消費(fèi)者體育用品網(wǎng)絡(luò)購買意愿研究：基于4個競爭模型的實(shí)證檢驗(yàn)

朱良昊，楊 嘉，周博軍，韓 斌

(1.中南民族大學(xué) 體育學(xué)院，武漢 430074；2.湖南大學(xué) 體育學(xué)院，長沙 410082；3.西安體育學(xué)院 研究生部，西安 710000；4.湖北健康職業(yè)學(xué)院 公共教學(xué)部，湖北 咸寧 437011)

近年來國家越來越重視發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)，出臺了《關(guān)于加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)促進(jìn)體育消費(fèi)的若干意見》《關(guān)于促進(jìn)全民健身和體育消費(fèi)推動體育產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的意見》等一系列政策文件，“互聯(lián)網(wǎng)+體育”迎來大好的發(fā)展機(jī)會。本文聚焦消費(fèi)者網(wǎng)絡(luò)購買體育用品問題，分別構(gòu)建基于TAM、TPB、DTPB、TAM-TPB的體育用品網(wǎng)絡(luò)購買意愿結(jié)構(gòu)模型，并對其逐一進(jìn)行檢驗(yàn)，比較4個競爭模型的擬合度、解釋力、路徑系數(shù)及其顯著性，以期確定哪一種理論模型最適合分析消費(fèi)者體育用品網(wǎng)絡(luò)購買意愿，為相關(guān)研究提供參考。

1 理論模型

技術(shù)接受模型(technology acceptance model，TAM)、計(jì)劃行為理論(theory of planned behavior，TPB)、分解的計(jì)劃行為理論(decomposed theory of planned behavior，DTPB)和技術(shù)接受模型—計(jì)劃行為理論整合模型(TAM-TPB)這4種模型已廣泛應(yīng)用于信息技術(shù)和網(wǎng)絡(luò)購物領(lǐng)域。因?yàn)檫@4種模型都是在理性行為理論(theory of reasoned action，TRA)的基礎(chǔ)上衍生而來的，均可用于分析網(wǎng)絡(luò)環(huán)境下個體的特定行為意愿與實(shí)際行為，因此這4種模型也被稱為競爭理論模型(competing theoretical models，CTMs)。

在體育相關(guān)領(lǐng)域，TAM和TPB已應(yīng)用于體育網(wǎng)店用戶購買意愿、二級票務(wù)網(wǎng)站比賽門票購買意愿、仿冒體育用品購買意愿、運(yùn)動隊(duì)許可商品購買意愿、綠色運(yùn)動服裝購買意愿等研究中，并通過納入信任、感知風(fēng)險(xiǎn)、角色認(rèn)同、過去行為、品牌意識等變量使重構(gòu)模型在不同的研究情境下獲得了良好的適用性。然而，DTPB和TAM-TPB在國內(nèi)卻很少受到關(guān)注，多個模型的比較研究至今也較鮮見。

1.1 技術(shù)接受模型(TAM)

技術(shù)接受模型由Davis于1986年首次提出，主要用于研究個體對信息技術(shù)的接受程度和使用情況[1]。TAM認(rèn)為，使用的態(tài)度是由感知有用性和感知易用性共同決定，使用的行為意愿由使用的態(tài)度和感知有用性共同決定，實(shí)際的信息技術(shù)使用行為由使用的行為意愿直接決定。同時，外部變量會直接影響感知有用性和感知易用性，感知易用性會直接影響感知有用性(圖1)[2-3]。其中，感知有用性和感知易用性是剔除TRA原有主觀規(guī)范后生成的2個變量，也是TAM的關(guān)鍵組成要素。至于外部變量，通常是指一些可測變量，譬如系統(tǒng)特征、用戶特征、任務(wù)特征、政策影響、組織結(jié)構(gòu)等，孟川等[4]已證實(shí)網(wǎng)店特征會間接對消費(fèi)者體育用品網(wǎng)絡(luò)購買意愿產(chǎn)生影響。

圖1 技術(shù)接受模型(TAM)

1.2 計(jì)劃行為理論(TPB)

