健康中国背景下南京市青少年体育消费动机的主成分回归分析

梁天亮，朱菊芳，徐弋锐

（1.南京师范大学 体育科学学院，江苏 南京 210046；2.南京体育学院，江苏 南京 210014）

《国务院关于加快发展体育产业促进体育消费的若干意见》（2014） 中明确指出要激发群众参与体育活动的热情，推动形成投资健康的消费理念和充满活力的体育消费市场［1］。城市青少年作为一种特殊的社会群体，他们是体育的中坚力量，是现代消费文化的追随者，是未来的象征［2］。少年强，则国强；体育强，少年强。 《“健康中国 2030”规划纲要》（2016）更是将青少年作为推动健康中国建设的重点人群，提出实施青少年体育活动促进计划［3］。 青少年是体育活动和体育消费的主要参与者，也将成为体育消费的主力军，甚至有国内权威杂志指出，青少年已经是全球最大的消费群体。 因此，培育体育消费市场，推动健康中国建设，青少年是最应该关注且不容忽视的群体。

青少年的体育消费也一直是学术界研究的热点问题。 张涛对中学生的体育消费动机进行了研究， 将中学生的体育消费动机分为了健身动机、娱乐动机、考试动机、社交动机和明星效应动机［4］；刘长江，严春辉等人也进行了类似的研究，结果表明男性青少年在追求体育知识技能与展示运动才能方面具有更加强烈的动机， 女性则更加希望体育消费能满足她们爱美的天性［5］；田虹、杨洋、刘英采用结构方程模型（SEM）和分层线性模型（HLM）对社会分层视角下青少年的体育消费心理模型进行了验证，结果显示，体育消费认知和体育消费动机对体育消费意愿的影响较大， 社会阶层作为高层次变量既可以直接影响体育消费意愿，也可以间接影响体育消费［6］；叶婷的研究结果表明，城市青少年的体育消费观集中表现为实用型、节俭型、经验型3 种，体育消费习惯主要为体育品牌消费，体育消费技能以略知型为主，男性与女性在体育消费观、体育消费习惯总体上存在显著性差异， 但在体育消费技能上差异不显著［7］。

然而， 以上研究的对象大多都是90 后，00 后的研究相对缺乏。相较于90 后，00 后成长于物质生活优越、移动互联网和内容大爆发等社会大环境中， 因而也形成了独特的价值观以及消费观念。 《腾讯 00 后研究报告》［8］显示，00 后更渴望被同龄人认同，对感兴趣的领域投入很多时间和金钱，愿意为自己的兴趣付费，认为国产品牌不比国外品牌差……因而，在体育消费的观念和行为上必然也有其特殊性。 鉴于此， 本文以00后的青少年为研究对象，采用主成分分析和回归分析的方法，探索南京市青少年体育消费动机的特点及其与体育消费意愿的相关性，以期把握青少年的体育消费心理，引导青少年的体育消费行为，繁荣体育消费市场，促进体育产业发展。

1 研究设计

1.1 数据采集与样本描述

本研究以00 后的13～17 岁的青少年为研究对象，此年龄段正好对应初一到高二的中学生，考虑到抽样的便利性，以分层抽样和随机抽样相结合的方法， 对南京市6 所中学的中学生进行抽样调查。 共发放问卷600 份， 回收587 份， 回收率97.8%。 在对回收问卷进行严格筛选后得到有效问卷421 份，问卷有效率71.7%。 样本构成情况如表1 所示。

表1 南京市青少年体育消费动机调查样本构成情况（N=421）

1.2 问卷设计与变量测量

本研究所用的问卷及量表是在查阅了大量相关文献后根据研究需要设计而成，其中，量表的结构参考了Milne 和Mcdonald［9］的体育消 费 者 动机量表 以 及 Trail 和 James［10］的体育消费动机量表；量表测量的强身健体、塑身美体、社会交往、调节心理等 12 个变量所用的题项借鉴了申甫［11］，董科和曾争［12］研究中题项的设置，问卷题项采用5 级李克特量表。 上述测试项目与性别、年级、体育消费类型、体育消费意愿共同组成了本次研究的调查问卷。

