龍騰輝，黃 威，成波錦，黎東宇

1 前言

體育消費(fèi)是我國消費(fèi)領(lǐng)域的新型力量。數(shù)據(jù)顯示，2020年中國體育市場消費(fèi)突破了1.5萬億元大關(guān)[1]。國家全民健身運(yùn)動的開展，青少年體育的開展以及全面提升國民的運(yùn)動技能水平等一系列重大舉措，對體育消費(fèi)習(xí)慣的養(yǎng)成以及體育消費(fèi)的發(fā)展創(chuàng)造了有利條件[2][3]。據(jù)阿里體育數(shù)據(jù)統(tǒng)計，截止至2018年，體育器材消費(fèi)人次從1.8億人次增長至6.6億人次，其中競技體育器材消費(fèi)、輔助器材消費(fèi)、健身健美器材的消費(fèi)在體育器材消費(fèi)占比中尤為突出，從運(yùn)動項目來看，跑步、健身以及球類運(yùn)動等體育器材消費(fèi)排名靠前[4]。乒乓球作為體育器材的一大類，底板和膠皮的消費(fèi)占比最大[5]。球拍作為該項運(yùn)動的必須品，一些球迷能將一塊底板打至較長的時間，而另一些球迷則對底板保持較高頻率的更換。球迷之間底板消費(fèi)的差異性，使得我們不斷地追問，何種因素能解釋這樣的差異？

當(dāng)下，球迷對于乒乓球底板較高頻率的更換有一種解釋是成癮機(jī)制。起初成癮僅用于物質(zhì)成癮或物質(zhì)濫用，如毒品成癮、煙草成癮以及酒精成癮等[6]，而隨著研究的深入，成癮的范圍進(jìn)一步擴(kuò)充到行為成癮[7]。行為成癮(BehavioralAddiction)即非化學(xué)物質(zhì)成癮[8]，如網(wǎng)絡(luò)成癮、鍛煉成癮以及購物成癮等均屬于行為成癮[9]，表現(xiàn)出自生對某種行為產(chǎn)生不可抗拒的欲望[10]。此類成癮者會將大量的時間精力和金錢花在網(wǎng)絡(luò)、鍛煉以及購物活動之中[11]，亦或在重要他人的作用下產(chǎn)生活動成癮[12]。而行為成癮這一概論運(yùn)用到乒乓球底板消費(fèi)這一領(lǐng)域中，其假設(shè)是球迷會花費(fèi)大量的時間精力及金錢投入到球拍底板的選取與購買之中，亦或在身邊重要他人的影響下不斷的更換球拍底板。雖然行為成癮機(jī)制是解釋購物成癮產(chǎn)生的原理之一，但從單一的影響機(jī)制來解釋這種關(guān)系是有限的，尤其是針對于具體的乒乓球底板消費(fèi)現(xiàn)象上。底板研究的特殊價值在于：首先，乒乓球底板的具有明星代言，甚至有明星專用底板，這種明星效應(yīng)是否會對球迷底板“發(fā)燒”機(jī)制起到引領(lǐng)作用？其次，底板的革新與演變，底板“黑科技”的融入，是否會激起球迷的購買欲望？最后，底板的類型、價格以及球迷對于底板的消費(fèi)態(tài)度之間存在一定的差異性，這種差異性是否會影響到球迷的購買需求？因此，其現(xiàn)象背后存在著多種因素與細(xì)節(jié)?；诖?，本研究從計劃行為理論視角來探討球迷購買底板行為的心理機(jī)制，有助于探尋“燒板”現(xiàn)象產(chǎn)生的背后邏輯關(guān)系，同時也為乒乓球器材商的營銷策略上，提供一定的參考價值。

