駱 雷，范 艷

現場觀賽是一種多元化的體育消費行為，包括賽事觀眾與場館環(huán)境、賽場工作人員、運動員表演服務和其他輔助服務（如停車服務、餐飲服務）等一系列服務接觸過程。多元化的服務接觸過程，為現場觀眾帶來多元化的內在感受，這些內在感受決定了觀眾對賽事產品質量的感知與評價，進而影響觀眾對賽事產品的消費意向與消費行為。作為競賽表演市場的有機組成部分，現場觀眾的參與是賽事活動蓬勃發(fā)展的重要前提[1]，為滿足運動審美、刺激性、戲劇性、逃離現實以及情緒宣泄等各類觀賽需求，觀眾通過與賽場環(huán)境、觀賽同伴、運動員和裁判員等的互動，完成觀賽體驗[2]。

觀賽體驗是賽事消費領域的重要議題，長期受到賽事研究人員和賽事組織者的關注。國外學者的部分研究證實，職業(yè)團隊型賽事賽場觀眾的觀賽體驗會顯著影響職業(yè)聯賽的賽事產品價值感知、賽事服務滿意度乃至觀賽行為意向[3-5]。與國外學者不同，國內學者的研究視域主要聚焦于賽場體驗因子的構成及其差異性、觀賽體驗對賽事產品感知質量的影響等方面[6-8]。雖然觀賽體驗與觀賽行為意向之間的關系已經得到國內外相關文獻的驗證，但上述關系的驗證尚局限于職業(yè)團隊型賽事領域（如職業(yè)足球聯賽、職業(yè)籃球聯賽等），而包括標志性賽事（如上海網球大師賽等）在內的其他賽事觀眾體驗與觀賽行為意向之間的影響機制仍不明確。近年來，舉辦標志性賽事已經成為全球各大城市提升城市形象、豐富城市內涵的重要舉措。隨著國內標志性賽事的不斷增多，觀眾的觀賽選擇更為多元，賽事之間的競爭也日趨激烈。賽場觀眾是賽事核心產品的主要消費人群，同時也是提升賽事衍生產品價值的關鍵因素。一方面，標志性賽事在持續(xù)時間和舉辦周期等方面與職業(yè)團隊型賽事存在差異，探究標志性賽事觀眾的觀賽體驗內涵、維度構成及其與觀賽行為意向之間的關系，對提升賽事觀眾的觀賽體驗和再次觀賽意愿具有重要的現實意義；另一方面，滿意度是賽事消費領域的重要變量，觀賽體驗與觀賽行為意向的作用機制是否受到中介變量（如滿意度）的影響仍未得到驗證。與此同時，球員認同是進行觀眾細分的常見變量，也是賽事主辦方實施精準營銷的重要依據，其在觀賽體驗與觀賽行為意向間的關系以及滿意度與觀賽行為意向間的關系中均可能扮演調節(jié)作用。為此，本文以標志性賽事的現場觀眾為調查對象，旨在通過實證研究驗證觀賽體驗與觀賽行為意向之間的因果路徑關系，提升既有理論模型的泛化能力和解釋力。此外，本文分別以“滿意度”和“球員認同”作為中介變量和調節(jié)變量，進一步深入探究觀賽體驗對觀賽行為意向的影響機理，進而豐富國內賽事消費領域的研究視角，為后續(xù)研究的開展奠定基礎。

