網絡社交關系對體適能健身消費決策的影響

戴鈺馨 杜光友 通訊作者 副教授

（長江大學教育與體育學院 湖北荊州 434020）

引言

近年來，隨著人們工作生活的節奏越來越快，我國居民的慢性非傳染性疾病及亞健康的發病率越來越高。研究表明，這很大程度受到個人體適能的影響，體適能是指個人除足以勝任日常工作外還有余力享受休閑，及能夠應付壓力與突如其來的變化的身體適應能力。體適能越高，健康狀況就越好。由此，體適能健身產業迅猛發展，大大小小的體適能健身企業雨后春筍般林立，但與此同時，體適能健身產業發展也存在核心競爭力不強等問題，這些問題的解決很大程度取決于人們對體適能健身的消費狀況。因此，體適能健身企業應充分利用現有技術，特別是信息技術，來影響人們對體適能的消費決策。

從統計數據可以看出，移動社交用戶隨著時間推移在不斷增加，尤其是即時通訊工具（如QQ、微信）有著非常強的用戶粘性，這會給企業帶來巨大利益。隨著即時通訊工具越來越便捷，移動社交用戶越來越多，網絡社交關系對消費者和體適能健身企業都有著重要意義。消費者通過朋友圈和QQ 空間瀏覽體適能健身企業發布的產品和信息，而消費者與體適能健身企業之間網絡社交關系的好壞則會影響消費者消費意愿，進而影響體適能健身消費決策。

因此，本文研究是具有現實意義的，可以為現實生活做出指導。既可以引導體適能健身企業更為有效利用朋友圈及QQ 空間進行交易和宣傳，提高效益，同時也能使消費者獲得滿足感，降低由于消費而帶來的風險。并且，本文還能在網絡社交關系與體適能健身消費決策的理論上做出一定程度的貢獻。

研究假設與理論模型

（一）研究假設

網絡社交關系對體適能健身消費決策的影響。網絡社交關系簡單來說是通過網絡工具與個體建立關系。隨著時代的不斷發展，網絡社交也被賦予不同的定義。陳俊杰（1998）在進行網絡社交時劃分了三個維度，除了情感外，還有倫理和利益；楊洪濤（2011）在進行網絡社交時認為，如果以 “關系” 為依據，不僅可以分為關系原則，還包括關系基礎和關系效益。基于此，本文將網絡社交關系的維度分為建立、維持與效益，并且做出以下假設：

H1：網絡社交關系對體適能健身消費決策有正向影響。

H1a：網絡社交關系建立基礎好正向影響體適能健身消費決策。

H1b：關系維持好對體適能健身消費決策有正向影響。

H1c：網絡社交關系獲得效益高正向影響體適能健身消費決策。

網絡社交關系對體適能健身消費意愿的影響。盧云帆（2012）在研究網絡社交關系對消費意愿的影響時認為，網絡互動在客戶信息收集過程中具有重要作用，交流是客戶能夠達成消費意愿的積極因素。梁少澤（2019）在研究網絡社交關系對消費意愿的影響時認為，在電子商務背景下，互動對消費意愿的達成也會產生影響。因此，本文做出以下假設：

H2：網絡社交關系對體適能健身消費意愿有正向影響。

H2a：網絡社交關系建立正向影響體適能健身消費意愿。

H2b：網絡社交關系維持正向影響體適能健身消費意愿。

圖1 本文概念模型

H2c：網絡社交關系效益正向影響體適能健身消費意愿。

消費意愿對體適能健身消費決策的影響。客戶做消費決策時所參考的因素很多，他們看到產品后，會產生消費意愿，當這種意愿與其影響因素一致時，消費行為就會發生。因此本文提出以下假設：

H3：消費意愿對體適能健身消費決策有正向影響。

消費意愿作為中介變量的影響。消費者在進行網絡購物時，網絡關系建立基礎較好、信任度高，關系維持較久，網絡社交帶來效益多，都會讓消費者產生較強消費意愿。假設消費意愿能夠起到中介作用，本文提出以下假設：

H4：消費意愿起到中介作用，表現在網絡社交關系和體適能健身消費決策中。

H4a：消費意愿在網絡社交關系建立與體適能健身消費決策的關系上起到中介作用。

H4b：消費意愿在網絡社交關系維持與體適能健身消費決策的關系上起到中介作用。

H4c：消費意愿在網絡社交關系效益與體適能健身消費決策的關系上起到中介作用。

（二）理論模型構建

根據前文的梳理，網絡社交關系的建立、維持、效益影響消費意愿與體適能健身消費決策的概念模型如圖1 所示。

研究設計

（一）變量確定

對國內外文獻進行綜合梳理后，將變量網絡社交關系建立分為三個層次：了解程度、相互理解程度、信任程度；網絡社交關系保持穩定包含三個層次，除了持續性外，還具有交互頻度、滿足度的特點；網絡社交關系效益的層次有三種，除了認知支持外，還有情感支持和維持人際關系。

