蔣佳峰,劉 培

(1.浙江工業(yè)大學 之江學院，浙江 紹興 312030；2.浙江工商大學 旅游與城鄉(xiāng)規(guī)劃學院，浙江 杭州 310018;3.浙江工商大學 工商管理學院，浙江 杭州 310018)

生活水平的提高、休閑意識的增強以及閑暇時間的增多，激發(fā)了居民更多的體育休閑消費需求。但國內(nèi)體育休閑消費的發(fā)展較晚，市場主體對體育休閑消費的認識存在一定的局限，導(dǎo)致體育休閑產(chǎn)品和服務(wù)供給不足，產(chǎn)品和服務(wù)質(zhì)量不高，同時，體育休閑產(chǎn)品的單一、匱乏，導(dǎo)致無法滿足消費者不斷變化的消費需求，使得城鎮(zhèn)居民體育休閑消費需求不斷增長與目前體育休閑產(chǎn)品供給不足之間存在切實矛盾。本文引入Howard-Sheth模型以及技術(shù)接受模型，以研究城鎮(zhèn)居民體育休閑消費意向的影響因素，揭示城鎮(zhèn)居民的體育休閑消費的特征，為體育休閑企業(yè)的發(fā)展提供理論支持和現(xiàn)實依據(jù)。

1 文獻回顧與理論基礎(chǔ)

1.1 相關(guān)研究進展

體育休閑消費一般可以分為實物型、信息型以及勞務(wù)型消費。為了使研究具有針對性、可行性以及準確性，本文將體育休閑消費限定為體育休閑勞務(wù)消費，或者說參與型體育休閑消費，即針對那些去健身場所、體育場館等地進行體育休閑消費活動。

體育休閑消費意向影響因素研究中，國外涉及的內(nèi)容較多，1977年，美國娛樂服務(wù)部門通過調(diào)查研究美國戶外娛樂活動發(fā)現(xiàn)，限制人們進行戶外活動的主要因素不是經(jīng)濟、交通等問題，而是時間。Alexandris和Carroll、Roeklynn(1998)等研究也表明時間和成本因素是影響人們體育休閑消費意向的主要因素[1,2]。Kravs認為社會人口狀況作為客觀因素對居民的體育休閑消費有一定的影響[3]。Lisa Farrell和Michael A.Shields(2002)以統(tǒng)計學的理論為基礎(chǔ)，結(jié)合隨機效應(yīng)概率模型，分析研究了經(jīng)濟學和人口學變量對英國居民體育休閑消費的影響，結(jié)果表明，性別、年齡、教育程度、經(jīng)濟條件以及家庭偏好都不同程度上影響了居民的體 育 休 閑 消費[4]。Jorgen Drud Hansen等通過研究工作時間和工資對體育休閑消費的影響，發(fā)現(xiàn)工作時間的減少和工資增加對體育休閑消費有促進作用[5]。Lei Xianliang和Yu Hongying通過研究城鎮(zhèn)居民體育休閑消費動機與個體特征的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)健身動機和社會動機是促使城鎮(zhèn)居民進行體育休閑消費的主要消費動機，而個體的性別、年齡、受教育程度以及收入水平都是體育休閑消費的影響因素[6]。

除此之外，也有學者從相關(guān)理論入手對體育休閑消費進行研究，如Konstantinos Alexandris基于休閑限制理論，通過調(diào)查消費者內(nèi)部和外部動機對體育休閑消費意向的影響因素進行了研究，發(fā)現(xiàn)個人限制、人際限制和結(jié)構(gòu)限制對體育休閑消費有不同程度的影響[7]。

國內(nèi)學者對于體育休閑消費意向影響因素的研究大致分為四個視角：主客觀因素視角、Howard-Sheth模型視角、計劃行為理論或者技術(shù)接受模型視角以及其他視角。如翟智拓從主客觀因素入手進行研究，認為膠東半島中產(chǎn)階層體育休閑消費意向的影響因素分為以下五大類別，即體育休閑本身的性質(zhì)、個人經(jīng)濟因素、個體的生理健康、相關(guān)設(shè)施及服務(wù)、社會群體支持以及心理因素[8]。而顏意娜則是利用Howard-Sheth模型，以杭州市羽毛球活動消費為例，研究了體育休閑消費意向的影響因素，結(jié)果顯示，刺激因素對心理因素與反應(yīng)因素都有一定程度的影響，而心理因素也對消費者反應(yīng)因素有重要影響[9]。胥郁利用計劃行為理論將城鎮(zhèn)居民體育休閑消費意向的影響因素劃分為為行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制以及過去行為四個維度，研究結(jié)果顯示四個維度均與城鎮(zhèn)居民體育休閑消費意向顯著相關(guān)[10]。

