杭州富陽城鎮(zhèn)居民體育休閑消費(fèi)意向影響因素分析

蔣佳峰,劉 培

(1.浙江工業(yè)大學(xué) 之江學(xué)院，浙江 紹興 312030；2.浙江工商大學(xué) 旅游與城鄉(xiāng)規(guī)劃學(xué)院，浙江 杭州 310018;3.浙江工商大學(xué) 工商管理學(xué)院，浙江 杭州 310018)

生活水平的提高、休閑意識的增強(qiáng)以及閑暇時間的增多，激發(fā)了居民更多的體育休閑消費(fèi)需求。但國內(nèi)體育休閑消費(fèi)的發(fā)展較晚，市場主體對體育休閑消費(fèi)的認(rèn)識存在一定的局限，導(dǎo)致體育休閑產(chǎn)品和服務(wù)供給不足，產(chǎn)品和服務(wù)質(zhì)量不高，同時，體育休閑產(chǎn)品的單一、匱乏，導(dǎo)致無法滿足消費(fèi)者不斷變化的消費(fèi)需求，使得城鎮(zhèn)居民體育休閑消費(fèi)需求不斷增長與目前體育休閑產(chǎn)品供給不足之間存在切實(shí)矛盾。本文引入Howard-Sheth模型以及技術(shù)接受模型，以研究城鎮(zhèn)居民體育休閑消費(fèi)意向的影響因素，揭示城鎮(zhèn)居民的體育休閑消費(fèi)的特征，為體育休閑企業(yè)的發(fā)展提供理論支持和現(xiàn)實(shí)依據(jù)。

1 文獻(xiàn)回顧與理論基礎(chǔ)

1.1 相關(guān)研究進(jìn)展

體育休閑消費(fèi)一般可以分為實(shí)物型、信息型以及勞務(wù)型消費(fèi)。為了使研究具有針對性、可行性以及準(zhǔn)確性，本文將體育休閑消費(fèi)限定為體育休閑勞務(wù)消費(fèi)，或者說參與型體育休閑消費(fèi)，即針對那些去健身場所、體育場館等地進(jìn)行體育休閑消費(fèi)活動。

體育休閑消費(fèi)意向影響因素研究中，國外涉及的內(nèi)容較多，1977年，美國娛樂服務(wù)部門通過調(diào)查研究美國戶外娛樂活動發(fā)現(xiàn)，限制人們進(jìn)行戶外活動的主要因素不是經(jīng)濟(jì)、交通等問題，而是時間。Alexandris和Carroll、Roeklynn(1998)等研究也表明時間和成本因素是影響人們體育休閑消費(fèi)意向的主要因素[1,2]。Kravs認(rèn)為社會人口狀況作為客觀因素對居民的體育休閑消費(fèi)有一定的影響[3]。Lisa Farrell和Michael A.Shields(2002)以統(tǒng)計學(xué)的理論為基礎(chǔ)，結(jié)合隨機(jī)效應(yīng)概率模型，分析研究了經(jīng)濟(jì)學(xué)和人口學(xué)變量對英國居民體育休閑消費(fèi)的影響，結(jié)果表明，性別、年齡、教育程度、經(jīng)濟(jì)條件以及家庭偏好都不同程度上影響了居民的體 育 休 閑 消費(fèi)[4]。Jorgen Drud Hansen等通過研究工作時間和工資對體育休閑消費(fèi)的影響，發(fā)現(xiàn)工作時間的減少和工資增加對體育休閑消費(fèi)有促進(jìn)作用[5]。Lei Xianliang和Yu Hongying通過研究城鎮(zhèn)居民體育休閑消費(fèi)動機(jī)與個體特征的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)健身動機(jī)和社會動機(jī)是促使城鎮(zhèn)居民進(jìn)行體育休閑消費(fèi)的主要消費(fèi)動機(jī)，而個體的性別、年齡、受教育程度以及收入水平都是體育休閑消費(fèi)的影響因素[6]。