（二）問卷設計與發放

問卷設計。關于本文中五大變量的測量，為確保問卷的準確性和有效性，對問卷中的問題參考國內外相關文獻，并與專家商量過后進行重新設計。調查樣本來源于使用網絡社交的消費者，幾乎所有樣本都有在朋友圈或QQ 空間售賣商品或服務的社交好友。所以樣本具有真實接觸社交網絡中售賣商品個體的經歷，調查具有可信度。本文采用李克特五級量表法進行調查問卷設計。

問卷發放與樣本特征。問卷通過網絡與實地調研兩種途徑完成發放與收集，經過整理后，共回收172 份有效問卷。收集到的172 份問卷中，在性別比例上，男性42人占比24.42%，女性130 人占比75.58%；在年齡層上，18-22 歲占比最大，高達77.33%，23-28 歲占比20.35%，29 歲以上占比2.33%。在學歷層次上，大專生、本科生、碩士生占比分別為5.23%、90.7%、4.07%。在每月花費上，500 元 以 下 占2.91%，500-1000 元 占 比22.67%，1000-1500 元占比40.7%，1500 元以上占比33.72%。

數據分析結果及討論

（一）信度檢驗

回答者不同，問卷答案不同，信度有所差異。如果信度值介于0.7-0.8，說明信度較好；介于0.6-0.7，說明信度可接受；小于0.6，說明信度不佳。本文采用克隆巴赫系數（Cronbach's alpha），運用SPSS 22.0 進行分析。分析結果表明，社交網絡關系建立的Cronbach's Alpha 系數為0.903，社交網絡關系維持的Cronbach'sAlpha 系數為0.955，社交網絡關系效益的Cronbach's Alpha 系數為0.943，均在0.7 以上，表明信度較好，滿足要求。

（二）效度檢驗

自變量的探索性因子分析。通過對數據的分析發現，本研究中，KMO 的值為0.860，Bartlett 檢驗的sig 值為0.000，KMO 的值大于0.5，sig 值小于0.01，這兩個數值表明數據通過了顯著性水平為1% 的顯著性檢驗，由此表明此量表完全可以做探索性因子分析。

主成分提取。通過對本研究問卷15 個題目的主成分提取可知，初始值大于1 的因子一共有3 個，累計解釋方差變異為80.856%。其中因子1 的特征值為5.048，解釋方差百分比為33.650%；因子2 的特征值為4.476，解釋方差百分比為29.843%；因子3 的特征值為2.604，解釋方差百分比為17.362%。

旋轉成分矩陣。從表1 中可以看出，最終15 個題測項析出了3 個因子，且所有測量項的因子載荷均超過0.7，即各題測項能很好測量出變量基本情況。

通過以上分析，可以發現本研究所用測量問卷的聚合效度較好。

（三）回歸分析

本文采用回歸分析探究網絡社交關系、消費意愿、體適能健身消費決策之間的關系。本文控制性別、年齡、學歷等變量，通過檢驗變量顯著性來確定線性關系。

表1 旋轉成份矩陣α

各自變量對體適能健身消費決策的回歸分析。以網絡社交關系建立、維持、效益為自變量，以體適能健身消費決策為因變量進行回歸，所得結果整理如表2 所示。呈現出顯著性是當sig 值小于0.05 或0.01 時，R 值反映模型和因變量之間的關聯，其值越大，關聯性越大。標準回歸系數大于0，說明因變量取值隨自變量值增加而增大，呈現正向相關。

在表2 中，模型1 顯示的是網絡社交關系建立對體適能健身消費決策回歸后的結果，模型2 顯示的是網絡社交關系維持對體適能健身消費決策回歸后的結果，模型3 顯示的是網絡社交關系效益對體適能健身消費決策回歸后的結果。三個模型的R 值都超出了30%，表明三個自變量與因變量存在關聯的關系。模型1、2、3 的P 值全都小于0.001，說明關系顯著。標準回歸系數都大于30%，說明因變量取值隨著自變量增加而增大，呈現正向相關關系。H1、1a、1b、1c 成立。

各自變量對消費意愿的回歸分析。因變量是消費意愿，自變量不僅包括維持，還包括建立與效益等，具體結果如表3 所示。模型1 顯示的是網絡社交關系建立對消費意愿回歸后的結果，模型2 顯示的是網絡社交關系維持對消費意愿回歸后的結果，模型3 是網絡社交關系效益對消費意愿回歸后的結果。三個模型的R 值都接近60%，說明網絡社交關系建立、維持、效益與消費意愿之間有較大相關性。P 值小于0.01，說明關系顯著。標準回歸系數遠大于0，說明消費意愿與網絡社交關系建立、維持、效益呈現正向相關。H2、2a、2b、2c 成立。

消費意愿與體適能健身消費決策之間的關系。由表4可知，R 值為0.614，說明消費意愿與體適能健身消費決策之間有較大相關性。模型R 方為0.377，說明消費意愿可以解釋體適能健身消費決策37.7% 的變化原因。P 值小于0.01，關系顯著，標準回歸系數為0.614，說明消費意愿與體適能健身消費決策存在正向相關關系。假設H3成立。