1 研究假設

1.1 觀賽體驗、滿意度、球員認同與觀賽行為意向的概念

體育消費體驗是消費者在與體育組織或廠商、體育產品或服務、其他消費者的互動中，所產生的認知、情感、社會和身體等方面的反應[9]。相應地，觀賽體驗就是指觀眾基于現場觀看比賽而產生的一系列認知、情感、社會和身體等方面的反應。作為體育產品或服務的一種表現形式，賽事產品以服務型產品為主。賽事產品的消費主要表現為觀眾的現場觀賽行為。觀賽體驗也可稱為賽事體驗或觀眾體驗，它是體驗經濟背景下賽事觀眾在現場觀賞賽事過程中所產生的體驗類型。觀眾滿意度，是指賽事觀眾對賽事產品或服務滿足其消費期望的水平或程度。滿意度概念來源于學者R.L.OLIVER[10]提出的期望失驗理論。該理論認為，顧客通過比較消費前期望與消費后的感知效用的大小，決定自己對產品或服務的滿意度，并進一步影響再購意愿。如果感知效用大于消費前期望，則期望得到滿足；反之則會產生不滿意。球員認同，是指球迷與球員之間在心理或情感層面的聯系[11-12]。球迷通過建立與球員間的依附關系，強調自身與球員之間的共通性。如果觀眾認為明星網球運動員的擊球風格是優(yōu)雅而高貴的，那么他就希望通過各種方式建立起與明星運動員的依附關系。這些方式包括但不限于穿著印有明星運動員姓名或符號的服裝或鞋帽，使用明星運動員所代言的商品，與明星運動員取相同的英文名，在工作場所或家庭住所放置明星運動員肖像或其他符號物品等。觀賽行為意向，是賽事觀眾再次觀賽或推薦他人觀賽的意愿，通常包括再購意愿（也稱再次觀賽意愿）和推薦意愿（也稱賽事推薦意愿）。再購意愿，是指再次參與體育觀賞等行為的主觀意愿；推薦意愿，是指推薦他人參與體育觀賞行為的主觀意愿。自我報告形式的未來消費意愿與消費者的真正消費行為具有直接的相關關系[13]，因而通常將觀賽行為意向作為預測賽事真正消費行為的重要預測變量。

1.2 觀賽體驗、觀眾滿意度與觀賽行為意向的關系

首先，在服務型產品領域和體育消費領域，消費體驗與滿意度之間的關系得到相關學者的證實。H.MANO 等[14]發(fā)現，消費者對產品的視聽、品嘗、嗅聞、觸摸等感官體驗，會顯著影響消費態(tài)度和消費行為；與此同時，消費者在消費過程中產生的情感體驗也會對消費者滿意度產生影響。在體育消費領域，L.R.SLOAN[15]發(fā)現，球迷的賽事體驗會影響他們的滿意度。如果球迷所支持球隊能夠獲勝，他們就會產生積極的情緒體驗，進而正向提升他們對賽事服務的滿意度；如果球隊失敗，則會帶來負面情緒體驗，進而降低他們對賽事服務的滿意度?；诖?，提出假設H1：觀賽體驗對觀眾滿意度具有正向顯著性影響。

其次，在觀賽滿意度與觀賽行為意向的關系方面。當顧客消費體驗需求得到滿足時，顧客會感到滿意并產生正面的口碑效應[16]。在體育消費領域，有學者發(fā)現，球迷的整體滿意度能夠顯著正向影響球迷的未來行為意向，這些行為意向包括再次觀賽意愿、推薦意愿和附屬產品的購買意愿等[17]。S.KUENZEL等[18]同樣發(fā)現，板球觀眾對賽事的整體滿意度與推薦意愿和再次觀賽意愿之間同樣存在顯著的正向關系?；诖?，提出假設H2a：觀賽滿意度對再次觀賽意愿（再購意愿）具有正向顯著性影響；H2b：觀賽滿意度對賽事推薦意愿（推薦意愿）具有正向顯著性影響。

最后，在賽事體驗與觀賽行為意向的關系方面。觀眾的興奮體驗等積極情緒能夠有效預測觀賽行為意向，而負面情緒體驗則與觀賽行為意向具有顯著的負相關關系[19]。賽事觀眾的行為意向也會受到賽事結果的影響。獲勝球隊的球迷體驗和情緒會顯著影響賽事核心產品的滿意度和輔助服務滿意度，賽事核心產品的滿意度同時又會影響觀眾的觀賽行為意向[5]?；诖?，提出假設H3a：觀賽體驗對再次觀賽意愿（再購意愿）具有正向顯著性影響；H3b：觀賽體驗對賽事推薦意愿（推薦意愿）具有正向顯著性影響。

