杭州富阳城镇居民体育休闲消费意向影响因素分析

蒋佳峰,刘 培

(1.浙江工业大学 之江学院，浙江 绍兴 312030；2.浙江工商大学 旅游与城乡规划学院，浙江 杭州 310018;3.浙江工商大学 工商管理学院，浙江 杭州 310018)

生活水平的提高、休闲意识的增强以及闲暇时间的增多，激发了居民更多的体育休闲消费需求。但国内体育休闲消费的发展较晚，市场主体对体育休闲消费的认识存在一定的局限，导致体育休闲产品和服务供给不足，产品和服务质量不高，同时，体育休闲产品的单一、匮乏，导致无法满足消费者不断变化的消费需求，使得城镇居民体育休闲消费需求不断增长与目前体育休闲产品供给不足之间存在切实矛盾。本文引入Howard-Sheth模型以及技术接受模型，以研究城镇居民体育休闲消费意向的影响因素，揭示城镇居民的体育休闲消费的特征，为体育休闲企业的发展提供理论支持和现实依据。

1 文献回顾与理论基础

1.1 相关研究进展

体育休闲消费一般可以分为实物型、信息型以及劳务型消费。为了使研究具有针对性、可行性以及准确性，本文将体育休闲消费限定为体育休闲劳务消费，或者说参与型体育休闲消费，即针对那些去健身场所、体育场馆等地进行体育休闲消费活动。

体育休闲消费意向影响因素研究中，国外涉及的内容较多，1977年，美国娱乐服务部门通过调查研究美国户外娱乐活动发现，限制人们进行户外活动的主要因素不是经济、交通等问题，而是时间。Alexandris和Carroll、Roeklynn(1998)等研究也表明时间和成本因素是影响人们体育休闲消费意向的主要因素[1,2]。Kravs认为社会人口状况作为客观因素对居民的体育休闲消费有一定的影响[3]。Lisa Farrell和Michael A.Shields(2002)以统计学的理论为基础，结合随机效应概率模型，分析研究了经济学和人口学变量对英国居民体育休闲消费的影响，结果表明，性别、年龄、教育程度、经济条件以及家庭偏好都不同程度上影响了居民的体 育 休 闲 消费[4]。Jorgen Drud Hansen等通过研究工作时间和工资对体育休闲消费的影响，发现工作时间的减少和工资增加对体育休闲消费有促进作用[5]。Lei Xianliang和Yu Hongying通过研究城镇居民体育休闲消费动机与个体特征的关系，发现健身动机和社会动机是促使城镇居民进行体育休闲消费的主要消费动机，而个体的性别、年龄、受教育程度以及收入水平都是体育休闲消费的影响因素[6]。

除此之外，也有学者从相关理论入手对体育休闲消费进行研究，如Konstantinos Alexandris基于休闲限制理论，通过调查消费者内部和外部动机对体育休闲消费意向的影响因素进行了研究，发现个人限制、人际限制和结构限制对体育休闲消费有不同程度的影响[7]。

国内学者对于体育休闲消费意向影响因素的研究大致分为四个视角：主客观因素视角、Howard-Sheth模型视角、计划行为理论或者技术接受模型视角以及其他视角。如翟智拓从主客观因素入手进行研究，认为胶东半岛中产阶层体育休闲消费意向的影响因素分为以下五大类别，即体育休闲本身的性质、个人经济因素、个体的生理健康、相关设施及服务、社会群体支持以及心理因素[8]。而颜意娜则是利用Howard-Sheth模型，以杭州市羽毛球活动消费为例，研究了体育休闲消费意向的影响因素，结果显示，刺激因素对心理因素与反应因素都有一定程度的影响，而心理因素也对消费者反应因素有重要影响[9]。胥郁利用计划行为理论将城镇居民体育休闲消费意向的影响因素划分为为行为态度、主观规范、知觉行为控制以及过去行为四个维度，研究结果显示四个维度均与城镇居民体育休闲消费意向显著相关[10]。

此外，亦有学者从其他视角进行研究，如陈永军分析了影响我国城市居民体育休闲消费的7个因素：经济比较落后、生活方式的变革、消费观念以及消费结构还没有发生根本转变、体育休闲消费的价值观念比较差、体育休闲活动的社会化程度较低、缺乏场地设施[11]。

通过对国内外相关文献的梳理，发现较多的是对自变量(影响因素)和因变量(体育休闲消费)之间的直接关系进行研究，而只有少部分学者通过理论模型，更深层次地挖掘影响体育休闲消费意向的因素。因此，本文运用Howard-Sheth模型和技术接受模型对体育休闲消费意向的影响因素进行研究，以期为体育休闲产业的发展提供理论和现实依据。

图1 Howard-Sheth模型 资料来源：Howard J.,J.N.Sheth.The Theory of Buyer Behavior[M].Wiley,1969：34-67.

