中超联赛观赛体验对现场观众消费意愿的影响研究

2020-11-13 12:15:42韩军生
吉林体育学院学报 2020年5期
关键词:观赛意愿消费

夏 婧 韩军生

(东南大学,江苏 南京 211189)

在体验经济时代的大背景下,人们的消费重点从产品和服务向体验转移,消费者的主体地位更加凸显,消费体验成为影响购买决策的重要因素。[1]消费者不再仅仅满足于商品本身,而更期望通过商品消费获得一种美好的体验、一份独特的回忆。在商品同质化现象日益严重的今天,消费者体验能够为商品赋值,创造出独特的体验价值。体育赛事领域中,观赛体验成为影响现场观众消费意愿的重要因素之一,观赛体验对现场观众的消费意愿会产生重要影响,进而决定现场观众消费行为。

中超联赛作为我国顶级的足球职业联赛,是一项极具观赏性的大型单项体育赛事,对我国足球产业的整体发展具有十分重要的影响。[2]据中国足协官方公布的数据显示,2019赛季中超联赛现场观赛人数为560.1万人,场均上座率达2.3万人,并且观赛人数呈现逐年上升的趋势,现场观赛正成为越来越多人热衷的休闲方式之一。党的十八大以来,我国大力推广足球运动,并把其作为建设体育强国的一项重要任务。2016年4月,国家发展改革委发布的《中国足球中长期发展规划(2016-2050年)》中指出,目前我国足球产业初具规模,足球运动的群众关注度不断提高,应充分调动群众积极性,营造全社会关心支持足球运动发展的良好氛围。现场观众群体是良好足球氛围和足球文化的培育者,对联赛的发展方向有着重要的指导意义。因此,我们更需要了解观众的观赛体验,感知他们的观赛体验及消费意愿,从而有针对性地进行产品开发和服务改进,不断满足现场观众需要,增强观众黏性和忠诚度。

目前我国学者对于中超联赛的研究更多集中于联赛体制、专业人才培养、媒体传播等问题,却忽视了对现场观众这一庞大群体的解读,多数研究仅以上座率对现场观众进行概括描述,对于现场观众心理层面及消费行为的研究较少。因此,本文将观赛体验、满意度与消费意愿作为研究重点,构建三者之间的结构方程模型,对于深入研究现场观众的消费心理、促进体育消费具有十分重要的现实意义。

1 研究假设与模型构建

1.1研究假设

观赛体验是观众在观赏体育赛事的过程中所产生的价值感知,这种主观认知会对观众的消费意愿产生影响。本文根据Schmitt(1999)的研究成果,将其划分为感官体验、情感体验、思考体验、行动体验、关联体验五个体验维度进行研究。通过文献综述发现,目前关于观赛体验与消费意愿关系的研究较少,但在体验营销的其他领域,国内外学者的研究证明体验与消费意愿存在正相关关系。Miyazaki和Fernandez(2001)的研究指出网上购物体验会对消费者的消费意愿产生显著影响。[3]Brakus等(2009)通过研究发现品牌体验能够正向影响消费者的消费意愿,通过对消费者品牌体验的测量可以对消费者的消费意愿做出预判。[4]赵洋(2017)通过实证研究证明了体验营销各维度对赛事赞助商产品的消费意愿均有显著的正向影响。[5]因此,本文结合实际,提出了如下假设:

H1:感官体验对现场观众消费意愿有显著正向影响。

H2:情感体验对现场观众消费意愿有显著正向影响。

H3:思考体验对现场观众消费意愿有显著正向影响。

H4:行动体验对现场观众消费意愿有显著正向影响。

H5:关联体验对现场观众消费意愿有显著正向影响。

现场观众对于观赛体验的主观感知会对满意度造成不同影响。Huang等(2011)以超级篮球联赛为例,构建了观众体验对观众满意度的影响模型,研究结果显示,观赛体验与满意度呈显著正相关关系。[6]杨孝杰(2013)在研究中认为消费者所感受到的体验价值的大小对于消费者满意度的高低起到决定性的作用。[7]孙文树和高锋(2015)以运动服市场为调查对象对品牌体验进行研究,结果显示品牌体验与消费者满意度之间存在显著的正相关关系。[8]李梅(2015)的研究证明旅游购物体验对消费者满意度有显著正向影响。[9]根据文献综述的研究结果,本文提出下面几个假设:

