中醫養生市場需求的影響因素研究

摘要：隨著生活水平的提高和養生意識的增強，中醫養生受到廣泛關注。在國家政策和市場需求的推動下，中醫養生產業發展迅速。文章通過分層五階混合型抽樣法、因子分析與逐步回歸，探討了群眾對中醫養生的態度、需求與偏好，旨在為行業提供發展方向和市場策略的參考。研究顯示，盡管群眾對中醫養生有較大需求，但市場規范性不足，且需求呈現剛性和日常化特點。提升服務水平和采用“互聯網+”模式是提高中醫養生需求的有效途徑。

關鍵詞：中醫養生行業；逐步回歸；養生需求；發展方向

中醫藥在經濟社會中的地位日益凸顯，得到黨中央、國務院的高度關注與支持。習近平總書記多次肯定其作為中華文明瑰寶的地位，并提出要加速中醫藥高質量發展進程。黨的二十大報告明確指出，將持續推進健康中國建設，并明確提出要促進中醫藥的傳承創新發展。與此同時，“互聯網+醫療健康”發展迅速，新興信息技術加快滲透到中醫藥領域。中醫藥創新發展迎來天時、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多元化和多樣化的態勢，其中，中醫養生以其獨特的“治未病”理念和方法受到廣泛關注。

為指導中醫養生行業的未來方向并滿足消費者需求，研究者構建了評估中醫養生服務的指標體系。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鍵指標。孫瑩（2017）則聚焦于個人健康重視、服務需求和態度，細分為生活習慣、服務環境和專業性等指標，以量化評估中醫養生服務的多維影響。

雖然國內關于中醫養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，研究結論不能直接用于中醫養生服務需求的影響因素，但是，這一系列研究結論值得研究和參考。因此，本調研依據已有文獻中影響因素的出現頻率和重要性進行提煉。

一是年齡方面。張霄等（2020）發現，隨著年齡增長，老年人的養生需求增加，而徐婷與程名（2022）指出年輕老年人的認知素養水平更高。二是性別方面。孫瑩（2017）認為男性更關注中醫養生信息，而殷曉月等（2016）發現女性對中醫藥的信任度更高。三是教育程度對中醫養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養生的需求越大。四是收入水平與養生服務需求正相關。張霄（2020）認為收入水平是影響養生需求的重要因素。五是慢性病患者對養生知識和管理技能的需求強烈。董芬等人（2016）和胡宏偉等（2012）的研究均強調了這一點。六是自我健康評價高的老年人養生素養更高，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，當前關于老年人中醫養生需求及影響因素的研究較多，且大于針對特定的區域，鮮有關于其他年齡段中醫養生需求及影響因素的研究。并且，在中醫養生服務需求指標體系的構建過程中，少有納入與養生服務質量特征的指標，更多的是基于群眾個體特征共性指標進行指標體系構建。

因此，本文旨在深入了解當前中醫養生行業的發展現狀，探討中醫養生行業未來的發展方向，并研究消費者的需求與偏好，擬結合群眾個體特征和養生服務質量特征，搭建中醫養生服務需求指標體系，為中醫養生企業在市場策略的制定與產品開發方面提供參考。

一、中醫養生市場現狀分析

（一）市場前景分析

據中國中藥協會數據，2018-2023年，我國中藥行業規模整體呈波動增長態勢，從2018年的6370億元增長至2023年的超過8000億元。且2023年，中國75家中藥上市企業營收同比增長14.3%。

隨著國家層面對中醫藥領域的政策支持與人民養生需求的日益增長，中藥行業正步入一個快速發展的新階段。

在供給側，政府通過推動“中藥現代化”和“創新發展”等關鍵理念，引導中藥制造業向現代化和技術創新方向轉型。同時，通過加強中藥材資源的保護和規范化種植，確保了中藥原料的質量和供應。

而在需求側方面，隨著居民收入的增加與人口老齡化的加劇，公眾對醫療服務的需求不斷增長。加之疾病模式的轉變，慢性病如心腦血管疾病和消化系統疾病逐漸增多，而中藥在這些領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藥的國際市場潛力。

綜上，未來中醫養生行業發展潛力較大，預計2024-2029年，將以14%的年復合增速增長，在2029年行業規模接近2萬億元。

（二）銷售渠道與人群現狀

根據中商產業研究院的數據，2023年中醫保健品產品的銷售渠道為電商的比例顯著增長，這表明中醫保健品正逐漸脫離傳統的藥店模式，而轉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養生消費需求。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，因此她們對中醫養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養生消費需求。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，這使得他們更關注健康問題，從而增加了對中醫養生服務的需求。

在年齡方面，31～40歲的人群是中醫養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和家庭責任的高峰期，他們多處于亞健康狀態，希望通過中醫調理自己的身體。

二、研究設計

（一）問卷設計

問卷調查內容分為兩大部分：個人基本情況和養生需求影響因素。第一部分通過個人信息和健康狀況對調研對象進行分類分析，挖掘不同群體的養生需求影響因素，以提高分析的全面性和科學性。第二部分通過構建量化指標，對養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通過環境、醫護人員、設施、項目、價格等方面問題了解對中醫養生服務的要求；子模塊3直接詢問對中醫養生服務的態度。