1.2 理论基础

1.2.1 Howard-Sheth模型。行为心理学的创始人John B.Watson建立了“刺激——反应”原理。Watson认为人的行为是受到刺激的反应，且刺激主要来自两个方面：一方面是身体内部的刺激，另一方面是体外环境的刺激，而行为反应总是随着刺激而呈现的[12]。基于这一原理，1963年Howard提出了Howard模型，后与Sheth合作对模型不断修正，并于1969年正式形成了Howard-Sheth模型(见图1)。Howard-Sheth模型包括三个阶段、四大因素。第一阶段是投入阶段，包括刺激因素和外在因素；第二阶段是消费者内心活动阶段，即内在因素；第三阶段是产出阶段，即消费者反应。

1.2.2 技术接受模型。技术接受模型(Technology Acceptance Model，以下简称TAM)是Fred Davis(1989)为研究用户对信息技术系统的接受程度，在理 性 行 为 理 论(TRA)的基础上提出的(见图2)。

图2 技术接受模型 资料来源：Davis F D,Bagozzi R P,Warshaw P R. User acceptance of computer technology:a comparison of two theoretical models[J].Management science,1989,35(8):982-1003.

由图1-2可以看出，使用行为是由行为意向决定的；使用态度只是为行为意向提供了一种心理或

者说主观上的可能性，但不是行为意向的唯一决定性因素，感知有用性可以直接影响行为意向，是决定行为意向的另一个重要因素，并与感知易用性共同影响使用态度。

2 研究模型与基本假设

本文基于Howard-Sheth模 型和技术接受模型，通过刺激因素、内在因素对消费者反应，即体育休闲消费意向的影响因素进行研究，利用文献研究法，在充分了解前期研究成果的基础上，以城镇居民为研究主体，以杭州市富阳区为例分析体育休闲消费意向影响因素。

图3 研究模型

其中，刺激因素作为自变量，内在因素作为中介变量，而消费者反应则是因变量，各变量下属指标及其解释如表1所示。

表1 变量及其解释

根据刺激因素、内在因素、消费者反应之间的关系，本文研究假设如下：H1a：体育休闲消费条件正向影响体育休闲消费意向；H1b：体育休闲消费氛围正向影响体育休闲消费意向；H1c：体育休闲消费体验正向影响体育休闲消费意向。H2a：体育休闲消费条件正向影响感知有用性；H2b：体育休闲消费氛围正向影响感知有用性；H2c：体育休闲消费体验正向影响感知有用性。H3a：体育休闲消费条件正向影响感知易用性；H3b：体育休闲消费氛围正向影响感知易用性；H3c：体育休闲消费体验正向影响感知易用性。H4a：感知有用性正向影响体育休闲消费意向；H4b：感知易用性正向影响体育休闲消费意向。H5a：感知有用性对刺激因素和消费者反应的中介效应显著；H5b：感知易用性对刺激因素和消费者反应的中介效应显著

3 数据分析

基于理论模型，在文献研究和小样本测试的基础上，确定正式调查问卷，并以富阳区城镇居民为对象进行实证研究，共发放问卷300份，回收268份问卷，有效问卷254份，回收率和有效率分别达到89.3%、84.7%。首先利用SPSS19.0对问卷数据进行Alpha信度系数分析和因子分析，数据通过信度和效度检验，并在此基础上对各项假设进行验证。

3.1 相关性分析

本文利用Pearson相关分析法来检验所有变量全部维度之间的两两相关关系，分析结果如表2所示，其中11、12、13分别代表体育休闲消费条件、体育休闲消费氛围、体育休闲消费体验，21、22分别代表感知有用性、感知易用性，31代表体育休闲消费意向。

