朱良昊，楊 嘉，周博軍，韓 斌

(1.中南民族大學 體育學院，武漢 430074；2.湖南大學 體育學院，長沙 410082；3.西安體育學院 研究生部，西安 710000；4.湖北健康職業(yè)學院 公共教學部，湖北 咸寧 437011)

近年來國家越來越重視發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)，出臺了《關于加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)促進體育消費的若干意見》《關于促進全民健身和體育消費推動體育產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的意見》等一系列政策文件，“互聯(lián)網(wǎng)+體育”迎來大好的發(fā)展機會。本文聚焦消費者網(wǎng)絡購買體育用品問題，分別構建基于TAM、TPB、DTPB、TAM-TPB的體育用品網(wǎng)絡購買意愿結構模型，并對其逐一進行檢驗，比較4個競爭模型的擬合度、解釋力、路徑系數(shù)及其顯著性，以期確定哪一種理論模型最適合分析消費者體育用品網(wǎng)絡購買意愿，為相關研究提供參考。

1 理論模型

技術接受模型(technology acceptance model，TAM)、計劃行為理論(theory of planned behavior，TPB)、分解的計劃行為理論(decomposed theory of planned behavior，DTPB)和技術接受模型—計劃行為理論整合模型(TAM-TPB)這4種模型已廣泛應用于信息技術和網(wǎng)絡購物領域。因為這4種模型都是在理性行為理論(theory of reasoned action，TRA)的基礎上衍生而來的，均可用于分析網(wǎng)絡環(huán)境下個體的特定行為意愿與實際行為，因此這4種模型也被稱為競爭理論模型(competing theoretical models，CTMs)。

在體育相關領域，TAM和TPB已應用于體育網(wǎng)店用戶購買意愿、二級票務網(wǎng)站比賽門票購買意愿、仿冒體育用品購買意愿、運動隊許可商品購買意愿、綠色運動服裝購買意愿等研究中，并通過納入信任、感知風險、角色認同、過去行為、品牌意識等變量使重構模型在不同的研究情境下獲得了良好的適用性。然而，DTPB和TAM-TPB在國內卻很少受到關注，多個模型的比較研究至今也較鮮見。

1.1 技術接受模型(TAM)

技術接受模型由Davis于1986年首次提出，主要用于研究個體對信息技術的接受程度和使用情況[1]。TAM認為，使用的態(tài)度是由感知有用性和感知易用性共同決定，使用的行為意愿由使用的態(tài)度和感知有用性共同決定，實際的信息技術使用行為由使用的行為意愿直接決定。同時，外部變量會直接影響感知有用性和感知易用性，感知易用性會直接影響感知有用性(圖1)[2-3]。其中，感知有用性和感知易用性是剔除TRA原有主觀規(guī)范后生成的2個變量，也是TAM的關鍵組成要素。至于外部變量，通常是指一些可測變量，譬如系統(tǒng)特征、用戶特征、任務特征、政策影響、組織結構等，孟川等[4]已證實網(wǎng)店特征會間接對消費者體育用品網(wǎng)絡購買意愿產(chǎn)生影響。

圖1 技術接受模型(TAM)

1.2 計劃行為理論(TPB)

計劃行為理論起源于心理學領域，是從信息加工的角度來解釋個體行為一般決策過程的理論。它最早可追溯至Fishbein于1963年提出的多屬性態(tài)度理論(theory of muli-attribute attitude，TMA)[5]，后經(jīng)發(fā)展形成了一個系統(tǒng)的理論分析框架，即理性行為理論(TRA)[6]。隨著在社會科學領域的大范圍應用，許多實證結果表明，TRA對某些不完全由個人意志能力控制的行為無法給出合理的解釋。為克服這一局限性，Ajzen納入了知覺行為控制，以加強對個體行為控制感的估測，并在1991年正式提出了區(qū)別于理性行為理論的計劃行為理論[7]。TPB認為行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制是影響行為意愿的3個關鍵變量，而實際行為由行為意愿和知覺行為控制2個變量共同決定(圖2)[7]。各變量又由許多信念構成，即行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制依次受行為信念、規(guī)范信念和控制信念的影響。

圖2 計劃行為理論(TPB)

1.3 分解的計劃行為理論(DTPB)