1.3 滿意度的中介效應與球員認同的調節(jié)作用

首先，滿意度的中介效應方面。如前所述，賽事體驗可能會對滿意度和行為意向均有直接正向影響，而滿意度又可能會對行為意向產生正向影響，所以，滿意度可能會在賽事體驗與行為意向之間起到中介作用。滿意度的中介作用在體育消費領域研究中也得到了部分證實。如有研究認為，積極的消費體驗或感知能夠帶來消費者滿意度，而消費者滿意度又能夠積極影響行為意向[20-21]?；诖耍岢黾僭OH4a：滿意度在觀賽體驗與再次觀賽意愿（再購意愿）的關系中具有中介效應；H4b：滿意度在觀賽體驗與賽事推薦意愿（推薦意愿）的關系中具有中介效應。

其次，球員認同在觀賽體驗和行為意向關系中的調節(jié)作用方面。有學者指出，即便由于球隊成績欠佳導致觀賽體驗感不高，具有高認同度的球迷往往更傾向于支持他們喜愛的球隊[22]，而不會因為球隊的失利而減少與球隊的情感聯系。也就是說，球隊認同在觀賽體驗和球迷行為意向之間可能扮演調節(jié)作用。由于球隊認同與球員認同具有高度的同質性，故提出假設H5a：球員認同在觀賽體驗和再次觀賽意愿（再購意愿）的關系中具有調節(jié)作用；H5b：球員認同在觀賽體驗和賽事推薦意愿（推薦意愿）的關系中具有調節(jié)作用。

最后，球員認同在觀賽滿意度和觀賽行為意向關系中的調節(jié)作用方面。有學者針對球隊認同在賽事滿意度和行為意向間的調節(jié)作用進行了研究，發(fā)現球隊認同具有顯著的調節(jié)效果，觀眾的球隊認同度越高，他們就越傾向于表現出更高的忠誠意向（更愿意觀看比賽、更愿意購買賽事相關產品等）與忠誠行為（現場觀賽、口碑宣傳等）[23]。由于球隊認同與球員認同具有高度的同質性，故提出假設H6a：球員認同在滿意度和再次觀賽意愿（再購意愿）的關系中具有調節(jié)作用；H6b：球員認同在滿意度和賽事推薦意愿（推薦意愿）的關系中具有調節(jié)作用。

通過文獻閱讀和分析，本文尚未發(fā)現“球員認同”在觀賽體驗與滿意度之間具有調節(jié)作用的理論基礎和文獻依據，故未提出相應的研究假設。

2 研究方法

2.1 量 表

（1）觀賽體驗。根據研究情境與研究對象的差異，觀賽體驗的測量可以采用單維度量表，也可采用多維度量表。在單維度測量方面，觀賽體驗可以由若干反映觀眾情緒變量的單因子構成[24]；在多元維度方面，觀賽體驗的測量維度通常包括感官體驗、情感體驗、思考體驗、社會體驗和環(huán)境體驗等。本文參考M.YOSHIDA[9]、朱洪軍[6]的研究成果，基于觀賞性賽事的賽事特征和觀眾特征，設計包含6 個觀察題項的觀賽體驗量表。（2）滿意度。賽事產品通常包括核心產品與輔助服務2 大類。核心產品，是指球員或球隊的賽場表現；輔助產品則包括場館到達的便捷、座位舒適度、賽前與賽中的表演秀、場館記分牌的功能設計、賽場衛(wèi)生狀況以及停車服務等。相應地，滿意度的測量通常也包括核心產品滿意度[5，25]與輔助服務滿意度[26]。本文參考 G.T.TRAIL 等[25]、B.H.YIM 等[5]的研究成果，設計包含4 個觀察題項的滿意度量表。（3）球員認同。在球員認同的測量方面，由于本文涉及變量較多，出于簡化問卷的考慮，采用單一觀察變量予以測量，問項陳述語句為：我對賽場上的運動員有認同感（由于PLS-SEM 能夠處理由單一觀察變量所構成的測量模型，因此采用單一觀察變量不會影響測量模型的識別與可靠性）。（4）觀賽行為意向。在觀賽行為意向的測量方面，量表通常包括現場觀賽意愿、電視轉播收看意愿、推薦他人共同觀看賽事意愿等題項[3，27]。本文參考Y.CHANG 等[28]的研究成果，設計再購意愿（包含3 個觀察題項）和推薦意愿（包含2 個觀察題項，PLS-SEM可以處理少于3個觀察題項的潛在變量）。