（二）抽樣調查

本次調研目的是為獲取養生需求影響因素，采用分層五階混合型抽樣法，在浙江省省域內通過線下問卷的方式進行調研。各階段抽樣的抽樣單元、抽樣指標和抽樣方法如表1所示。

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。鑒于地域經濟文化差異可能對調查結果產生影響，實際抽樣中采用了最優樣本量公式進行詳細計算，最終確定抽取48個社區作為調研對象。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，每個市轄區再抽取2個街道/城鎮/鄉，最終從每個街道/城鎮/鄉抽取3個社區，并在這些社區中各抽取7個家庭進行調查。

（三）指標構建

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

1.子模塊：對自身健康的重視程度

通過數據分析可知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，表明數據之間不相互獨立，相關性較強，由此判斷原始數據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%，實際數據分析中達到比較高的數值，具有比較好的代表性。

本研究采用正交旋轉法提取了三個關鍵的健康相關因子（見表2）。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；第二個因子，“就醫因子”，涉及醫療服務的利用；第三個因子，“健康認知因子”，與個人對健康狀態的自我評價相關。這些因子綜合反映了個體對自身健康的關注程度，并為進一步分析提供了依據。

根據表 3 的成分得分系數矩陣可得出因子得分函數：

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，得分越高表明對環境、作息和飲食健康的重視程度越高。F2代表對中醫調理和醫療行為的偏好，得分越高說明更傾向于定期體檢和及時就醫。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。

2． 子模塊：對中醫養生服務的要求

同理，作相同數據處理后，我們得到以下因子得分函數：

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

3． 子模塊：對中醫養生服務的態度

同理，作相同數據處理后，我們得到以下因子得分函數：

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衡量對中醫養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評估對當前中醫養生市場規范性及服務有效性的看法，得分越高表示滿意度越高。

三、實證分析

逐步回歸通過引入或排除變量，依據其對模型的貢獻度篩選關鍵因子，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生需求與個人健康重視程度之間的相關性，構建并驗證回歸模型，以評估不同健康因子對養生需求的具體影響（見表4）。

1. 指標1：對自身健康的重視程度

通過對數據進行回歸分析，得到表5結果。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（結果越趨于2，證明獨立性越好），說明該模型獨立性較好。

方差分析顯示，2個模型的顯著性Sig值均為0.000，這表明就醫因子和飲食作息因子對養生需求有顯著影響，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，養生習慣已形成或未形成，不會因健康狀況的認知而改變。

通過表7各回歸模型看到常量及就醫因子和飲食作息因子的顯著性Sig值均小于0.05，說明在95%的置信區間下參數可以使用，得出以下線性回歸方程為：

模型一：養生需求=0.262*就醫因子+3.261

模型二：養生需求=0.262*就醫因子+0.139*飲食作息因子+3.261

通過上式可知養生需求與對自身健康重視程度之間存在一定的依存關系，并且隨著就醫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，對中醫養生的需求程度越強。

2. 指標2：對中醫養生服務的要求

同理，作相同數據處理后，得到以下結論：

（1）因子篩選。

養生成本因子不計入模型，說明養生成本因子對養生的總體需求不具有顯著性的影響。可能是因為樣本中人群無論收入情況如何，都可以通過一些方式達到自身養生需求，例如，一些土方、簡單食療等，養生成本并不高。同時也說明了中國人養生的日常化。

（2）公式得出。

模型一：養生需求=0.199*服務質量因子+3.323

模型二：養生需求=0.199*服務質量因子+0.131*場所因子+3.323

通過上式看到養生需求與對中醫養生服務的要求之間存在一定依存關系，并隨著服務質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養生服務質量與服務環境與中醫養生需求正相關。

3. 指標3：對中醫養生服務的態度

同理，作相同數據處理后，得到以下結論：

（1）因子篩選。

預測變量現狀與受益因子和期望與未來選擇因子對因變量養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：養生需求=0.190*現狀與受益因子+3.261

模型二：養生需求=0.190*現狀與受益因子+0.160*期望與未來選擇因子+3.261

通過上式可知，養生需求與對中醫養生服務的態度之間存在一定的依存關系，并隨著現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養生服務的態度與中醫養生的需求程度正相關。

四、結論與建議

（一）研究結論

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

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

3. 養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生需求，顯示出養生行為的日常化趨勢。

4. 提升中醫養生服務水平對于增強公眾需求至關重要。服務質量的提升將直接影響公眾對中醫養生的態度和需求程度。

5. “互聯網+中醫養生”模式有望成為行業發展的新方向。特別是年輕群體對此表現出較高的興趣和接受度，這要求服務提供者加快數字化轉型，以滿足市場需求。

（二）建議

1. 精準定位目標人群，利用數據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，有效推廣中醫養生服務。

2. 國家應通過立法和加強監管來提升中醫養生市場的規范性，確保服務質量，保護消費者權益。

3. 針對養生的剛性需求，企業應提供創新的產品和服務，以激發市場活力并滿足消費者對健康生活的追求。

4. 中醫養生機構需要重視服務質量，通過招募和培養專業人才、優化服務流程和建立客戶關系管理系統，提升服務水平。

5. 抓住“互聯網+”熱潮，推動中醫養生產品創新推廣和銷售模式，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，以適應互聯網時代的需求。

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＊基金項目：浙江省國家級大學生創新創業訓練計劃項目“‘毫克藥食’——中醫養生進行時”（項目編號：202310338004X）。

（作者單位：趙彥杰、傅純恒、李一文、張思琪、葉杏濤，浙江理工大學經濟管理學院；汪玥茹，浙江理工大學藝術與設計學院。傅純恒為通信作者）