H6:感官体验对满意度有显著正向影响。

H7:情感体验对满意度有显著正向影响。

H8:思考体验对满意度有显著正向影响。

H9:行动体验对满意度有显著正向影响。

H10:关联体验对满意度有显著正向影响。

满意度是消费者对于所消费的产品或服务感到满足的一种主观评价,它对消费者的消费意愿有重要影响。[10]Nair(2013)以易腐食品为例,构建了消费者满意度对消费意向的模型,研究结果显示消费者满意度对消费意愿有显著的正向影响。[11]胡抚生(2015)的研究结果显示游客满意度与消费意愿存在正向显著关系。[12]基于国内外学者的研究成果,本文提出以下假设:

H11:满意度对现场观众消费意愿有显著正向影响。

Brady (2001)的研究显示,消费者满意度研究在消费者行为领域具有重要研究价值,消费服务质量会对消费者满意度产生影响,进而影响消费者的行为意向。[13]赵明明(2017)通过定量研究方法对品牌体验与消费意愿之间的作用机制进行研究,研究结果表明满意度在品牌体验对消费意愿的影响过程中起中介作用。[14]由此可见,体验可以通过影响满意度进而对消费者的消费意愿产生影响。因此,本文提出以下假设:

H12:满意度在观赛体验对现场观众消费意愿的影响过程起中介作用。

1.2 模型构建

本研究选用最为经典、认可度最高的SOR模型作为本文理论模型的构建基础,将观赛体验作为刺激变量,引入满意度作为中介变量,并将消费意愿作为反应变量进行模型构建。认为观赛体验的各个维度会直接对现场观众的消费意愿产生影响,同时也会通过满意度的中介作用影响现场观众的消费意愿,构建了观赛体验、满意度、消费意愿三者间的关系模型,如图1所示。

图1 研究理论模型

2 研究设计

2.1 问卷设计

本研究在已有的文献量表的研究基础上,结合中超联赛的实际情况进行问卷指标选取和问卷设计。问卷共分为四部分。第一部分为个人基本情况调查,主要包括性别、年龄、学历、职业、月收入等基本问题。第二部分为观赛体验量表,量表来源于Schmitt(1999)的研究成果,包含感官体验、情感体验、思考体验、行动体验、关联体验五个体验维度,[15]共有16个测量题项。第三部分为满意度测量量表,量表来源于奥利弗(1997)的研究成果, 包含观众对观看决策的满意度、对比赛本身的满意度以及对比赛服务情况的满意度,[16]共有三个题项。第四部分为消费意愿测量量表,来源于董大海和金玉芳(2003)的研究成果,由重购意愿、口碑推荐和溢价购买3个维度构成,[17]共有三个题项。问卷后三部分采用李克特5点量表测量,得分越高表示越赞同该题项的描述。

2.2 数据收集

在正式调研之前,选取2019年9月13日江苏苏宁与广州恒大的比赛进行预调研。采用随机抽样的方式,在比赛现场发放纸质问卷80份,筛选无效问卷之后,最终剩余68份有效问卷。对这68份问卷的数据进行信度和效度检验,结果均符合标准,可以进行正式问卷的发放。

正式调研选取东部南京和上海、中部河南和武汉、西部重庆的中超联赛比赛场馆进行现场问卷发放,调研时间为2019年10月19日-2019年12月1日。共发放问卷500份,通过筛选剔除无效问卷后,得到有效问卷410份,有效回收率达82%。

3 实证结果与分析

运用SPSS24.0和AMOS24.0对所收集的问卷数据进行统计分析,对研究理论模型和相关研究假设进行验证。

3.1 描述性统计分析

根据对410份有效问卷的描述性统计分析,得出调查样本具有以下特征:性别方面,男性居多,占总样本的52.9%,表明中超联赛的男性现场观众居多;年龄方面,25-35岁的年龄群体人数最多,占比35.6%;其次是25岁以下的年龄群体,占比31.5%,表明现场观众中青年观众居多。学历方面,本科学历在调查样本中占比最多,达68.5%。职业方面,企业人员人数最多,占比33.7%;其次是行政事业单位人员,占比26.3%。月收入方面,排在第一和第二的分别为月收入为6000-9999元和9999元以上的人群,具体的描述性统计结果见表1。