2 理論框架與假設(shè)模型

2.1 計劃行為理論

Ajzen[13]提出的計劃行為理論(Theory of Planned Behavior)被證實(shí)能有效預(yù)測人的行為意圖。該理論認(rèn)為人的行為由行為意向決定，而行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制又決定個體的行為意向。其“行為態(tài)度”指對某種行為持有積極或消極的情感；“主觀規(guī)范”指人們從事某一特定行為受到重要他人給予的壓力；知覺行為控制指“人們在從事某一特定行為時感受到的難易程度”[14]。綜合起來，三者共同構(gòu)成行為意向的前導(dǎo)變量，這些因素會通過購買意愿進(jìn)而影響購買行為。目前，將計劃行為理論應(yīng)用于乒乓球消費(fèi)領(lǐng)域的研究相對較少，但已有相關(guān)文獻(xiàn)證實(shí)了計劃行為理論在冰雪運(yùn)動消費(fèi)行為中的運(yùn)用是可行的[15]，由于冰雪項目相對小眾，受地理環(huán)境及場地的制約因素較大，相比于冰雪運(yùn)動，乒乓球的知名度相對較高，群眾化普及程度廣泛以及底板器材的損耗程度較大，將計劃行為理論運(yùn)用到乒乓球器材領(lǐng)域，能有效的擴(kuò)充該理論模型的使用范圍。

2.2 基于計劃行為理論的體育消費(fèi)研究

乒乓球底板消費(fèi)屬于體育消費(fèi)范疇，國外學(xué)者往往結(jié)合計劃行為理論來研究體育消費(fèi)行為。Yu C L[16]研究發(fā)現(xiàn)運(yùn)動消費(fèi)者的行為態(tài)度、主觀規(guī)范以及知覺行為控制能顯著預(yù)測運(yùn)動消費(fèi)者的購買意向。此外，Yim, B. H等[17]對千禧一代的體育球迷消費(fèi)行為展開研究，研究表明千禧一代的群體的主觀規(guī)范對體育消費(fèi)行為的影響最大，主要來自于同伴的壓力以及運(yùn)動粉絲的影響。王帥星[18]采用計劃行為理論對城鎮(zhèn)居民的體育消費(fèi)意愿進(jìn)行研究，結(jié)果表明，消費(fèi)行為態(tài)度、知覺行為控制以及主觀規(guī)范地域體育消費(fèi)意愿影響顯著。孫金蓉[19]借助計劃行為理論模型發(fā)現(xiàn)兒童網(wǎng)球消費(fèi)的行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制,能對兒童網(wǎng)球消費(fèi)意愿進(jìn)行預(yù)測。

綜上所述，計劃行為理論對體育消費(fèi)以及某項體育運(yùn)動消費(fèi)行為均具有較強(qiáng)的解釋力，這說明計劃行為理論適用于單一項目體育消費(fèi)行為中，即乒乓球消費(fèi)領(lǐng)域的應(yīng)用。需值得注意的是，該理論模型具體變量之間存在者一定的地域區(qū)別。有關(guān)主觀規(guī)范變量的測量可以包括示范性規(guī)范以及指令性規(guī)范，亦可分為重要他人規(guī)范。而西方社會所崇尚的個體取向其界定往往在于前者，反觀之以“關(guān)系取向”為主流的中國社會往往取決于后者。因此，本文將結(jié)合乒乓球運(yùn)動的特殊屬性，從朋友、知名球星、教練員規(guī)范來衡量購買底板主觀規(guī)范。

2.3 假設(shè)模型的提出

基于以上分析，提出有關(guān)本研究的研究假設(shè)，并初步構(gòu)建基于計劃行為理論的乒乓球底板購買行為關(guān)系假設(shè)模型(圖1)。H1，購買底板態(tài)度對購買底板意愿具有正向預(yù)測作用；H2，購買底板主觀規(guī)范對購買底板意愿具有正向預(yù)測作用；H3，知覺行為控制對購買底板意愿具有正向預(yù)測作用；H4，知覺行為控制對購買底板行為具有正向預(yù)測作用；H5，購買底板意愿對購買底板行為具有正向預(yù)測作用。

圖1 假設(shè)模型

3 研究設(shè)計

3.1 問卷發(fā)放過程

乒乓球底板“發(fā)燒友”被界定為在某一段時間內(nèi)持續(xù)更換乒乓球底板，旨在挑選出最合適自身打法需求的底板，調(diào)查選取的對象主要是廣州市業(yè)余球迷，回收有效問卷230份。其人口統(tǒng)計學(xué)特征如表1所示。