計(jì)劃行為理論起源于心理學(xué)領(lǐng)域，是從信息加工的角度來解釋個體行為一般決策過程的理論。它最早可追溯至Fishbein于1963年提出的多屬性態(tài)度理論(theory of muli-attribute attitude，TMA)[5]，后經(jīng)發(fā)展形成了一個系統(tǒng)的理論分析框架，即理性行為理論(TRA)[6]。隨著在社會科學(xué)領(lǐng)域的大范圍應(yīng)用，許多實(shí)證結(jié)果表明，TRA對某些不完全由個人意志能力控制的行為無法給出合理的解釋。為克服這一局限性，Ajzen納入了知覺行為控制，以加強(qiáng)對個體行為控制感的估測，并在1991年正式提出了區(qū)別于理性行為理論的計(jì)劃行為理論[7]。TPB認(rèn)為行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制是影響行為意愿的3個關(guān)鍵變量，而實(shí)際行為由行為意愿和知覺行為控制2個變量共同決定(圖2)[7]。各變量又由許多信念構(gòu)成，即行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制依次受行為信念、規(guī)范信念和控制信念的影響。

圖2 計(jì)劃行為理論(TPB)

1.3 分解的計(jì)劃行為理論(DTPB)

分解的計(jì)劃行為理論是對TPB的延續(xù)與發(fā)展，它可以幫助我們更清晰地理解各個信念結(jié)構(gòu)與意愿之間的關(guān)系。起初，Shimp等[8]認(rèn)為信念的認(rèn)知成分不應(yīng)被概括為一個單一的概念，因?yàn)檫@不能代表信念結(jié)構(gòu)的多維特征。隨后，學(xué)者們對信念結(jié)構(gòu)的分解方法進(jìn)行研究，Taylor等[9]參考創(chuàng)新擴(kuò)散理論(diffusion of innovations theory，DIT)[10]和TAM中態(tài)度的信念結(jié)構(gòu)，將態(tài)度信念結(jié)構(gòu)分解為感知有用性、感知易用性和兼容性3個要素；借鑒Burnkrant等[11]對相關(guān)群體的劃分方法，將規(guī)范信念結(jié)構(gòu)分解為同儕影響和上級影響2個要素；遵循Ajzen[7]在控制信念結(jié)構(gòu)方面提出的建議，將控制信念結(jié)構(gòu)分解為自我效能和便利條件2個要素，最終形成了DTPB。但是，原始的規(guī)范信念結(jié)構(gòu)只包括來自同儕和上級的影響，將信息影響排除在外，這可能會導(dǎo)致主觀規(guī)范對行為意愿的影響不顯著。通過擴(kuò)展規(guī)范信念結(jié)構(gòu)的范圍，將同儕和上級影響合并為人際影響，再納入外部影響，有助于克服該問題。因此，本研究將采用與Lin[12]網(wǎng)絡(luò)購買圖書研究相同的DTPB結(jié)構(gòu)(圖3)。

圖3 分解的計(jì)劃行為理論(DTPB)

1.4 技術(shù)接受模型—計(jì)劃行為理論整合模型(TAM-TPB)

技術(shù)接受模型—計(jì)劃行為理論整合模型是對TAM和TPB的組合重構(gòu)，造成這一結(jié)果的原因有三。其一，TPB是廣泛應(yīng)用于社會科學(xué)領(lǐng)域的普適模型，TAM是解釋和預(yù)測用戶信息技術(shù)采納的專用模型，隨著現(xiàn)代信息技術(shù)的飛速發(fā)展，各種新興技術(shù)不斷涌現(xiàn)，TAM需要在不同的研究情境下對內(nèi)部結(jié)構(gòu)進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)整[13]。其二，諸多實(shí)證研究表明，TAM僅能解釋行為意愿40%—60%的方差，如果TAM不被整合到一個包含組織和社會因素的結(jié)構(gòu)中，它的預(yù)測能力將難以得到提高[14]。其三，部分學(xué)者認(rèn)為，主觀規(guī)范對行為意愿的作用是不可忽視的，個體在決策是否執(zhí)行某一行為的過程中難免會受到來自重要他人或社會團(tuán)體的影響[15]。整合后的TAM-TPB保留了原始模型中各變量間的內(nèi)在邏輯關(guān)系，行為態(tài)度由感知有用性和感知易用性共同決定，感知易用性直接影響感知有用性，與TAM一致；實(shí)際行為由行為意愿和知覺行為控制共同決定，與TPB一致；行為意愿由4個變量共同決定，相比之前有所改變(圖4)。

圖4 技術(shù)接受模型—計(jì)劃行為理論整合模型(TAM-TPB)