表1 描述性统计结果

3.2 信效度检验

选取测量克朗巴赫系数Cronbach’s ɑ来反应信度情况,结果显示本研究的总体信度为0.946,变量观赛体验、满意度、消费意愿的ɑ系数分别为0.920、0.817、0.785,均大于0.7,说明本研究的信度较高。效度检验采取验证性因子分析的方式,模型拟合结果显示:X2/df=2.009、RMSEA=0.045、CFI=0.966、GFI=0.922、AGFI=0.905,结果适配较好。由表2可知,各潜变量对应各题目的因子荷载均大于0.7,说明各潜变量所对应的题目具有高代表性。组合信度CR均大于0.7,平均方差变异AVE均大于0.5,说明聚敛效度较好。由表3可知,任意两个变量之间的相关系数均小于其对应的AVE平方根,说明区分效度较好。检验结果表明该量表具有良好信效度,可以开展后续研究。

表2 聚合效度检验结果

表3 区分效度检验结果

3.3 结构方程模型评价

根据本文的研究假设,对结构方程模型进行初步构建,其中感官体验、情感体验、思考体验、行动体验、关联体验属于自变量观赛体验的五个维度,满意度为中介变量,消费意愿为因变量,结构方程模型如图2所示。

图2 观赛体验对消费意愿影响的结构方程模型

3.3.1 模型拟合

使用Amos24.0软件对数据进行处理后,得到的结构模型适配度指数检验结果如表4所示。CMIN/DF的值为2.009,说明模型拟合较好,既没有过度适配,也未出现适配不佳的情况;RMSEA为0.050,小于0.08;GFI、AGFI、NFI、IFI、CFI的值均大于0.9,说明模型拟合指数较佳。[18]

表4 结构方程模型拟合结果

3.3.2 模型评价

模型评价主要是考察结构模型中各潜变量之间构成的路径是否显著,路径关系是否可以被验证。使用Amos24.0软件对模型和数据进行处理后,得到的结构模型路径系数结果如表5所示。

表5 结构方程模型路径系数

通过结构方程模型的路径系数分析,发现在观赛体验的五个维度中,感官体验、情感体验、行动体验、关联体验到消费意愿路径系数的P值小于0.05,路径关系验证得到支持,假设H1、H2、H4、H5得到验证,说明感官体验、情感体验、行动体验、关联体验能够对消费意愿产生显著的正向影响。其中关联体验的影响最大(β=0.301,P<0.001),情感体验的影响次之(β=0.198,P<0.001),行动体验的影响再次之(β=0.181,P<0.01),最后是感官体验的影响(β=0.179,P<0.01);而思考体验到消费意愿路径系数的P值为0.432,P值大于0.05。所以路径关系不予支持,假设H3不成立,说明思考体验对于消费意愿无显著影响。

同时,在观赛体验的五个维度中,感官体验、情感体验、行动体验、关联体验到满意度路径系数的P值小于0.05,路径关系验证得到支持,假设H6、H7、H9、H10得到验证,说明现场观众的感官、情感、行动、关联体验越好,则满意度越高;而思考体验到满意度路径系数的P值为0.057,大于0.05,故路径关系不予支持,假设H8不成立,即思考体验对满意度不存在显著正向影响。

满意度到消费意愿的路径系数的P值为0.011,小于0.05,所以路径关系验证得到支持,假设H11成立,说明现场观众的满意度对消费意愿存在显著的正向影响,现场观众越满意,则其消费意愿也越高。

3.4 中介效应分析

采用偏差校正的Bootstrap方法,对删除路径H3和H8之后的修正模型进行中介效应检验。设置抽样数为5000次,偏差校正95%的置信区间。通过判断置信区间的上下限来确定中介是否存在,结果如表6所示。

