不同性別健身消費者消費行為影響因素的差異性研究

1、不同性別健身消費者消費行為影響因素的差異性研究摘要:采用問卷調(diào)查、文獻資料和數(shù)理統(tǒng)計方法,對沈陽市150名參加商業(yè)性健身俱樂部消費者進行測試。從性別的角度來驗證和探討消費者消費行為的差異性。研究表明,“環(huán)境因素、產(chǎn)品因素、品牌因素、服務(wù)因素、價格因素、宣傳因素、地址因素、教練因素”是影響健身消費者消費行為的主要因素;不同性別健身消費者在“環(huán)境因素”、“產(chǎn)品因素”、“品牌因素”、“服務(wù)因素”、“宣傳因素”這五個維度上存在顯著差異。關(guān)鍵詞:健身俱樂部;男性;女性;差異性;消費行為引言體育健身市場作為朝陽產(chǎn)業(yè),吸引著越來越多的投資者和消費者參與其中。在現(xiàn)代市場經(jīng)濟條件下,市場的主體是消費者,消費者的

2、需求是市場的原生性需求。健身俱樂部要在激烈的市場競爭中立于不敗之地,必須掌握健身消費者消費行為特點,了解不同消費者需求變化規(guī)律,才能有針對性的提供符合消費者需求的服務(wù),制定相應(yīng)的市場營銷策略。本研究采用問卷調(diào)查法、文獻資料和數(shù)理統(tǒng)計法,以健身消費行為8大影響因素為變量,消費者的性別為自變量,探究男性和女性消費者在健身消費行為影響因素上的差異性。以期能夠了解健身消費者的心理需求特點和價值取向,為健身俱樂部企業(yè)進一步細(xì)分目標(biāo)群體,轉(zhuǎn)變經(jīng)營理念,改變營銷策略,充分挖掘體育健身消費潛力,以及推動體育消費市場健康有序的發(fā)展提供一點有益的借鑒和參考。一、文獻綜述健身者消費行為是消費者行為的一種，很多健身者

3、消費行為的研究借鑒了消費者行為的研究方法，進行消費者行為學(xué)研究領(lǐng)域的文獻綜述，進而與健身者消費行為的研究內(nèi)容進行對比，可以發(fā)掘健身消費行為研究在性別差異中可能存在的空缺。并為相應(yīng)假設(shè)的提出提供更多的依據(jù)。1.1 消費者行為學(xué)中的行為性別差異研究一直以來，性別都是一個重要與常用的市場細(xì)分變量。在消費行為的性別差異這一領(lǐng)域中，消費者行為學(xué)有過不少研究。OCass和McEwen研究發(fā)現(xiàn)女性和男性在消費中的炫耀性動機存在程度與類別上的差異。Driskell讓88位女性和88位男性研究生做問卷，調(diào)查他們選擇補充或不補充維他命礦物質(zhì)的原因。研究發(fā)現(xiàn)：男性和女性在這方面的原因上存在著重要的性別差異。East

4、lick和Feinberg對男性和女性目錄購物的動機進行的研究表明：男性的目錄購物動機主要集中于商品的服務(wù)和多樣性，而女性的目錄購物動機卻是它的方便性。Studak和Workman研究了時尚消費群體中男性和女性厭倦傾向的差異，研究表明男性的厭倦傾向較強，男性比女性更需要外在的刺激。Kennedy和Lawton在客戶對服務(wù)的滿意度研究中發(fā)現(xiàn)：當(dāng)男性和女的社會化情形相似時，女性的滿意度比男性低，但對產(chǎn)品服務(wù)的忠誠度比男性高。1.2 健身消費行為研究中的性別差異研究1.21 國外情況與男性傳統(tǒng)的動機，如強身健體，排泄壓力，社交相比，女性表現(xiàn)出更多的文化動機，獨立動機，塑身動機。Leing對英國健身消

