基于結構方程模型（SEM）的體育消費意識量表信、效度分析與維度識別

代 剛，仇 軍

基于結構方程模型（SEM）的體育消費意識量表信、效度分析與維度識別

代 剛1，仇 軍2

在結合 WANN（1995）、MILNE and MCDONALD（1999）、TRAIL and JAMES（2001）、FUNK（2001）相繼開發的 SFMS（球迷動機量表）、O-MSC（體育消費動機量表）、MSSC（觀賞性體育消費動機量表）、運動興趣目錄（SII）等動機量表的基礎上，通過應用結構方程模型（SEM）法、Cronbach's Alpha內部一致性信度分析法以及單項與總體相關（Item-total）建構效度分析法等方法，初步編制與修訂包含有27個題項、有學習意識、社會認同意識、健康和技能意識、社會身份意識和社會交往意識5個維度的體育消費意識量表，并形成了4個可供檢驗的初階和高階的體育消費意識結構方程模型。

體育消費意識；量表；SEM

20世紀90年代中期以來，以健身娛樂為代表的全球化、大眾化的體育消費市場正在快速形成，并逐漸演繹為一場規模宏大、影響深遠的體育消費革命。在英國，來自MINTEL的研究表明，在1994至1999年間以健身中心為代表的體育消費活動的增長率高達77.0%，僅次于賭場的77.2%[1]；在美國，來自美國商務部的統計表明，與體育運動相關的體育器材、觀賞性體育活動、體育夏令營、博彩等消費支出大約1 514億美元，占整個休閑娛樂消費的35.2%，逐漸成為休閑娛樂產業發展的支撐力量[2]。同樣地，在中國，來自中國統計年鑒的數據表明，自1996年以來，城鎮居民家庭平均每百戶年底以健身器材為主的體育消費耐用品擁有量逐漸上升，到2006年，需求增長約1.2倍[3]。可以說，出現這樣的一個跨時代的轉變，一方面與人們的經濟能力增長有關，另一方面與人們的體育消費意識不斷增強有關，兩者相互作用最終實現了體育消費市場的快速增長。那么，人們的體育消費意識到底包含哪些內容，怎樣進行科學地測量與評價，這是一個亟待解讀的重要領域，有利于因地制宜、合理引導，不斷促進體育消費市場的發展。

1 體育消費意識的概念界定

從根本上講，體育消費意識是一個哲學概念，這是因為意識來自于客觀世界，是與物質相對立的活動的結果，如知識、思想、觀念等。但是從機制上講，體育消費意識又是一個心理學的概念，這是因為意識又是人腦的機能活動，也就是“意識到”“認識到”的活動。這種認識活動包含兩方面的內容，一是人的感性認識，主要包括對事物的感覺、知覺、表象（印象），二是人的理性認識，是在感性認識基礎上的升華，是對事物的概念、判斷和推理。正如FUNK和JAMES通過建立心理區間模型來研究體育消費者的認知過程時所提到的，“體育觀看者和體育迷對于特定于體育運動和運動隊可能形成不同的心理聯系，而這些心理聯系往往是從體育消費意識開始”[4]。因此，對體育消費意識的心理學定義則是指人們作為消費者對體育產品與服務、體育消費環境以及活動的感知與認識。并且，隨著消費者的感知與認識能力的增強，其體育消費意識也隨之從最初淺顯的狀態向著復雜的、多變的狀態轉變，其內容也變得更加豐富。也就是說，它既可以化約為一種最初的、原始的學習意識，也可以化約為一系列的消費動機，比如健康與技能、社會身份、社會交往以及社會認同等。本研究在結合包含有成就動機、知識獲得、審美動機、戲劇化、逃離行為、家庭、身體吸引、運動技能和社會互動等維度，經由WANN、MILNE and MCDONALD、TRAIL and JAMES、FUNK 相繼開發的 SFMS（球迷動機量表）[5]、O-MSC（體育消費動機量表）[6]、MSSC（觀賞性體育消費動機量表）[7]、運動興趣目錄（SII）[8]等動機量表的基礎上，初步編制了包含30個題項的體育消費意識量表，采用Likert的5點量表法，每題都是5分題，從非常符合（得5分）到非常不符合（得1分）。