最終，問卷共包括觀賽體驗量表、滿意度量表、行為意向量表、球員認同量表和人口統(tǒng)計學變量5部分。除人口統(tǒng)計學，其他所有觀察題項均使用李克特5 級量表進行測量（1=非常不贊同，2=不贊同，3=一般，4=贊同，5=非常贊同）。量表的表面效度由5 位賽事管理領域的專家進行檢驗，5 位專家對量表效度的評價結果均為良好及以上。根據專家意見，對量表的語句表達進行了少量修正和調整（如“賽場音響效果很棒”修改為“賽場視聽效果很棒”）。問卷正式發(fā)放前，對上海網球大師賽公眾開放日現場觀眾進行前測，各潛在因子的克朗巴赫α系數均大于0.70（觀賽體驗因子0.89、滿意度因子0.90、觀賽行為意向因子0.87），表明各量表的內部一致性水平較高，具有良好的信度，修正后的潛在因子及其觀察題項見表1。

表1 潛在因子量表構成Table1 Factors and Observed Variables

2.2 數據搜集與樣本分布

本問卷對上海網球大師賽現場觀眾進行現場發(fā)放，為提高調查樣本的隨機性，調查時間安排在不同的比賽日分別進行。現場共計發(fā)放問卷650 份，回收有效問卷603 份，有效回收率92.76%。其中，男性 53.1%，女性 46.9%；18～28 歲占比較大（56.7%）；本科及以上累計占比達83.3%；公司職員（45.6%）與學生（20.2%）占比較高；平均月收入7 000 元以下占比最高（42.9%）；本地觀眾（52.2%）和異地觀眾（47.8%）數量基本相同。整體來看，樣本對總體的代表性較好，與上海網球大師賽觀眾的人口統(tǒng)計學特征基本吻合。

2.3 數據分析方法

采用SPSS22.0 進行樣本描述性統(tǒng)計分析。在多變量統(tǒng)計與分析方面，由于SmartPLS3.0 能夠有效處理調節(jié)變量和中介變量，故采用SmartPLS3.0 進行結構方程建模。在測量模型的效度評價上，采用觀察變量的因子載荷以及潛在變量的平均變異萃取量（AVE）檢驗聚合效度。其中，因子載荷值的臨界值為0.5、AVE的臨界值為0.5[29]；區(qū)別效度的評價選用“Fornell-Larcker Criterion”判定標準，即潛在變量AVE值的平方根大于該潛在變量與任意其他潛在變量間的相關系數。選取HTMT 信賴區(qū)間不包含1 作為區(qū)別效度的輔助判定標準[30]。測量模型的信度評估選用組合信度（CR）和克隆巴赫α系數（Cronbach's Alpha），臨界值均為0.7[29]。在結構模型的判定指標方面，潛在因子間的共線性診斷采用方差膨脹因子VIF值進行判別，臨界值為5[31]。路徑系數以及調節(jié)作用的顯著性檢驗均采用雙尾檢驗，顯著性水平設置為0.05。外生變量對內生變量變異的解釋量采用RSquare 值，同時使用f2、Q2等值對結構模型的預測效果進行驗證[32]。