分解的計劃行為理論是對TPB的延續(xù)與發(fā)展，它可以幫助我們更清晰地理解各個信念結構與意愿之間的關系。起初，Shimp等[8]認為信念的認知成分不應被概括為一個單一的概念，因為這不能代表信念結構的多維特征。隨后，學者們對信念結構的分解方法進行研究，Taylor等[9]參考創(chuàng)新擴散理論(diffusion of innovations theory，DIT)[10]和TAM中態(tài)度的信念結構，將態(tài)度信念結構分解為感知有用性、感知易用性和兼容性3個要素；借鑒Burnkrant等[11]對相關群體的劃分方法，將規(guī)范信念結構分解為同儕影響和上級影響2個要素；遵循Ajzen[7]在控制信念結構方面提出的建議，將控制信念結構分解為自我效能和便利條件2個要素，最終形成了DTPB。但是，原始的規(guī)范信念結構只包括來自同儕和上級的影響，將信息影響排除在外，這可能會導致主觀規(guī)范對行為意愿的影響不顯著。通過擴展規(guī)范信念結構的范圍，將同儕和上級影響合并為人際影響，再納入外部影響，有助于克服該問題。因此，本研究將采用與Lin[12]網(wǎng)絡購買圖書研究相同的DTPB結構(圖3)。

圖3 分解的計劃行為理論(DTPB)

1.4 技術接受模型—計劃行為理論整合模型(TAM-TPB)

技術接受模型—計劃行為理論整合模型是對TAM和TPB的組合重構，造成這一結果的原因有三。其一，TPB是廣泛應用于社會科學領域的普適模型，TAM是解釋和預測用戶信息技術采納的專用模型，隨著現(xiàn)代信息技術的飛速發(fā)展，各種新興技術不斷涌現(xiàn)，TAM需要在不同的研究情境下對內部結構進行相應的調整[13]。其二，諸多實證研究表明，TAM僅能解釋行為意愿40%—60%的方差，如果TAM不被整合到一個包含組織和社會因素的結構中，它的預測能力將難以得到提高[14]。其三，部分學者認為，主觀規(guī)范對行為意愿的作用是不可忽視的，個體在決策是否執(zhí)行某一行為的過程中難免會受到來自重要他人或社會團體的影響[15]。整合后的TAM-TPB保留了原始模型中各變量間的內在邏輯關系，行為態(tài)度由感知有用性和感知易用性共同決定，感知易用性直接影響感知有用性，與TAM一致；實際行為由行為意愿和知覺行為控制共同決定，與TPB一致；行為意愿由4個變量共同決定，相比之前有所改變(圖4)。

圖4 技術接受模型—計劃行為理論整合模型(TAM-TPB)

2 研究設計

2.1 調研過程與樣本描述

問卷設計為2個部分，第1部分為個人基礎信息，第2部分為模型變量測量。采用便利抽樣法，通過現(xiàn)場發(fā)放紙質和網(wǎng)絡推送鏈接2種途徑，于2020年10月9日至12月15日分別對武漢市6所高校的在讀本科生進行測量。共回收問卷552份，其中有效問卷445份，有效率為80.6%。樣本基本情況見表1。

表1 樣本人口統(tǒng)計學變量基本情況

關于消費者購買體育用品時偏愛使用的網(wǎng)絡購物平臺和網(wǎng)絡購買過的體育用品類型，通過平均選擇系數(shù)大于1代表選項具有普遍性的判斷標準可知，大學生普遍使用淘寶網(wǎng)(3.711)、拼多多(1.597)、京東商城(1.479)和得物(1.044)4家網(wǎng)絡平臺購買體育用品，而購買的體育用品多為運動服裝(1.801)。

