不同性别健身消费者消费行为影响因素的差异性研究

1、不同性别健身消费者消费行为影响因素的差异性研究摘要:采用问卷调查、文献资料和数理统计方法,对沈阳市150名参加商业性健身俱乐部消费者进行测试。从性别的角度来验证和探讨消费者消费行为的差异性。研究表明,“环境因素、产品因素、品牌因素、服务因素、价格因素、宣传因素、地址因素、教练因素”是影响健身消费者消费行为的主要因素;不同性别健身消费者在“环境因素”、“产品因素”、“品牌因素”、“服务因素”、“宣传因素”这五个维度上存在显著差异。关键词:健身俱乐部;男性;女性;差异性;消费行为引言体育健身市场作为朝阳产业,吸引着越来越多的投资者和消费者参与其中。在现代市场经济条件下,市场的主体是消费者,消费者的

2、需求是市场的原生性需求。健身俱乐部要在激烈的市场竞争中立于不败之地,必须掌握健身消费者消费行为特点,了解不同消费者需求变化规律,才能有针对性的提供符合消费者需求的服务,制定相应的市场营销策略。本研究采用问卷调查法、文献资料和数理统计法,以健身消费行为8大影响因素为变量,消费者的性别为自变量,探究男性和女性消费者在健身消费行为影响因素上的差异性。以期能够了解健身消费者的心理需求特点和价值取向,为健身俱乐部企业进一步细分目标群体,转变经营理念,改变营销策略,充分挖掘体育健身消费潜力,以及推动体育消费市场健康有序的发展提供一点有益的借鉴和参考。一、文献综述健身者消费行为是消费者行为的一种，很多健身者

3、消费行为的研究借鉴了消费者行为的研究方法，进行消费者行为学研究领域的文献综述，进而与健身者消费行为的研究内容进行对比，可以发掘健身消费行为研究在性别差异中可能存在的空缺。并为相应假设的提出提供更多的依据。1.1 消费者行为学中的行为性别差异研究一直以来，性别都是一个重要与常用的市场细分变量。在消费行为的性别差异这一领域中，消费者行为学有过不少研究。OCass和McEwen研究发现女性和男性在消费中的炫耀性动机存在程度与类别上的差异。Driskell让88位女性和88位男性研究生做问卷，调查他们选择补充或不补充维他命矿物质的原因。研究发现：男性和女性在这方面的原因上存在着重要的性别差异。East

4、lick和Feinberg对男性和女性目录购物的动机进行的研究表明：男性的目录购物动机主要集中于商品的服务和多样性，而女性的目录购物动机却是它的方便性。Studak和Workman研究了时尚消费群体中男性和女性厌倦倾向的差异，研究表明男性的厌倦倾向较强，男性比女性更需要外在的刺激。Kennedy和Lawton在客户对服务的满意度研究中发现：当男性和女的社会化情形相似时，女性的满意度比男性低，但对产品服务的忠诚度比男性高。1.2 健身消费行为研究中的性别差异研究1.21 国外情况与男性传统的动机，如强身健体，排泄压力，社交相比，女性表现出更多的文化动机，独立动机，塑身动机。Leing对英国健身消

5、费者抽样调查发现，男性（83%）更倾向于健身的环境、健身设施。女性（61%）更倾向于健身俱乐部的远近，提供的便利服务，价格因素。Karin和Davies的研究表明一些女性健身的目的是为了试图改变自己的性格。Gymothy研究表明，女性健身者在健身中的主动性比男性健身者更强。Blazy研究发现女性健身者更易受到健身俱乐部制约因素的影响。1.22 国内情况国内学者对健身消费者消费行为中性别差异的研究较少，而且很多没有统计检验，因此很难科学的判断这些差异是否真的存在。王野采用问卷调查、文献资料和数理统计方法,对南京市521名参加商业性俱乐部消费者进行测试。结果显示男性对健身俱乐部非常满意的人数占7.