2 研究對象與方法

2.1 調查對象與地點

本研究的調查對象確定為中國部分省會城市年齡在18~60歲之間的主流體育消費群體，并不涉及沒有正式職業和正式收入的學生群體與占有休閑時間較多的退休人員。另外，考慮到經濟與社會發展水平的不同和地區性跨文化差異的影響，調查地點的選擇涉及北京、濟南和貴陽3個城市，這3個城市從經濟與社會發展指標上依次遞減，在區域劃分上橫跨東部、中部和西部3個區域，這在一定程度上保證了問卷主體調查的科學性。

2.2 抽樣方法

預測性問卷在清華大學藍旗營社區、北辰購物中心、安慧北里社區以及陽光廣場附近進行，共發放問卷120份，回收115份，回收率為95.8%。正式形成的問卷采用概率抽樣法中的分層抽樣方法，根據每個城市所在地區各職業階層就業人數占抽樣總體各階層就業總人數的百分比分配樣本量進行，也就是說北京預設分配樣本數374人、濟南樣本數103以及貴陽樣本數73人。最終，由于不可避免的存在系統抽樣誤差，使得實際樣本的分布較之預設的分配情況略有不同（見表1），北京實際樣本數355人，濟南實際樣本數為108人，貴陽實際樣本數為87人，但是通過方差分析表明，3個樣本在體育消費意識各維度中的差異性檢驗都未呈現顯著性，這說明3個樣本可以統合作為一個總體的代表樣本。總共獲得有效問卷556份，無效問卷29份，有效率為95.0%，拒絕訪問者為55人，總共訪問成功585人，應答率為91.4%。在獲得有效問卷之后，根據上述表中的預設分配情況，又剔除6份問卷，保留了550份以供研究需要的問卷。

2.3 樣本特征

另外，為準確反映出樣本的整體特征，本研究又進一步分析樣本在人口統計學變量上的分布情況。從性別結構來看，樣本的性別分布比例分別為，男性320人占總人數的58.18%，女性230人占總人數的41.82%，其比例分布較為合理。從年齡結構來看，20歲以下占總人數的0.55%，21~30歲占總人數的32.18%，31~40歲占總人數的37.82%，41~50歲占總人數的19.63%，51~60歲占總人數的9.82%。從收入結構來看，2 000元以下占22.36%，2 000~3 500元占 31.45%，3 500~5 000元占 23.82%，5 000~6 500占9.46%，6 500~8 000元占2.73%，8 000元以上占10.18%。從教育文化程度來看，小學及小學以下占0.73%，初中或技校畢業占5.27%，高中或中專畢業占17.27%，大學專科占22.73%，大學本科占37.82%，在職碩士占4.18%碩士研究生占9.64%，博士研究生占2.0%，博士后經歷占0.36%。從年齡、月收入和教育文化程度的比例分布情況來看，調查對象在各個年齡段、月收入以及學歷層次上的分布比較合理，各自的偏度系數分別為 0.569，0.856，0.315；峰度系數分別為-0.471，-0.127，0.090；這些系數值都小于1，可認為近似于正態分布。當然，在年齡、月收入和教育文化程度分布數據中也有小于5的理論次數，但是，邱皓政認為，一般而言,有80%以上的單元格期望值要大于5即可進行卡方檢驗，所以，數據分布基本上仍在合理的范圍之內，可以進行下一步的分析[9]。

表1 不同階層按就業人數比例的樣本實際分布情況

3 預測性問卷的信度和效度分析

研究評估問卷信度的方法采用Cronbach's Alpha內部一致性信度系數進行分析，評估問卷效度的方法采用建構效度，該效度可以有效計算出量表與其基本理論結構之間的統計關系，相比較內容效度和效標關聯效度而言更具有決定意義。Lundstrom和Oliver等專家建議采用單項與總體相關分析（Item-total）來測量建構效度，效度可接受的標準是所有測試項（單項與總體）的相關系數都要大于0.1[10-11]。當然，也可以用最大正交轉軸法的收斂效度來進行分析，但考慮到與后面的因子分析有重復之處，故仍以單項與總體相關法來分析其效度。

