對中醫(yī)養(yǎng)生市場需求的影響因素研究

引言

中醫(yī)藥在經(jīng)濟社會中的地位日益凸顯，得到黨中央、國務院的高度關(guān)注與支持。習近平總書記多次肯定其作為中華文明瑰寶的地位，并提出要加速中醫(yī)藥高質(zhì)量發(fā)展進程。黨的二十大報告明確指出，將持續(xù)推進健康中國建設，并明確提出要促進中醫(yī)藥的傳承創(chuàng)新發(fā)展。與此同時，“互聯(lián)網(wǎng)+醫(yī)療健康”發(fā)展迅速，新興信息技術(shù)加快滲透到中醫(yī)藥領(lǐng)域。中醫(yī)藥創(chuàng)新發(fā)展迎來天時、地利、人和的大好時機。

在當今社會，隨著人民生活水平的顯著提升，人口老齡化與慢性非傳染性疾病的日益凸顯，中國民眾的健康需求呈現(xiàn)出多元化和多樣化的態(tài)勢，其中，中醫(yī)養(yǎng)生以其獨特的“治未病”理念和方法受到廣泛關(guān)注。

為指導中醫(yī)養(yǎng)生行業(yè)的未來方向并滿足消費者需求，研究者構(gòu)建了評估中醫(yī)養(yǎng)生服務的指標體系。黃梅銀（2019）從績效、使用意圖和社會影響等維度提煉出六個關(guān)鍵指標。孫瑩（2017）則聚焦于個人健康重視、服務需求和態(tài)度，細分為生活習慣、服務環(huán)境和專業(yè)性等指標，以量化評估中醫(yī)養(yǎng)生服務的多維影響。

雖然國內(nèi)關(guān)于中醫(yī)養(yǎng)生服務需求影響因素的文獻較少，且研究目標大多集中于老年人，研究結(jié)論不能直接用于中醫(yī)養(yǎng)生服務需求的影響因素，但是，這一系列研究結(jié)論值得研究和參考。因此，本調(diào)研依據(jù)已有文獻中影響因素的出現(xiàn)頻率和重要性進行提煉。

首先是年齡方面，張霄等（2020）發(fā)現(xiàn)，隨著年齡增長，老年人的養(yǎng)生需求增加，而徐婷與程名（2022）指出年輕老年人的認知素養(yǎng)水平更高。其次是性別方面，孫瑩（2017）認為男性更關(guān)注中醫(yī)養(yǎng)生信息，而殷曉月等（2016）發(fā)現(xiàn)女性對中醫(yī)藥的信任度更高。第三，教育程度對中醫(yī)養(yǎng)生的認知和需求有顯著影響，秦蓉蓉等人（2021）的研究顯示，學歷越高的老年人對中醫(yī)養(yǎng)生的需求越大。第四，收入水平與養(yǎng)生服務需求正相關(guān)，張霄（2020）認為收入水平是影響?zhàn)B生需求的重要因素。第五，慢性病患者對養(yǎng)生知識和管理技能的需求強烈，董芬等人（2016）和胡宏偉等（2012）的研究均強調(diào)了這一點。第六，自我健康評價高的老年人養(yǎng)生素養(yǎng)更高，需求更大，劉淑聰與施依婷（2021）的研究揭示了這一點。

整體而言，當前關(guān)于老年人中醫(yī)養(yǎng)生需求及影響因素的研究較多，且大于針對于特定的區(qū)域，鮮有關(guān)于其他年齡段中醫(yī)養(yǎng)生需求及影響因素的研究。并且，在中醫(yī)養(yǎng)生服務需求指標體系的構(gòu)建過程中，少有納入與養(yǎng)生服務質(zhì)量特征的指標，更多的是基于群眾個體特征共性指標進行指標體系構(gòu)建。

因此，本文旨在深入了解當前中醫(yī)養(yǎng)生行業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀，探討中醫(yī)養(yǎng)生行業(yè)未來的發(fā)展方向，并研究消費者的需求與偏好，擬結(jié)合群眾個體特征和養(yǎng)生服務質(zhì)量特征，搭建中醫(yī)養(yǎng)生服務需求指標體系，為中醫(yī)養(yǎng)生企業(yè)在市場策略的制定與產(chǎn)品開發(fā)方面提供參考。