表6 中介效应检验结果

感官体验到消费意愿的间接效果的效应值为0.071,置信区间不包括0。感官体验到消费意愿的直接效果的效应值为0.149,置信区间也不包括0,即满意度在感官体验到消费意愿的影响过程中起部分中介作用。情感体验到消费意愿的间接效果的效应值为0.059,置信区间不包括0。情感体验到消费意愿的直接效果的效应值为0.194,置信区间也不包括0,即满意度在情感体验到消费意愿的影响过程中起部分中介作用。行为体验到消费意愿的间接效果的效应值为0.046,置信区间不包括0。行为体验到消费意愿的直接效果的效应值为0.154,置信区间也不包括0,即满意度在行为体验到消费意愿的影响过程中起部分中介作用。关联体验到消费意愿的间接效果的效应值为0.05,置信区间不包括0。关联体验到消费意愿的直接效果的效应值为0.251,置信区间也不包括0,即满意度在关联体验到消费意愿的影响过程中起部分中介作用。综上所述,假设H12成立。说明观赛体验不仅可以直接影响现场观众的消费意愿,还可以通过满意度间接影响现场观众的消费意愿。在制定消费意愿提升策略时,应当对现场观众的观赛满意度有所关注。

3.5 多群组结构方程模型分析

多群组结构方程分析的目的是为了评估某个模型在不同样本群体间是否具有不变性,即模型是否有跨群组效度。为了探究适配于本研究样本群体的模型是否也适配于其他群体,本研究将性别、年龄、学历、职业、月收入五个人口统计学变量作为调节变量进行分析。通过对不同模型输出结果适配指标的比较,本文确定以基准模型作为多群组分析模型。从模型适配指标来看,NFI、CFI、GFI的值介于0.912-0.945,高于标准值0.9,RMSEA的值介于0.038-0.050。均小于标准值0.08,表明多群组结构模型与数据匹配情况较好。模型估计结果整理如表7所示。

表7 多群组分析估计结果

在感官体验对消费意愿影响的路径中,男性影响(β=0.247,P<0.01)大于女性影响(β=0.164,P<0.05);年龄在26-35岁的群体(β=0.297,P<0.01)在所有年龄段中影响最为显著;对于学历来说,本科(β=0.332,P<0.001)影响最为显著;职业方面,企业人员(β=0.381,P<0.001)影响最为显著;月收入方面,6000-9999元收入群体(β=0.248,P<0.01)影响最为显著。说明人口统计学特征符合男性、26-35岁年龄段、本科、企业人员、月收入在6000-9999元人群的感官体验对消费意愿的影响要显著高于其他类型的人群。

在情感体验对消费意愿影响的路径中,女性影响(β=0.277,P<0.01)大于男性影响(β=0.112,P<0.05);年龄在36-45岁的群体(β=0.289,P<0.01)在所有年龄段中影响最为显著;对于学历而言,研究生及以上的人群(β=0.296,P<0.01)影响最为显著;就职业而言,行政事业单位人员(β=0.295,P<0.01)影响最为显著;月收入方面,6000-9999元收入群体(β=0.319,P<0.001)影响最为显著。说明人口统计学特征符合女性、36-45岁年龄段、研究生及以上、行政事业单位人员、月收入在6000-9999元人群的情感体验对消费意愿的影响要显著高于其他类型的人群。

在行动体验对消费意愿影响的路径中,男性影响(β=0.253,P<0.01)大于女性影响(β=0.144,P<0.05);年龄小于25岁的群体(β=0.335,P<0.001)在所有年龄段中影响最为显著;在学历上,本科(β=0.396,P<0.001)影响最为显著;学生在所有职业类型中(β=0.393,P<0.001)影响最为显著;月收入方面,3000-5999元收入群体(β=0.397,P<0.001)影响最为显著。说明人口统计学特征符合男性、年龄小于25岁、本科、学生、月收入在3000-5999元人群的行动体验对消费意愿的影响要显著高于其他类型的人群。