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 調(diào)研過程與樣本描述

問卷設(shè)計(jì)為2個部分，第1部分為個人基礎(chǔ)信息，第2部分為模型變量測量。采用便利抽樣法，通過現(xiàn)場發(fā)放紙質(zhì)和網(wǎng)絡(luò)推送鏈接2種途徑，于2020年10月9日至12月15日分別對武漢市6所高校的在讀本科生進(jìn)行測量。共回收問卷552份，其中有效問卷445份，有效率為80.6%。樣本基本情況見表1。

表1 樣本人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量基本情況

關(guān)于消費(fèi)者購買體育用品時偏愛使用的網(wǎng)絡(luò)購物平臺和網(wǎng)絡(luò)購買過的體育用品類型，通過平均選擇系數(shù)大于1代表選項(xiàng)具有普遍性的判斷標(biāo)準(zhǔn)可知，大學(xué)生普遍使用淘寶網(wǎng)(3.711)、拼多多(1.597)、京東商城(1.479)和得物(1.044)4家網(wǎng)絡(luò)平臺購買體育用品，而購買的體育用品多為運(yùn)動服裝(1.801)。

2.2 變量定義與測量題項(xiàng)

由于不同模型在不同研究情境中變量的概念有所區(qū)別，為保持變量測量的一致性，下面將對各變量的操作性定義進(jìn)行界定。態(tài)度(attitude)，指消費(fèi)者對網(wǎng)絡(luò)購買體育用品這一行為喜愛或不喜愛程度的總體評估；感知有用性(perceived usefulness)，指消費(fèi)者認(rèn)為使用網(wǎng)絡(luò)會提高購買體育用品效率的程度；感知易用性(perceived ease of use)，指消費(fèi)者認(rèn)為使用網(wǎng)絡(luò)購買體育用品的容易程度；兼容性(compatibility)，指消費(fèi)者認(rèn)為使用網(wǎng)絡(luò)購買體育用品與他們的價(jià)值觀、當(dāng)前需求和生活方式的契合程度；主觀規(guī)范(subjective norm)，指消費(fèi)者在決策是否使用網(wǎng)絡(luò)購買體育用品時感知到的社會壓力；人際影響(interpersonal influence)，指消費(fèi)者在進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)購買體育用品決策時受到來自朋友、家人、同事、上級或其他有經(jīng)驗(yàn)者的口碑影響；外部影響(external influence)，指消費(fèi)者在進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)購買體育用品行為時所考慮的大眾媒體報(bào)道、專家意見和其他非個體信息；知覺行為控制(perceived behavioral control)，指消費(fèi)者感知到執(zhí)行網(wǎng)絡(luò)購買體育用品這一行為的難易程度；自我效能(self-efficacy)，指消費(fèi)者對自身網(wǎng)絡(luò)購買體育用品能力的主觀判斷；便利條件(facilitating conditions)，指消費(fèi)者在使用網(wǎng)絡(luò)購買體育用品時所需資源的充分程度;購買意愿(purchase intention)，指消費(fèi)者打算執(zhí)行網(wǎng)絡(luò)購買體育用品行為的傾向。

為保證測量結(jié)果的信度和效度，首先通過系統(tǒng)梳理相關(guān)文獻(xiàn)理論擬定各變量測量題項(xiàng)，再根據(jù)研究對象特征進(jìn)行適當(dāng)?shù)膬?nèi)容調(diào)整，最終形成由11個層面組成的30個題項(xiàng)，所有題項(xiàng)均采用李克特5級評分量表(表2)。

表2 各變量測量題項(xiàng)一覽

3 數(shù)據(jù)分析及結(jié)果

3.1 信度與效度分析

將Cronbach’s alpha系數(shù)作為判斷組成量表題項(xiàng)內(nèi)部一致性的依據(jù)，運(yùn)用SPSS 26.0進(jìn)行信度分析，結(jié)果顯示，整個量表的Cronbach’s alpha值為0.943，購買意愿、態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、感知有用性、感知易用性、兼容性、人際影響、外部影響、自我效能和便利條件量表的Cronbach’s alpha值依次為0.833、0.878、0.878、0.722、0.819、0.803、0.852、0.858、0.755、0.736和0.747，均大于0.70，說明本次測量結(jié)果的內(nèi)部一致性信度良好。

在進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析(CFA)之前有必要先對觀測變量進(jìn)行正態(tài)性評估，結(jié)果顯示，30個觀測變量數(shù)據(jù)的偏度系數(shù)在-0.841—0.144之間，均未大于3，峰度系數(shù)在-0.634—0.688之間，均未大于8，符合正態(tài)性假設(shè)前提，適合使用模型估計(jì)方法——最大似然法(maximum likelihood，ML)。