表2 南京市青少年体育消费动机量表测量变量及题项设置

1.3 信度和效度检验

1.3.1 信度检验

李克特态度量表常采用克朗巴哈α 系数来做信度检验。根据学者Gay［13］的观点，任何测量或量表的信度系数如果在0.9 以上，表明测量或量表的信度系数较高，而在社会科学领域，可接受的最小信度系数值并没有达成一致意见，有些学者定在0.8 以上，如学者Gay。 有些学者则认为可接受的最小信度值为0.7，如果信度系数在0.6 以下，应重新修订研究工具或重新编制较为适宜。 信度检验结果表明： 统计项目个数共12个，克朗巴哈α 系数为0.849，基于标准化的克朗巴哈α 系数为0.859，表明量表具有较高的可靠性与一致性，满足实证研究的需要。

1.3.2 效度检验

效度分析最理想的方法是利用因子分析来测量量表的结构效度。 研究者在设计问卷和量表时，实际上假设存在着某种结构，通过因子分析可以考察所用的量表能否测出真正的结构，从而验证研究者的假设是否成立。 因子分析也适用于探索性研究，可以增强（或削弱）我们对某种测量结构效度的信心［14］。为验证量表的结构效度，对南京市青少年体育消费动机量表中的12 个变量进行了因子分析，得到结果见表3。

表3 南京市青少年体育消费动机量表效度检验

结果表明：KMO 值为0.871 大于0.7， 巴特利特球形检验显著性为0.000 小于0.050 的显著性水平， 可见量表是有效的，适合做主成分分析。

2 实证分析

2.1 主成分分析

体育消费动机是指体育消费者针对特定的体育消费目标而发出的一种内驱力或冲动， 推动消费者去从事体育消费活动，以满足其对体育消费需要的意图、愿望和信念等［15］。 由于男性青少年和女性青少年在生理、 心理以及社会角色等方面的差异性，在消费观念和消费行为方面必然存在差异性。 鉴于此， 下面将分别对不同性别青少年的体育消费动机进行主成分分析。

2.1.1 男性青少年体育消费动机主成分分析

对体育消费动机中的12 个变量采取主成分抽取和最大方差旋转法进行主成分分析，得到结果见表4。

表4 男性青少年体育消费动机变量总方差分析（n=12）

图1 男性青少年体育消费动机主成分分析碎石图

从总方差分析表中可以看到， 排名前三的3 个因子变量共同解释了原有变量的66.636%，碎石图（图1）进一步表明抽取3 个主成分是最为合适的。 旋转后的因子载荷矩阵见表5。

表5 男性青少年体育消费动机主成分分析旋转后的因子载荷矩阵

主成分分析结果如下：

第一个主成分包含了变量提高生活质量、调节心理、强身健体、休闲娱乐、社会交往、理性消费。 其中，变量提高生活质量，表明了青少年对于生活质量的追求；调节心理和强身健体两个变量表明了青少年对于自身身心健康的关怀； 休闲娱乐和社会交往两个变量表达了青少年通过体育活动来愉悦心情、结交朋友的需要；最后一个变量理性消费则表明青少年在进行体育消费时比较看重体育商品的实用性。 这些变量体现了青少年体育消费动机的多样性，虽然看似并不相关，但都指向了青少年对于美好生活的追求， 满足了其不同层次的生活需求。 因此，将第一个主成分命名为美好生活。

第二个主成分包含了变量审美追求、 体育成就、 塑身美体。 其中，体育成就表达了青少年提高运动技能，展现体育才能的需要； 审美追求和塑身美体则体现了青少年对体育美学价值的认同和追求。 这些都是较高层次的个人追求，因此，将第二个主成分命名为个人追求。

第三个主成分包含了变量追逐潮流、 从众攀比和治疗疾病。 其中，追逐潮流和从众攀比关乎到青少年的身份认同，是一种对于消费的符号价值的追求。 波德里亚认为：消费作为当代社会所特有的概念，它不是围绕着需求或效用而进行，而是一种符号行为或使用符号的方式［16］。 青少年进行体育消费不仅仅是看重体育商品的使用价值， 更在于通过体育消费来显现自身的经济地位、社会地位，彰显个人品味，塑造个人形象。调查发现治疗疾病只是少部分青少年的特殊需求， 不具备普遍性，且与前两个变量相关性不大，因此，将第三个主成分命名为身份认同。