一、中醫(yī)養(yǎng)生市場現(xiàn)狀分析

（一）市場前景分析

據(jù)中國中藥協(xié)會數(shù)據(jù)，2018-2023年，我國中藥行業(yè)規(guī)模整體呈波動增長態(tài)勢，從2018年的6370億元增長至2023年的超過8000億元。且2023年，中國75家中藥上市企業(yè)營收同比增長14.3%。

隨著國家層面對中醫(yī)藥領(lǐng)域的政策支持與人民養(yǎng)生需求的日益增長，中藥行業(yè)正步入一個快速發(fā)展的新階段。

在供給側(cè)，政府通過推動“中藥現(xiàn)代化”和“創(chuàng)新發(fā)展”等關(guān)鍵理念，引導中藥制造業(yè)向現(xiàn)代化和技術(shù)創(chuàng)新方向轉(zhuǎn)型。同時，通過加強中藥材資源的保護和規(guī)范化種植，確保了中藥原料的質(zhì)量和供應。

而在需求側(cè)方面，隨著居民收入的增加與人口老齡化的加劇，公眾對醫(yī)療服務的需求不斷增長。加之疾病模式的轉(zhuǎn)變，慢性病如心腦血管疾病和消化系統(tǒng)疾病逐漸增多，而中藥在這些領(lǐng)域的療效已得到廣泛認可。同時，“一帶一路”倡議的推進也將增強中醫(yī)藥的國際市場潛力。

綜上，未來中醫(yī)養(yǎng)生行業(yè)發(fā)展?jié)摿^大，預計2024-2029年，將以14%的年復合增速增長，在2029年行業(yè)規(guī)模將達接近2萬億元。

（二）銷售渠道與人群現(xiàn)狀

根據(jù)中商產(chǎn)業(yè)研究院的數(shù)據(jù)，2023年中醫(yī)保健品產(chǎn)品的銷售渠道為電商的比例顯著增長，這表明中醫(yī)保健品正逐漸脫離傳統(tǒng)的藥店模式，而轉(zhuǎn)向更為方便快捷的新型銷售模式。

在消費人群方面，女性相較于男性有著更強的中醫(yī)養(yǎng)生消費需求。這可能是因為女性在家庭中通常扮演著健康守護者的角色，因此她們對中醫(yī)養(yǎng)生的認知和需求可能更為深入，也更愿意為家人選擇合適的養(yǎng)生服務。

在城市分布方面，一二線大城市相較于小城市有著更旺盛的中醫(yī)養(yǎng)生消費需求。這可能是因為一線和二線城市的消費者通常有更高的收入水平和更大的工作壓力，這使得他們更關(guān)注健康問題，從而增加了對中醫(yī)養(yǎng)生服務的需求。

在年齡方面，31-40歲的人群是中醫(yī)養(yǎng)生消費的主力年齡段。這可能是因為31-40歲的消費者正處于事業(yè)和家庭責任的高峰期，他們多處于亞健康狀態(tài)，希望通過中醫(yī)調(diào)理自己的身體。

二、研究設計

（一）問卷設計

問卷調(diào)查內(nèi)容分為兩大部分：個人基本情況和養(yǎng)生需求影響因素。第一部分通過個人信息和健康狀況對調(diào)研對象進行分類分析，挖掘不同群體的養(yǎng)生需求影響因素，以提高分析的全面性和科學性。第二部分通過構(gòu)建量化指標，對養(yǎng)生需求進行定量分析，包括三個子模塊：子模塊1通過生活習慣問題評估填寫人對健康的重視程度；子模塊2通過環(huán)境、醫(yī)護人員、設施、項目、價格等方面問題了解對中醫(yī)養(yǎng)生服務的要求；子模塊3直接詢問對中醫(yī)養(yǎng)生服務的態(tài)度。