2.2 變量定義與測量題項

由于不同模型在不同研究情境中變量的概念有所區(qū)別，為保持變量測量的一致性，下面將對各變量的操作性定義進行界定。態(tài)度(attitude)，指消費者對網(wǎng)絡購買體育用品這一行為喜愛或不喜愛程度的總體評估；感知有用性(perceived usefulness)，指消費者認為使用網(wǎng)絡會提高購買體育用品效率的程度；感知易用性(perceived ease of use)，指消費者認為使用網(wǎng)絡購買體育用品的容易程度；兼容性(compatibility)，指消費者認為使用網(wǎng)絡購買體育用品與他們的價值觀、當前需求和生活方式的契合程度；主觀規(guī)范(subjective norm)，指消費者在決策是否使用網(wǎng)絡購買體育用品時感知到的社會壓力；人際影響(interpersonal influence)，指消費者在進行網(wǎng)絡購買體育用品決策時受到來自朋友、家人、同事、上級或其他有經(jīng)驗者的口碑影響；外部影響(external influence)，指消費者在進行網(wǎng)絡購買體育用品行為時所考慮的大眾媒體報道、專家意見和其他非個體信息；知覺行為控制(perceived behavioral control)，指消費者感知到執(zhí)行網(wǎng)絡購買體育用品這一行為的難易程度；自我效能(self-efficacy)，指消費者對自身網(wǎng)絡購買體育用品能力的主觀判斷；便利條件(facilitating conditions)，指消費者在使用網(wǎng)絡購買體育用品時所需資源的充分程度;購買意愿(purchase intention)，指消費者打算執(zhí)行網(wǎng)絡購買體育用品行為的傾向。

為保證測量結果的信度和效度，首先通過系統(tǒng)梳理相關文獻理論擬定各變量測量題項，再根據(jù)研究對象特征進行適當?shù)膬热菡{整，最終形成由11個層面組成的30個題項，所有題項均采用李克特5級評分量表(表2)。

表2 各變量測量題項一覽

3 數(shù)據(jù)分析及結果

3.1 信度與效度分析

將Cronbach’s alpha系數(shù)作為判斷組成量表題項內部一致性的依據(jù)，運用SPSS 26.0進行信度分析，結果顯示，整個量表的Cronbach’s alpha值為0.943，購買意愿、態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、感知有用性、感知易用性、兼容性、人際影響、外部影響、自我效能和便利條件量表的Cronbach’s alpha值依次為0.833、0.878、0.878、0.722、0.819、0.803、0.852、0.858、0.755、0.736和0.747，均大于0.70，說明本次測量結果的內部一致性信度良好。

在進行驗證性因子分析(CFA)之前有必要先對觀測變量進行正態(tài)性評估，結果顯示，30個觀測變量數(shù)據(jù)的偏度系數(shù)在-0.841—0.144之間，均未大于3，峰度系數(shù)在-0.634—0.688之間，均未大于8，符合正態(tài)性假設前提，適合使用模型估計方法——最大似然法(maximum likelihood，ML)。

建構效度包括收斂效度和區(qū)別效度。運用AMOS23.0構建一階多因素斜交模型判斷觀測變量是否能夠真實地反映假設的潛變量，結果顯示，各觀測變量標準化因子載荷在0.598—0.911之間，均大于Anderson等[23]建議的臨界值0.50；t檢驗值在11.229—21.438之間，均大于1.96且顯著性達到0.001水平；組合信度CR在0.728—0.878之間，均高于Hair等[24]建議的0.70；平均方差抽取量AVE在0.513—0.783之間，均大于Fornell等[25]建議的臨界值0.50，說明本次測量結果的收斂效度良好。

感知易用性與兼容性(r=0.763)、感知易用性與自我效能(r=0.763)的相關系數(shù)大于對應平均方差抽取量AVE的平方根0.716，說明感知易用性、兼容性和自我效能3個變量的題項所測量的內容可能并非如預期一樣，歸屬于各自構念相互區(qū)分開來，但從整體上看各變量之間的區(qū)別效度仍是可以接受的。由于部分變量間的相關系數(shù)偏高，因而考慮進行共線性診斷，多元回歸分析結果顯示，所有變量的方差膨脹因子VIF值在1.640—2.476之間，小于Neter[26]提出的臨界值10，說明不存在嚴重的多重共線性問題。

此外，一階多因素斜交模型各項擬合指數(shù)：χ2/df=1.860<3(χ2=651.064，df=350，P<0.001)，RMSEA=0.044<0.05，GFI、AGFI、NFI、RFI、IFI、TLI、CFI值依次為0.912、0.884、0.916、0.896、0.959、0.949、0.959，除AGFI和RFI外其他指數(shù)均在0.90以上，PGFI、PNFI和PCFI值依次為0.687、0.737、0.772，均在0.50以上，絕大部分指數(shù)在吳明隆[27]建議的臨界值之上，說明測量模型與實際數(shù)據(jù)的擬合效果良好。

3.2 結構模型檢驗

3.2.1 技術接受模型(TAM)