2.1.2 女性青少年体育消费动机主成分分析

对体育消费动机中的12 个变量采取主成分抽取和最大方差旋转法进行主成分分析，结果见表6。

表6 女性青少年体育消费动机变量总方差分析（n=12）

图2 女性青少年体育消费动机主成分分析碎石图

从总方差分析表中可以看到， 排名前三的3 个因子变量共同解释了原有变量的69.247%，碎石图（图2）进一步表明提取3 个主成分是最为合适的。 旋转后的因子载荷矩阵见表7。

表7 女性青少年体育消费动机主成分分析旋转后的因子载荷矩阵

主成分分析结果如下：

第一个主成分包含了变量提高生活质量、调节心理、强身健体、休闲娱乐、塑身美体、社会交往。 其中，包含的变量较男性青少年略有不同，多了塑身美体，少了理性消费，这恰好表明了女性青少年更加关注自己的身材， 以及在进行消费时较缺乏理性的特点。 因所包含的变量基本相同，仍将第一个主成分命名为美好生活。

第二个主成分包含了变量审美追求、 体育成就、 理性消费。 其中，审美追求和体育成就与男性青少年相同，是更高层次的个人追求，虽然理性消费与前两个变量的相关性不大，但为了分析方便，也将第二个主成分命名为个人追求。

第三个主成分包含了变量追逐潮流、 从众攀比和治疗疾病。 其中，追逐潮流、从众攀比和治疗疾病与男性青少年完全一致，甚至次序也是一样的，因此，仍将第三个主成分命名为身份认同。

2.2 回归分析

本研究采用5 级李克特态度量表来衡量青少年的体育消费动机， 相应地也以此来衡量青少年体育消费的总体意愿，1为非常不愿意，5 为非常愿意， 平均分为3 分。 统计结果见表9。女生平均得分为3.72，男生平均得分为3.77，高于平均值3，表明青少年的总体体育消费意愿较高，同时男生的高于女生。那么， 青少年的体育消费动机和体育消费意愿的相关性如何呢？ 下面将采用多元回归分析来探索两者之间的内在联系。

表8 南京市青少年体育消费意愿描述性统计资料（N=421）

2.2.1 男性青少年体育消费意愿回归分析

在判定回归方程中模型的拟合效果时，通常用R2和调整后的R2来衡量，认为校正决定系数R2应大于0.600。 本研究中， 调整后的R2为0.143， 表示回归模型中的自变量可以在14. 3% 的程度上解释因变量，这说明除了这 3 个体育消费动机因子外，还有其他变量也影响着青少年的体育消费意愿，如家庭收入、个人偏好等，但由于要解决的是不同的体育消费动机因子对体育消费意愿的影响， 并且回归方程的p值为0.000，小于0.050 的显著性水平，因此，回归方程是有意义的，即体育消费动机因子与体育消费意愿之间存在线性关系，可以继续做回归分析。 检验结果见表9 及表10。

表9 男性青少年体育消费意愿回归分析模型的拟合优度检验

表10 男性青少年体育消费意愿回归分析回归方程的显著性检验

回归系数的显著性检验结果表明，3 个体育消费动机因子的p值分别为 0.000、0.023 和 0.021，均小于 0.050 的显著性水平， 即这3 个体育消费动机因子对体育消费意愿有显著性影响。 回归系数的显著性检验结果见表11。

表11 男性青少年体育消费意愿回归分析回归系数的显著性检验

根据以上统计结果， 得到回归方程：Y=3.771+0.338X1+0.142X2-0.144X3。

2.2.2 女性青少年体育消费意愿回归分析

模型的拟合优度检验结果表明，调整后的R2为0.110，说明模型中的自变量可以在11%的程度上解释因变量。 回归方程的显著性检验结果表明，p值为0.000 小于0.050 的显著性水平，说明回归方程是有意义的，可以继续做回归分析。 检验结果见表12 及表13。

表12 女性青少年体育消费意愿回归分析模型的拟合优度检验

表13 女性青少年体育消费意愿回归分析回归方程的显著性检验

回归系数的显著性检验结果表明，3 个因子变量的p值分别为0.000、0.129 和0.052， 第二和第三个因子变量的p值大于0.050 的显著性水平，表明这2 个因子变量对体育消费意愿没有显著性影响（结果见表14），因此将其删除并做第2 次回归分析。 得到结果见表15。