建構(gòu)效度包括收斂效度和區(qū)別效度。運(yùn)用AMOS23.0構(gòu)建一階多因素斜交模型判斷觀測變量是否能夠真實(shí)地反映假設(shè)的潛變量，結(jié)果顯示，各觀測變量標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷在0.598—0.911之間，均大于Anderson等[23]建議的臨界值0.50；t檢驗(yàn)值在11.229—21.438之間，均大于1.96且顯著性達(dá)到0.001水平；組合信度CR在0.728—0.878之間，均高于Hair等[24]建議的0.70；平均方差抽取量AVE在0.513—0.783之間，均大于Fornell等[25]建議的臨界值0.50，說明本次測量結(jié)果的收斂效度良好。

感知易用性與兼容性(r=0.763)、感知易用性與自我效能(r=0.763)的相關(guān)系數(shù)大于對應(yīng)平均方差抽取量AVE的平方根0.716，說明感知易用性、兼容性和自我效能3個變量的題項(xiàng)所測量的內(nèi)容可能并非如預(yù)期一樣，歸屬于各自構(gòu)念相互區(qū)分開來，但從整體上看各變量之間的區(qū)別效度仍是可以接受的。由于部分變量間的相關(guān)系數(shù)偏高，因而考慮進(jìn)行共線性診斷，多元回歸分析結(jié)果顯示，所有變量的方差膨脹因子VIF值在1.640—2.476之間，小于Neter[26]提出的臨界值10，說明不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

此外，一階多因素斜交模型各項(xiàng)擬合指數(shù)：χ2/df=1.860<3(χ2=651.064，df=350，P<0.001)，RMSEA=0.044<0.05，GFI、AGFI、NFI、RFI、IFI、TLI、CFI值依次為0.912、0.884、0.916、0.896、0.959、0.949、0.959，除AGFI和RFI外其他指數(shù)均在0.90以上，PGFI、PNFI和PCFI值依次為0.687、0.737、0.772，均在0.50以上，絕大部分指數(shù)在吳明隆[27]建議的臨界值之上，說明測量模型與實(shí)際數(shù)據(jù)的擬合效果良好。

3.2 結(jié)構(gòu)模型檢驗(yàn)

3.2.1 技術(shù)接受模型(TAM)

對TAM進(jìn)行結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)，結(jié)果顯示模型各項(xiàng)擬合指數(shù)良好，絕對擬合指數(shù)(χ2=123.909，df=72，P<0.001，χ2/df=1.721，RMSEA=0.040，GFI=0.961，AGFI=0.944)、增值擬合指數(shù)(NFI=0.960，RFI=0.950，IFI=0.983，TLI=0.978，CFI=0.983)、簡約擬合指數(shù)(PGFI=0.659，PNFI=0.760，PCFI=0.778)、信息指數(shù)AIC(理論模型值為189.909，小于飽和模型值210.000，且同時小于獨(dú)立模型值3151.123)和BIC(理論模型值為325.145，小于飽和模型值640.298，且同時小于獨(dú)立模型值3 208.496)均達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)水平。在解釋力方面，TAM分別解釋了感知有用性54.6%的方差、態(tài)度34.4%的方差和購買意愿52.5%的方差。在路徑系數(shù)及其顯著性方面，經(jīng)檢驗(yàn)，4條影響路徑具有顯著性，1條影響路徑不具有顯著性(圖5)。

3.2.2 計(jì)劃行為理論(TPB)

對TPB進(jìn)行結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)，結(jié)果顯示模型各項(xiàng)擬合指數(shù)良好，絕對擬合指數(shù)(χ2=44.424，df=29，P<0.05，χ2/df=1.532，RMSEA=0.035，GFI=0.981，AGFI=0.964)、增值擬合指數(shù)(NFI=0.981，RFI=0.970，IFI=0.993，TLI=0.989，CFI=0.993)、簡約擬合指數(shù)(PGFI=0.517，PNFI=0.633，PCFI=0.640)、信息指數(shù)AIC(理論模型值為96.424，小于飽和模型值110.000，且同時小于獨(dú)立模型值2 329.805)和BIC(理論模型值為202.974，小于飽和模型值335.394，且同時小于獨(dú)立模型值2 370.786)均達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)水平。在解釋力方面，TPB可以解釋購買意愿52.9%的方差。在路徑系數(shù)及其顯著性方面，經(jīng)檢驗(yàn)，2條影響路徑具有顯著性，1條影響路徑不具有顯著性(圖6)。

