07） | （0.07） | （0.07) | （0.07) | |
| 行为态度（BA） | 0.52*** | 0.49*** | 0.47*** | 0.43*** |
| （0.11） | （0.14） | （0.13） | （0.10） | |
| 主观规范（SN） | 0.36*** | 0.33*** | 0.30*** | |
| （0.10） | （0.12） | （0.14） | ||
| 知觉行为控制（PBC） | 0.41*** | 0.38*** | ||
| （0.13） | （0.15） | |||
| 行为态度（BA）×主观规范（SN） | 0.24** | |||
| （0.07） | ||||
| Prob>chi2 | 0 | 0 | 0 | 0 |
| | 0.02 | 0.039 | 0.03 | 0.031 |
| 样本量 | 459 | 459 | 459 | 459 |
|
3.3.2 模型稳健性检验
表5 模型稳健性检验结果 |
| 变量名称 | 模型5 | 模型6 | 模型7 | 模型8 |
|---|---|---|---|---|
| 系数 | 系数 | 系数 | 系数 | |
| 行为态度（BA） | 0.23*** | 0.21*** | 0.19*** | 0.18*** |
| （0.06） | （0.07） | （0.09） | （0.05） | |
| 主观规范（SN） | 0.17*** | 0.15*** | 0.13*** | |
| （0.05） | （0.07） | （0.06） | ||
| 知觉行为控制（PBC） | 0.18*** | 0.21*** | ||
| （0.07) | （0.06) | |||
| 行为态度（BA）×主观规范（SN） | 0.11** | |||
| （0.05） | ||||
| 其他控制变量 | 已控制 | 已控制 | 已控制 | 已控制 |
| LR chi2 | 237.570 | 246.930 | 250.040 | 269.730 |
| Pseudo R 2 | 0.07 | 0.08 | 0.064 | 0.051 |
| 样本量 | 459 | 459 | 459 | 459 |
4 结论与讨论
本文基于海南省琼海市部分乡村地区城市老年游客的调研数据，依据计划行为理论，运用二元Logit模型，探究城市老年人乡村旅居养老意愿的影响因素。基于上文理论与实证分析，得出以下结论。
（1）性别、年龄、子女数量及是否帮忙照看第三代等控制变量影响不明显；学历（β=0.15，P<0.05）的增加会提高城市老年人的乡村旅居养老意愿。
（2）城市老年人乡村旅居的BA、SN和PBC 3个维度的驱动力对其乡村旅居养老意愿的影响发挥了显著的正向影响，3个维度的驱动力效应排序为BA（β=0.43，P<0.01）>PBC（β=0.38，P<0.01）>SN（β=0.30，P<0.01）。其中，BA的驱动力最大，这表明乡村旅居地实现“健康”“养老”“养生”与“旅游”4个维度的有机结合，将会极大提升城市老年人乡村旅居养老意愿；同时，城市老年人的经济状况、健康状况、社会关系与代际支持对其乡村旅居养老意愿的影响不容忽视。
（3）行为态度（BA）与主观规范（SN）交互项对城市老年人乡村旅居养老意愿呈显著正向影响，调节效应成立。可见，在子女支持、亲友支持及周围邻居的示范带动等主观规范（SN）作用下，城市老年人乡村旅居养老的行为态度（BA）正向增强，两者交互作用下，其乡村旅居养老的行为意愿（BI）也正向增强。
针对影响城市老年人乡村旅居养老意愿的因素，从顶层设计、旅居地与老年群体3个方面提出乡村旅居养老发展路径。
（1）顶层设计层面。打造医养结合项目，发展乡村旅居养老产业，助推乡村振兴和实现积极老龄化，激发城市老年人的潜在旅居养老需求。在符合条件的乡村养老机构内设置医疗机构，并纳入医保定点管理。推进长期护理保险制度实施，制定符合实际的医养结合机构疾病诊治、医疗护理及医疗康复等医疗卫生服务费用付费政策。
（2）旅居地层面。创新发展理念，提升乡村旅居产品吸引力。当前以旅居养老为首的新型养老模式多数缺乏针对老年人需求的设计与开发[15]，难以从根本上满足其养老需求。可通过充分利用乡村旅居地得天独厚的自然条件，着力在发展“旅游+”战略上寻求突破，发展“旅游+医疗养生”，努力建设集旅游、医疗、养生和保健为一体的乡村康养旅游先行区。从环境设计、饮食起居及活动策划等各方面完善康养设施与产品，形成品牌效应，使目标群体的旅游消费体验与旅游消费意向逐渐得到提升。
（3）老年群体方面。在构建旅居康养服务体系的同时重视旅居康养宣传，可通过各类媒体进行宣传，使城市老年人感受到旅居地高质量的环境与服务，提高其乡村旅居养老意愿。广泛听取老年群体的旅居养老需求，同时兼顾当地居民的利益和诉求，打造和谐共处的乡村旅居地。发挥子女支持、亲友支持及周围邻居的示范带动等作用，增强城市老年人乡村旅居养老的行为态度与意愿。