5、費者抽樣調(diào)查發(fā)現(xiàn)，男性（83%）更傾向于健身的環(huán)境、健身設(shè)施。女性（61%）更傾向于健身俱樂部的遠近，提供的便利服務(wù)，價格因素。Karin和Davies的研究表明一些女性健身的目的是為了試圖改變自己的性格。Gymothy研究表明，女性健身者在健身中的主動性比男性健身者更強。Blazy研究發(fā)現(xiàn)女性健身者更易受到健身俱樂部制約因素的影響。1.22 國內(nèi)情況國內(nèi)學(xué)者對健身消費者消費行為中性別差異的研究較少，而且很多沒有統(tǒng)計檢驗，因此很難科學(xué)的判斷這些差異是否真的存在。王野采用問卷調(diào)查、文獻資料和數(shù)理統(tǒng)計方法,對南京市521名參加商業(yè)性俱樂部消費者進行測試。結(jié)果顯示男性對健身俱樂部非常滿意的人數(shù)占7.

6、76%，女性占4.78%，女性不滿意的人數(shù)比男性要多3.69%。除此之外，很多學(xué)者在健身市場研究和調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，健身俱樂部中男性的比例總體要大于女性，但這種差距正在縮小，女性比例呈逐漸上升的趨勢，相對的男性在總體比例上逐步下降。二、研究設(shè)計2.1研究對象本研究以參加沈陽市商業(yè)性健身俱樂部的150名健身消費者為研究對象。其中參與調(diào)查的女性有69人,男性有81人,分別占到總?cè)藬?shù)的46%和54%。2.2研究方法2.2.1文獻資料法查閱消費行為學(xué)、消費心理學(xué)和統(tǒng)計學(xué)叢書,通過計算機檢索系統(tǒng)對各類期刊上發(fā)表的關(guān)于消費行為方面的文獻進行查閱,為本研究的撰寫提供理論依據(jù)。2.2.2問卷調(diào)查法2.2.2.1問卷

7、設(shè)計在文獻閱讀的基礎(chǔ)上,以消費行為學(xué)理論為依據(jù),設(shè)計出消費行為影響因素量表,共30個封閉式項目。問卷評定采用Linket五級評分法,5個變量分別以“很符合”記5分,“符合”記4分,“一般”記3分,“不太符合”記2分,“很不符合”記1分表示。2.2.2.2抽樣方法樣本構(gòu)成按社會學(xué)調(diào)查方法。采用整群抽樣、分層抽樣和隨機抽樣相結(jié)合的方案,確立15家商業(yè)性健身俱樂部的150名健身消費者為研究對象。2.2.2.3問卷的發(fā)放和回收此次調(diào)研正式發(fā)放問卷在2011年10月和11月進行,請健身消費者現(xiàn)場填寫。共發(fā)放問卷150份,回收問卷145份,其中有效問卷142份,問卷有效回收率為94.7%。2.3變量的選取

8、與說明本文旨在研究健身消費者消費行為在性別上的差異，因此本文的自變量為性別，因變量為消費者在消費行為上的八種傾向，即環(huán)境因素、產(chǎn)品因素、品牌因素、服務(wù)因素、價格因素、宣傳因素、地址因素、教練因素的不同偏好。變量名稱定義自變量性別被調(diào)查者的性別因變量環(huán)境因素俱樂部內(nèi)部布置、人員擁擠度、浴室清潔度產(chǎn)品因素健身內(nèi)容、健身器材性能品牌因素俱樂部檔次、規(guī)模、品牌效應(yīng)服務(wù)因素服務(wù)人員的服務(wù)態(tài)度、信息及時提供價格因素健身卡價格、優(yōu)惠卡、打折促銷手段宣傳因素廣告宣傳、媒體宣傳、朋友的介紹地址因素距離的遠近、交通的便利性教練因素俱樂部教練員的能力、個人魅力2.4研究假設(shè)H1：女性與男性在對環(huán)境的要求上沒有顯著差