3.1 預測信度分析（Cronbach's Alpha內部一致性信度）

如表2所示，預測性問卷的Cronbach's Alpha系數值為0.869，大于0.7。學者NUNNALLY認為，量表的a值大于0.7[12]，這一標準得到了大多數專家的認可。所以，本研究的問卷信度是比較理想的。

表2 預測性體育消費意識量表的效度分析（單項與總體的相關分析）

3.2 預測效度分析（Item-total相關分析）

如表2所示，經由Item-total（單項與總體）的相關分析，體育消費意識問卷中的V20和V29兩個題項與總體的相關系數并沒有大于0.1，這說明該問卷的效度存在一定的問題。即使Cronbach's Alpha內部一致性信度分析較好，但是仍然有進一步修正的空間。

4 體育消費意識量表的修訂和維度識別

4.1 Cronbach's Alpha系數的檢測與修訂

CHURCHILL，KOHLI和PARASUARAMAN認為，凡是同時滿足Item-total correlation（單項與總體相關）＜0.4并且刪除該測試項后Cronbach's Alpha系數值會增加的測試項都應刪除[13-15]。如表2所示，同時滿足這兩個條件，可進行刪除的測試項有V20、V28和V29 3個題項。這3個題項屬于反向題，相對來說，測量誤差比較大，導致Item-total correlation（單項與總體相關）值比較低，分別為-0.097、-0.196和-0.081均都小于0.4，而且Alpha if Item Deleted（刪除后信度系數增加）值分別為0.879、0.881和0.877均都大于表3中顯示的Cronbach's Alpha系數值0.869。其他一些諸如V21和V22等題項，雖然Item-total correlation（單項與總體相關）值也都小于0.4，但是Alpha if Item Deleted（刪除后信度系數增加）值分別為0.867、0.868均都小于Cronbach's Alpha系數值0.869，所以不能進行刪除。

最后，經過重新對修訂的體育消費意識問卷進行信度和效度分析，如表3所示，由Item-total（單項與總體）的相關分析可以發現各測試項的數值都大于0.1，這說明新修訂的體育消費意識問卷的效度是可以接受的。不僅如此，Cronbach's Alpha系數值也從原來的0.896上升到0.900，內部一致性信度獲得了提高。

表3 新修訂的體育消費意識量表的效度分析（單項與總體的相關分析）

4.2 新修訂的體育消費意識量表的維度識別

4.2.1 探索性因子分析 根據統計學的要求，在進行探索性因子分析之前必須首先對數據的整體進行巴特利特球體檢驗（Bartlett test of Sphericity）和KMO測度。根據KAISER的研究，可以根據以下標準解釋KMO值的大小：0.9以上，非常好；0.8以上，良好；0.7以上，中度；0.6以上，差；0.5以下，不能接受因子分析[16]。統計結果顯示KMO=0.879，巴特利特球狀檢驗的顯著性水平小于0.01，這說明數據非常適合做因子分析。

進一步的因子分析，從表4和表5所示，前5個因子的特征值都大于1，累積方差貢獻率為54.792%，因子負荷量（陰影部分）在0.380~0.813之間。根據主成分分析中特征值大于1的標準，以及TABACHNICA和FIDELL提出的評定因子負荷量的標準：“負荷量大于0.45，屬于普遍，負荷量小于0.32，不好，考慮予以刪除”[17]。V19這個題項的因子負荷量雖然小于0.4，但是并沒有小于0.32，仍然可以接受不予以刪除，其他各題目項的設計都比較合理的，可以對5個因子進行下一步的因子命名以及驗證性因子分析。

表4 特征值和方差解釋貢獻率

表5 正交旋轉后的因子負荷矩陣

如表5所示，由題項V5、V4、V1、V6、V3和V2所組成的因子1主要體現為人們在體育消費實踐過程中的學習意識，所以因子 1 命名為學習意識；由題項 V12、V14、V11、V13、V27、V18、V30和V19所組成的因子2主要體現為人們在體育消費實踐過程中的自尊意識，目的是通過這樣的途徑來獲得社會或集體的認同，所以因子2命名為社會認同意識，由題項V16、V21、V22、V23、V17、V15和所組成的因子3主要體現為人們在體育消費實踐過程中的健康和技能意識；所以因子3命名為健康與技能意識；由題項V24、V25、V26所組成的因子4主要體現為人們在體育消費實踐過程中的社會身份意識，所以因子4命名為社會身份意識；由題項V7、V8、V9、V10所組成的因子5主要體現為人們在體育消費實踐過程中的社會交往意識，所以因子5命名為社會交往意識。