3.2.3 分解的計(jì)劃行為理論(DTPB)

對DTPB進(jìn)行結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，絕對擬合指數(shù)(χ2=779.682，df=375，P<0.001，χ2/df=2.079，RMSEA=0.049，GFI=0.898，AGFI=0.874)在可接受范圍內(nèi)，GFI和AGFI略低于0.90判定標(biāo)準(zhǔn)；增值擬合指數(shù)(NFI=0.900，RFI=0.884，IFI=0.945，TLI=0.936，CFI=0.945)在接受范圍內(nèi)，僅RFI值略低于0.90判定標(biāo)準(zhǔn)；簡約擬合指數(shù)(PGFI=0.725，PNFI=0.776，PCFI=0.815)均在0.50以上；信息指數(shù)AIC的理論模型值為959.682,小于獨(dú)立模型值7 829.267，但大于飽和模型值930.000；BIC的理論模型值為1 328.508,小于飽和模型值2 835.605，且同時小于獨(dú)立模型值7 952.209。若根據(jù)修正指數(shù)MI(modification index)建立相關(guān)路徑，以達(dá)到提高模型擬合度的效果，會導(dǎo)致獨(dú)立模型之間失去可比性，因此，本研究暫不考慮對DTPB進(jìn)行修正。在解釋力方面，DTPB分別解釋了態(tài)度44.1%的方差、主觀規(guī)范38.8%的方差、知覺行為控制55.3%的方差和購買意愿52.0%的方差。在路徑系數(shù)及其顯著性方面，經(jīng)檢驗(yàn)，7條影響路徑具有顯著性，3條影響路徑不具有顯著性(圖7)。

圖7 DTPB檢驗(yàn)結(jié)果

3.2.4 技術(shù)接受模型—計(jì)劃行為理論整合模型(TAM-TPB)

對TAM-TPB進(jìn)行結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，絕對擬合指數(shù)(χ2=285.156，df=125，P<0.001，χ2/df=2.281，RMSEA=0.054，GFI=0.935，AGFI=0.911)在可接受范圍內(nèi)，RMSEA略高于0.05；增值擬合指數(shù)(NFI=0.930，RFI=0.915，IFI=0.960，TLI=0.950，CFI=0.959)均高于0.90判定標(biāo)準(zhǔn)；簡約擬合指數(shù)(PGFI=0.684，PNFI=0.760，PCFI=0.784)均高于0.50判定標(biāo)準(zhǔn)；信息指數(shù)AIC的理論模型值為377.156,小于獨(dú)立模型值4 134.021，但大于飽和模型值342.000；BIC的理論模型值為565.667,小于飽和模型值1 042.771，且同時小于獨(dú)立模型值4 207.787。同樣，為保證4個模型具有可比性，暫不考慮對TAM-TPB進(jìn)行修正。在解釋力方面，TAM-TPB分別解釋了感知有用性56.8%的方差、態(tài)度35.8%的方差和購買意愿51.3%的方差。在路徑系數(shù)及其顯著性方面，經(jīng)檢驗(yàn)，5條影響路徑具有顯著性，2條影響路徑不具有顯著性(圖8)。

圖8 TAM-TPB檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 競爭模型比較

3.3.1 關(guān)于模型擬合度

擬合指數(shù)是評估假設(shè)結(jié)構(gòu)模型與實(shí)際樣本數(shù)據(jù)能否相互適配的重要指標(biāo)，可用來判斷多個競爭模型對同一樣本數(shù)據(jù)擬合效果的優(yōu)劣程度。對于包含相同變量的非嵌套模型(non-nested model)而言，參照赤池信息準(zhǔn)則(Akaike information criterion，AIC)和貝葉斯信息準(zhǔn)則(Bayes information criterion，BIC)比卡方差異性檢驗(yàn)(chi-square difference test)更為適宜[28]。AIC和BIC可以同時權(quán)衡所估計(jì)模型的復(fù)雜度以及該模型擬合數(shù)據(jù)的優(yōu)良性，數(shù)值愈小意味著模型簡約性和擬合度愈好，結(jié)果顯示，TPB優(yōu)于TAM，TAM優(yōu)于TAM-TPB，TAM-TPB優(yōu)于DTPB(表3)。