除此之外，也有學(xué)者從相關(guān)理論入手對體育休閑消費(fèi)進(jìn)行研究，如Konstantinos Alexandris基于休閑限制理論，通過調(diào)查消費(fèi)者內(nèi)部和外部動機(jī)對體育休閑消費(fèi)意向的影響因素進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)個人限制、人際限制和結(jié)構(gòu)限制對體育休閑消費(fèi)有不同程度的影響[7]。

國內(nèi)學(xué)者對于體育休閑消費(fèi)意向影響因素的研究大致分為四個視角：主客觀因素視角、Howard-Sheth模型視角、計劃行為理論或者技術(shù)接受模型視角以及其他視角。如翟智拓從主客觀因素入手進(jìn)行研究，認(rèn)為膠東半島中產(chǎn)階層體育休閑消費(fèi)意向的影響因素分為以下五大類別，即體育休閑本身的性質(zhì)、個人經(jīng)濟(jì)因素、個體的生理健康、相關(guān)設(shè)施及服務(wù)、社會群體支持以及心理因素[8]。而顏意娜則是利用Howard-Sheth模型，以杭州市羽毛球活動消費(fèi)為例，研究了體育休閑消費(fèi)意向的影響因素，結(jié)果顯示，刺激因素對心理因素與反應(yīng)因素都有一定程度的影響，而心理因素也對消費(fèi)者反應(yīng)因素有重要影響[9]。胥郁利用計劃行為理論將城鎮(zhèn)居民體育休閑消費(fèi)意向的影響因素劃分為為行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制以及過去行為四個維度，研究結(jié)果顯示四個維度均與城鎮(zhèn)居民體育休閑消費(fèi)意向顯著相關(guān)[10]。

此外，亦有學(xué)者從其他視角進(jìn)行研究，如陳永軍分析了影響我國城市居民體育休閑消費(fèi)的7個因素：經(jīng)濟(jì)比較落后、生活方式的變革、消費(fèi)觀念以及消費(fèi)結(jié)構(gòu)還沒有發(fā)生根本轉(zhuǎn)變、體育休閑消費(fèi)的價值觀念比較差、體育休閑活動的社會化程度較低、缺乏場地設(shè)施[11]。

通過對國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)的梳理，發(fā)現(xiàn)較多的是對自變量(影響因素)和因變量(體育休閑消費(fèi))之間的直接關(guān)系進(jìn)行研究，而只有少部分學(xué)者通過理論模型，更深層次地挖掘影響體育休閑消費(fèi)意向的因素。因此，本文運(yùn)用Howard-Sheth模型和技術(shù)接受模型對體育休閑消費(fèi)意向的影響因素進(jìn)行研究，以期為體育休閑產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供理論和現(xiàn)實(shí)依據(jù)。

圖1 Howard-Sheth模型 資料來源：Howard J.,J.N.Sheth.The Theory of Buyer Behavior[M].Wiley,1969：34-67.

1.2 理論基礎(chǔ)

1.2.1 Howard-Sheth模型。行為心理學(xué)的創(chuàng)始人John B.Watson建立了“刺激——反應(yīng)”原理。Watson認(rèn)為人的行為是受到刺激的反應(yīng)，且刺激主要來自兩個方面：一方面是身體內(nèi)部的刺激，另一方面是體外環(huán)境的刺激，而行為反應(yīng)總是隨著刺激而呈現(xiàn)的[12]?；谶@一原理，1963年Howard提出了Howard模型，后與Sheth合作對模型不斷修正，并于1969年正式形成了Howard-Sheth模型(見圖1)。Howard-Sheth模型包括三個階段、四大因素。第一階段是投入階段，包括刺激因素和外在因素；第二階段是消費(fèi)者內(nèi)心活動階段，即內(nèi)在因素；第三階段是產(chǎn)出階段，即消費(fèi)者反應(yīng)。

1.2.2 技術(shù)接受模型。技術(shù)接受模型(Technology Acceptance Model，以下簡稱TAM)是Fred Davis(1989)為研究用戶對信息技術(shù)系統(tǒng)的接受程度，在理 性 行 為 理 論(TRA)的基礎(chǔ)上提出的(見圖2)。

圖2 技術(shù)接受模型 資料來源：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.