此外，亦有學者從其他視角進行研究，如陳永軍分析了影響我國城市居民體育休閑消費的7個因素：經(jīng)濟比較落后、生活方式的變革、消費觀念以及消費結(jié)構(gòu)還沒有發(fā)生根本轉(zhuǎn)變、體育休閑消費的價值觀念比較差、體育休閑活動的社會化程度較低、缺乏場地設(shè)施[11]。

通過對國內(nèi)外相關(guān)文獻的梳理，發(fā)現(xiàn)較多的是對自變量(影響因素)和因變量(體育休閑消費)之間的直接關(guān)系進行研究，而只有少部分學者通過理論模型，更深層次地挖掘影響體育休閑消費意向的因素。因此，本文運用Howard-Sheth模型和技術(shù)接受模型對體育休閑消費意向的影響因素進行研究，以期為體育休閑產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供理論和現(xiàn)實依據(jù)。

圖1 Howard-Sheth模型 資料來源：Howard J.,J.N.Sheth.The Theory of Buyer Behavior[M].Wiley,1969：34-67.

1.2 理論基礎(chǔ)

1.2.1 Howard-Sheth模型。行為心理學的創(chuàng)始人John B.Watson建立了“刺激——反應(yīng)”原理。Watson認為人的行為是受到刺激的反應(yīng)，且刺激主要來自兩個方面：一方面是身體內(nèi)部的刺激，另一方面是體外環(huán)境的刺激，而行為反應(yīng)總是隨著刺激而呈現(xiàn)的[12]?；谶@一原理，1963年Howard提出了Howard模型，后與Sheth合作對模型不斷修正，并于1969年正式形成了Howard-Sheth模型(見圖1)。Howard-Sheth模型包括三個階段、四大因素。第一階段是投入階段，包括刺激因素和外在因素；第二階段是消費者內(nèi)心活動階段，即內(nèi)在因素；第三階段是產(chǎn)出階段，即消費者反應(yīng)。

1.2.2 技術(shù)接受模型。技術(shù)接受模型(Technology Acceptance Model，以下簡稱TAM)是Fred Davis(1989)為研究用戶對信息技術(shù)系統(tǒng)的接受程度，在理 性 行 為 理 論(TRA)的基礎(chǔ)上提出的(見圖2)。

圖2 技術(shù)接受模型 資料來源：Davis F D,Bagozzi R P,Warshaw P R. User acceptance of computer technology:a comparison of two theoretical models[J].Management science,1989,35(8):982-1003.

由圖1-2可以看出，使用行為是由行為意向決定的；使用態(tài)度只是為行為意向提供了一種心理或

者說主觀上的可能性，但不是行為意向的唯一決定性因素，感知有用性可以直接影響行為意向，是決定行為意向的另一個重要因素，并與感知易用性共同影響使用態(tài)度。

2 研究模型與基本假設(shè)

本文基于Howard-Sheth模 型和技術(shù)接受模型，通過刺激因素、內(nèi)在因素對消費者反應(yīng)，即體育休閑消費意向的影響因素進行研究，利用文獻研究法，在充分了解前期研究成果的基礎(chǔ)上，以城鎮(zhèn)居民為研究主體，以杭州市富陽區(qū)為例分析體育休閑消費意向影響因素。