（二）抽樣調(diào)查

本次調(diào)研目的是為獲取養(yǎng)生需求影響因素，采用分層五階混合型抽樣法，在浙江省省域內(nèi)通過線下問卷的方式進行調(diào)研。各階段抽樣的抽樣單元、抽樣指標和抽樣方法如下表所示。

表 1 五階段抽樣方法

本文采用簡單隨機抽樣法，基于95%的置信度和5.2%的最大允許誤差，初步計算得出樣本容量為355。鑒于地域經(jīng)濟文化差異可能對調(diào)查結(jié)果產(chǎn)生影響，實際抽樣中采用了最優(yōu)樣本量公式進行詳細計算，最終確定抽取48個社區(qū)作為調(diào)研對象。具體抽樣步驟包括從浙江省的2個地級市中各抽取4個市轄區(qū)，每個市轄區(qū)再抽取2個街道/城鎮(zhèn)/鄉(xiāng)，最終從每個街道/城鎮(zhèn)/鄉(xiāng)抽取3個社區(qū)，并在這些社區(qū)中各抽取7個家庭進行調(diào)查。

（三）指標構(gòu)建

本次問卷調(diào)查采取紙質(zhì)問卷實地走訪的辦法，共回收樣本400份，清洗已得數(shù)據(jù)，獲得有效樣本372份，樣本有效率為93%。為分析用戶養(yǎng)生需求，對數(shù)據(jù)合理賦值后，利用因子分析分模塊來構(gòu)建養(yǎng)生需求的指標體系。

1.子模塊：對自身健康的重視程度

通過數(shù)據(jù)分析可知KMO=0.798，大于 0.5，且巴特利特檢驗中p值為 0.000(P<0.01)，拒絕原假設,表明數(shù)據(jù)之間不相互獨立，相關(guān)性較強，由此判斷原始數(shù)據(jù)比較適合做因子分析。

之后通過總方差分析給出了提取3個公因子后的累計貢獻率，提取的公因子的累計貢獻率達到65.391%，實際數(shù)據(jù)分析中達到比較高的數(shù)值，具有比較好的代表性。

本研究采用正交旋轉(zhuǎn)法提取了三個關(guān)鍵的健康相關(guān)因子。第一個因子，命名為“飲食作息因子”，與維持健康的生活習慣相關(guān)；第二個因子，“就醫(yī)因子”，涉及醫(yī)療服務的利用；第三個因子，“健康認知因子”，與個人對健康狀態(tài)的自我評價相關(guān)。這些因子綜合反映了個體對自身健康的關(guān)注程度，并為進一步分析提供了依據(jù)。

表 2 旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣^a

提取方法：主成分分析法。

旋轉(zhuǎn)方法：Kaiser標準化最大方差法。

a.旋轉(zhuǎn)在 7 次迭代后已收斂。

根據(jù)下表 5 的成分得分系數(shù)矩陣我們可得出因子得分函數(shù)：

F1=0.505*V1+0.495*V2+0.401*V3-0.201*V4+0.077*V5-0.173*V6-0.134*V7

F2=0.001*V1-0.110*V2-0.313*V3+0.569*V4+0.553*V5+0.370*V6-0.085*V7

F3=-0.228*V1-0.038*V2+0.355*V3+0.034*V4-0.334*V5+0.281*V6+0.735*V7

因子得分F1反映個體對健康生活方式的認同，得分越高表明對環(huán)境、作息和飲食健康的重視程度越高。F2代表對中醫(yī)調(diào)理和醫(yī)療行為的偏好，得分越高說明更傾向于定期體檢和及時就醫(yī)。F3衡量個體的自我健康評價，得分越高表示對個人健康狀況的正面評價越強。

