健康中國背景下南京市青少年體育消費動機的主成分回歸分析

梁天亮，朱菊芳，徐弋銳

（1.南京師范大學 體育科學學院，江蘇 南京 210046；2.南京體育學院，江蘇 南京 210014）

《國務院關于加快發展體育產業促進體育消費的若干意見》（2014） 中明確指出要激發群眾參與體育活動的熱情，推動形成投資健康的消費理念和充滿活力的體育消費市場［1］。城市青少年作為一種特殊的社會群體，他們是體育的中堅力量，是現代消費文化的追隨者，是未來的象征［2］。少年強，則國強；體育強，少年強。 《“健康中國 2030”規劃綱要》（2016）更是將青少年作為推動健康中國建設的重點人群，提出實施青少年體育活動促進計劃［3］。 青少年是體育活動和體育消費的主要參與者，也將成為體育消費的主力軍，甚至有國內權威雜志指出，青少年已經是全球最大的消費群體。 因此，培育體育消費市場，推動健康中國建設，青少年是最應該關注且不容忽視的群體。

青少年的體育消費也一直是學術界研究的熱點問題。 張濤對中學生的體育消費動機進行了研究， 將中學生的體育消費動機分為了健身動機、娛樂動機、考試動機、社交動機和明星效應動機［4］；劉長江，嚴春輝等人也進行了類似的研究，結果表明男性青少年在追求體育知識技能與展示運動才能方面具有更加強烈的動機， 女性則更加希望體育消費能滿足她們愛美的天性［5］；田虹、楊洋、劉英采用結構方程模型（SEM）和分層線性模型（HLM）對社會分層視角下青少年的體育消費心理模型進行了驗證，結果顯示，體育消費認知和體育消費動機對體育消費意愿的影響較大， 社會階層作為高層次變量既可以直接影響體育消費意愿，也可以間接影響體育消費［6］；葉婷的研究結果表明，城市青少年的體育消費觀集中表現為實用型、節儉型、經驗型3 種，體育消費習慣主要為體育品牌消費，體育消費技能以略知型為主，男性與女性在體育消費觀、體育消費習慣總體上存在顯著性差異， 但在體育消費技能上差異不顯著［7］。

然而， 以上研究的對象大多都是90 后，00 后的研究相對缺乏。相較于90 后，00 后成長于物質生活優越、移動互聯網和內容大爆發等社會大環境中， 因而也形成了獨特的價值觀以及消費觀念。 《騰訊 00 后研究報告》［8］顯示，00 后更渴望被同齡人認同，對感興趣的領域投入很多時間和金錢，愿意為自己的興趣付費，認為國產品牌不比國外品牌差……因而，在體育消費的觀念和行為上必然也有其特殊性。 鑒于此， 本文以00后的青少年為研究對象，采用主成分分析和回歸分析的方法，探索南京市青少年體育消費動機的特點及其與體育消費意愿的相關性，以期把握青少年的體育消費心理，引導青少年的體育消費行為，繁榮體育消費市場，促進體育產業發展。

1 研究設計

1.1 數據采集與樣本描述

本研究以00 后的13～17 歲的青少年為研究對象，此年齡段正好對應初一到高二的中學生，考慮到抽樣的便利性，以分層抽樣和隨機抽樣相結合的方法， 對南京市6 所中學的中學生進行抽樣調查。 共發放問卷600 份， 回收587 份， 回收率97.8%。 在對回收問卷進行嚴格篩選后得到有效問卷421 份，問卷有效率71.7%。 樣本構成情況如表1 所示。

表1 南京市青少年體育消費動機調查樣本構成情況（N=421）

1.2 問卷設計與變量測量

本研究所用的問卷及量表是在查閱了大量相關文獻后根據研究需要設計而成，其中，量表的結構參考了Milne 和Mcdonald［9］的體育消 費 者 動機量表 以 及 Trail 和 James［10］的體育消費動機量表；量表測量的強身健體、塑身美體、社會交往、調節心理等 12 個變量所用的題項借鑒了申甫［11］，董科和曾爭［12］研究中題項的設置，問卷題項采用5 級李克特量表。 上述測試項目與性別、年級、體育消費類型、體育消費意愿共同組成了本次研究的調查問卷。