表14 女性青少年体育消费意愿回归分析回归系数的显著性检验（第1 次）

表15 女性青少年体育消费意愿回归分析回归系数的显著性检验（第2 次）

根据以上统计结果，得到回归方程Y=3.717+0.309X1。

3 结论与建议

3.1 结论

1）主成分分析的结果表明，影响青少年体育消费的动机因子有3 个：美好生活、个人追求和身份认同，其中，第一个动机因子的重要性远高于另外两个动机因子。

2） 尽管不同性别青少年的体育消费动机因子趋于一致，但仍存在显著差别： 男性青少年在进行体育消费时更加看重其使用价值，更多考量实用性和性价比这些因素，而女性青少年更加关注自身形象，看重体育消费行为对于身材、气质这些外在形象因素的塑造作用。

3）回归分析的结果表明，第一个动机因子美好生活对青少年的体育消费意愿有显著影响， 第二个动机因子个人追求只对男性青少年的体育消费意愿有显著影响， 且影响小于第一个动机因子， 第三个动机因子身份认同对青少年的体育消费意愿没有积极影响。

4）综合主成分分析与回归分析的结果，第一个动机因子对青少年的体育消费行为起主导作用，其中，提高生活质量、调节心理、强身健体、休闲娱乐、社会交往5 个动机变量没有性别差异，是青少年进行体育消费时最主要的考量因素；第三个动机因子身份认同对青少年的体育消费行为没有显著影响，可见，追逐潮流、从众攀比和治疗疾病这些动机变量并非青少年进行体育消费时的主要考量因素。

3.2 建议

《腾讯00 后研究报告》表明，00 后的价值观及消费观念呈现出了新的特征，研究的结果也证实了这一点。 因此，政府体育部门、社会体育组织以及体育企业应该顺应这种新的变化，在提供体育产品或服务时充分考虑这些因素。

1）00 后出生于物质生活相对丰富的年代， 不仅从小衣食无忧，而且拥有更大的财务自主权，甚至他们当中很多人拥有走出国门看世界的机会。 基于这样的成长环境，他们形成了超前的消费观念，在进行体育消费时，看重体育商品或服务对于提高生活质量的重要意义。 基于这种变化，体育供给方应提高体育商品或服务的质量，以高品质的产品带动消费，满足青少年提高生活质量的需求， 这也是顺应供给侧结构性改革的经济变革所必须采取的措施。

2）00 后大都是独生子女，没有兄弟姐妹，而且课业负担非常重，他们渴求与同辈互动，渴求同辈的归属感，他们中的一部分人参加体育培训班并非是出于兴趣爱好， 而仅仅是因为他们的同伴也参加了那个兴趣班。 因此，体育培训机构应创造各种社交平台，为青少年的社交活动提供方便，迎合青少年社会交往的动机。 这种平台可以是线下的，也可以是线上的，比如在训练场地设置休息区，搭建线上的学员交流群等。

3）刘长江等人［5］的相关研究中，追求实用价值和实物需要消费动机排在了所有体育消费动机的首位， 而本次研究的结果表明，00 后的青少年已经不太看重商品的实用性和使用价值。 这就要求体育企业在选择市场竞争策略时更多采用产品差异化策略，努力打造过硬的品牌，而非简单粗暴的价格战。

4） 青少年的消费行为既关系到他们自身的身份认同，也关系到被群体的认同和接受度［17］。 以往的研究都表明，从众攀比和追逐潮流是青少年重要的体育消费动机。 人类所具有的社会属性，使消费行为无法摆脱所生活的群体环境的影响，人际网络和大众传媒对从众性消费起着尤为重要的作用［18］。 然而，本次研究显示，从众攀比和追逐潮流动机不仅排在了所有体育消费动机的最末端， 而且对于青少年的体育消费意愿也没有正向影响。 从众攀比和追逐潮流动机重要性的下降，可能是因为00 后们构建身份认同的方式发生了变化，《腾讯00 后研究报告》就指出，00 后认为“比起消费和事业，个人在某领域的深刻见解和成果更能代表自己”。 因此，在面对00 后时，体育市场营销部门应该转换思路， 深入挖掘品牌背后的理念和价值。