6、76%，女性占4.78%，女性不满意的人数比男性要多3.69%。除此之外，很多学者在健身市场研究和调查中发现，健身俱乐部中男性的比例总体要大于女性，但这种差距正在缩小，女性比例呈逐渐上升的趋势，相对的男性在总体比例上逐步下降。二、研究设计2.1研究对象本研究以参加沈阳市商业性健身俱乐部的150名健身消费者为研究对象。其中参与调查的女性有69人,男性有81人,分别占到总人数的46%和54%。2.2研究方法2.2.1文献资料法查阅消费行为学、消费心理学和统计学丛书,通过计算机检索系统对各类期刊上发表的关于消费行为方面的文献进行查阅,为本研究的撰写提供理论依据。2.2.2问卷调查法2.2.2.1问卷

7、设计在文献阅读的基础上,以消费行为学理论为依据,设计出消费行为影响因素量表,共30个封闭式项目。问卷评定采用Linket五级评分法,5个变量分别以“很符合”记5分,“符合”记4分,“一般”记3分,“不太符合”记2分,“很不符合”记1分表示。2.2.2.2抽样方法样本构成按社会学调查方法。采用整群抽样、分层抽样和随机抽样相结合的方案,确立15家商业性健身俱乐部的150名健身消费者为研究对象。2.2.2.3问卷的发放和回收此次调研正式发放问卷在2011年10月和11月进行,请健身消费者现场填写。共发放问卷150份,回收问卷145份,其中有效问卷142份,问卷有效回收率为94.7%。2.3变量的选取

8、与说明本文旨在研究健身消费者消费行为在性别上的差异，因此本文的自变量为性别，因变量为消费者在消费行为上的八种倾向，即环境因素、产品因素、品牌因素、服务因素、价格因素、宣传因素、地址因素、教练因素的不同偏好。变量名称定义自变量性别被调查者的性别因变量环境因素俱乐部内部布置、人员拥挤度、浴室清洁度产品因素健身内容、健身器材性能品牌因素俱乐部档次、规模、品牌效应服务因素服务人员的服务态度、信息及时提供价格因素健身卡价格、优惠卡、打折促销手段宣传因素广告宣传、媒体宣传、朋友的介绍地址因素距离的远近、交通的便利性教练因素俱乐部教练员的能力、个人魅力2.4研究假设H1：女性与男性在对环境的要求上没有显著差

9、异H2：女性与男性在产品的需求上没有显著差异H3：女性与男性在品牌的诉求上没有显著差异H4：女性与男性在服务的质量上没有显著差异H5：女性与男性在价格的考虑上没有显著差异H6：女性与男性在俱乐部的宣传上没有显著差异H7：女性与男性在俱乐部的地址上没有显著差异H8：女性与男性在对教练员要求上没有显著差异H9：消费行为在不同性别间不存在显著差异2.5研究模型健身消费者消费行为是以上8个方面的影响因素综合作用的效果，本文采用因子分析方法中因子综合得分模型，来检验这八方面的行为偏好对健身消费者消费行为的综合作用效果，也就是消费者的消费行为倾向于那种影响因素。即在得到单个主因子得分之后，以每个主因子方差

10、对总体方差的贡献率作为系数，即可得到因子综合得分：F=ni=1WiFi 其中，Wi为旋转后的第i个主因子的方差贡献率，Fi是其因子得分三、实证研究与数据分析3.1数据的信度与效度分析对本调查问卷的信度检验实际上是对每一个测评指标反映性别影响的可靠程度进行检验，本文采用的是克朗巴哈信度系数法，通过使用spss17.0软件对问卷的信度进行检验，分析结果如表一所示：表一 Reliability StatisticsCronbach's AlphaN of Items.7035由上表可知，本问卷中变量的克朗巴哈信度系数为0.703，因此，本问卷的信度是比较高的。3.2单因素方差分析本文首先采用