表2 南京市青少年體育消費動機量表測量變量及題項設置

1.3 信度和效度檢驗

1.3.1 信度檢驗

李克特態度量表常采用克朗巴哈α 系數來做信度檢驗。根據學者Gay［13］的觀點，任何測量或量表的信度系數如果在0.9 以上，表明測量或量表的信度系數較高，而在社會科學領域，可接受的最小信度系數值并沒有達成一致意見，有些學者定在0.8 以上，如學者Gay。 有些學者則認為可接受的最小信度值為0.7，如果信度系數在0.6 以下，應重新修訂研究工具或重新編制較為適宜。 信度檢驗結果表明： 統計項目個數共12個，克朗巴哈α 系數為0.849，基于標準化的克朗巴哈α 系數為0.859，表明量表具有較高的可靠性與一致性，滿足實證研究的需要。

1.3.2 效度檢驗

效度分析最理想的方法是利用因子分析來測量量表的結構效度。 研究者在設計問卷和量表時，實際上假設存在著某種結構，通過因子分析可以考察所用的量表能否測出真正的結構，從而驗證研究者的假設是否成立。 因子分析也適用于探索性研究，可以增強（或削弱）我們對某種測量結構效度的信心［14］。為驗證量表的結構效度，對南京市青少年體育消費動機量表中的12 個變量進行了因子分析，得到結果見表3。

表3 南京市青少年體育消費動機量表效度檢驗

結果表明：KMO 值為0.871 大于0.7， 巴特利特球形檢驗顯著性為0.000 小于0.050 的顯著性水平， 可見量表是有效的，適合做主成分分析。

2 實證分析

2.1 主成分分析

體育消費動機是指體育消費者針對特定的體育消費目標而發出的一種內驅力或沖動， 推動消費者去從事體育消費活動，以滿足其對體育消費需要的意圖、愿望和信念等［15］。 由于男性青少年和女性青少年在生理、 心理以及社會角色等方面的差異性，在消費觀念和消費行為方面必然存在差異性。 鑒于此， 下面將分別對不同性別青少年的體育消費動機進行主成分分析。

2.1.1 男性青少年體育消費動機主成分分析

對體育消費動機中的12 個變量采取主成分抽取和最大方差旋轉法進行主成分分析，得到結果見表4。

表4 男性青少年體育消費動機變量總方差分析（n=12）

圖1 男性青少年體育消費動機主成分分析碎石圖

從總方差分析表中可以看到， 排名前三的3 個因子變量共同解釋了原有變量的66.636%，碎石圖（圖1）進一步表明抽取3 個主成分是最為合適的。 旋轉后的因子載荷矩陣見表5。

表5 男性青少年體育消費動機主成分分析旋轉后的因子載荷矩陣

主成分分析結果如下：

第一個主成分包含了變量提高生活質量、調節心理、強身健體、休閑娛樂、社會交往、理性消費。 其中，變量提高生活質量，表明了青少年對于生活質量的追求；調節心理和強身健體兩個變量表明了青少年對于自身身心健康的關懷； 休閑娛樂和社會交往兩個變量表達了青少年通過體育活動來愉悅心情、結交朋友的需要；最后一個變量理性消費則表明青少年在進行體育消費時比較看重體育商品的實用性。 這些變量體現了青少年體育消費動機的多樣性，雖然看似并不相關，但都指向了青少年對于美好生活的追求， 滿足了其不同層次的生活需求。 因此，將第一個主成分命名為美好生活。

第二個主成分包含了變量審美追求、 體育成就、 塑身美體。 其中，體育成就表達了青少年提高運動技能，展現體育才能的需要； 審美追求和塑身美體則體現了青少年對體育美學價值的認同和追求。 這些都是較高層次的個人追求，因此，將第二個主成分命名為個人追求。

第三個主成分包含了變量追逐潮流、 從眾攀比和治療疾病。 其中，追逐潮流和從眾攀比關乎到青少年的身份認同，是一種對于消費的符號價值的追求。 波德里亞認為：消費作為當代社會所特有的概念，它不是圍繞著需求或效用而進行，而是一種符號行為或使用符號的方式［16］。 青少年進行體育消費不僅僅是看重體育商品的使用價值， 更在于通過體育消費來顯現自身的經濟地位、社會地位，彰顯個人品味，塑造個人形象。調查發現治療疾病只是少部分青少年的特殊需求， 不具備普遍性，且與前兩個變量相關性不大，因此，將第三個主成分命名為身份認同。