9、異H2：女性與男性在產(chǎn)品的需求上沒有顯著差異H3：女性與男性在品牌的訴求上沒有顯著差異H4：女性與男性在服務(wù)的質(zhì)量上沒有顯著差異H5：女性與男性在價格的考慮上沒有顯著差異H6：女性與男性在俱樂部的宣傳上沒有顯著差異H7：女性與男性在俱樂部的地址上沒有顯著差異H8：女性與男性在對教練員要求上沒有顯著差異H9：消費行為在不同性別間不存在顯著差異2.5研究模型健身消費者消費行為是以上8個方面的影響因素綜合作用的效果，本文采用因子分析方法中因子綜合得分模型，來檢驗這八方面的行為偏好對健身消費者消費行為的綜合作用效果，也就是消費者的消費行為傾向于那種影響因素。即在得到單個主因子得分之后，以每個主因子方差

10、對總體方差的貢獻率作為系數(shù)，即可得到因子綜合得分：F=ni=1WiFi其中，Wi為旋轉(zhuǎn)后的第i個主因子的方差貢獻率，F(xiàn)i是其因子得分三、實證研究與數(shù)據(jù)分析3.1數(shù)據(jù)的信度與效度分析對本調(diào)查問卷的信度檢驗實際上是對每一個測評指標(biāo)反映性別影響的可靠程度進行檢驗，本文采用的是克朗巴哈信度系數(shù)法，通過使用spss17.0軟件對問卷的信度進行檢驗，分析結(jié)果如表一所示：表一 Reliability StatisticsCronbach's AlphaN of Items.7035由上表可知，本問卷中變量的克朗巴哈信度系數(shù)為0.703，因此，本問卷的信度是比較高的。3.2單因素方差分析本文首先采用單

11、因素方差分析，用于比較男性與女性兩組樣本之間的均值比較，以被調(diào)查對象的性別為分組對象，對八個影響因素進行是否存在兩性差異的探索研究，數(shù)據(jù)輸出結(jié)果如下表所示： 表二 Test of Homogeneity of VariancesLevene Statisticdf1df2Sig.環(huán)境因素.1121129.313產(chǎn)品因素1.5281129.130品牌因素.3821129.038服務(wù)因素.03511290.415價格因素.3121129.008宣傳因素.2481129.023地址因素.8121129.041教練因素2.0681129.013從表二中可以看出，環(huán)境因素、產(chǎn)品因素和服務(wù)因素這三方面的方

12、差齊性檢驗的顯著性水平Sig.值分別為0.313、0.130和0.415均大于0.05，即接受原假設(shè)，這三方面的方差齊性。其它五個方面的方差齊性檢驗的顯著性水平均小于0.05。，即方差非齊性。因此對于表三，單因素方差分析中，僅對這五個方面的輸出結(jié)果進行分析研究。表三 ANOVASum of SquaresdfMean SquareFSig.品牌因素7.18017.1804.010.047230.9981291.791238.168130價格因素3.72013.7202.559.112187.5171291.454191.237130宣傳因素9.09619.9066.165.017191.196

13、1291.451197.435130地址因素4.23218.2324.765.127210.9701291.217221.852130教練因素5.18017.1804.023.095209.9521291.017218.326130 在表三中價格因素、地址因素和教練因素的顯著性水平均大于0.05，接受假設(shè)H5、假設(shè)H7和假設(shè)H8，即價格因素、地址因素和教練因素在不同性別之間不存在顯著性差異；品牌因素、宣傳因素這兩方面的顯著性水品均小于0.05，否定假設(shè)H3和假設(shè)H6，即這兩方面在不同性別間均存在顯著性差異。 但是由于環(huán)境因素、產(chǎn)品因素和服務(wù)因素這三項的方差是齊性的，因此用非參數(shù)檢驗來檢驗環(huán)境因