由圖1-2可以看出，使用行為是由行為意向決定的；使用態(tài)度只是為行為意向提供了一種心理或

者說主觀上的可能性，但不是行為意向的唯一決定性因素，感知有用性可以直接影響行為意向，是決定行為意向的另一個重要因素，并與感知易用性共同影響使用態(tài)度。

2 研究模型與基本假設(shè)

本文基于Howard-Sheth模 型和技術(shù)接受模型，通過刺激因素、內(nèi)在因素對消費(fèi)者反應(yīng)，即體育休閑消費(fèi)意向的影響因素進(jìn)行研究，利用文獻(xiàn)研究法，在充分了解前期研究成果的基礎(chǔ)上，以城鎮(zhèn)居民為研究主體，以杭州市富陽區(qū)為例分析體育休閑消費(fèi)意向影響因素。

圖3 研究模型

其中，刺激因素作為自變量，內(nèi)在因素作為中介變量，而消費(fèi)者反應(yīng)則是因變量，各變量下屬指標(biāo)及其解釋如表1所示。

表1 變量及其解釋

根據(jù)刺激因素、內(nèi)在因素、消費(fèi)者反應(yīng)之間的關(guān)系，本文研究假設(shè)如下：H1a：體育休閑消費(fèi)條件正向影響體育休閑消費(fèi)意向；H1b：體育休閑消費(fèi)氛圍正向影響體育休閑消費(fèi)意向；H1c：體育休閑消費(fèi)體驗正向影響體育休閑消費(fèi)意向。H2a：體育休閑消費(fèi)條件正向影響感知有用性；H2b：體育休閑消費(fèi)氛圍正向影響感知有用性；H2c：體育休閑消費(fèi)體驗正向影響感知有用性。H3a：體育休閑消費(fèi)條件正向影響感知易用性；H3b：體育休閑消費(fèi)氛圍正向影響感知易用性；H3c：體育休閑消費(fèi)體驗正向影響感知易用性。H4a：感知有用性正向影響體育休閑消費(fèi)意向；H4b：感知易用性正向影響體育休閑消費(fèi)意向。H5a：感知有用性對刺激因素和消費(fèi)者反應(yīng)的中介效應(yīng)顯著；H5b：感知易用性對刺激因素和消費(fèi)者反應(yīng)的中介效應(yīng)顯著

3 數(shù)據(jù)分析

基于理論模型，在文獻(xiàn)研究和小樣本測試的基礎(chǔ)上，確定正式調(diào)查問卷，并以富陽區(qū)城鎮(zhèn)居民為對象進(jìn)行實(shí)證研究，共發(fā)放問卷300份，回收268份問卷，有效問卷254份，回收率和有效率分別達(dá)到89.3%、84.7%。首先利用SPSS19.0對問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行Alpha信度系數(shù)分析和因子分析，數(shù)據(jù)通過信度和效度檢驗，并在此基礎(chǔ)上對各項假設(shè)進(jìn)行驗證。

3.1 相關(guān)性分析

本文利用Pearson相關(guān)分析法來檢驗所有變量全部維度之間的兩兩相關(guān)關(guān)系，分析結(jié)果如表2所示，其中11、12、13分別代表體育休閑消費(fèi)條件、體育休閑消費(fèi)氛圍、體育休閑消費(fèi)體驗，21、22分別代表感知有用性、感知易用性，31代表體育休閑消費(fèi)意向。

表2 各維度之間的相關(guān)分析

注：**在.01水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)

由表2可知，各維度之間的相關(guān)系數(shù)顯著性都小于0.5，相關(guān)關(guān)系成立。并且自變量3個維度與因變量之間是正相關(guān)關(guān)系，且相關(guān)系數(shù)是在0.4～0.6之間，存在中等強(qiáng)度的正相關(guān)關(guān)系。刺激因素的3個維度與內(nèi)在因素的2個維度的相關(guān)系數(shù)大都介于0.4～0.6之間，表明體育休閑消費(fèi)條件與感知易用性間存在較弱的正相關(guān)關(guān)系，體育休閑消費(fèi)條件與感知有用性以及體育休閑消費(fèi)氛圍、體育休閑消費(fèi)體驗與感知有用性、感知易用性存在中等程度的正相關(guān)關(guān)系。但各個維度間的因果關(guān)系還需做進(jìn)一步檢驗。

