近年来,随着人们工作生活的节奏越来越快,我国居民的慢性非传染性疾病及亚健康的发病率越来越高。研究表明,这很大程度受到个人体适能的影响,体适能是指个人除足以胜任日常工作外还有余力享受休闲,及能够应付压力与突如其来的变化的身体适应能力。体适能越高,健康状况就越好。由此,体适能健身产业迅猛发展,大大小小的体适能健身企业雨后春笋般林立,但与此同时,体适能健身产业发展也存在核心竞争力不强等问题,这些问题的解决很大程度取决于人们对体适能健身的消费状况。因此,体适能健身企业应充分利用现有技术,特别是信息技术,来影响人们对体适能的消费决策。

从统计数据可以看出,移动社交用户随着时间推移在不断增加,尤其是即时通讯工具(如QQ、微信)有着非常强的用户粘性,这会给企业带来巨大利益。随着即时通讯工具越来越便捷,移动社交用户越来越多,网络社交关系对消费者和体适能健身企业都有着重要意义。消费者通过朋友圈和QQ空间浏览体适能健身企业发布的产品和信息,而消费者与体适能健身企业之间网络社交关系的好坏则会影响消费者消费意愿,进而影响体适能健身消费决策。

因此,本文研究是具有现实意义的,可以为现实生活做出指导。既可以引导体适能健身企业更为有效利用朋友圈及QQ空间进行交易和宣传,提高效益,同时也能使消费者获得满足感,降低由于消费而带来的风险。并且,本文还能在网络社交关系与体适能健身消费决策的理论上做出一定程度的贡献。

一、研究假设与理论模型

(一)研究假设

网络社交关系对体适能健身消费决策的影响。网络社交关系简单来说是通过网络工具与个体建立关系。随着时代的不断发展,网络社交也被赋予不同的定义。陈俊杰(1998)在进行网络社交时划分了三个维度,除了情感外,还有伦理和利益;杨洪涛(2011)在进行网络社交时认为,如果以“关系”为依据,不仅可以分为关系原则,还包括关系基础和关系效益。基于此,本文将网络社交关系的维度分为建立、维持与效益,并且做出以下假设:

H1:网络社交关系对体适能健身消费决策有正向影响。

H1a:网络社交关系建立基础好正向影响体适能健身消费决策。

H1b:关系维持好对体适能健身消费决策有正向影响。

H1c:网络社交关系获得效益高正向影响体适能健身消费决策。

网络社交关系对体适能健身消费意愿的影响。卢云帆(2012)在研究网络社交关系对消费意愿的影响时认为,网络互动在客户信息收集过程中具有重要作用,交流是客户能够达成消费意愿的积极因素。梁少泽(2019)在研究网络社交关系对消费意愿的影响时认为,在电子商务背景下,互动对消费意愿的达成也会产生影响。因此,本文做出以下假设:

H2:网络社交关系对体适能健身消费意愿有正向影响。

H2a:网络社交关系建立正向影响体适能健身消费意愿。

H2b:网络社交关系维持正向影响体适能健身消费意愿。

图1本文概念模型

H2c:网络社交关系效益正向影响体适能健身消费意愿。

消费意愿对体适能健身消费决策的影响。客户做消费决策时所参考的因素很多,他们看到产品后,会产生消费意愿,当这种意愿与其影响因素一致时,消费行为就会发生。因此本文提出以下假设:

H3:消费意愿对体适能健身消费决策有正向影响。

消费意愿作为中介变量的影响。消费者在进行网络购物时,网络关系建立基础较好、信任度高,关系维持较久,网络社交带来效益多,都会让消费者产生较强消费意愿。假设消费意愿能够起到中介作用,本文提出以下假设:

H4:消费意愿起到中介作用,表现在网络社交关系和体适能健身消费决策中。

H4a:消费意愿在网络社交关系建立与体适能健身消费决策的关系上起到中介作用。

H4b:消费意愿在网络社交关系维持与体适能健身消费决策的关系上起到中介作用。

H4c:消费意愿在网络社交关系效益与体适能健身消费决策的关系上起到中介作用。

(二)理论模型构建

根据前文的梳理,网络社交关系的建立、维持、效益影响消费意愿与体适能健身消费决策的概念模型如图1所示。

二、研究设计

(一)变量确定

对国内外文献进行综合梳理后,将变量网络社交关系建立分为三个层次:了解程度、相互理解程度、信任程度;网络社交关系保持稳定包含三个层次,除了持续性外,还具有交互频度、满足度的特点;网络社交关系效益的层次有三种,除了认知支持外,还有情感支持和维持人际关系。