在关联体验对消费意愿影响的路径中,男性影响(β=0.349,P<0.001)显著大于女性影响(β=0.302,P<0.001);年龄在26-35岁的群体(β=0.424,P<0.001)在所有年龄段中影响最为显著;在学历上,本科(β=0.405,P<0.001)影响最为显著;职业方面,企业人员(β=0.403,P<0.001)影响最为显著;月收入大于9999元的收入群体(β=0.407,P<0.001)影响最为显著。说明人口统计学特征符合男性、25-36岁年龄段、本科、企业人员、月收入大于9999元人群的关联体验对消费意愿的影响要显著高于其他类型的人群。

在满意度对消费意愿影响的路径中,男性影响(β=0.294,P<0.01)显著大于女性影响(β=0.227,P<0.05);年龄在36-45岁的群体(β=0.354,P<0.001)在所有年龄段中影响最为显著;在学历上,研究生及以上的人群(β=0.375,P<0.001)影响最为显著;职业方面,行政事业单位人员(β=0.389,P<0.001)影响最为显著;月收入大于9999元的收入群体(β=0.334,P<0.001)影响最为显著。说明人口统计学特征符合男性、36-45岁年龄段、研究生、行政事业单位人员、月收入大于9999元人群的满意度对消费意愿的影响要显著高于其他类型的人群。

4 讨论

4.1 观赛体验对现场观众消费意愿的影响

研究结果表明,观赛体验中的感官体验、情感体验、行动体验、关联体验四个维度均对消费意愿有显著的正向影响。Wakefield 和Baker(1998)在研究中发现消费者的消费体验与其消费意愿呈正相关关系。[19]消费体验是理解消费行为的重要变量,消费者每一次的消费体验都会影响其心理认知,进而对其下一次的消费行为产生影响。目前观赛体验尚属一个较新概念,本文把观赛体验引入消费者行为领域进行实证研究,进一步在体育赛事领域验证了消费体验会对消费意愿产生显著的正向影响。现场观众在观赛过程中产生的观赛体验对其消费意愿有重要影响作用。总体来说,观众的观赛体验越好,则其消费意愿就越高。在现场观赛过程中,观众接受着来自现场声光音效、环境氛围、服务配套设施、工作人员服务态度等方面的刺激,会产生不同的主观感受,[20]而这些主观感受的好坏决定着观众是否愿意进行再次消费。在这些观赛体验中,关联体验的影响作用最大的原因在于观众受到现场氛围的感染,会与周围的人或环境产生强烈的关联感,这种感觉能够使他们打破原来的交际圈,结交到志同道合的朋友,收获愉悦感与幸福感。另外,在研究中发现,观赛体验中的思考体验维度对消费意愿无显著影响,其主要原因在于思考体验属于内隐情感,更多的观众将现场观赛视为闲暇时间的一种放松,在现场观赛时产生的思考属于浅层思考,不会集中精力进行深层思考,因此不会给观众自身带来价值感的提升,所以其对于消费意愿的影响不明显。

4.2 满意度在观赛体验与消费意愿间的中介作用

研究结果表明,满意度在观赛体验到消费意愿的影响过程中起部分中介作用。即观赛体验不仅可以直接影响现场观众的消费意愿,还可以通过满意度间接影响现场观众的消费意愿。Bearden和Teel(1983)提出,满意通常被认为是消费者重复购买、获得产品口碑效应和顾客忠诚的重要影响因素。[21]白长虹和廖伟(2001)认为满意度对消费者的再购买意愿有重要影响,影响着消费者忠诚的建立。[22]满意度实际上是消费者在消费过程中通过比较前期预想与实际感受之后所产生的评价结果,在现场观赛的每个过程都会对观众的满意度产生影响,进而影响现场观众的消费意愿。满意度会在观众心中留下一种独特烙印,并支配着观众的口碑推荐及再次消费等行为。由于大众对于满意度的概念更为熟悉,所以其相对于观赛体验来说更易于测量。了解现场观众的满意度可对其未来的消费意愿起到预测作用,并可对联赛未来的服务升级改进提供意见与方向。