3.2 回歸分析

為進(jìn)一步確定各變量之間的關(guān)系，在相關(guān)性分析基礎(chǔ)上再進(jìn)行多元回歸分析，各變量之間的分析結(jié)果如下所示。

3.2.1 刺激因素對消費(fèi)者反應(yīng)的回歸分析。從表3可以看出，模型的回歸效果如下：

①Durbin-Watson系數(shù)為2.183介于1.5～2.5之間，符合回歸分析的條件。

②模型1、2、3的R2變化量的Sig.更改0.000小于0.05，F(xiàn)檢驗顯著，說明模型1、2、3相對于前一模型而言總體變化顯著，說明消費(fèi)條件、消費(fèi)體驗對消費(fèi)意向影響顯著。P值均為0.000達(dá)到了0.05水平下的顯著效果，回歸有效。

表3 模型匯總

料：a.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費(fèi)條件，b.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費(fèi)條件，體育休閑消費(fèi)氛圍，c.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費(fèi)條件，體育休閑消費(fèi)氛圍，體育休閑消費(fèi)體驗，d.因變量：體育休閑消費(fèi)意向

表4 回歸分析

從表4可以看出，模型的回歸分析如下：

①共線性檢驗：3個模型中，VIF全部小于5，可知變量之間不存在共線性問題，可以進(jìn)行回歸分析。

②回歸系數(shù)：回歸結(jié)果顯示，在感知易用性的回歸分析中消費(fèi)條件、消費(fèi)氛圍以及消費(fèi)體驗的回歸系數(shù)都達(dá)到了顯著水平。

③在模型1中常數(shù)項的顯著性水平大于0.05，所以接受常數(shù)項為0的假設(shè)，結(jié)果看標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)中的Beta值。因此，根據(jù)回歸分析，可知刺激因素對消費(fèi)意向的回歸方程為：

體育休閑消費(fèi)意向=0.170*體育休閑消費(fèi)條件+0.262*體育休閑消費(fèi)氛圍+0.244*體育休閑消費(fèi)體驗

因此，假設(shè)H1a、H1b、H1c都成立。

3.2.2 刺激因素對內(nèi)在因素的回歸分析。

3.2.2.1 刺激因素對感知有用性的回歸分析。從表5可以看出，模型的回歸效果如下：

①Durbin-Watson系數(shù)為1.789介于1.5～2.5之間，符合回歸分析的條件。

②模型1、2、3的R2變化量的Sig.更改0.000小于0.05，F(xiàn)檢驗顯著，說明模型1、2、3相對于前一模型而言總體變化顯著，表明消費(fèi)條件、消費(fèi)氛圍、消費(fèi)體驗對感知有用性的作用顯著。F值顯著性檢驗P值均為0.000達(dá)到了0.05水平下的顯著效果，回歸有效。

表5 模型匯總

注：a.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費(fèi)條件，b.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費(fèi)條件，體育休閑消費(fèi)氛圍，c.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費(fèi)條件，體育休閑消費(fèi)氛圍，體育休閑消費(fèi)體驗，d.因變量：感知有用性

表6 回歸分析

從表6可以看出，模型的回歸分析如下：

①共線性檢驗：3個模型中，VIF的值都小于5，變量之間不存在共線性問題，可進(jìn)行回歸分析。

②回歸系數(shù)：回歸結(jié)果顯示，在感知有用性的回歸分析中消費(fèi)條件、消費(fèi)氛圍以及消費(fèi)體驗的回歸系數(shù)都達(dá)到了顯著水平。

③在模型1中常數(shù)項的顯著性水平大于0.05，所以接受常數(shù)項為0的假設(shè)，結(jié)果看標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)中的Beta值。因此，根據(jù)回歸分析，可知刺激因素對感知有用性的回歸方程為：