對TAM進行結構檢驗，結果顯示模型各項擬合指數(shù)良好，絕對擬合指數(shù)(χ2=123.909，df=72，P<0.001，χ2/df=1.721，RMSEA=0.040，GFI=0.961，AGFI=0.944)、增值擬合指數(shù)(NFI=0.960，RFI=0.950，IFI=0.983，TLI=0.978，CFI=0.983)、簡約擬合指數(shù)(PGFI=0.659，PNFI=0.760，PCFI=0.778)、信息指數(shù)AIC(理論模型值為189.909，小于飽和模型值210.000，且同時小于獨立模型值3151.123)和BIC(理論模型值為325.145，小于飽和模型值640.298，且同時小于獨立模型值3 208.496)均達到標準水平。在解釋力方面，TAM分別解釋了感知有用性54.6%的方差、態(tài)度34.4%的方差和購買意愿52.5%的方差。在路徑系數(shù)及其顯著性方面，經(jīng)檢驗，4條影響路徑具有顯著性，1條影響路徑不具有顯著性(圖5)。

3.2.2 計劃行為理論(TPB)

對TPB進行結構檢驗，結果顯示模型各項擬合指數(shù)良好，絕對擬合指數(shù)(χ2=44.424，df=29，P<0.05，χ2/df=1.532，RMSEA=0.035，GFI=0.981，AGFI=0.964)、增值擬合指數(shù)(NFI=0.981，RFI=0.970，IFI=0.993，TLI=0.989，CFI=0.993)、簡約擬合指數(shù)(PGFI=0.517，PNFI=0.633，PCFI=0.640)、信息指數(shù)AIC(理論模型值為96.424，小于飽和模型值110.000，且同時小于獨立模型值2 329.805)和BIC(理論模型值為202.974，小于飽和模型值335.394，且同時小于獨立模型值2 370.786)均達到標準水平。在解釋力方面，TPB可以解釋購買意愿52.9%的方差。在路徑系數(shù)及其顯著性方面，經(jīng)檢驗，2條影響路徑具有顯著性，1條影響路徑不具有顯著性(圖6)。

3.2.3 分解的計劃行為理論(DTPB)

對DTPB進行結構檢驗，結果顯示，絕對擬合指數(shù)(χ2=779.682，df=375，P<0.001，χ2/df=2.079，RMSEA=0.049，GFI=0.898，AGFI=0.874)在可接受范圍內，GFI和AGFI略低于0.90判定標準；增值擬合指數(shù)(NFI=0.900，RFI=0.884，IFI=0.945，TLI=0.936，CFI=0.945)在接受范圍內，僅RFI值略低于0.90判定標準；簡約擬合指數(shù)(PGFI=0.725，PNFI=0.776，PCFI=0.815)均在0.50以上；信息指數(shù)AIC的理論模型值為959.682,小于獨立模型值7 829.267，但大于飽和模型值930.000；BIC的理論模型值為1 328.508,小于飽和模型值2 835.605，且同時小于獨立模型值7 952.209。若根據(jù)修正指數(shù)MI(modification index)建立相關路徑，以達到提高模型擬合度的效果，會導致獨立模型之間失去可比性，因此，本研究暫不考慮對DTPB進行修正。在解釋力方面，DTPB分別解釋了態(tài)度44.1%的方差、主觀規(guī)范38.8%的方差、知覺行為控制55.3%的方差和購買意愿52.0%的方差。在路徑系數(shù)及其顯著性方面，經(jīng)檢驗，7條影響路徑具有顯著性，3條影響路徑不具有顯著性(圖7)。

圖7 DTPB檢驗結果

3.2.4 技術接受模型—計劃行為理論整合模型(TAM-TPB)

對TAM-TPB進行結構檢驗，結果顯示，絕對擬合指數(shù)(χ2=285.156，df=125，P<0.001，χ2/df=2.281，RMSEA=0.054，GFI=0.935，AGFI=0.911)在可接受范圍內，RMSEA略高于0.05；增值擬合指數(shù)(NFI=0.930，RFI=0.915，IFI=0.960，TLI=0.950，CFI=0.959)均高于0.90判定標準；簡約擬合指數(shù)(PGFI=0.684，PNFI=0.760，PCFI=0.784)均高于0.50判定標準；信息指數(shù)AIC的理論模型值為377.156,小于獨立模型值4 134.021，但大于飽和模型值342.000；BIC的理論模型值為565.667,小于飽和模型值1 042.771，且同時小于獨立模型值4 207.787。同樣，為保證4個模型具有可比性，暫不考慮對TAM-TPB進行修正。在解釋力方面，TAM-TPB分別解釋了感知有用性56.8%的方差、態(tài)度35.8%的方差和購買意愿51.3%的方差。在路徑系數(shù)及其顯著性方面，經(jīng)檢驗，5條影響路徑具有顯著性，2條影響路徑不具有顯著性(圖8)。