表2 各维度之间的相关分析

注：**在.01水平(双侧)上显著相关

由表2可知，各维度之间的相关系数显著性都小于0.5，相关关系成立。并且自变量3个维度与因变量之间是正相关关系，且相关系数是在0.4～0.6之间，存在中等强度的正相关关系。刺激因素的3个维度与内在因素的2个维度的相关系数大都介于0.4～0.6之间，表明体育休闲消费条件与感知易用性间存在较弱的正相关关系，体育休闲消费条件与感知有用性以及体育休闲消费氛围、体育休闲消费体验与感知有用性、感知易用性存在中等程度的正相关关系。但各个维度间的因果关系还需做进一步检验。

3.2 回归分析

为进一步确定各变量之间的关系，在相关性分析基础上再进行多元回归分析，各变量之间的分析结果如下所示。

3.2.1 刺激因素对消费者反应的回归分析。从表3可以看出，模型的回归效果如下：

①Durbin-Watson系数为2.183介于1.5～2.5之间，符合回归分析的条件。

②模型1、2、3的R2变化量的Sig.更改0.000小于0.05，F检验显著，说明模型1、2、3相对于前一模型而言总体变化显著，说明消费条件、消费体验对消费意向影响显著。P值均为0.000达到了0.05水平下的显著效果，回归有效。

表3 模型汇总

料：a.预测变量：(常量)，体育休闲消费条件，b.预测变量：(常量)，体育休闲消费条件，体育休闲消费氛围，c.预测变量：(常量)，体育休闲消费条件，体育休闲消费氛围，体育休闲消费体验，d.因变量：体育休闲消费意向

表4 回归分析

从表4可以看出，模型的回归分析如下：

①共线性检验：3个模型中，VIF全部小于5，可知变量之间不存在共线性问题，可以进行回归分析。

②回归系数：回归结果显示，在感知易用性的回归分析中消费条件、消费氛围以及消费体验的回归系数都达到了显著水平。

③在模型1中常数项的显著性水平大于0.05，所以接受常数项为0的假设，结果看标准化系数中的Beta值。因此，根据回归分析，可知刺激因素对消费意向的回归方程为：

体育休闲消费意向=0.170*体育休闲消费条件+0.262*体育休闲消费氛围+0.244*体育休闲消费体验

因此，假设H1a、H1b、H1c都成立。

3.2.2 刺激因素对内在因素的回归分析。

3.2.2.1 刺激因素对感知有用性的回归分析。从表5可以看出，模型的回归效果如下：

①Durbin-Watson系数为1.789介于1.5～2.5之间，符合回归分析的条件。

②模型1、2、3的R2变化量的Sig.更改0.000小于0.05，F检验显著，说明模型1、2、3相对于前一模型而言总体变化显著，表明消费条件、消费氛围、消费体验对感知有用性的作用显著。F值显著性检验P值均为0.000达到了0.05水平下的显著效果，回归有效。

表5 模型汇总

注：a.预测变量：(常量)，体育休闲消费条件，b.预测变量：(常量)，体育休闲消费条件，体育休闲消费氛围，c.预测变量：(常量)，体育休闲消费条件，体育休闲消费氛围，体育休闲消费体验，d.因变量：感知有用性

表6 回归分析

从表6可以看出，模型的回归分析如下：

①共线性检验：3个模型中，VIF的值都小于5，变量之间不存在共线性问题，可进行回归分析。

②回归系数：回归结果显示，在感知有用性的回归分析中消费条件、消费氛围以及消费体验的回归系数都达到了显著水平。

③在模型1中常数项的显著性水平大于0.05，所以接受常数项为0的假设，结果看标准化系数中的Beta值。因此，根据回归分析，可知刺激因素对感知有用性的回归方程为：

感知有用性=0.266*体育休闲消费条件+0.356*体育休闲消费氛围+0.141*体育休闲消费体验

因此，假设H2a、H2b、H2c都成立。

3.2.2.2 刺激因素对感知易用性的回归分析。从表7可以看出，模型的回归效果如下：

①Durbin-Watson系数为1.717介于1.5～2.5之间，因此，回归模型没有自相关的现象，符合回归分析的条件。

②模型1、2、3的R2变化量的Sig.更改0.000小于0.05，F检验显著，说明模型1、2、3相对于前一模型而言总体变化显著，表明消费条件、消费氛围、消费体验对感知易用性的作用显著。F值显著性检验P值均为0.000达到了0.05水平下的显著效果，回归有效。