2.1.2 女性青少年體育消費動機主成分分析

對體育消費動機中的12 個變量采取主成分抽取和最大方差旋轉法進行主成分分析，結果見表6。

表6 女性青少年體育消費動機變量總方差分析（n=12）

圖2 女性青少年體育消費動機主成分分析碎石圖

從總方差分析表中可以看到， 排名前三的3 個因子變量共同解釋了原有變量的69.247%，碎石圖（圖2）進一步表明提取3 個主成分是最為合適的。 旋轉后的因子載荷矩陣見表7。

表7 女性青少年體育消費動機主成分分析旋轉后的因子載荷矩陣

主成分分析結果如下：

第一個主成分包含了變量提高生活質量、調節心理、強身健體、休閑娛樂、塑身美體、社會交往。 其中，包含的變量較男性青少年略有不同，多了塑身美體，少了理性消費，這恰好表明了女性青少年更加關注自己的身材， 以及在進行消費時較缺乏理性的特點。 因所包含的變量基本相同，仍將第一個主成分命名為美好生活。

第二個主成分包含了變量審美追求、 體育成就、 理性消費。 其中，審美追求和體育成就與男性青少年相同，是更高層次的個人追求，雖然理性消費與前兩個變量的相關性不大，但為了分析方便，也將第二個主成分命名為個人追求。

第三個主成分包含了變量追逐潮流、 從眾攀比和治療疾病。 其中，追逐潮流、從眾攀比和治療疾病與男性青少年完全一致，甚至次序也是一樣的，因此，仍將第三個主成分命名為身份認同。

2.2 回歸分析

本研究采用5 級李克特態度量表來衡量青少年的體育消費動機， 相應地也以此來衡量青少年體育消費的總體意愿，1為非常不愿意，5 為非常愿意， 平均分為3 分。 統計結果見表9。女生平均得分為3.72，男生平均得分為3.77，高于平均值3，表明青少年的總體體育消費意愿較高，同時男生的高于女生。那么， 青少年的體育消費動機和體育消費意愿的相關性如何呢？ 下面將采用多元回歸分析來探索兩者之間的內在聯系。

表8 南京市青少年體育消費意愿描述性統計資料（N=421）

2.2.1 男性青少年體育消費意愿回歸分析

在判定回歸方程中模型的擬合效果時，通常用R2和調整后的R2來衡量，認為校正決定系數R2應大于0.600。 本研究中， 調整后的R2為0.143， 表示回歸模型中的自變量可以在14. 3% 的程度上解釋因變量，這說明除了這 3 個體育消費動機因子外，還有其他變量也影響著青少年的體育消費意愿，如家庭收入、個人偏好等，但由于要解決的是不同的體育消費動機因子對體育消費意愿的影響， 并且回歸方程的p值為0.000，小于0.050 的顯著性水平，因此，回歸方程是有意義的，即體育消費動機因子與體育消費意愿之間存在線性關系，可以繼續做回歸分析。 檢驗結果見表9 及表10。

表9 男性青少年體育消費意愿回歸分析模型的擬合優度檢驗

表10 男性青少年體育消費意愿回歸分析回歸方程的顯著性檢驗

回歸系數的顯著性檢驗結果表明，3 個體育消費動機因子的p值分別為 0.000、0.023 和 0.021，均小于 0.050 的顯著性水平， 即這3 個體育消費動機因子對體育消費意愿有顯著性影響。 回歸系數的顯著性檢驗結果見表11。

表11 男性青少年體育消費意愿回歸分析回歸系數的顯著性檢驗

根據以上統計結果， 得到回歸方程：Y=3.771+0.338X1+0.142X2-0.144X3。

2.2.2 女性青少年體育消費意愿回歸分析

模型的擬合優度檢驗結果表明，調整后的R2為0.110，說明模型中的自變量可以在11%的程度上解釋因變量。 回歸方程的顯著性檢驗結果表明，p值為0.000 小于0.050 的顯著性水平，說明回歸方程是有意義的，可以繼續做回歸分析。 檢驗結果見表12 及表13。

表12 女性青少年體育消費意愿回歸分析模型的擬合優度檢驗

表13 女性青少年體育消費意愿回歸分析回歸方程的顯著性檢驗

回歸系數的顯著性檢驗結果表明，3 個因子變量的p值分別為0.000、0.129 和0.052， 第二和第三個因子變量的p值大于0.050 的顯著性水平，表明這2 個因子變量對體育消費意愿沒有顯著性影響（結果見表14），因此將其刪除并做第2 次回歸分析。 得到結果見表15。