表1 被試人口統(tǒng)計學(xué)基本情況

3.2 量表工具與信效度

本文以乒乓球底板為研究對象，根據(jù)以上假設(shè)，借助Sheth et al[20].(1991)和李甲貴(2014)開發(fā)的量表，結(jié)合相關(guān)訪談結(jié)果(乒乓球研究專家、球迷、教練員和器材商)和計劃行為理論的研究文獻(xiàn)，初步擬定調(diào)查問卷。邀請相關(guān)專家多次對問卷維度合理性和條目語句措辭進(jìn)行多次修改，采用5點(diǎn)李克特量表(Likert scale)，數(shù)值為“1”表示非常不同意，“3”表示一般，“5”表示非常同意，初步擬定了25個合理條目(反映購買底板態(tài)度、購買底板主觀規(guī)范和知覺行為控制)。刪除了部分意思重復(fù)，因素負(fù)荷量低于0.5、解釋率偏低的題項，最后形成一個共有15個題目的正式問卷。

購買底板行為變量包含購買底板頻率和購買底板數(shù)量2個條目，均采用5級計分。購買底板頻率(您平均每月購買底板多少次？)從“不購買”到“6次及以上”計1～5分。購買底板的數(shù)量(近2年來您累計的購買球拍數(shù)量是多少？)從“不購買”到“10塊以上”計1～5分。計算其平均分，分?jǐn)?shù)越高則其購板行為越明顯。

購買底板意向變量包括兩個指標(biāo)：我時常有購買底板的沖動；在未來1個月內(nèi)會購買底板。同時，為確保問卷的信效度，本文對初始問卷進(jìn)行小樣本測試。借助SPSS.26，針對模型中的購買底板態(tài)度、購買底板主觀規(guī)范、知覺行為控制、購買底板意愿以及購買底板行為5個構(gòu)面進(jìn)行可靠性分析，采用Cronbach’sα值來測量各構(gòu)面題目的信度，以Cronbach’sα值>0.6為標(biāo)準(zhǔn)[21]，測量結(jié)果分別為0.827、0.748、0.641、0.948、0.789。因此本文各構(gòu)面題目之間具備一定的內(nèi)部一致性與穩(wěn)定性。

采用驗(yàn)證性因子分析建構(gòu)效度，對構(gòu)面內(nèi)部以及構(gòu)面與構(gòu)面之間進(jìn)行收斂效度和區(qū)別效度檢驗(yàn)。得出KMO球性檢驗(yàn)值為0.826，Bartlett’s球性檢定P值小于0.001，累計貢獻(xiàn)率達(dá)69.53%。購買底板態(tài)度、購買底板主觀規(guī)范、知覺行為控制、購買底板意愿以及購買底板行為各構(gòu)面相關(guān)與區(qū)別效度如下表所示。

3.3 共同方法偏差檢驗(yàn)

對收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)，利用Harman的單因子檢驗(yàn)，對量表中的各變量進(jìn)行探索性因子分析，結(jié)果提取特征根大于1的因子共5個，該量表第一因子方差解釋率為33.66%，小于40%，表明共同方法偏差在可接受范圍內(nèi)，故本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差[22]。

4 結(jié)果分析

4.1 購買行為整體結(jié)構(gòu)方程模型分析

本文選取了c2、c2/df、GFI、AGFI、RMSEA、NNFI、IFI、CFI八項配適度指標(biāo)用于評價該結(jié)構(gòu)方程模型的配適度，經(jīng)同適配度指標(biāo)推薦值予以比較，其結(jié)果顯示，c2=173.769、c2/df=2.119、GFI=0.907、AGFI=0.863、RMSEA=0.071、NNFI=0.893、IFI=0.940、CFI=0.939，除NNFI值非常接近推薦值0.9之外，其他配適度指標(biāo)值均落在推薦值范圍中?？梢?，該模型具有較好的配適度，進(jìn)一步論證了本文所構(gòu)建模型的合理性。