圖3 研究模型

其中，刺激因素作為自變量，內(nèi)在因素作為中介變量，而消費者反應(yīng)則是因變量，各變量下屬指標及其解釋如表1所示。

表1 變量及其解釋

根據(jù)刺激因素、內(nèi)在因素、消費者反應(yīng)之間的關(guān)系，本文研究假設(shè)如下：H1a：體育休閑消費條件正向影響體育休閑消費意向；H1b：體育休閑消費氛圍正向影響體育休閑消費意向；H1c：體育休閑消費體驗正向影響體育休閑消費意向。H2a：體育休閑消費條件正向影響感知有用性；H2b：體育休閑消費氛圍正向影響感知有用性；H2c：體育休閑消費體驗正向影響感知有用性。H3a：體育休閑消費條件正向影響感知易用性；H3b：體育休閑消費氛圍正向影響感知易用性；H3c：體育休閑消費體驗正向影響感知易用性。H4a：感知有用性正向影響體育休閑消費意向；H4b：感知易用性正向影響體育休閑消費意向。H5a：感知有用性對刺激因素和消費者反應(yīng)的中介效應(yīng)顯著；H5b：感知易用性對刺激因素和消費者反應(yīng)的中介效應(yīng)顯著

3 數(shù)據(jù)分析

基于理論模型，在文獻研究和小樣本測試的基礎(chǔ)上，確定正式調(diào)查問卷，并以富陽區(qū)城鎮(zhèn)居民為對象進行實證研究，共發(fā)放問卷300份，回收268份問卷，有效問卷254份，回收率和有效率分別達到89.3%、84.7%。首先利用SPSS19.0對問卷數(shù)據(jù)進行Alpha信度系數(shù)分析和因子分析，數(shù)據(jù)通過信度和效度檢驗，并在此基礎(chǔ)上對各項假設(shè)進行驗證。

3.1 相關(guān)性分析

本文利用Pearson相關(guān)分析法來檢驗所有變量全部維度之間的兩兩相關(guān)關(guān)系，分析結(jié)果如表2所示，其中11、12、13分別代表體育休閑消費條件、體育休閑消費氛圍、體育休閑消費體驗，21、22分別代表感知有用性、感知易用性，31代表體育休閑消費意向。

表2 各維度之間的相關(guān)分析

注：**在.01水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)

由表2可知，各維度之間的相關(guān)系數(shù)顯著性都小于0.5，相關(guān)關(guān)系成立。并且自變量3個維度與因變量之間是正相關(guān)關(guān)系，且相關(guān)系數(shù)是在0.4～0.6之間，存在中等強度的正相關(guān)關(guān)系。刺激因素的3個維度與內(nèi)在因素的2個維度的相關(guān)系數(shù)大都介于0.4～0.6之間，表明體育休閑消費條件與感知易用性間存在較弱的正相關(guān)關(guān)系，體育休閑消費條件與感知有用性以及體育休閑消費氛圍、體育休閑消費體驗與感知有用性、感知易用性存在中等程度的正相關(guān)關(guān)系。但各個維度間的因果關(guān)系還需做進一步檢驗。

3.2 回歸分析

為進一步確定各變量之間的關(guān)系，在相關(guān)性分析基礎(chǔ)上再進行多元回歸分析，各變量之間的分析結(jié)果如下所示。

3.2.1 刺激因素對消費者反應(yīng)的回歸分析。從表3可以看出，模型的回歸效果如下：

①Durbin-Watson系數(shù)為2.183介于1.5～2.5之間，符合回歸分析的條件。

②模型1、2、3的R2變化量的Sig.更改0.000小于0.05，F(xiàn)檢驗顯著，說明模型1、2、3相對于前一模型而言總體變化顯著，說明消費條件、消費體驗對消費意向影響顯著。P值均為0.000達到了0.05水平下的顯著效果，回歸有效。

表3 模型匯總

料：a.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費條件，b.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費條件，體育休閑消費氛圍，c.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費條件，體育休閑消費氛圍，體育休閑消費體驗，d.因變量：體育休閑消費意向

表4 回歸分析

從表4可以看出，模型的回歸分析如下：

①共線性檢驗：3個模型中，VIF全部小于5，可知變量之間不存在共線性問題，可以進行回歸分析。

②回歸系數(shù)：回歸結(jié)果顯示，在感知易用性的回歸分析中消費條件、消費氛圍以及消費體驗的回歸系數(shù)都達到了顯著水平。

③在模型1中常數(shù)項的顯著性水平大于0.05，所以接受常數(shù)項為0的假設(shè)，結(jié)果看標準化系數(shù)中的Beta值。因此，根據(jù)回歸分析，可知刺激因素對消費意向的回歸方程為：