感知有用性=0.266*體育休閑消費(fèi)條件+0.356*體育休閑消費(fèi)氛圍+0.141*體育休閑消費(fèi)體驗

因此，假設(shè)H2a、H2b、H2c都成立。

3.2.2.2 刺激因素對感知易用性的回歸分析。從表7可以看出，模型的回歸效果如下：

①Durbin-Watson系數(shù)為1.717介于1.5～2.5之間，因此，回歸模型沒有自相關(guān)的現(xiàn)象，符合回歸分析的條件。

②模型1、2、3的R2變化量的Sig.更改0.000小于0.05，F(xiàn)檢驗顯著，說明模型1、2、3相對于前一模型而言總體變化顯著，表明消費(fèi)條件、消費(fèi)氛圍、消費(fèi)體驗對感知易用性的作用顯著。F值顯著性檢驗P值均為0.000達(dá)到了0.05水平下的顯著效果，回歸有效。

表7 模型匯總

注：a.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費(fèi)條件,b.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費(fèi)條件，體育休閑消費(fèi)氛圍,c.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費(fèi)條件，體育休閑消費(fèi)氛圍，體育休閑消費(fèi)體驗,d.因變量：感知易用性

表8 回歸分析

從表8可以看出，模型的回歸分析如下：

①共線性檢驗：兩個模型中，VIF的值都小于5，變量之間不存在共線性問題，可進(jìn)行回歸分析。

②回歸系數(shù)：回歸結(jié)果顯示，在感知易用性的回歸分析中消費(fèi)條件、消費(fèi)氛圍以及消費(fèi)體驗的回歸系數(shù)都達(dá)到了顯著水平。

③在模型1中常數(shù)項的顯著性水平大于0.05，所以接受常數(shù)項為0的假設(shè)，結(jié)果看標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)中的Beta值。因此，根據(jù)回歸分析，可知刺激因素對感知易用性的回歸方程為：

感知易用性=0.316*體育休閑消費(fèi)條件+0.283*體育休閑消費(fèi)氛圍+0.306*體育休閑消費(fèi)體驗。

因此，假設(shè)H3a、H3b、H3c都成立。

3.2.3 內(nèi)在因素對消費(fèi)者反應(yīng)的回歸分析。從表9可以看出，模型的回歸效果如下：

①Durbin-Watson系數(shù)為1.717介于1.5～2.5之間，因此，回歸模型沒有自相關(guān)的現(xiàn)象，符合回歸分析的條件。

②模型1、2的R2變化量的Sig.更改0.000小于0.05，F(xiàn)檢驗顯著，說明模型1、2相對于前一模型總體變化顯著，表明感知有用性、易用性對體育休閑消費(fèi)意向影響顯著。F值顯著性檢驗P值均為0.000達(dá)到了0.05水平下的顯著效果，回歸有效。

表9 模型匯總

注：a.預(yù)測變量：(常量)，感知有用性，b.預(yù)測變量：(常量)，感知有用性，感知易用性，c.因變量：體育休閑消費(fèi)意向

表10 回歸分析

從表10可以看出，模型的回歸分析如下：

①共線性檢驗：兩個模型中，VIF的值都小于5，變量之間不存在共線性問題，可進(jìn)行回歸分析。

②回歸系數(shù)：體育休閑消費(fèi)意向?qū)Ω兄杏眯?、易用性的回歸系數(shù)都達(dá)到了顯著水平。

③在模型1中常數(shù)項的顯著性水平大于0.05，所以接受常數(shù)項為0的假設(shè)，結(jié)果看標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)中的Beta值。因此，根據(jù)回歸分析，可知內(nèi)在因素對體育休閑消費(fèi)意向的回歸方程為：

體育休閑消費(fèi)意向=0.549*感知有用性+0.161*感知易用性

因此，假設(shè)H4a、H4b都成立。

3.3 中介效應(yīng)分析

3.3.1 感知有用性的中介效應(yīng)分析。著重分析感知有用性作為自變量加入回歸分析之后，刺激因素的三個維度對消費(fèi)意向的回歸系數(shù)的顯著性變化，以此判斷感知有用性的中介效應(yīng)。