(二)问卷设计与发放

问卷设计。关于本文中五大变量的测量,为确保问卷的准确性和有效性,对问卷中的问题参考国内外相关文献,并与专家商量过后进行重新设计。调查样本来源于使用网络社交的消费者,几乎所有样本都有在朋友圈或QQ空间售卖商品或服务的社交好友。所以样本具有真实接触社交网络中售卖商品个体的经历,调查具有可信度。本文采用李克特五级量表法进行调查问卷设计。

问卷发放与样本特征。问卷通过网络与实地调研两种途径完成发放与收集,经过整理后,共回收172份有效问卷。收集到的172份问卷中,在性别比例上,男性42人占比24.42%,女性130人占比75.58%;在年龄层上,18-22岁占比最大,高达77.33%,23-28岁占比20.35%,29岁以上占比2.33%。在学历层次上,大专生、本科生、硕士生占比分别为5.23%、90.7%、4.07%。在每月花费上,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%。

三、数据分析结果及讨论

(一)信度检验

回答者不同,问卷答案不同,信度有所差异。如果信度值介于0.7-0.8,说明信度较好;介于0.6-0.7,说明信度可接受;小于0.6,说明信度不佳。本文采用克隆巴赫系数(Cronbach'salpha),运用SPSS22.0进行分析。分析结果表明,社交网络关系建立的Cronbach'sAlpha系数为0.903,社交网络关系维持的Cronbach'sAlpha系数为0.955,社交网络关系效益的Cronbach'sAlpha系数为0.943,均在0.7以上,表明信度较好,满足要求。

(二)效度检验

自变量的探索性因子分析。通过对数据的分析发现,本研究中,KMO的值为0.860,Bartlett检验的sig值为0.000,KMO的值大于0.5,sig值小于0.01,这两个数值表明数据通过了显著性水平为1%的显著性检验,由此表明此量表完全可以做探索性因子分析。

主成分提取。通过对本研究问卷15个题目的主成分提取可知,初始值大于1的因子一共有3个,累计解释方差变异为80.856%。其中因子1的特征值为5.048,解释方差百分比为33.650%;因子2的特征值为4.476,解释方差百分比为29.843%;因子3的特征值为2.604,解释方差百分比为17.362%。

旋转成分矩阵。从表1中可以看出,最终15个题测项析出了3个因子,且所有测量项的因子载荷均超过0.7,即各题测项能很好测量出变量基本情况。

通过以上分析,可以发现本研究所用测量问卷的聚合效度较好。

(三)回归分析

本文采用回归分析探究网络社交关系、消费意愿、体适能健身消费决策之间的关系。本文控制性别、年龄、学历等变量,通过检验变量显著性来确定线性关系。

表1旋转成份矩阵α

各自变量对体适能健身消费决策的回归分析。以网络社交关系建立、维持、效益为自变量,以体适能健身消费决策为因变量进行回归,所得结果整理如表2所示。呈现出显著性是当sig值小于0.05或0.01时,R值反映模型和因变量之间的关联,其值越大,关联性越大。标准回归系数大于0,说明因变量取值随自变量值增加而增大,呈现正向相关。

在表2中,模型1显示的是网络社交关系建立对体适能健身消费决策回归后的结果,模型2显示的是网络社交关系维持对体适能健身消费决策回归后的结果,模型3显示的是网络社交关系效益对体适能健身消费决策回归后的结果。三个模型的R值都超出了30%,表明三个自变量与因变量存在关联的关系。模型1、2、3的P值全都小于0.001,说明关系显著。标准回归系数都大于30%,说明因变量取值随着自变量增加而增大,呈现正向相关关系。H1、1a、1b、1c成立。

各自变量对消费意愿的回归分析。因变量是消费意愿,自变量不仅包括维持,还包括建立与效益等,具体结果如表3所示。模型1显示的是网络社交关系建立对消费意愿回归后的结果,模型2显示的是网络社交关系维持对消费意愿回归后的结果,模型3是网络社交关系效益对消费意愿回归后的结果。三个模型的R值都接近60%,说明网络社交关系建立、维持、效益与消费意愿之间有较大相关性。P值小于0.01,说明关系显著。标准回归系数远大于0,说明消费意愿与网络社交关系建立、维持、效益呈现正向相关。H2、2a、2b、2c成立。

消费意愿与体适能健身消费决策之间的关系。由表4可知,R值为0.614,说明消费意愿与体适能健身消费决策之间有较大相关性。模型R方为0.377,说明消费意愿可以解释体适能健身消费决策37.7%的变化原因。P值小于0.01,关系显著,标准回归系数为0.614,说明消费意愿与体适能健身消费决策存在正向相关关系。假设H3成立。

以消费意愿为中介变量的分析。消费意愿在网络社交关系建立与体适能健身消费决策关系上的中介作用。本文以网络社交关系建立为自变量,消费意愿为中介变量,体适能健身消费决策为因变量,采用逐步回归方法,探究消费意愿在网络社交关系建立与体适能健身消费决策的中介作用,分析结果如表5所示。