同時，其他擬合指數(shù)也表現(xiàn)出了懲罰復(fù)雜模型的傾向。TAM和TPB的絕對擬合指數(shù)、增值擬合指數(shù)和簡約擬合指數(shù)均達(dá)到一般接受水平，其中TPB各項(xiàng)指數(shù)更為優(yōu)異，DTPB和TAM-TPB各項(xiàng)指數(shù)處于可接受范圍且大部分較為良好，可認(rèn)為4個競爭模型均能與實(shí)際數(shù)據(jù)合理匹配。

3.3.2 關(guān)于模型解釋力

解釋力R2是衡量競爭模型預(yù)測水平是否理想的重要指標(biāo)。首先，TAM、TPB、DTPB與TAM-TPB均解釋了購買意愿50%以上的方差，一般認(rèn)為解釋力R2大于40%為良好[29]，說明4個競爭模型均可用于預(yù)測消費(fèi)者體育用品網(wǎng)絡(luò)購買意愿，且TPB略優(yōu)于TAM、DTPB、TAM-TPB。其次，分解變量后的DTPB在態(tài)度方面的解釋力要優(yōu)于TAM和TAM-TPB，分別高出了9.7和8.3個百分點(diǎn)，說明采用包含感知有用性、感知易用性和兼容性的信念結(jié)構(gòu)對消費(fèi)者體育用品網(wǎng)絡(luò)購買態(tài)度進(jìn)行評估更為全面。再次，在TAM和TAM-TPB中感知易用性均解釋了感知有用性50%以上的方差，可見前者是后者的重要預(yù)測變量。

表3 競爭模型擬合度比較結(jié)果(部分?jǐn)M合指數(shù))

3.3.3 關(guān)于路徑系數(shù)及其顯著性

路徑系數(shù)的大小表示自變量對因變量的影響程度，其顯著性決定前者對后者的影響效應(yīng)是否具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。TAM、TPB、DTPB與TAM-TPB中大部分變量間的影響關(guān)系經(jīng)檢驗(yàn)均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，但個別變量間的影響關(guān)系在不同競爭模型下很不穩(wěn)定。其中，感知易用性與態(tài)度、主觀規(guī)范與購買意愿、知覺行為控制與購買意愿、感知有用性與購買意愿的顯著性關(guān)系因模型構(gòu)造的不同而產(chǎn)生差異。與之相反，感知有用性與態(tài)度、態(tài)度與購買意愿、感知易用性與感知有用性的顯著性關(guān)系在不同模型構(gòu)造下具有高度穩(wěn)定性。

從各變量對購買意愿產(chǎn)生的影響來看，在TAM、TPB、DTPB與TAM-TPB中，態(tài)度對購買意愿的影響效應(yīng)分別為0.626、0.605、0.613、0.550，遠(yuǎn)高于主觀規(guī)范、知覺行為控制、感知有用性；在DTPB和TAM-TPB中，主觀規(guī)范對購買意愿的正向影響顯著(β=0.161，P=0.003；β=0.162，P=0.003)，而在TPB中主觀規(guī)范對購買意愿的影響不顯著(β=0.106，P=0.068)；在TPB、DTPB和TAM-TPB中，知覺行為控制對購買意愿的影響效應(yīng)較弱，且僅在TPB中對購買意愿的正向影響顯著(β=0.113，P=0.043)。從各變量對態(tài)度產(chǎn)生的影響來看，在TAM、DTPB和TAM-TPB中，感知有用性和兼容性對態(tài)度的影響效應(yīng)要強(qiáng)于感知易用性。

4 討論

4.1 模型擬合度

Mulaik等[30]認(rèn)為在評估一個模型的質(zhì)量時，特別是在比較針對一組給定數(shù)據(jù)制定的不同模型時，不應(yīng)該只考慮模型擬合度的優(yōu)劣，而不考慮模型的簡約性。4個競爭模型各項(xiàng)擬合指數(shù)顯示，無論是從模型擬合度還是簡約性來看，TAM和TPB都更為優(yōu)異，二者皆由4個變量組合而成，再參考信息指數(shù)AIC和BIC結(jié)果綜合考量，可認(rèn)為TAM略遜色于TPB。這一結(jié)果與Hung等[31]模型比較研究一致，反映了TPB在分析網(wǎng)絡(luò)環(huán)境下個體特定行為意愿方面具備一定優(yōu)勢。換言之，研究此類問題，若考慮向模型中添加預(yù)測水平更強(qiáng)的解釋變量，則4個競爭模型中TPB的優(yōu)先級較高，因?yàn)樗膬?nèi)部構(gòu)造相比其他模型更為簡易，擁有更好的空間可塑性。