表11 模型匯總

注：a.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費(fèi)條件、體育休閑消費(fèi)氛圍、體育休閑消費(fèi)體驗，b.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費(fèi)條件、體育休閑消費(fèi)氛圍、體育休閑消費(fèi)體驗、感知有用性，c.因變量：體育休閑消費(fèi)意向

從表11可以看出，Durbin-Watson系數(shù)為2.176介于1.5～2.5之間，回歸模型沒有自相關(guān)的現(xiàn)象，符合回歸分析的條件；F值顯著性檢驗P值均為0.000達(dá)到了0.05水平下的顯著效果，回歸有效。從表12可以看出，三個模型中，VIF全部小于5，變量間不存在共線性問題。

表12 方程系數(shù)顯著性

a.因變量：體育休閑消費(fèi)意向

從表12可以看出，模型2與模型1相比，消費(fèi)條件對消費(fèi)意向的回歸系數(shù)顯著性概率變?yōu)?.377，顯著性消失；消費(fèi)氛圍對消費(fèi)意向的回歸系數(shù)顯著性概率變?yōu)?.156，顯著性消失；消費(fèi)體驗對消費(fèi)意向的回歸系數(shù)顯著性概率降為0.006，但仍具有顯著性；同時，感知有用性對消費(fèi)意向的回歸系數(shù)為0.000，具有顯著性。綜上可知，感知有用性完全中介了消費(fèi)條件、消費(fèi)氛圍對消費(fèi)意向的影響，部分中介了消費(fèi)體驗對消費(fèi)意向的影響，假設(shè)H5a部分成立。

3.3.2 感知易用性的中介效應(yīng)分析。著重分析感知易用性作為自變量加入回歸分析之后，刺激因素的三個維度對消費(fèi)意向的回歸系數(shù)的顯著性變化，以此判斷感知有用性的中介效應(yīng)。

表13 模型匯總

a.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費(fèi)條件、體育休閑消費(fèi)氛圍、體育休閑消費(fèi)體驗,b.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費(fèi)條件、體育休閑消費(fèi)氛圍、體育休閑消費(fèi)體驗、感知易用性,c.因變量：體育休閑消費(fèi)意向

從表13可知，Durbin-Watson系數(shù)為2.220介于1.5～2.5之間，因此，回歸模型沒有自相關(guān)的現(xiàn)象，符合回歸分析的條件；兩個模型中的回歸結(jié)果F值顯著性檢驗P值為0.000達(dá)到了0.05水平下的顯著效果，回歸有效。由表14可知，三個模型VIF都小于5，變量間不存在共線性問題。

a.因變量：體育休閑消費(fèi)意向

從表14可以看出，模型2與模型1相比，消費(fèi)條件對消費(fèi)意向的回歸系數(shù)顯著性概率降為0.008，但仍具有顯著性；消費(fèi)氛圍對消費(fèi)意向的回歸系數(shù)顯著性概率降為0.004，但仍具有顯著性；消費(fèi)體驗對消費(fèi)意向的回歸系數(shù)顯著性概率降為0.005，但仍具有顯著性；同時，感知易用性對消費(fèi)意向的回歸系數(shù)為0.042，具有顯著性。綜上可知，感知有用性部分中介了消費(fèi)條件、消費(fèi)氛圍以及消費(fèi)體驗對消費(fèi)意向的影響，假設(shè)H5b部分成立。

3.4 總體結(jié)果

綜上可知，體育休閑消費(fèi)條件、氛圍、體驗會正向影響消費(fèi)意向、感知有用性和感知易用性，并且感知有用性、感知易用性也會正向影響消費(fèi)意向，而感知有用性、感知易用性對刺激因素和消費(fèi)者反應(yīng)的反應(yīng)則是部分中介。

4 對體育休閑企業(yè)發(fā)展的啟示

根據(jù)體育休閑消費(fèi)意向及其相關(guān)影響的研究結(jié)果，體育休閑類企業(yè)在未來發(fā)展的過程中應(yīng)當(dāng)給注意以下幾方面。