4.2 研究假設(shè)以及檢驗(yàn)成果

圖2和表2給出了購板行為整體結(jié)構(gòu)方程模型分析結(jié)構(gòu)和路徑參數(shù)，從中可知，部分路徑系數(shù)達(dá)到顯著水平。其中，購板態(tài)度對購買愿意(β=0.416，P<0.05)具有顯著正向影響，

表2 構(gòu)面相關(guān)與區(qū)別效度

圖2 整體結(jié)構(gòu)方程分析結(jié)果

假設(shè)H1成立；知覺行為控制對購板意愿(β=0.913，P<0.001)具有顯著正向影響，假設(shè)H4成立；購板意向?qū)徺I行為(β=0.412，P<0.001)具有顯著正向影響，假設(shè)H5成立。

表3 整體結(jié)構(gòu)方程模型路徑參數(shù)

5 討論

本研究在計劃行為理論的框架基礎(chǔ)上揭示了乒乓球底板消費(fèi)者購買行為的影響機(jī)制。驗(yàn)證了計劃行為理論在乒乓球底板購買行為的應(yīng)用，闡述各變量之間的關(guān)系。研究結(jié)果有助于揭示乒乓球底板消費(fèi)者購買行為的影響機(jī)制，驗(yàn)證了計劃行為理論應(yīng)用在乒乓球消費(fèi)領(lǐng)域的可行性，對乒乓球器材商制定營銷策略也具有一定的參考價值。

本研究發(fā)現(xiàn)購板態(tài)度對球迷的購板意愿具有顯著預(yù)測作用，該研究結(jié)果與前人的研究結(jié)果一致，即球拍的購買態(tài)度對其購買意愿有一定的影響力[23]。球拍購買態(tài)度的產(chǎn)生往往來源于球拍信息的收集[24]，即在個人認(rèn)知視角[25]下，球迷對球拍信息價值的遴選,衍生出購板態(tài)度，進(jìn)而產(chǎn)生購買意愿。因此球迷信息遴選過程是產(chǎn)生購買意愿的重要前提。與此同時，信息的質(zhì)量在很大程度上影響著購買態(tài)度[26]。一方面，購買態(tài)度受到外部信息源的影響，例如球拍的品牌效應(yīng)、球星的特制底板以及新材料的融入等均會催生出購買意愿。另一方面，購買態(tài)度也受到球拍內(nèi)部信息源的影響，如不同球迷之間中意的底板側(cè)重點(diǎn)不同，重量、底板面材的構(gòu)成以及手柄的舒適程度等都作為購買態(tài)度的直觀感受，也會影響者球迷的購買意愿。長期以來，作為底板交易的賣方市場，面對眾多球迷朋友，在萬千的底板中，需要把握住底板認(rèn)知信息的推送，基于內(nèi)外部信息源刺激上以及可感知的層面上，推動球迷的購買態(tài)度，進(jìn)而催生購買意愿。

球迷的購買意愿離不開同伴與教練等人的評價，其經(jīng)常暴漏在他人的主張或建議中[27]。購板主觀規(guī)范與購板意愿的研究結(jié)果與前人研究存在不一致性。兩者不顯著的關(guān)系可以從解釋理論視角進(jìn)行闡述。即心理距離(時間距離、社會距離、空間距離)決定了個體對客觀事物的判斷與決策[28]。而社會距離作為心理距離的重要表現(xiàn)，其作為與他人親密程度的心理特征。已有研究表明，周圍他人的評論并不總是比遠(yuǎn)距離他人的評論更有效[27]。問卷數(shù)據(jù)頻率分析表明，69.7%的球迷會選擇知名球星球拍；而身邊球迷或教練推薦的球拍占比僅僅只有30.2%。由此可見，身邊球迷以及教練員等人的推薦往往不構(gòu)成購買意愿產(chǎn)生重要因素。相反，隨著網(wǎng)絡(luò)媒體以及乒乓球球星對于底板的驅(qū)動，底板的知名度被進(jìn)一步放大。與此同時，乒乓球明星的姓名具有的精神感召力，其可以轉(zhuǎn)變?yōu)橘徺I號召力，使球迷更愿意購買偶像和知名球員代言的底板，器材商不僅可以利用其已經(jīng)形成的市場知名度和影響力，節(jié)省大量、長期的前期推廣投入，而且能為企業(yè)創(chuàng)造出更多的經(jīng)濟(jì)利益[29]。另一方面，粉絲作為精神意義上的接納者、欣賞者，同時也是一種特殊的消費(fèi)群體[30]。球迷對于偶像的狂熱精神，往往也伴隨著一種狂熱的消費(fèi)行為，而明星形象則更有助于消費(fèi)者對品牌出現(xiàn)強(qiáng)烈的購買意愿。因此，購板主觀規(guī)范維度中，身邊的重要他人并不能顯著預(yù)測購板意愿。