4.2 模型解釋力

比較4個競爭模型的解釋力發(fā)現(xiàn)，TAM、TPB、DTPB與TAM-TPB分別解釋了購買意愿52.5%、52.9%、52.0%、51.3%的方差，相差無幾，TPB略優(yōu)于其他模型。值得注意的是，相比TPB，分解變量未能使DTPB在預(yù)測購買意愿上提供一些額外的洞見，恰恰與此前Lin[12]、Hung等[31]和Huh等[32]的研究結(jié)果相悖，但與國內(nèi)學(xué)者甘春梅[33]和劉春濟(jì)等[34]的結(jié)果趨同，這是一個很有趣的現(xiàn)象。DTPB解釋力未達(dá)預(yù)期的原因可能與前因變量分解的適切性有關(guān)，本研究雖延用了Lin構(gòu)建的DTPB結(jié)構(gòu)，但路徑系數(shù)的顯著性與其差別較大，外部影響和自我效能2個變量對購買意愿的影響均不顯著。至于態(tài)度，DTPB對態(tài)度的解釋力要優(yōu)于TAM和TAM-TPB，這說明包含兼容性的信念結(jié)構(gòu)是值得借鑒的。相比TAM和TPB，整合后的TAM-TPB在購買意愿上的解釋力有所下降，其原因可能是TAM和TPB內(nèi)部變量在測量范圍上存在一定程度的同質(zhì)化，說明必要時可根據(jù)研究情境需要納入獨(dú)立于現(xiàn)有構(gòu)念的第三變量，以提高模型整體解釋力。

4.3 態(tài)度及其前因變量對購買意愿的影響

在TAM、TPB、DTPB與TAM-TPB中，態(tài)度均是購買意愿最為重要的解釋變量，早在2002年Chau等[35]就表示態(tài)度通常是各種環(huán)境下影響行為意愿的最強(qiáng)變量，也就是說，消費(fèi)者對網(wǎng)絡(luò)購買體育用品所持有的積極或消極評價(jià)會直接影響他們執(zhí)行這一行為的傾向程度。態(tài)度是建立在一定認(rèn)知基礎(chǔ)上給予目標(biāo)對象的主觀判斷，消費(fèi)者對網(wǎng)絡(luò)購買體育用品行為的態(tài)度，與他們自身的網(wǎng)絡(luò)購物經(jīng)歷以及體育消費(fèi)需求密切相關(guān)。消費(fèi)者通常更喜歡根據(jù)現(xiàn)實(shí)的收益和成本來進(jìn)行購買渠道的選擇，如若在網(wǎng)絡(luò)購買體育用品過程中有過不錯的情感體驗(yàn)或從成本消耗中獲益，則他們的態(tài)度往往會朝著積極的方向發(fā)展，選擇網(wǎng)絡(luò)購買體育用品的傾向也會愈加明顯，這也正是感知有用性和兼容性的影響機(jī)理。另外，體育用品網(wǎng)絡(luò)購物平臺頁面設(shè)計(jì)、操作系統(tǒng)的復(fù)雜程度會決定消費(fèi)者感知易用性的高低，簡化、便捷的平臺建設(shè)，有助于促進(jìn)消費(fèi)者積極態(tài)度和購買意愿的形成。

4.4 主觀規(guī)范及其前因變量對購買意愿的影響

主觀規(guī)范在DTPB和TAM-TPB中對購買意愿的影響顯著，但在TPB中對購買意愿的影響不顯著，導(dǎo)致這一結(jié)果的原因可能是變量間存在潛在的中介效應(yīng)。譬如，TPB中態(tài)度、知覺行為控制在主觀規(guī)范與購買意愿的關(guān)系中起多重中介作用，DTPB中主觀規(guī)范在人際影響與購買意愿的關(guān)系中起中介作用，TAM-TPB中主觀規(guī)范在感知有用性與購買意愿的關(guān)系中起中介作用，但就目前該領(lǐng)域的研究成果來看，這些假設(shè)關(guān)系大多是缺乏實(shí)證資料佐證的。唯有，分解后的人際影響和外部影響2個變量彌合了主觀規(guī)范對購買意愿影響不顯著的缺陷，驗(yàn)證了Bhattacherjee[21]的觀點(diǎn)。其中，人際影響對主觀規(guī)范的影響顯著，而外部影響對主觀規(guī)范的影響不顯著，這可能與樣本自身心理特征以及所處的環(huán)境有關(guān)。高等教育階段的學(xué)生心智逐漸成熟，具備一定的網(wǎng)絡(luò)信息辨別能力，他們個人的體育用品購買需求和習(xí)慣容易受到同學(xué)、朋友、老師等小范圍群體的熏陶，對于媒體宣傳和輿論導(dǎo)向的直接依賴性相對較小。