圖8 TAM-TPB檢驗結果

3.3 競爭模型比較

3.3.1 關于模型擬合度

擬合指數(shù)是評估假設結構模型與實際樣本數(shù)據(jù)能否相互適配的重要指標，可用來判斷多個競爭模型對同一樣本數(shù)據(jù)擬合效果的優(yōu)劣程度。對于包含相同變量的非嵌套模型(non-nested model)而言，參照赤池信息準則(Akaike information criterion，AIC)和貝葉斯信息準則(Bayes information criterion，BIC)比卡方差異性檢驗(chi-square difference test)更為適宜[28]。AIC和BIC可以同時權衡所估計模型的復雜度以及該模型擬合數(shù)據(jù)的優(yōu)良性，數(shù)值愈小意味著模型簡約性和擬合度愈好，結果顯示，TPB優(yōu)于TAM，TAM優(yōu)于TAM-TPB，TAM-TPB優(yōu)于DTPB(表3)。

同時，其他擬合指數(shù)也表現(xiàn)出了懲罰復雜模型的傾向。TAM和TPB的絕對擬合指數(shù)、增值擬合指數(shù)和簡約擬合指數(shù)均達到一般接受水平，其中TPB各項指數(shù)更為優(yōu)異，DTPB和TAM-TPB各項指數(shù)處于可接受范圍且大部分較為良好，可認為4個競爭模型均能與實際數(shù)據(jù)合理匹配。

3.3.2 關于模型解釋力

解釋力R2是衡量競爭模型預測水平是否理想的重要指標。首先，TAM、TPB、DTPB與TAM-TPB均解釋了購買意愿50%以上的方差，一般認為解釋力R2大于40%為良好[29]，說明4個競爭模型均可用于預測消費者體育用品網(wǎng)絡購買意愿，且TPB略優(yōu)于TAM、DTPB、TAM-TPB。其次，分解變量后的DTPB在態(tài)度方面的解釋力要優(yōu)于TAM和TAM-TPB，分別高出了9.7和8.3個百分點，說明采用包含感知有用性、感知易用性和兼容性的信念結構對消費者體育用品網(wǎng)絡購買態(tài)度進行評估更為全面。再次，在TAM和TAM-TPB中感知易用性均解釋了感知有用性50%以上的方差，可見前者是后者的重要預測變量。

表3 競爭模型擬合度比較結果(部分擬合指數(shù))

3.3.3 關于路徑系數(shù)及其顯著性

路徑系數(shù)的大小表示自變量對因變量的影響程度，其顯著性決定前者對后者的影響效應是否具有統(tǒng)計學意義。TAM、TPB、DTPB與TAM-TPB中大部分變量間的影響關系經(jīng)檢驗均具有統(tǒng)計學意義，但個別變量間的影響關系在不同競爭模型下很不穩(wěn)定。其中，感知易用性與態(tài)度、主觀規(guī)范與購買意愿、知覺行為控制與購買意愿、感知有用性與購買意愿的顯著性關系因模型構造的不同而產(chǎn)生差異。與之相反，感知有用性與態(tài)度、態(tài)度與購買意愿、感知易用性與感知有用性的顯著性關系在不同模型構造下具有高度穩(wěn)定性。

從各變量對購買意愿產(chǎn)生的影響來看，在TAM、TPB、DTPB與TAM-TPB中，態(tài)度對購買意愿的影響效應分別為0.626、0.605、0.613、0.550，遠高于主觀規(guī)范、知覺行為控制、感知有用性；在DTPB和TAM-TPB中，主觀規(guī)范對購買意愿的正向影響顯著(β=0.161，P=0.003；β=0.162，P=0.003)，而在TPB中主觀規(guī)范對購買意愿的影響不顯著(β=0.106，P=0.068)；在TPB、DTPB和TAM-TPB中，知覺行為控制對購買意愿的影響效應較弱，且僅在TPB中對購買意愿的正向影響顯著(β=0.113，P=0.043)。從各變量對態(tài)度產(chǎn)生的影響來看，在TAM、DTPB和TAM-TPB中，感知有用性和兼容性對態(tài)度的影響效應要強于感知易用性。