14、素、產(chǎn)品因素和服務(wù)因素這三項在不同性別間是否存在差異。如下表所示：表四 Test Statisticsa環(huán)境因素產(chǎn)品因素服務(wù)因素Mann-Whitney U1577.0001503.0001532.000Wilcoxon W2705.0002631.0002660.000Z-2.007-2.328-2.195Asymp. Sig. (2-tailed).045.020.028a. Grouping Variable: 性別 在表四非參數(shù)檢驗結(jié)果中，可以看出這三項的顯著性水平均小于0.05，否定假設(shè)H1、假設(shè)H2和假設(shè)H4，即兩性在環(huán)境因素、產(chǎn)品因素和服務(wù)因素對健身消費行為的影響方面是存在顯著性

15、差異的。綜上所述，在研究健身消費行為的影響因素中，價格因素、地址因素、教練因素在不同性別間均沒有顯著性差異，而其它五個方面在不同性別間均有顯著性差異，而這些差異的具體情況及其關(guān)系如何，會對健身消費者的消費行為產(chǎn)生怎樣的影響，將進一步研究。3.3因子分析在上面的方差分析和非參數(shù)檢驗中，健身消費者消費行為確實存在一定的差異，現(xiàn)在進一步考察這些差異的具體情況及其關(guān)系，以及對消費行為的綜合影響，本部分主要采用spss17.0統(tǒng)計軟件的因子分析功能，針對女性樣本和男性樣本數(shù)據(jù)對消費行為影響因素進行分類，將相關(guān)性較高的分在一類，考慮其對消費行為的影響。女性樣本的因子分析對于女性被調(diào)查者的樣本分析，KMO檢

16、驗值為0.816。Bartletts球形檢驗的巴特萊特統(tǒng)計量的顯著性水平為0.000小于0.05（如表五所示），即變量之間是相關(guān)的。兩者均通過了檢驗，因此該樣本很適合作因子分析。表五 KMO and Bartlett's TestaKaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.816Bartlett's Test of SphericityApprox. Chi-Square410.247df28Sig.000a. Only cases for which 性別 = 女性 are used in the analysis pha

17、se. 表六 Total Variance ExplainedaComponentInitial EigenvaluesExtraction Sums of Squared LoadingsRotation Sums of Squared LoadingsTotal% of VarianceCumulative %Total% of VarianceCumulative %Total% of VarianceCumulative %15.39167.38867.3885.39167.38867.3884.02750.34250.34221.36417.05284.4401.36417.0528

18、4.4402.72834.09884.4403.5046.30490.7444.2983.72394.4665.1942.42496.8916.1411.76698.6567.0811.01899.6748.026.326100.000Extraction Method: Principal Component Analysis.a. Only cases for which 性別 = 女性 are used in the analysis phase. 從表六女性調(diào)查者的總方差分析中可以看出，為了保證因子間相關(guān)，對因子進行最大方差正交旋轉(zhuǎn)，旋轉(zhuǎn)后，第一個因子的特征值占總方差的比重約為50.3

19、42%，前兩個因子的累積貢獻率達到84.440%，因此對于女性領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格偏好可以用兩個因子來解釋。表七 Rotated Component Matrixa,bComponent12環(huán)境因素.456-.260產(chǎn)品因素.629-.178品牌因素.574-.267服務(wù)因素.482-.291價格因素-.521.723宣傳因素-.401.795地址因素-.430.761教練因素.038.859a. Rotation converged in 3 iterations.b. Only cases for which 性別 = 2 are used in the analysis phase.從表七成分得分系

20、數(shù)矩陣，所得到的兩個因子分別為：F1=0.723×價格因素+0.795×宣傳因素+0.761×地址因素+0.859×教練因素F2=0.456×環(huán)境因素+0.629×產(chǎn)品因素+0.574×品牌因素+0.482×服務(wù)因素對女性消費影響因素的解釋為，由于因子1對于價格因素、宣傳因素、地址因素、教練因素有很高的載荷系數(shù)，而這些因素是體驗式消費的主要表現(xiàn)，因此因子1命名為體驗式綜合消費因素；同理因子2命名為品質(zhì)型綜合消費因素。男性樣本的因子分析 男性被調(diào)查者的樣本，KMO值為0.840。Bartletts球形檢驗的巴特萊特統(tǒng)