表 3 成分得分系數(shù)矩陣

提取方法：主成分分析法。

旋轉(zhuǎn)方法：Kaiser標準化最大方差法。

2．子模塊：對中醫(yī)養(yǎng)生服務的要求

同理，作相同數(shù)據(jù)處理后，我們得到以下因子得分函數(shù)：

F4=0.667*V8+0.610*V9-0.59*V10-0.201*V11-0.134*V12

F5=-0.247*V8+0.005*V9+0.769*V10+0.560*V11-0.258*V12

F6=0.009*V8-0.227*V9-0.371*V10+0.094*V11+1.124*V12

因子F4衡量服務質(zhì)量要求，得分高表示對服務態(tài)度、種類和設施有更高期望。因子F5評估場所相關(guān)要求，得分高反映對場所服務和舒適度的更高標準。因子F6代表對養(yǎng)生成本的關(guān)注，得分高表明更偏好低成本服務。

3．子模塊：對中醫(yī)養(yǎng)生服務的態(tài)度

同理，作相同數(shù)據(jù)處理后，我們得到以下因子得分函數(shù)：

F7=0.666*V13+0.504*V14-0.230*V15+0.203*V16

F8=-0.233*V13+0.071*V14+0.820*V15+0.416*16

因子F7衡量對中醫(yī)養(yǎng)生療法未來選擇及市場前景的期望，得分越高表明認同感越強。因子F8評估對當前中醫(yī)養(yǎng)生市場規(guī)范性及服務有效性的看法，得分越高表示滿意度越高。

表 4 養(yǎng)生需求指標體系

三、實證分析

逐步回歸通過引入或排除變量，依據(jù)其對模型的貢獻度篩選關(guān)鍵因子，有效預防多重共線性問題，并簡化變量選擇。本研究運用此方法分析養(yǎng)生需求與個人健康重視程度之間的相關(guān)性，構(gòu)建并驗證回歸模型，以評估不同健康因子對養(yǎng)生需求的具體影響。

1.指標1:對自身健康的重視程度

通過對數(shù)據(jù)進行回歸分析，得到下述結(jié)果。比較兩模型的R值，可見隨著因子的逐漸增加，模型的擬合效果越來越好。且DW值=1.949（結(jié)果越趨于2,證明獨立性越好），說明該模型獨立性較好。

表5 模型摘要

方差分析顯示，2個模型的顯著性Sig值均為0.000，這表明就醫(yī)因子和飲食作息因子對養(yǎng)生需求有顯著影響，而健康認知因子則無顯著作用。這可能因為無論個人對自身健康的評價如何，養(yǎng)生習慣已形成或未形成，不會因健康狀況的認知而改變。

表6 ANOVA

通過下表各回歸模型我們看到常量及就醫(yī)因子和飲食作息因子的顯著性Sig值均小于0.05，說明在95%的置信區(qū)間下參數(shù)可以使用，得出以下線性回歸方程為:

模型一:養(yǎng)生需求=0.262*就醫(yī)因子+3.261

模型二:養(yǎng)生需求=0.262*就醫(yī)因子+0.139*飲食作息因子+3.261

通過上式可知養(yǎng)生需求與對自身健康重視程度之間存在一定的依存關(guān)系，并且隨著就醫(yī)因子和飲食作息因子的逐漸增加，模型擬合效果越好，在一定程度上說明，隨著對自身健康程度的逐漸重視，對中醫(yī)養(yǎng)生的需求程度越強。

表7 系數(shù)

2.指標2:對中醫(yī)養(yǎng)生服務的要求

同理，作相同數(shù)據(jù)處理后，我們得到以下結(jié)論：

（1）因子篩選

養(yǎng)生成本因子不計入模型，說明養(yǎng)生成本因子對養(yǎng)生的總體需求不具有顯著性的影響?？赡苁且驗闃颖局腥巳簾o論收入情況如何，都可以通過一些方式達到自身養(yǎng)生需求，例如一些土方、簡單食療等，養(yǎng)生成本并不高。同時也說明了中國人養(yǎng)生的日?；?。