4 討論

4.1 模型擬合度

Mulaik等[30]認為在評估一個模型的質量時，特別是在比較針對一組給定數(shù)據(jù)制定的不同模型時，不應該只考慮模型擬合度的優(yōu)劣，而不考慮模型的簡約性。4個競爭模型各項擬合指數(shù)顯示，無論是從模型擬合度還是簡約性來看，TAM和TPB都更為優(yōu)異，二者皆由4個變量組合而成，再參考信息指數(shù)AIC和BIC結果綜合考量，可認為TAM略遜色于TPB。這一結果與Hung等[31]模型比較研究一致，反映了TPB在分析網(wǎng)絡環(huán)境下個體特定行為意愿方面具備一定優(yōu)勢。換言之，研究此類問題，若考慮向模型中添加預測水平更強的解釋變量，則4個競爭模型中TPB的優(yōu)先級較高，因為它的內部構造相比其他模型更為簡易，擁有更好的空間可塑性。

4.2 模型解釋力

比較4個競爭模型的解釋力發(fā)現(xiàn)，TAM、TPB、DTPB與TAM-TPB分別解釋了購買意愿52.5%、52.9%、52.0%、51.3%的方差，相差無幾，TPB略優(yōu)于其他模型。值得注意的是，相比TPB，分解變量未能使DTPB在預測購買意愿上提供一些額外的洞見，恰恰與此前Lin[12]、Hung等[31]和Huh等[32]的研究結果相悖，但與國內學者甘春梅[33]和劉春濟等[34]的結果趨同，這是一個很有趣的現(xiàn)象。DTPB解釋力未達預期的原因可能與前因變量分解的適切性有關，本研究雖延用了Lin構建的DTPB結構，但路徑系數(shù)的顯著性與其差別較大，外部影響和自我效能2個變量對購買意愿的影響均不顯著。至于態(tài)度，DTPB對態(tài)度的解釋力要優(yōu)于TAM和TAM-TPB，這說明包含兼容性的信念結構是值得借鑒的。相比TAM和TPB，整合后的TAM-TPB在購買意愿上的解釋力有所下降，其原因可能是TAM和TPB內部變量在測量范圍上存在一定程度的同質化，說明必要時可根據(jù)研究情境需要納入獨立于現(xiàn)有構念的第三變量，以提高模型整體解釋力。

4.3 態(tài)度及其前因變量對購買意愿的影響

在TAM、TPB、DTPB與TAM-TPB中，態(tài)度均是購買意愿最為重要的解釋變量，早在2002年Chau等[35]就表示態(tài)度通常是各種環(huán)境下影響行為意愿的最強變量，也就是說，消費者對網(wǎng)絡購買體育用品所持有的積極或消極評價會直接影響他們執(zhí)行這一行為的傾向程度。態(tài)度是建立在一定認知基礎上給予目標對象的主觀判斷，消費者對網(wǎng)絡購買體育用品行為的態(tài)度，與他們自身的網(wǎng)絡購物經(jīng)歷以及體育消費需求密切相關。消費者通常更喜歡根據(jù)現(xiàn)實的收益和成本來進行購買渠道的選擇，如若在網(wǎng)絡購買體育用品過程中有過不錯的情感體驗或從成本消耗中獲益，則他們的態(tài)度往往會朝著積極的方向發(fā)展，選擇網(wǎng)絡購買體育用品的傾向也會愈加明顯，這也正是感知有用性和兼容性的影響機理。另外，體育用品網(wǎng)絡購物平臺頁面設計、操作系統(tǒng)的復雜程度會決定消費者感知易用性的高低，簡化、便捷的平臺建設，有助于促進消費者積極態(tài)度和購買意愿的形成。