11、单因素方差分析，用于比较男性与女性两组样本之间的均值比较，以被调查对象的性别为分组对象，对八个影响因素进行是否存在两性差异的探索研究，数据输出结果如下表所示：表二 Test of Homogeneity of VariancesLevene Statisticdf1df2Sig.环境因素.1121129.313产品因素1.5281129.130品牌因素.3821129.038服务因素.03511290.415价格因素.3121129.008宣传因素.2481129.023地址因素.8121129.041教练因素2.0681129.013从表二中可以看出，环境因素、产品因素和服务因素这三方面的方

12、差齐性检验的显著性水平Sig.值分别为0.313、0.130和0.415均大于0.05，即接受原假设，这三方面的方差齐性。其它五个方面的方差齐性检验的显著性水平均小于0.05。，即方差非齐性。因此对于表三，单因素方差分析中，仅对这五个方面的输出结果进行分析研究。表三 ANOVASum of SquaresdfMean SquareFSig.品牌因素7.18017.1804.010.047230.9981291.791238.168130价格因素3.72013.7202.559.112187.5171291.454191.237130宣传因素9.09619.9066.165.017191.196

13、1291.451197.435130地址因素4.23218.2324.765.127210.9701291.217221.852130教练因素5.18017.1804.023.095209.9521291.017218.326130在表三中价格因素、地址因素和教练因素的显著性水平均大于0.05，接受假设H5、假设H7和假设H8，即价格因素、地址因素和教练因素在不同性别之间不存在显著性差异；品牌因素、宣传因素这两方面的显著性水品均小于0.05，否定假设H3和假设H6，即这两方面在不同性别间均存在显著性差异。但是由于环境因素、产品因素和服务因素这三项的方差是齐性的，因此用非参数检验来检验环境因素、

14、产品因素和服务因素这三项在不同性别间是否存在差异。如下表所示：表四 Test Statisticsa环境因素产品因素服务因素Mann-Whitney U1577.0001503.0001532.000Wilcoxon W2705.0002631.0002660.000Z-2.007-2.328-2.195Asymp. Sig. (2-tailed.045.020.028a. Grouping Variable: 性别在表四非参数检验结果中，可以看出这三项的显著性水平均小于0.05，否定假设H1、假设H2和假设H4，即两性在环境因素、产品因素和服务因素对健身消费行为的影响方面是存在显著性差异的。

15、综上所述，在研究健身消费行为的影响因素中，价格因素、地址因素、教练因素在不同性别间均没有显著性差异，而其它五个方面在不同性别间均有显著性差异，而这些差异的具体情况及其关系如何，会对健身消费者的消费行为产生怎样的影响，将进一步研究。3.3因子分析在上面的方差分析和非参数检验中，健身消费者消费行为确实存在一定的差异，现在进一步考察这些差异的具体情况及其关系，以及对消费行为的综合影响，本部分主要采用spss17.0统计软件的因子分析功能，针对女性样本和男性样本数据对消费行为影响因素进行分类，将相关性较高的分在一类，考虑其对消费行为的影响。3.3.1女性样本的因子分析对于女性被调查者的样本分析，KMO

16、检验值为0.816。Bartletts球形检验的巴特莱特统计量的显著性水平为0.000小于0.05（如表五所示），即变量之间是相关的。两者均通过了检验，因此该样本很适合作因子分析。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 性别 = 女性 are used in the analysis ph

17、ase.表六 Total Variance ExplainedaComponentInitial EigenvaluesExtraction Sums of Squared LoadingsRotation Sums of Squared LoadingsTotal% of VarianceCumulative %Total% of VarianceCumulative%Total% of VarianceCumulative%15.39167.38867.3885.39167.38867.3884.02750.34250.34221.36417.05284.4401.36417.05284.