體育休閑消費意向=0.170*體育休閑消費條件+0.262*體育休閑消費氛圍+0.244*體育休閑消費體驗

因此，假設(shè)H1a、H1b、H1c都成立。

3.2.2 刺激因素對內(nèi)在因素的回歸分析。

3.2.2.1 刺激因素對感知有用性的回歸分析。從表5可以看出，模型的回歸效果如下：

①Durbin-Watson系數(shù)為1.789介于1.5～2.5之間，符合回歸分析的條件。

②模型1、2、3的R2變化量的Sig.更改0.000小于0.05，F(xiàn)檢驗顯著，說明模型1、2、3相對于前一模型而言總體變化顯著，表明消費條件、消費氛圍、消費體驗對感知有用性的作用顯著。F值顯著性檢驗P值均為0.000達到了0.05水平下的顯著效果，回歸有效。

表5 模型匯總

注：a.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費條件，b.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費條件，體育休閑消費氛圍，c.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費條件，體育休閑消費氛圍，體育休閑消費體驗，d.因變量：感知有用性

表6 回歸分析

從表6可以看出，模型的回歸分析如下：

①共線性檢驗：3個模型中，VIF的值都小于5，變量之間不存在共線性問題，可進行回歸分析。

②回歸系數(shù)：回歸結(jié)果顯示，在感知有用性的回歸分析中消費條件、消費氛圍以及消費體驗的回歸系數(shù)都達到了顯著水平。

③在模型1中常數(shù)項的顯著性水平大于0.05，所以接受常數(shù)項為0的假設(shè)，結(jié)果看標準化系數(shù)中的Beta值。因此，根據(jù)回歸分析，可知刺激因素對感知有用性的回歸方程為：

感知有用性=0.266*體育休閑消費條件+0.356*體育休閑消費氛圍+0.141*體育休閑消費體驗

因此，假設(shè)H2a、H2b、H2c都成立。

3.2.2.2 刺激因素對感知易用性的回歸分析。從表7可以看出，模型的回歸效果如下：

①Durbin-Watson系數(shù)為1.717介于1.5～2.5之間，因此，回歸模型沒有自相關(guān)的現(xiàn)象，符合回歸分析的條件。

②模型1、2、3的R2變化量的Sig.更改0.000小于0.05，F(xiàn)檢驗顯著，說明模型1、2、3相對于前一模型而言總體變化顯著，表明消費條件、消費氛圍、消費體驗對感知易用性的作用顯著。F值顯著性檢驗P值均為0.000達到了0.05水平下的顯著效果，回歸有效。

表7 模型匯總

注：a.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費條件,b.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費條件，體育休閑消費氛圍,c.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費條件，體育休閑消費氛圍，體育休閑消費體驗,d.因變量：感知易用性

表8 回歸分析

從表8可以看出，模型的回歸分析如下：

①共線性檢驗：兩個模型中，VIF的值都小于5，變量之間不存在共線性問題，可進行回歸分析。

②回歸系數(shù)：回歸結(jié)果顯示，在感知易用性的回歸分析中消費條件、消費氛圍以及消費體驗的回歸系數(shù)都達到了顯著水平。

③在模型1中常數(shù)項的顯著性水平大于0.05，所以接受常數(shù)項為0的假設(shè)，結(jié)果看標準化系數(shù)中的Beta值。因此，根據(jù)回歸分析，可知刺激因素對感知易用性的回歸方程為：

感知易用性=0.316*體育休閑消費條件+0.283*體育休閑消費氛圍+0.306*體育休閑消費體驗。

因此，假設(shè)H3a、H3b、H3c都成立。

3.2.3 內(nèi)在因素對消費者反應(yīng)的回歸分析。從表9可以看出，模型的回歸效果如下：

①Durbin-Watson系數(shù)為1.717介于1.5～2.5之間，因此，回歸模型沒有自相關(guān)的現(xiàn)象，符合回歸分析的條件。

②模型1、2的R2變化量的Sig.更改0.000小于0.05，F(xiàn)檢驗顯著，說明模型1、2相對于前一模型總體變化顯著，表明感知有用性、易用性對體育休閑消費意向影響顯著。F值顯著性檢驗P值均為0.000達到了0.05水平下的顯著效果，回歸有效。