（2）公式得出

模型一:養(yǎng)生需求=0.199*服務質(zhì)量因子+3.323

模型二:養(yǎng)生需求=0.199*服務質(zhì)量因子+0.131*場所因子+3.323

通過上式我們看到養(yǎng)生需求與對中醫(yī)養(yǎng)生服務的要求之間存在一定依存關(guān)系，并隨著服務質(zhì)量因子與場所因子的逐漸增加，模型擬合效果越好。在一定程度上說明中醫(yī)養(yǎng)生服務質(zhì)量與服務環(huán)境與中醫(yī)養(yǎng)生需求正相關(guān)。

3.指標3:對中醫(yī)養(yǎng)生服務的態(tài)度

同理，作相同數(shù)據(jù)處理后，我們得到以下結(jié)論：

（1）因子篩選

預測變量現(xiàn)狀與受益因子和期望與未來選擇因子對因變量養(yǎng)生的總體需求具有顯著性影響，存在顯著性差異，無因子被排除。

（2）公式得出

模型一:養(yǎng)生需求=0.190*現(xiàn)狀與受益因子+3.261

模型二:養(yǎng)生需求=0.190*現(xiàn)狀與受益因子+0.160*期望與未來選擇因子+3.261

通過上式可知養(yǎng)生需求與對中醫(yī)養(yǎng)生服務的態(tài)度之間存在一定的依存關(guān)系，并隨著現(xiàn)狀與受益因子和期望與未來選擇因子的逐漸增加，模型擬合效果越好，在一定程度上說明對中醫(yī)養(yǎng)生服務的態(tài)度與中醫(yī)養(yǎng)生的需求程度正相關(guān)。

四、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

1.中醫(yī)養(yǎng)生市場需求強勁，市場前景看好。調(diào)查顯示，公眾對中醫(yī)養(yǎng)生抱有極大興趣，且實際生活中有許多人已經(jīng)采納了中醫(yī)養(yǎng)生的習慣，這表明市場具有巨大潛力。

2.當前中醫(yī)養(yǎng)生市場在規(guī)范性方面尚有不足。公眾期望市場能夠提供更加規(guī)范化的服務，特別是對于中醫(yī)養(yǎng)生軟件的規(guī)范化和專業(yè)化呼聲較高。

3.養(yǎng)生需求具有剛性特點，且已逐漸成為日常生活的一部分。研究顯示，無論個人收入水平如何，人們都能通過各種方式滿足自己的養(yǎng)生需求，顯示出養(yǎng)生行為的日?；厔?。

4.提升中醫(yī)養(yǎng)生服務水平對于增強公眾需求至關(guān)重要。服務質(zhì)量的提升將直接影響公眾對中醫(yī)養(yǎng)生的態(tài)度和需求程度。

5.“互聯(lián)網(wǎng)+中醫(yī)養(yǎng)生”模式有望成為行業(yè)發(fā)展的新方向。特別是年輕群體對此表現(xiàn)出較高的興趣和接受度，這要求服務提供者加快數(shù)字化轉(zhuǎn)型，以滿足市場需求。

（二）建議

1.精準定位目標人群，利用數(shù)據(jù)分析工具深入了解并把握目標人群的具體需求，制定有針對性的營銷策略，有效推廣中醫(yī)養(yǎng)生服務。

2.國家應通過立法和加強監(jiān)管來提升中醫(yī)養(yǎng)生市場的規(guī)范性，確保服務質(zhì)量，保護消費者權(quán)益。

3.針對養(yǎng)生的剛性需求，企業(yè)應提供創(chuàng)新的產(chǎn)品和服務，以激發(fā)市場活力并滿足消費者對健康生活的追求。

4.中醫(yī)養(yǎng)生機構(gòu)需要重視服務質(zhì)量，通過招募和培養(yǎng)專業(yè)人才、優(yōu)化服務流程和建立客戶關(guān)系管理系統(tǒng)，提升服務水平。

5.抓住互聯(lián)網(wǎng)+熱潮，推動中醫(yī)養(yǎng)生產(chǎn)品創(chuàng)新推廣和銷售模式，如建立在線問診平臺、利用電商和移動應用提供個性化服務，以適應互聯(lián)網(wǎng)時代的需求。

文章來源：  《中國集體經(jīng)濟》   http://www.12-baidu.cn/w/jg/1406.html