4.2.2 基于SEM的驗證性因子分析與擬合度檢驗 通過探索性因子分析初步表明，體育消費意識的基本結構是由學習意識、社會認同意識、健康和技能意識、社會身份意識和社會交往意識5方面組成的。但是，由于探索性因子分析只是用來尋找或發現一種結構或模型，并不能對這種結構或模型給予合法性的評估，因此，需要進一步用驗證性因子分析對探索后所提出的體育消費意識的基本結構或建構模型進行擬合度的檢驗。驗證性因子分析有兩種，一種是用于檢驗一組類似的測量變量類別后的初階潛在因素，以確定問卷題目背后的概念結構，可稱之為一階CFA模式，另一種是在初階潛在因素的基礎上進一步檢驗這些一階因子的背后存在的更高層次的共同因素，稱為高階因子分析（HCFA模式）。如圖1和圖2所示，相對于初階的體育消費意識假設模型，高階體育消費意識假設模型中5個初階因素（學習意識、社會認同意識、健康和技能意識、社會身份意識和社會交往意識）背后受到一個二階的體育消費意識的影響，整個圖形構造簡單明了，能夠比較清楚、直觀地反映出體育消費意識的基本結構，而初階的體育消費意識假設模型中各因素之間僅具有相關而沒有高階潛在變量的設定，整個圖形構造比較復雜，更多地是反映出體育消費意識各初階因素之間的關系。在這里，模型的孰優孰劣只是基于經驗感觀的初步判斷，至于兩個模型的適用性到底如何，有待于進一步進行模型評價。

進一步的評價，也就是要評定模型對數據的整體擬合程度。王寶進和黃芳銘、邱皓政普遍認為可用于評定模型擬合度的指標有很多，但主要集中在三個方面[18]，如表6所示，這些統計指標都有一定的適配標準及臨界值。以此適配標準要求對體育消費意識假設模型進行擬合度分析，如表7所示，從各統計指標的總體評價來看，無論是最初設定的體育消費意識假設模型，還是修改后的體育消費意識假設模型，都未能達到比較理想的擬合適配，特別是在增量適配檢定指標方面表現尤為不理想。但是，在社會學研究中，由于所分析社會現象的復雜性，一般CFI、NFI和GFI等大于0.8以上，就可以承認模型的合理性了。BAGOZZIR P和Y Yi也認為，一些研究認為0.9的指標是比較保守的，如果大于0.8也應是比較不錯的擬合[19]。

那么，如果按照這樣的標準，如表7所示，較之未修改的假設模型，修改后的兩個體育消費意識假設模型在大部分擬合指標中均達到比較理想的范圍，并且，修改后的高階與初階假設模型之間擬合效果的差異也不是很大。根據邱皓政、林碧芳的研究，當初階因素數目大于3或更多時候，HCFA模型的簡效性優點凸顯，但所付出的代價是模型擬合變差，只要擬合度沒有顯著地比CFA模型差時，即可依據簡效法則，接受HCFA模型為最佳模型[9]。因此，研究最終確認為體育消費意識HCFA模型的合法性與適用性，體育消費意識的基本結構也可以得到確認。

圖1 高階的體育消費意識假設模型

圖2 初階的體育消費意識假設模型

表6 各統計指標的適配標準及其臨界值

4.2.3 基于SEM的維度識別與修正 一般而言，多個擬合指標的變化都要經過整個模型的識別與修正過程才能達到擬合效果。具體的修正原則之一是判斷CR（臨界比率）＞1.96臨界值，二是考察修正指標的大小，一般MI指數設定為20，大于20的各變項都要在修正的范圍之內，一般的次序是從高到低進行變項的釋放。在這里，所有的4個體育消費意識結構方程模型的變項之間都有達到＞1.96臨界值，所以可考慮不予在此進行修正。但是，有符合修正原則二的測試項，如比較圖3、圖4和圖5、圖6所示，當修改的高階結構方程模型中的一個測量誤差e7＜— ＞e8之參數釋放估計之后，修改的高階結構方程模型中的IFI、CFI、RMSEA等擬合指標變化明顯并達到擬合標準的要求，而修改的初階結構方程模型則要釋放3個測量誤差e17＜ —＞e19、e12＜ —＞e11、e11＜ —＞e10參數之后，各擬合指標才達到要求。在這里，簡約的高階結構方程模型再次體現出明顯的擬合效果與擬合優勢。