表9 模型匯總

注：a.預(yù)測變量：(常量)，感知有用性，b.預(yù)測變量：(常量)，感知有用性，感知易用性，c.因變量：體育休閑消費意向

表10 回歸分析

從表10可以看出，模型的回歸分析如下：

①共線性檢驗：兩個模型中，VIF的值都小于5，變量之間不存在共線性問題，可進行回歸分析。

②回歸系數(shù)：體育休閑消費意向?qū)Ω兄杏眯?、易用性的回歸系數(shù)都達到了顯著水平。

③在模型1中常數(shù)項的顯著性水平大于0.05，所以接受常數(shù)項為0的假設(shè)，結(jié)果看標準化系數(shù)中的Beta值。因此，根據(jù)回歸分析，可知內(nèi)在因素對體育休閑消費意向的回歸方程為：

體育休閑消費意向=0.549*感知有用性+0.161*感知易用性

因此，假設(shè)H4a、H4b都成立。

3.3 中介效應(yīng)分析

3.3.1 感知有用性的中介效應(yīng)分析。著重分析感知有用性作為自變量加入回歸分析之后，刺激因素的三個維度對消費意向的回歸系數(shù)的顯著性變化，以此判斷感知有用性的中介效應(yīng)。

表11 模型匯總

注：a.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費條件、體育休閑消費氛圍、體育休閑消費體驗，b.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費條件、體育休閑消費氛圍、體育休閑消費體驗、感知有用性，c.因變量：體育休閑消費意向

從表11可以看出，Durbin-Watson系數(shù)為2.176介于1.5～2.5之間，回歸模型沒有自相關(guān)的現(xiàn)象，符合回歸分析的條件；F值顯著性檢驗P值均為0.000達到了0.05水平下的顯著效果，回歸有效。從表12可以看出，三個模型中，VIF全部小于5，變量間不存在共線性問題。

表12 方程系數(shù)顯著性

a.因變量：體育休閑消費意向

從表12可以看出，模型2與模型1相比，消費條件對消費意向的回歸系數(shù)顯著性概率變?yōu)?.377，顯著性消失；消費氛圍對消費意向的回歸系數(shù)顯著性概率變?yōu)?.156，顯著性消失；消費體驗對消費意向的回歸系數(shù)顯著性概率降為0.006，但仍具有顯著性；同時，感知有用性對消費意向的回歸系數(shù)為0.000，具有顯著性。綜上可知，感知有用性完全中介了消費條件、消費氛圍對消費意向的影響，部分中介了消費體驗對消費意向的影響，假設(shè)H5a部分成立。

3.3.2 感知易用性的中介效應(yīng)分析。著重分析感知易用性作為自變量加入回歸分析之后，刺激因素的三個維度對消費意向的回歸系數(shù)的顯著性變化，以此判斷感知有用性的中介效應(yīng)。

表13 模型匯總

a.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費條件、體育休閑消費氛圍、體育休閑消費體驗,b.預(yù)測變量：(常量)，體育休閑消費條件、體育休閑消費氛圍、體育休閑消費體驗、感知易用性,c.因變量：體育休閑消費意向

從表13可知，Durbin-Watson系數(shù)為2.220介于1.5～2.5之間，因此，回歸模型沒有自相關(guān)的現(xiàn)象，符合回歸分析的條件；兩個模型中的回歸結(jié)果F值顯著性檢驗P值為0.000達到了0.05水平下的顯著效果，回歸有效。由表14可知，三個模型VIF都小于5，變量間不存在共線性問題。

a.因變量：體育休閑消費意向

從表14可以看出，模型2與模型1相比，消費條件對消費意向的回歸系數(shù)顯著性概率降為0.008，但仍具有顯著性；消費氛圍對消費意向的回歸系數(shù)顯著性概率降為0.004，但仍具有顯著性；消費體驗對消費意向的回歸系數(shù)顯著性概率降為0.005，但仍具有顯著性；同時，感知易用性對消費意向的回歸系數(shù)為0.042，具有顯著性。綜上可知，感知有用性部分中介了消費條件、消費氛圍以及消費體驗對消費意向的影響，假設(shè)H5b部分成立。