表14 女性青少年體育消費意愿回歸分析回歸系數的顯著性檢驗（第1 次）

表15 女性青少年體育消費意愿回歸分析回歸系數的顯著性檢驗（第2 次）

根據以上統計結果，得到回歸方程Y=3.717+0.309X1。

3 結論與建議

3.1 結論

1）主成分分析的結果表明，影響青少年體育消費的動機因子有3 個：美好生活、個人追求和身份認同，其中，第一個動機因子的重要性遠高于另外兩個動機因子。

2） 盡管不同性別青少年的體育消費動機因子趨于一致，但仍存在顯著差別： 男性青少年在進行體育消費時更加看重其使用價值，更多考量實用性和性價比這些因素，而女性青少年更加關注自身形象，看重體育消費行為對于身材、氣質這些外在形象因素的塑造作用。

3）回歸分析的結果表明，第一個動機因子美好生活對青少年的體育消費意愿有顯著影響， 第二個動機因子個人追求只對男性青少年的體育消費意愿有顯著影響， 且影響小于第一個動機因子， 第三個動機因子身份認同對青少年的體育消費意愿沒有積極影響。

4）綜合主成分分析與回歸分析的結果，第一個動機因子對青少年的體育消費行為起主導作用，其中，提高生活質量、調節心理、強身健體、休閑娛樂、社會交往5 個動機變量沒有性別差異，是青少年進行體育消費時最主要的考量因素；第三個動機因子身份認同對青少年的體育消費行為沒有顯著影響，可見，追逐潮流、從眾攀比和治療疾病這些動機變量并非青少年進行體育消費時的主要考量因素。

3.2 建議

《騰訊00 后研究報告》表明，00 后的價值觀及消費觀念呈現出了新的特征，研究的結果也證實了這一點。 因此，政府體育部門、社會體育組織以及體育企業應該順應這種新的變化，在提供體育產品或服務時充分考慮這些因素。

1）00 后出生于物質生活相對豐富的年代， 不僅從小衣食無憂，而且擁有更大的財務自主權，甚至他們當中很多人擁有走出國門看世界的機會。 基于這樣的成長環境，他們形成了超前的消費觀念，在進行體育消費時，看重體育商品或服務對于提高生活質量的重要意義。 基于這種變化，體育供給方應提高體育商品或服務的質量，以高品質的產品帶動消費，滿足青少年提高生活質量的需求， 這也是順應供給側結構性改革的經濟變革所必須采取的措施。

2）00 后大都是獨生子女，沒有兄弟姐妹，而且課業負擔非常重，他們渴求與同輩互動，渴求同輩的歸屬感，他們中的一部分人參加體育培訓班并非是出于興趣愛好， 而僅僅是因為他們的同伴也參加了那個興趣班。 因此，體育培訓機構應創造各種社交平臺，為青少年的社交活動提供方便，迎合青少年社會交往的動機。 這種平臺可以是線下的，也可以是線上的，比如在訓練場地設置休息區，搭建線上的學員交流群等。

3）劉長江等人［5］的相關研究中，追求實用價值和實物需要消費動機排在了所有體育消費動機的首位， 而本次研究的結果表明，00 后的青少年已經不太看重商品的實用性和使用價值。 這就要求體育企業在選擇市場競爭策略時更多采用產品差異化策略，努力打造過硬的品牌，而非簡單粗暴的價格戰。

4） 青少年的消費行為既關系到他們自身的身份認同，也關系到被群體的認同和接受度［17］。 以往的研究都表明，從眾攀比和追逐潮流是青少年重要的體育消費動機。 人類所具有的社會屬性，使消費行為無法擺脫所生活的群體環境的影響，人際網絡和大眾傳媒對從眾性消費起著尤為重要的作用［18］。 然而，本次研究顯示，從眾攀比和追逐潮流動機不僅排在了所有體育消費動機的最末端， 而且對于青少年的體育消費意愿也沒有正向影響。 從眾攀比和追逐潮流動機重要性的下降，可能是因為00 后們構建身份認同的方式發生了變化，《騰訊00 后研究報告》就指出，00 后認為“比起消費和事業，個人在某領域的深刻見解和成果更能代表自己”。 因此，在面對00 后時，體育市場營銷部門應該轉換思路， 深入挖掘品牌背后的理念和價值。