表7 模型汇总

注：a.预测变量：(常量)，体育休闲消费条件,b.预测变量：(常量)，体育休闲消费条件，体育休闲消费氛围,c.预测变量：(常量)，体育休闲消费条件，体育休闲消费氛围，体育休闲消费体验,d.因变量：感知易用性

表8 回归分析

从表8可以看出，模型的回归分析如下：

①共线性检验：两个模型中，VIF的值都小于5，变量之间不存在共线性问题，可进行回归分析。

②回归系数：回归结果显示，在感知易用性的回归分析中消费条件、消费氛围以及消费体验的回归系数都达到了显著水平。

③在模型1中常数项的显著性水平大于0.05，所以接受常数项为0的假设，结果看标准化系数中的Beta值。因此，根据回归分析，可知刺激因素对感知易用性的回归方程为：

感知易用性=0.316*体育休闲消费条件+0.283*体育休闲消费氛围+0.306*体育休闲消费体验。

因此，假设H3a、H3b、H3c都成立。

3.2.3 内在因素对消费者反应的回归分析。从表9可以看出，模型的回归效果如下：

①Durbin-Watson系数为1.717介于1.5～2.5之间，因此，回归模型没有自相关的现象，符合回归分析的条件。

②模型1、2的R2变化量的Sig.更改0.000小于0.05，F检验显著，说明模型1、2相对于前一模型总体变化显著，表明感知有用性、易用性对体育休闲消费意向影响显著。F值显著性检验P值均为0.000达到了0.05水平下的显著效果，回归有效。

表9 模型汇总

注：a.预测变量：(常量)，感知有用性，b.预测变量：(常量)，感知有用性，感知易用性，c.因变量：体育休闲消费意向

表10 回归分析

从表10可以看出，模型的回归分析如下：

①共线性检验：两个模型中，VIF的值都小于5，变量之间不存在共线性问题，可进行回归分析。

②回归系数：体育休闲消费意向对感知有用性、易用性的回归系数都达到了显著水平。

③在模型1中常数项的显著性水平大于0.05，所以接受常数项为0的假设，结果看标准化系数中的Beta值。因此，根据回归分析，可知内在因素对体育休闲消费意向的回归方程为：

体育休闲消费意向=0.549*感知有用性+0.161*感知易用性

因此，假设H4a、H4b都成立。

3.3 中介效应分析

3.3.1 感知有用性的中介效应分析。着重分析感知有用性作为自变量加入回归分析之后，刺激因素的三个维度对消费意向的回归系数的显著性变化，以此判断感知有用性的中介效应。

表11 模型汇总

注：a.预测变量：(常量)，体育休闲消费条件、体育休闲消费氛围、体育休闲消费体验，b.预测变量：(常量)，体育休闲消费条件、体育休闲消费氛围、体育休闲消费体验、感知有用性，c.因变量：体育休闲消费意向

从表11可以看出，Durbin-Watson系数为2.176介于1.5～2.5之间，回归模型没有自相关的现象，符合回归分析的条件；F值显著性检验P值均为0.000达到了0.05水平下的显著效果，回归有效。从表12可以看出，三个模型中，VIF全部小于5，变量间不存在共线性问题。

表12 方程系数显著性

a.因变量：体育休闲消费意向

从表12可以看出，模型2与模型1相比，消费条件对消费意向的回归系数显著性概率变为0.377，显著性消失；消费氛围对消费意向的回归系数显著性概率变为0.156，显著性消失；消费体验对消费意向的回归系数显著性概率降为0.006，但仍具有显著性；同时，感知有用性对消费意向的回归系数为0.000，具有显著性。综上可知，感知有用性完全中介了消费条件、消费氛围对消费意向的影响，部分中介了消费体验对消费意向的影响，假设H5a部分成立。

3.3.2 感知易用性的中介效应分析。着重分析感知易用性作为自变量加入回归分析之后，刺激因素的三个维度对消费意向的回归系数的显著性变化，以此判断感知有用性的中介效应。