表7 體育消費意識假設模型的統計檢定與擬合分析

5 結 語

依據前面所分析的，體育消費意識是一個比較復雜的概念，往往會隨著社會化過程以及媒體的作用而發生改變，這樣的話要想準確地確定體育消費意識的各個維度就并非一件很容易的事情。而且，體育消費意識在作為直接參與體育健身和戶外活動的體育消費者與作為觀眾的體育消費者之間也是有一定區分的，前者可能會有較為強烈的健康與技能意識，而后者可能就不會有涉及這方面的意識存在，甚至可能還不會涉及有社會交往、社會認同等意識。不僅如此，體育消費意識在觀賞性、參與性等不同體育消費內容之間也會有一定的區分，這也是需要注意的。不過，國外的相關研究，如TRAIL and JAMES在編制與修訂《觀賞性體育消費動機量表》時，發現人們在觀賞比賽的過程中也會有涉及社會交往意識、社會認同意識、學習意識以及健康意識的產生，只不過是以另外一種方式呈現的，并在強度上與直接參與體育健身和戶外活動的體育消費者有一定差別[7]。這說明體育消費意識在兩類體育消費者之間是有重疊的，區分性并不是非常明顯的。另外，SHOHAM and GREGORY在調查研究人們的預期效用與參與籃球、游泳、慢跑以及自行車四項體育運動之間的聯系時，發現包含驚奇、冒險的學習意識以及社會身份意識是在參與這些體育運動過程中所共同反映的[20]。這說明體育消費意識在不同體育消費內容之間是否有區分性也有待于商榷，如果沒有的話，就完全可以統一地進行測量。

圖3 初階的體育消費意識結構方程模型

圖5 修改的初階體育消費意識結構方程模型

圖6 修改的高階體育消費意識結構方程模型

圖4 高階的體育消費意識結構方程模型

盡管如此，不可否認的是本研究所編制的《城鎮居民體育消費意識量表》在編制與測量過程中只是考慮到在體育消費操作性定義下如何識別出體育消費的效用實現所可能涉及到的體育消費意識各個維度，太著重于作為一個效用實現表達的體育消費意識測量，而忽視了不同體育消費者與不同體育消費內容對其產生的一些影響，存在針對性的不足也是既存的事實，有待于在后續研究中進一步完善。

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Reliability，Validity and Dimension of the Sport Consumer Consciousness Scale Based on the Analysis of SEM

DAI Gang1，QIU Jun2
（1.School of PE，Guizhou Normal University，Guiyang 550001，China；2.Dept.of PE，Tsinghua University，Beijing 100084，China）

Based on the SFMS of Wann，the O-MSC of Milne and McDonald，the MSSC of Trail and James and the SII of Funk，this study developed and revised a Sport Consumer Consciousness Scale（SCCS）by reliability and validity analysis.And then，with the methods of SEM analysis，Cronbach's Alpha analysis and Item-total analysis，there is a new verified scale including 27 items and 5 dimensions that are learning factor，social identity factor，health and skill factor，social status factor and social interaction factor has been developed，furthermore，four hypothesis models based on SEM has been developed.

sport consumer consciousness；scale；SEM

G 80-32

A

1005-0000（2012）02-097-06

2012-01-13；

2012-02-25；錄用日期：2012-02-27

國家社會科學基金項目（項目編號：11CTY028）；貴州省民委、貴州師范大學民族傳統體育研究專項基金項目（項目編號：11904-0502210P001）

代 剛（1979－），男，山東德州人，博士，副教授，研究方向為體育經濟與社會。

1.貴州師范大學體育學院，貴州貴陽550001；2.清華大學體育部，北京100084。