知覺行為控制對購板意愿之間不存在顯著性差異，這與前人的研究結(jié)果不一致。兩者不顯著的關(guān)系可以從調(diào)節(jié)定向理論視角[32]進(jìn)行闡述。即不同球迷對底板的需求類型、使用體驗(yàn)上存在顯著差異，而這種顯著差異會催生出糾結(jié)的購買意愿，而調(diào)節(jié)定向理論將這種糾結(jié)的購買意愿進(jìn)一步劃分為促進(jìn)定向和預(yù)測定向[33]。促進(jìn)定向即個體在決策過程中關(guān)注積極結(jié)果；預(yù)防定向指決策過程中關(guān)注不良后果[34]。當(dāng)球迷處于促進(jìn)定向時，會關(guān)注積極的購板結(jié)果；當(dāng)球迷處于預(yù)防定向時，與自我需要相關(guān)，會關(guān)注其消極的購板結(jié)果，規(guī)避風(fēng)險，避免損失[35]。

知覺行為控制對購板行為具有預(yù)測作用。相較于其他消費(fèi)，球迷更加關(guān)注的是底板的實(shí)用性和其消費(fèi)過程的心理效應(yīng)，其發(fā)生機(jī)制相對復(fù)雜。即個體雖然具有一定的意愿想去購買乒乓球底板，但由于缺乏內(nèi)部作用機(jī)制，其購板行為也不會產(chǎn)生。例如，個體通過網(wǎng)站對于器材底板的測評或試打身邊球迷的球拍，但由于附近沒有乒乓球器材銷售點(diǎn)、球拍體驗(yàn)效果較差或者自生技術(shù)水平受限，此時，球迷并不會發(fā)生實(shí)際的購板行為。這說明購板意向主要反映購買的可能性，而是否發(fā)生實(shí)際的購板行為，則受到知覺行為控制的影響。知覺行為控制對購板行為具有正向預(yù)測作用。已有研究表明，受消費(fèi)觀念的影響，多數(shù)人愿意在體育用品上花費(fèi)大量的金錢[36]。因此，對乒乓球運(yùn)動的喜好以及對購買底板的便利程度等均會影響到球迷的購板行為。

與此同時，本研究存在如下局限：其一，本研究雖然建立在一定的理論模型基礎(chǔ)之上，但依舊不能完全推斷變量間的因果關(guān)系；其次，該模型作用于該研究領(lǐng)域其變量的選取相對較少。未來的研究可以增加潛在變量維度，擴(kuò)充計劃行為理論模型框架，更加深刻的揭示“發(fā)燒友”購板行為的心理機(jī)制。

6 結(jié)論

綜上所述，本研究發(fā)現(xiàn)：計劃行為理論各變量關(guān)系中，底板購買態(tài)度對底板購買意愿具有正向預(yù)測作用；知覺行為控制和底板購買意愿對底板購買行為具有正向預(yù)測作用；底板購買意愿對底板購買行為具有正向預(yù)測作用。本研究在一定程度上揭示了“發(fā)燒友”購板行為的發(fā)生機(jī)制，進(jìn)一步驗(yàn)證了計劃行為理論模型在乒乓球底板消費(fèi)領(lǐng)域中的可行性，并擴(kuò)充了該模型的運(yùn)用領(lǐng)域。