4.5 知覺行為控制及其前因變量對購買意愿的影響

正如Armitage等[36]所說，當(dāng)態(tài)度或主觀規(guī)范對意愿的影響效應(yīng)較強(qiáng)時，知覺行為控制的影響效應(yīng)可能表現(xiàn)較弱。模型檢驗(yàn)得出了與之相近的結(jié)果，TPB中知覺行為控制對購買意愿的影響效應(yīng)遠(yuǎn)低于態(tài)度，DTPB和TAM-TPB中知覺行為控制對購買意愿的影響不顯著。DTPB分解后的變量只有便利條件對知覺行為控制的正向影響顯著，這一結(jié)果與Lin[12]和Vijayasarathy[19]的研究結(jié)果相悖。需要指出的是，本研究與上述2項(xiàng)研究的背景截然不同，如今以手機(jī)為終端的移動互聯(lián)網(wǎng)購買方式已經(jīng)成為主流，消費(fèi)者在日常生活中擁有較多網(wǎng)絡(luò)接觸時間，在網(wǎng)絡(luò)信息搜尋、商品選擇評估、線上支付等一系列步驟中不存在操作層面的阻礙，這也就意味著無論他們是否形成體育用品網(wǎng)絡(luò)購買意愿，皆會對自己執(zhí)行這一行為的個人能力予以充分肯定。而在網(wǎng)絡(luò)購買體育用品所需要的資源上，真正能夠制約其購買意愿的因素主要是經(jīng)濟(jì)能力和閑暇時間。

5 研究價(jià)值及局限性

根據(jù)模型擬合度、簡約性以及解釋力比較結(jié)果綜合判斷，認(rèn)為TPB用于分析消費(fèi)者體育用品網(wǎng)絡(luò)購買意愿最為恰適。分析路徑系數(shù)及其顯著性，認(rèn)為態(tài)度是購買意愿最為重要的影響變量，感知有用性與態(tài)度、態(tài)度與購買意愿、感知易用性與感知有用性的顯著性關(guān)系在不同模型構(gòu)造下具有高度穩(wěn)定性，這些發(fā)現(xiàn)進(jìn)一步夯實(shí)了變量之間相互關(guān)系的證據(jù)鏈。另外，還從實(shí)踐層面對消費(fèi)者體育用品網(wǎng)絡(luò)購買意愿的影響因素予以充分闡釋，為相關(guān)措施的制定指明方向。

本研究的局限性主要體現(xiàn)在以下3個方面。首先，由于武漢市高校實(shí)行常態(tài)化疫情防控，問卷多以推送網(wǎng)絡(luò)鏈接的形式發(fā)放，導(dǎo)致已回收問卷有效率不高，剔除無效問卷后，樣本人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征呈現(xiàn)出女生比例偏高、農(nóng)業(yè)戶口居多的現(xiàn)象，這是否會對研究結(jié)果造成偏差，還需進(jìn)一步擴(kuò)充樣本容量加以考證。其次，關(guān)于模型中變量的操作性定義和測量題項(xiàng)，多數(shù)來自國外網(wǎng)絡(luò)購物研究的本土化修正，盡管測量結(jié)果通過了信度與效度檢驗(yàn)，但部分變量間的相關(guān)系數(shù)與此前研究相比略顯偏高。其原因可能是，本研究對題項(xiàng)本身的詮釋與調(diào)研對象的理解存在差異，或者以往測試過的題項(xiàng)在面向不同的特定行為所反映出的適用性欠佳。最后，本研究證實(shí)了TAM、TPB、DTPB與TAM-TPB用于分析消費(fèi)者體育用品網(wǎng)絡(luò)購買意愿是可行的，但未深入探討購買意愿與實(shí)際購買行為之間的關(guān)系。諸多研究表明意愿-行為鴻溝(intention-behavior gap)是客觀存在的，即使4個模型在購買意愿上的解釋力良好，也不能確保在實(shí)際購買行為上取得顯著成效，這是后續(xù)研究值得關(guān)注的焦點(diǎn)。