以消費意愿為中介變量的分析。消費意愿在網絡社交關系建立與體適能健身消費決策關系上的中介作用。本文以網絡社交關系建立為自變量，消費意愿為中介變量，體適能健身消費決策為因變量，采用逐步回歸方法，探究消費意愿在網絡社交關系建立與體適能健身消費決策的中介作用，分析結果如表5 所示。

表2 各自變量對體適能健身消費決策的回歸分析

表3 各自變量對消費意愿的回歸分析

表4 消費意愿對體適能健身消費決策的回歸分析

表5 網絡社交關系建立對消費意愿和體適能健身消費決策影響的回歸分析

表6 網絡社交關系維持對消費意愿和體適能健身消費決策影響的回歸分析

表7 網絡社交關系效益對消費意愿和體適能健身消費決策影響的回歸分析

表5 中，模型1 是網絡社交關系建立對體適能健身消費決策的回歸，模型2 是在模型1 的基礎上加入消費意愿之后的回歸。 模型1 的擬合優度R2=0.132，調整后R2=0.127；模型2 的擬合優度R2=0.380，調整后R2=0.372；模型1 標準估計誤差為0.573，模型2 標準估計誤差為0.486，說明模型2 優于模型1。回歸分析的標準系統不顯著，模型1 和模型2 的P 值分別為小于0.05 和大于0.05，驗證了假設H4a。

消費意愿在網絡社交關系維持與體適能健身消費決策的中介作用。本文以網絡社交關系維持為自變量，消費意愿為中介變量，體適能健身消費決策為因變量，采用逐步回歸方法，探究消費意愿在網絡社交關系建立與體適能健身消費決策的中介作用，分析結果如表6 所示。

模型1 是網絡社交關系維持對體適能健身消費決策的回歸，模型2 是在模型1 的基礎上加入消費意愿之后的回歸。模型1 的擬合優度R2=0.282，調整后R2=0.278；模型2 的擬合優度R2=0.421，調整后R2=0.414；模型1 標準估計誤差為0.521，模型2 標準估計誤差為0.470，說明模型2 優于模型1。模型1 和模型2 關系顯著，P 值都小于0.05。由表6 可知，在加入中介變量消費意愿后標準化回歸系數變小，假設H4b 得到了驗證。

消費意愿在網絡社交關系效益與體適能健身消費決策的中介作用。本文以網絡社交關系效益為自變量，消費意愿為中介變量，體適能健身消費決策為因變量，采用逐步回歸方法，探究消費意愿在網絡社交關系建立與體適能健身消費決策的中介作用，分析結果如表7 所示。

模型1 是網絡社交關系效益對體適能健身消費決策的回歸，模型2 是在模型1 的基礎上加入消費意愿之后的回歸。模型1 的擬合優度R2=0.207，調整后R2=0.202；模型2 的擬合優度R2=0.379，調整后R2=0.389；模型1 標準估計誤差為0.548，模型2 標準估計誤差為0.479，說明模型2 優于模型1。模型1 和模型2 關系顯著，P 值都小于0.05。由表7 可知，在加入中介變量消費意愿后標準化回歸系數變小，因此驗證H4c：在網絡社交關系效益與體適能健身消費決策的關系中，消費意愿起到部分中介作用。

結論與啟示

（一）結論

本文研究內容是網絡社交關系對居民體適能健身消費決策的影響，以及消費意愿是否在網絡社交關系和體適能健身消費決策中起到中介作用。本文首先梳理國內外相關文獻，確定變量確立模型，發放問卷，收集問卷最后進行數據分析。在分析變量對體適能健身消費決策的影響時采用逐步回歸方法，得出結論如下：

消費意愿受到網絡社交關系的影響。客戶與體適能健身企業的信任度越高，消費意愿越強；網絡社交關系維持得越好，體適能健身消費意愿越強；當消費者從網絡社交關系中感知的效益越多，對自身越有利，消費者越容易產生強烈的體適能健身消費意愿。

消費者與個體之間的網絡社交關系建立基礎越好，社交關系維持得越好，時間越長久，獲得效益越多，消費者越有可能進行體適能健身消費。

消費者的體適能健身消費決策會參考其消費意愿，當消費意愿越強，消費者越容易做出體適能健身消費決策。

（二）啟示

個人可以把好友推薦給體適能健身企業，好友與好友之間建立了聯系，個人與體適能健身企業不再是弱連接，提高兩者之間的信任程度。當消費者需要進行體適能健身消費且正處于信息搜集階段時，他們會傾向于向社交關系建立基礎好的好友詢問意見。體適能健身企業根據推薦人的貢獻值提供優惠政策，比如商品或服務的打折券、優惠券或免費體驗等。基于互惠原則，推薦人會將產品相關信息推廣給自己熟知的好友。

消費者希望從網絡社交關系獲得效益，體適能健身企業不應只以逐利為唯一目的。對于前來咨詢服務的顧客，即使沒有消費意愿也要提供最好的服務，關系效益是相互的，當消費者從與體適能健身企業的溝通中獲得相關回報時，會成為潛在客戶或者會主動成為商品推廣者。