21、計量的顯著性概率為0.000小于0.05（如表八所示），即變量之間是相關(guān)的。兩者均通過了檢驗，因此該也樣本很適合作因子分析。表八 KMO and Bartlett's TestaKaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.840Bartlett's Test of SphericityApprox. Chi-Square533.383df28Sig.000a. Only cases for which 性別 = 男性 are used in the analysis phase. 表九 Total Variance Expla

22、ineda ComponentInitial EigenvaluesExtraction Sums of Squared LoadingsRotation Sums of Squared LoadingsTotal% of VarianceCumulative %Total% of VarianceCumulative %Total% of VarianceCumulative %14.72259.028859.02884.72259.02859.02883.465743.31643.31621.67020.87879.9061.67020.87879.9062.92735.59079.906

23、3.5436.78586.6924.3384.22990.9215.2653.31794.29316.1962.44496.68367.1702.21398.80648.0961.194100.000Extraction Method: Principal Component Analysis.a. Only cases for which 性別 = 男性 are used in the analysis phase.從表九解釋的總方差分析中可以看出，通過最大方差的正交旋轉(zhuǎn)后，對于男性消費影響因素偏好可以用兩個因子來解釋，解釋程度達到79.906%。得到表十成份得分系數(shù)矩陣：表十 Rotate

24、d Component Matrixa,bComponent12環(huán)境因素.788-.224產(chǎn)品因素.840-.146品牌因素.683-.317服務(wù)因素.791-.196價格因素-.364.711宣傳因素-.220.458地址因素-.170.592教練因素-.109.621a. Rotation converged in 3 iterations.b. Only cases for which 性別 = 男性 are used in the analysis phase. 經(jīng)旋轉(zhuǎn)后男性樣本也得到了兩個因子，分別表示為：F1=0.711×價格因素+0.458×宣傳因素+0.59

25、2×地址因素+0.621×教練因素F2=0.788×環(huán)境因素+0.840×產(chǎn)品因素+0.683×品牌因素+0791×服務(wù)因素同女性領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的因子解釋相同，因子1命名為體驗式綜合消費因素，因子2命名為品質(zhì)型綜合消費因素。從系數(shù)上看因子2 的系數(shù)解釋力強，說明男性傾向于品質(zhì)型消費因素。男性與女性因子比較通過上面部分的因子分析，得出男女因子得分的綜合模型，即F1=0.723×價格因素+0.795×宣傳因素+0.761×地址因素+0.859×教練因素F2=0.456×環(huán)境因素+0.629

26、15;產(chǎn)品因素+0.574×品牌因素+0.482×服務(wù)因素F1=0.711×價格因素+0.458×宣傳因素+0.592×地址因素+0.621×教練因素F2=0.788×環(huán)境因素+0.840×產(chǎn)品因素+0.683×品牌因素+0791×服務(wù)因素 通過模型可以看出，女性在體驗式綜合消費因子解釋方程的系數(shù)明顯高于品質(zhì)型綜合消費因子解釋方程的系數(shù)，說明女性健身者更注重健身消費的體驗與感受，而男性恰好相反，他們更注重健身俱樂部的品質(zhì)，他們希望有最好的健身器材，最好的服務(wù)和最舒適的環(huán)境。這說明不同性別健身消費者消費行為影響因素存在著一定的差異，女性傾向于體驗式消費，男性傾向于品質(zhì)型消費，因此否定假設(shè)H9，得出消費行為在不同性別間存在著顯著性差異的結(jié)論。但是，從上式可以看出，男性在體驗式消費因子解釋方程中，因子系數(shù)相對也較高，說明在當(dāng)今社會環(huán)境下，隨著人們業(yè)余生活的豐富，娛樂活動的多元化，健身逐漸成為一種健康、時尚的生活方式，更多男性健身訴求從傳統(tǒng)的強身健體也逐步向著很多女性所追求的一種體驗式