表13 模型汇总

a.预测变量：(常量)，体育休闲消费条件、体育休闲消费氛围、体育休闲消费体验,b.预测变量：(常量)，体育休闲消费条件、体育休闲消费氛围、体育休闲消费体验、感知易用性,c.因变量：体育休闲消费意向

从表13可知，Durbin-Watson系数为2.220介于1.5～2.5之间，因此，回归模型没有自相关的现象，符合回归分析的条件；两个模型中的回归结果F值显著性检验P值为0.000达到了0.05水平下的显著效果，回归有效。由表14可知，三个模型VIF都小于5，变量间不存在共线性问题。

a.因变量：体育休闲消费意向

从表14可以看出，模型2与模型1相比，消费条件对消费意向的回归系数显著性概率降为0.008，但仍具有显著性；消费氛围对消费意向的回归系数显著性概率降为0.004，但仍具有显著性；消费体验对消费意向的回归系数显著性概率降为0.005，但仍具有显著性；同时，感知易用性对消费意向的回归系数为0.042，具有显著性。综上可知，感知有用性部分中介了消费条件、消费氛围以及消费体验对消费意向的影响，假设H5b部分成立。

3.4 总体结果

综上可知，体育休闲消费条件、氛围、体验会正向影响消费意向、感知有用性和感知易用性，并且感知有用性、感知易用性也会正向影响消费意向，而感知有用性、感知易用性对刺激因素和消费者反应的反应则是部分中介。

4 对体育休闲企业发展的启示

根据体育休闲消费意向及其相关影响的研究结果，体育休闲类企业在未来发展的过程中应当给注意以下几方面。

4.1 合理布局，提高体育休闲消费的便利性

便利程度高的体育休闲场所对消费者进行体育休闲消费行为具有促进作用。因此，体育休闲场所地规划要按照便捷、科学、全面的原则合理布局，以吸引更多消费者进行体育休闲消费，即体育休闲企业或场所在建立时要考虑“商圈”因素。体育休闲消费场所在进行建设、规划的过程中要考虑当地的人口因素、交通状况、建设规划以及公共设施等因素，是否方便消费者就近消费，而不需要花费太多时间和精力浪费在路上，从而提高消费者的消费体验。

4.2 加强宣传，营造良好的体育休闲消费氛围

体育休闲消费氛围能够正向促进体育休闲消费意向，因此体育休闲企业在发展过程中，应积极引导和培养体育休闲消费的意见领袖，通过他们的身体力行和积极倡导，使更多的人了解体育休闲消费可以产生的聚合效应，也使更多的人了解进行体育休闲消费的相关知识和技能，最终促进更多的人参与体育休闲消费。

4.3 更新产品品种，增加体育休闲产丰度

体育休闲消费作为一种选择性消费，跟居民需求的变化密切相关。在产品开发过程中，注重体育休闲活动的动态式、户外式发展，同时要不断创新，把新的科技成果运用到体育休闲产品的设计开发中，采用高新技术推进产品结构优化升级，使体育休闲产品更具现代元素，吸引更多的消费者。

4.4 提高服务质量和管理水平，实现顾客忠诚

体育休闲消费实质上是一种体验式消费，而体验会正面影响体育休闲消费。因此，体育休闲消费中的服务水平、服务质量以及对消费者的知觉尤其是消费者情感变化会有重要影响。在体育休闲消费产品、活动的开发设计过程中，应当注重消费者主观感受的提升，从而能够有效促进消费体验，实现顾客忠诚。

5 结论与展望

本文对体育休闲消费意向影响因素进行了初步的分析和探讨，通过构建刺激因素、内在因素以及消费者反应的关系模型并以富阳区为例进行实证研究，发现:刺激因素会正向影响体育休闲消费意向、内在因素，内在因素会正向影响消费意向。而在中介效应中，感知有用性完全中介了体育休闲消费条件、消费氛围对消费意向的影响，部分中介了消费体验对消费意向的影响；感知易用性则是部分中介了体育休闲消费条件、消费氛围、消费体验对体育休闲消费意向的影响。

但同时，由于样本容量的有限性、问卷法的局限性，以及没有考虑控制变量的影响，使得研究结论的普遍适用性有待进行进一步验证。未来在体育休闲研究中，可以进一步增加变量数量，同时将控制变量纳入模型的研究假设中，以期获得更为科学、合理的结论，并扩大体育休闲的理论研究内容。