4.3 不同人口统计学特征人群的差异

多群组结构方程模型分析的结果显示,不同人口统计学特征的人群的观赛体验对消费意愿的影响具有显著差异。特征符合男性、26-35岁年龄段、本科、企业人员、月收入在6000-9999元人群的感官体验对消费意愿的影响比较显著。主要原因是这种类型的人群平时上班的工作压力较大,渴望在闲暇时间进行放松,良好的感官体验可以使他们获得身心上的释放。特征符合女性、36-45岁年龄段、研究生及以上、行政事业单位人员、月收入在6000-9999元人群的情感体验对消费意愿的影响较大。主要原因是女性在情感方面更加敏感,良好的情感体验会让她们获得愉悦感,从而更加愿意进行下一次的消费。特征符合男性、年龄小于25岁、本科、学生、月收入在3000-5999元人群的行动体验对消费意愿的影响较大。主要原因是学生拥有更多的闲暇时间,乐于尝试新鲜事物,接受新的生活方式。年轻人朝气蓬勃且充满活力,在观赛过程中容易受到球员的感召产生运动动机,并且对足球运动产生热爱。特征符合男性、25-36岁年龄段、本科、企业人员、月收入大于9999元人群的关联体验对消费意愿的影响较为显著。主要原因是青年男性更热衷于与他人分享自己的观赛经历,乐于结识志同道合的朋友。现场观赛可以使企业人员跳脱出自己工作中的交际圈,认识更多拥有相同兴趣爱好的朋友,拓宽自身的人脉关系。特征符合男性、36-45岁年龄段、研究生、行政事业单位人员、月收入大于9999元人群的满意度对消费意愿的影响要显著高于其他类型的人群。主要原因是中年男性在事业和家庭方面比较稳定,对于精神生活有更多追求,出现享受需要。如果对于现场观赛感到满意,他们就会持续观赛,消费者忠诚度较高。

5 结论与建议

5.1 研究结论

本研究从现场观众视角进行研究,将满意度作为中介变量,构建中超联赛观赛体验对现场观众消费意愿的影响模型,揭示了观赛体验对现场观众消费意愿影响的作用机制,丰富了观赛体验及消费意愿的理论研究,研究结论总结如下:

第一,感官体验、情感体验、行动体验、关联体验对现场观众的消费意愿有显著的正向影响,其中关联体验对消费意愿的影响最大(β=0.301,P<0.001)。而思考体验对现场观众的消费意愿影响不显著。

第二,满意度在观赛体验对现场观众消费意愿的影响过程起部分中介作用。即满意度在观赛体验与消费意愿之间有间接效应。现场观众的观赛体验越好,其满意度也越高,从而消费者黏性也越强。

第三,多群组分析结果显示,不同人口统计学特征人群的观赛体验对消费意愿的影响具有显著差异。

5.2 研究建议

现场观众作为足球比赛的直接消费者,决定了比赛的上座率,对联赛的盈利能力及整体竞争力水平有重要影响。本研究结合结构方程模型的研究结果,对中超联赛观众市场开发提出以下建议:

第一,充分关注现场观众的观赛体验,在此基础上制定体验营销策略,[23]从而增强现场观众的消费意愿。保证比赛现场的声光音效、基础设施、服务质量、环境氛围具有正面激励效果,增强现场观众的认同感和归属感,触发观众的内隐情感转化为外显行动。特别应该重视现场观众的关联体验,增强观众与中超联赛的心理联结,培养现场观众形成观赛习惯。

第二,重视现场观众的观赛满意度,针对不足进行服务提升与改进,加快联赛供给侧改革。通过线下和线上渠道及时了解现场观众对于某场比赛观赛的满意度情况,重视观众的观赛反馈,积极满足观众期望,努力提升服务质量和水平,树立中超联赛的良好品牌形象与口碑效应。

第三,针对不同人口统计学特征的人群制定个性化体验提升策略,实现观众市场细分和差异化营销。不同类型的人群对于环境刺激的反应情况不尽相同,比如在研究中发现,男性对于感官刺激更为敏感,而女性则对于情感刺激更为敏感。因此在设计感官体验营销策略时应更加偏重于男性化视角,而在设计情感体验营销策略时应多关注女性观众的情感诉求。只有契合观众心理的体验感受,才会带来最大化的观众忠诚,从而保障中超联赛的可持续发展。

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