4.1 合理布局，提高體育休閑消費(fèi)的便利性

便利程度高的體育休閑場所對消費(fèi)者進(jìn)行體育休閑消費(fèi)行為具有促進(jìn)作用。因此，體育休閑場所地規(guī)劃要按照便捷、科學(xué)、全面的原則合理布局，以吸引更多消費(fèi)者進(jìn)行體育休閑消費(fèi)，即體育休閑企業(yè)或場所在建立時要考慮“商圈”因素。體育休閑消費(fèi)場所在進(jìn)行建設(shè)、規(guī)劃的過程中要考慮當(dāng)?shù)氐娜丝谝蛩?、交通狀況、建設(shè)規(guī)劃以及公共設(shè)施等因素，是否方便消費(fèi)者就近消費(fèi)，而不需要花費(fèi)太多時間和精力浪費(fèi)在路上，從而提高消費(fèi)者的消費(fèi)體驗。

4.2 加強(qiáng)宣傳，營造良好的體育休閑消費(fèi)氛圍

體育休閑消費(fèi)氛圍能夠正向促進(jìn)體育休閑消費(fèi)意向，因此體育休閑企業(yè)在發(fā)展過程中，應(yīng)積極引導(dǎo)和培養(yǎng)體育休閑消費(fèi)的意見領(lǐng)袖，通過他們的身體力行和積極倡導(dǎo)，使更多的人了解體育休閑消費(fèi)可以產(chǎn)生的聚合效應(yīng)，也使更多的人了解進(jìn)行體育休閑消費(fèi)的相關(guān)知識和技能，最終促進(jìn)更多的人參與體育休閑消費(fèi)。

4.3 更新產(chǎn)品品種，增加體育休閑產(chǎn)豐度

體育休閑消費(fèi)作為一種選擇性消費(fèi)，跟居民需求的變化密切相關(guān)。在產(chǎn)品開發(fā)過程中，注重體育休閑活動的動態(tài)式、戶外式發(fā)展，同時要不斷創(chuàng)新，把新的科技成果運(yùn)用到體育休閑產(chǎn)品的設(shè)計開發(fā)中，采用高新技術(shù)推進(jìn)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，使體育休閑產(chǎn)品更具現(xiàn)代元素，吸引更多的消費(fèi)者。

4.4 提高服務(wù)質(zhì)量和管理水平，實(shí)現(xiàn)顧客忠誠

體育休閑消費(fèi)實(shí)質(zhì)上是一種體驗式消費(fèi)，而體驗會正面影響體育休閑消費(fèi)。因此，體育休閑消費(fèi)中的服務(wù)水平、服務(wù)質(zhì)量以及對消費(fèi)者的知覺尤其是消費(fèi)者情感變化會有重要影響。在體育休閑消費(fèi)產(chǎn)品、活動的開發(fā)設(shè)計過程中，應(yīng)當(dāng)注重消費(fèi)者主觀感受的提升，從而能夠有效促進(jìn)消費(fèi)體驗，實(shí)現(xiàn)顧客忠誠。

5 結(jié)論與展望

本文對體育休閑消費(fèi)意向影響因素進(jìn)行了初步的分析和探討，通過構(gòu)建刺激因素、內(nèi)在因素以及消費(fèi)者反應(yīng)的關(guān)系模型并以富陽區(qū)為例進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn):刺激因素會正向影響體育休閑消費(fèi)意向、內(nèi)在因素，內(nèi)在因素會正向影響消費(fèi)意向。而在中介效應(yīng)中，感知有用性完全中介了體育休閑消費(fèi)條件、消費(fèi)氛圍對消費(fèi)意向的影響，部分中介了消費(fèi)體驗對消費(fèi)意向的影響；感知易用性則是部分中介了體育休閑消費(fèi)條件、消費(fèi)氛圍、消費(fèi)體驗對體育休閑消費(fèi)意向的影響。

但同時，由于樣本容量的有限性、問卷法的局限性，以及沒有考慮控制變量的影響，使得研究結(jié)論的普遍適用性有待進(jìn)行進(jìn)一步驗證。未來在體育休閑研究中，可以進(jìn)一步增加變量數(shù)量，同時將控制變量納入模型的研究假設(shè)中，以期獲得更為科學(xué)、合理的結(jié)論，并擴(kuò)大體育休閑的理論研究內(nèi)容。