18、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 性别 = 女性 are used in the analysis phase.从表六女性调查者的总方差分析中可以看出，为了保证因子间相关，对因子进行最大方差正交旋转，旋转后，第一个因子的特征值占总方差的比重约为50.342%

19、，前两个因子的累积贡献率达到84.440%，因此对于女性领导风格偏好可以用两个因子来解释。表七 Rotated Component Matrixa,bComponent12环境因素.456-.260产品因素.629-.178品牌因素.574-.267服务因素.482-.291价格因素-.521.723宣传因素-.401.795地址因素-.430.761教练因素.038.859a. Rotation converged in 3 iterations.b. Only cases for which 性别 = 2 are used in the analysis phase.从表七成分得分系数矩阵

20、，所得到的两个因子分别为：F1=0.723×价格因素+0.795×宣传因素+0.761×地址因素+0.859×教练因素F2=0.456×环境因素+0.629×产品因素+0.574×品牌因素+0.482×服务因素对女性消费影响因素的解释为，由于因子1对于价格因素、宣传因素、地址因素、教练因素有很高的载荷系数，而这些因素是体验式消费的主要表现，因此因子1命名为体验式综合消费因素；同理因子2命名为品质型综合消费因素。3.3.2男性样本的因子分析男性被调查者的样本，KMO值为0.840。Bartletts球形检验的巴特莱特

21、统计量的显著性概率为0.000小于0.05（如表八所示），即变量之间是相关的。两者均通过了检验，因此该也样本很适合作因子分析。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 性别 = 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%14.72259.028859.02884.72259.02859.02883.465743.31643.31621.67020.87879.9061.67020.87879.9062.92735.59079.9063.

23、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 性别 = 男性 are used in the analysis phase.从表九解释的总方差分析中可以看出，通过最大方差的正交旋转后，对于男性消费影响因素偏好可以用两个因子来解释，解释程度达到79.906%。得到表十成份得分系数矩阵：表十 Rotated

24、Component Matrixa,bComponent12环境因素.788-.224产品因素.840-.146品牌因素.683-.317服务因素.791-.196价格因素-.364.711宣传因素-.220.458地址因素-.170.592教练因素-.109.621a. Rotation converged in 3 iterations.b. Only cases for which 性别 = 男性 are used in the analysis phase.经旋转后男性样本也得到了两个因子，分别表示为：F1=0.711×价格因素+0.458×宣传因素+0.592&#

25、215;地址因素+0.621×教练因素F2=0.788×环境因素+0.840×产品因素+0.683×品牌因素+0791×服务因素同女性领导风格的因子解释相同，因子1命名为体验式综合消费因素，因子2命名为品质型综合消费因素。从系数上看因子2 的系数解释力强，说明男性倾向于品质型消费因素。3.3.3男性与女性因子比较通过上面部分的因子分析，得出男女因子得分的综合模型，即F1=0.723×价格因素+0.795×宣传因素+0.761×地址因素+0.859×教练因素F2=0.456×环境因素+0.629&

26、#215;产品因素+0.574×品牌因素+0.482×服务因素F1=0.711×价格因素+0.458×宣传因素+0.592×地址因素+0.621×教练因素F2=0.788×环境因素+0.840×产品因素+0.683×品牌因素+0791×服务因素通过模型可以看出，女性在体验式综合消费因子解释方程的系数明显高于品质型综合消费因子解释方程的系数，说明女性健身者更注重健身消费的体验与感受，而男性恰好相反，他们更注重健身俱乐部的品质，他们希望有最好的健身器材，最好的服务和最舒适的环境。这说明不同性别健身消费者消费行为影响因素存在着一定的差异，女性倾向于体验式消费，男性倾向于品质型消费，因此否定假设H9，得出消费行为在不同性别间存在着显著性差异的结论。但是，从上式可以看出，男性在体验式消费因子解释方程中，因子系数相对也较高，说明在当今社会环境下，随着人们业余生活的丰富，娱乐活动的多元化，健身逐渐成为一种健康、时尚的生活方式，更多男性健身诉求从传统的强身健体也逐步向着很多女性所追求的一种体验