表2各自变量对体适能健身消费决策的回归分析

表3各自变量对消费意愿的回归分析

表4消费意愿对体适能健身消费决策的回归分析

表5网络社交关系建立对消费意愿和体适能健身消费决策影响的回归分析

表6网络社交关系维持对消费意愿和体适能健身消费决策影响的回归分析

表7网络社交关系效益对消费意愿和体适能健身消费决策影响的回归分析

表5中,模型1是网络社交关系建立对体适能健身消费决策的回归,模型2是在模型1的基础上加入消费意愿之后的回归。模型1的拟合优度R2=0.132,调整后R2=0.127;模型2的拟合优度R2=0.380,调整后R2=0.372;模型1标准估计误差为0.573,模型2标准估计误差为0.486,说明模型2优于模型1。回归分析的标准系统不显著,模型1和模型2的P值分别为小于0.05和大于0.05,验证了假设H4a。

消费意愿在网络社交关系维持与体适能健身消费决策的中介作用。本文以网络社交关系维持为自变量,消费意愿为中介变量,体适能健身消费决策为因变量,采用逐步回归方法,探究消费意愿在网络社交关系建立与体适能健身消费决策的中介作用,分析结果如表6所示。

模型1是网络社交关系维持对体适能健身消费决策的回归,模型2是在模型1的基础上加入消费意愿之后的回归。模型1的拟合优度R2=0.282,调整后R2=0.278;模型2的拟合优度R2=0.421,调整后R2=0.414;模型1标准估计误差为0.521,模型2标准估计误差为0.470,说明模型2优于模型1。模型1和模型2关系显著,P值都小于0.05。由表6可知,在加入中介变量消费意愿后标准化回归系数变小,假设H4b得到了验证。

消费意愿在网络社交关系效益与体适能健身消费决策的中介作用。本文以网络社交关系效益为自变量,消费意愿为中介变量,体适能健身消费决策为因变量,采用逐步回归方法,探究消费意愿在网络社交关系建立与体适能健身消费决策的中介作用,分析结果如表7所示。

模型1是网络社交关系效益对体适能健身消费决策的回归,模型2是在模型1的基础上加入消费意愿之后的回归。模型1的拟合优度R2=0.207,调整后R2=0.202;模型2的拟合优度R2=0.379,调整后R2=0.389;模型1标准估计误差为0.548,模型2标准估计误差为0.479,说明模型2优于模型1。模型1和模型2关系显著,P值都小于0.05。由表7可知,在加入中介变量消费意愿后标准化回归系数变小,因此验证H4c:在网络社交关系效益与体适能健身消费决策的关系中,消费意愿起到部分中介作用。

四、结论与启示

(一)结论

本文研究内容是网络社交关系对居民体适能健身消费决策的影响,以及消费意愿是否在网络社交关系和体适能健身消费决策中起到中介作用。本文首先梳理国内外相关文献,确定变量确立模型,发放问卷,收集问卷最后进行数据分析。在分析变量对体适能健身消费决策的影响时采用逐步回归方法,得出结论如下:

消费意愿受到网络社交关系的影响。客户与体适能健身企业的信任度越高,消费意愿越强;网络社交关系维持得越好,体适能健身消费意愿越强;当消费者从网络社交关系中感知的效益越多,对自身越有利,消费者越容易产生强烈的体适能健身消费意愿。

消费者与个体之间的网络社交关系建立基础越好,社交关系维持得越好,时间越长久,获得效益越多,消费者越有可能进行体适能健身消费。

消费者的体适能健身消费决策会参考其消费意愿,当消费意愿越强,消费者越容易做出体适能健身消费决策。

(二)启示

个人可以把好友推荐给体适能健身企业,好友与好友之间建立了联系,个人与体适能健身企业不再是弱连接,提高两者之间的信任程度。当消费者需要进行体适能健身消费且正处于信息搜集阶段时,他们会倾向于向社交关系建立基础好的好友询问意见。体适能健身企业根据推荐人的贡献值提供优惠政策,比如商品或服务的打折券、优惠券或免费体验等。基于互惠原则,推荐人会将产品相关信息推广给自己熟知的好友。

消费者希望从网络社交关系获得效益,体适能健身企业不应只以逐利为唯一目的。对于前来咨询服务的顾客,即使没有消费意愿也要提供最好的服务,关系效益是相互的,当消费者从与体适能健身企业的沟通中获得相关回报时,会成为潜在客户或者会主动成为商品推广者。

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基金:湖北省教育厅人文社会科学研究重点项目“肥胖大学生身心健康综合干预研究”阶段性成果,课题编号:16D024.