3.4 總體結(jié)果

綜上可知，體育休閑消費條件、氛圍、體驗會正向影響消費意向、感知有用性和感知易用性，并且感知有用性、感知易用性也會正向影響消費意向，而感知有用性、感知易用性對刺激因素和消費者反應(yīng)的反應(yīng)則是部分中介。

4 對體育休閑企業(yè)發(fā)展的啟示

根據(jù)體育休閑消費意向及其相關(guān)影響的研究結(jié)果，體育休閑類企業(yè)在未來發(fā)展的過程中應(yīng)當給注意以下幾方面。

4.1 合理布局，提高體育休閑消費的便利性

便利程度高的體育休閑場所對消費者進行體育休閑消費行為具有促進作用。因此，體育休閑場所地規(guī)劃要按照便捷、科學、全面的原則合理布局，以吸引更多消費者進行體育休閑消費，即體育休閑企業(yè)或場所在建立時要考慮“商圈”因素。體育休閑消費場所在進行建設(shè)、規(guī)劃的過程中要考慮當?shù)氐娜丝谝蛩?、交通狀況、建設(shè)規(guī)劃以及公共設(shè)施等因素，是否方便消費者就近消費，而不需要花費太多時間和精力浪費在路上，從而提高消費者的消費體驗。

4.2 加強宣傳，營造良好的體育休閑消費氛圍

體育休閑消費氛圍能夠正向促進體育休閑消費意向，因此體育休閑企業(yè)在發(fā)展過程中，應(yīng)積極引導(dǎo)和培養(yǎng)體育休閑消費的意見領(lǐng)袖，通過他們的身體力行和積極倡導(dǎo)，使更多的人了解體育休閑消費可以產(chǎn)生的聚合效應(yīng)，也使更多的人了解進行體育休閑消費的相關(guān)知識和技能，最終促進更多的人參與體育休閑消費。

4.3 更新產(chǎn)品品種，增加體育休閑產(chǎn)豐度

體育休閑消費作為一種選擇性消費，跟居民需求的變化密切相關(guān)。在產(chǎn)品開發(fā)過程中，注重體育休閑活動的動態(tài)式、戶外式發(fā)展，同時要不斷創(chuàng)新，把新的科技成果運用到體育休閑產(chǎn)品的設(shè)計開發(fā)中，采用高新技術(shù)推進產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，使體育休閑產(chǎn)品更具現(xiàn)代元素，吸引更多的消費者。

4.4 提高服務(wù)質(zhì)量和管理水平，實現(xiàn)顧客忠誠

體育休閑消費實質(zhì)上是一種體驗式消費，而體驗會正面影響體育休閑消費。因此，體育休閑消費中的服務(wù)水平、服務(wù)質(zhì)量以及對消費者的知覺尤其是消費者情感變化會有重要影響。在體育休閑消費產(chǎn)品、活動的開發(fā)設(shè)計過程中，應(yīng)當注重消費者主觀感受的提升，從而能夠有效促進消費體驗，實現(xiàn)顧客忠誠。

5 結(jié)論與展望

本文對體育休閑消費意向影響因素進行了初步的分析和探討，通過構(gòu)建刺激因素、內(nèi)在因素以及消費者反應(yīng)的關(guān)系模型并以富陽區(qū)為例進行實證研究，發(fā)現(xiàn):刺激因素會正向影響體育休閑消費意向、內(nèi)在因素，內(nèi)在因素會正向影響消費意向。而在中介效應(yīng)中，感知有用性完全中介了體育休閑消費條件、消費氛圍對消費意向的影響，部分中介了消費體驗對消費意向的影響；感知易用性則是部分中介了體育休閑消費條件、消費氛圍、消費體驗對體育休閑消費意向的影響。

但同時，由于樣本容量的有限性、問卷法的局限性，以及沒有考慮控制變量的影響，使得研究結(jié)論的普遍適用性有待進行進一步驗證。未來在體育休閑研究中，可以進一步增加變量數(shù)量，同時將控制變量納入模型的研究假設(shè)中，以期獲得更為科學、合理的結(jié)論，并擴大體育休閑的理論研究內(nèi)容。