4.4 主觀規(guī)范及其前因變量對購買意愿的影響

主觀規(guī)范在DTPB和TAM-TPB中對購買意愿的影響顯著，但在TPB中對購買意愿的影響不顯著，導致這一結果的原因可能是變量間存在潛在的中介效應。譬如，TPB中態(tài)度、知覺行為控制在主觀規(guī)范與購買意愿的關系中起多重中介作用，DTPB中主觀規(guī)范在人際影響與購買意愿的關系中起中介作用，TAM-TPB中主觀規(guī)范在感知有用性與購買意愿的關系中起中介作用，但就目前該領域的研究成果來看，這些假設關系大多是缺乏實證資料佐證的。唯有，分解后的人際影響和外部影響2個變量彌合了主觀規(guī)范對購買意愿影響不顯著的缺陷，驗證了Bhattacherjee[21]的觀點。其中，人際影響對主觀規(guī)范的影響顯著，而外部影響對主觀規(guī)范的影響不顯著，這可能與樣本自身心理特征以及所處的環(huán)境有關。高等教育階段的學生心智逐漸成熟，具備一定的網(wǎng)絡信息辨別能力，他們個人的體育用品購買需求和習慣容易受到同學、朋友、老師等小范圍群體的熏陶，對于媒體宣傳和輿論導向的直接依賴性相對較小。

4.5 知覺行為控制及其前因變量對購買意愿的影響

正如Armitage等[36]所說，當態(tài)度或主觀規(guī)范對意愿的影響效應較強時，知覺行為控制的影響效應可能表現(xiàn)較弱。模型檢驗得出了與之相近的結果，TPB中知覺行為控制對購買意愿的影響效應遠低于態(tài)度，DTPB和TAM-TPB中知覺行為控制對購買意愿的影響不顯著。DTPB分解后的變量只有便利條件對知覺行為控制的正向影響顯著，這一結果與Lin[12]和Vijayasarathy[19]的研究結果相悖。需要指出的是，本研究與上述2項研究的背景截然不同，如今以手機為終端的移動互聯(lián)網(wǎng)購買方式已經(jīng)成為主流，消費者在日常生活中擁有較多網(wǎng)絡接觸時間，在網(wǎng)絡信息搜尋、商品選擇評估、線上支付等一系列步驟中不存在操作層面的阻礙，這也就意味著無論他們是否形成體育用品網(wǎng)絡購買意愿，皆會對自己執(zhí)行這一行為的個人能力予以充分肯定。而在網(wǎng)絡購買體育用品所需要的資源上，真正能夠制約其購買意愿的因素主要是經(jīng)濟能力和閑暇時間。

5 研究價值及局限性

根據(jù)模型擬合度、簡約性以及解釋力比較結果綜合判斷，認為TPB用于分析消費者體育用品網(wǎng)絡購買意愿最為恰適。分析路徑系數(shù)及其顯著性，認為態(tài)度是購買意愿最為重要的影響變量，感知有用性與態(tài)度、態(tài)度與購買意愿、感知易用性與感知有用性的顯著性關系在不同模型構造下具有高度穩(wěn)定性，這些發(fā)現(xiàn)進一步夯實了變量之間相互關系的證據(jù)鏈。另外，還從實踐層面對消費者體育用品網(wǎng)絡購買意愿的影響因素予以充分闡釋，為相關措施的制定指明方向。

本研究的局限性主要體現(xiàn)在以下3個方面。首先，由于武漢市高校實行常態(tài)化疫情防控，問卷多以推送網(wǎng)絡鏈接的形式發(fā)放，導致已回收問卷有效率不高，剔除無效問卷后，樣本人口統(tǒng)計學特征呈現(xiàn)出女生比例偏高、農(nóng)業(yè)戶口居多的現(xiàn)象，這是否會對研究結果造成偏差，還需進一步擴充樣本容量加以考證。其次，關于模型中變量的操作性定義和測量題項，多數(shù)來自國外網(wǎng)絡購物研究的本土化修正，盡管測量結果通過了信度與效度檢驗，但部分變量間的相關系數(shù)與此前研究相比略顯偏高。其原因可能是，本研究對題項本身的詮釋與調研對象的理解存在差異，或者以往測試過的題項在面向不同的特定行為所反映出的適用性欠佳。最后，本研究證實了TAM、TPB、DTPB與TAM-TPB用于分析消費者體育用品網(wǎng)絡購買意愿是可行的，但未深入探討購買意愿與實際購買行為之間的關系。諸多研究表明意愿-行為鴻溝(intention-behavior gap)是客觀存在的，即使4個模型在購買意愿上的解釋力良好，也不能確保在實際購買行為上取得顯著成效，這是后續(xù)研究值得關注的焦點。