3 研究結果

3.1 測量模型

基于兩步驟的結構方程模型分析方法，首先采用SmartPLS3.0 統(tǒng)計軟件對測量模型的測量屬性進行檢驗，運用Bootstraping在第5次迭代后即收斂。結果顯示，測量模型的信度方面，各潛在因子的α系數均大于0.7（最小值為0.775，最大值為0.925），組成信度指標CR值均大于0.8（最小值為0.883，最大值為0.942），顯示測量模型具有良好的內部一致性水平和組成信度。測量模型的聚合效度方面，各潛在因子觀察變量的載荷值均大于0.7（最小值為0.790，最大值為0.910），各潛在因子的AVE值均大于0.5（最小值為0.716，最大值為0.816），顯示測量模型具有較好的收斂效度（見表2）。測量模型的區(qū)別效度方面，根據Fornell-Larcker Criterion 的判定標準，由于各潛在因子AVE值的平方根均大于該因子與任意其他潛在因子的相關系數（見表3），故判定測量模型具有良好的區(qū)分效度。與此同時，除了推薦意愿與再購意愿（HTMT=0.961，置信區(qū)間：[0.909，1.011]），其他各潛在因子間HTMT估計值的信賴區(qū)間均不包含1（見表2），從而進一步驗證了測量模型具有較好的區(qū)分效度。由于推薦意愿和再購意愿的劃分得到了眾多既有文獻的支持，因此2 個因子間的較強相關性并不影響測量模型的整體區(qū)分效度。

表2 測量模型的信度與效度指標Table2 Psychometric Properties of Measurement Models

表3 潛在因子AVE值的平方根與因子間相關系數Table3 Square Root of Construct's AVE and Its Correlation with Any Other Construct

3.2 結構模型

按照結構模型的評估步驟，首先需要分析結構模型各潛在因子間是否存在共線性問題。在PLS-SEM中，潛在因子間共線性通常采用方差膨脹因子（VIF）進行判斷，顯示在結構模型中，因變量再購意愿共包括觀賽體驗和滿意度2個預測變量，VIF均為1.573，推薦意愿的2 個預測變量（觀賽體驗和滿意度）的VIF也均為1.573，均低于臨界值5。因此，可以判定結構模型各預測變量間不存在共線性問題。結構方程模型路徑關系的顯著性檢驗采用Bias-Corrected and Accelerated（BCa）Bootstrap和雙尾檢驗（顯著性水平設置為0.05），運算在3次迭代后即收斂（見圖1，表4）。

圖1 結構方程模型路徑分析圖Figure1 Path Analysis of Structural Equation Model

表4 結構模型路徑系數及顯著性水平Table4 Path Coefficients and Significant Levels

結果顯示：觀賽體驗對滿意度具有顯著正向影響，路徑系數為0.604（P〈0.01），95%置信區(qū)間不包含0，假設H1 成立；滿意度對再購意愿具有顯著正向影響，路徑系數為0.449（P〈0.01），95%置信區(qū)間不包含0，假設H2a成立；滿意度對推薦意愿具有顯著正向影響，路徑系數為0.434（P〈0.01），95%置信區(qū)間不包含0，假設H2b成立；觀賽體驗對再購意愿具有顯著正向影響，路徑系數為0.143（P〈0.01），95%置信區(qū)間不包含0，假設H3a成立；觀眾滿意度對推薦意愿具有顯著正向影響，路徑系數為0.100（P〈0.05），95%置信區(qū)間不包含0，假設H3b成立，但影響系數較小。在變異解釋方面，觀眾滿意度的變異解釋量（RSquare）為0.364（P〈0.01），表示觀賽體驗對滿意度變異量的解釋力為36.4%；再購意愿的變異解釋量為0.493（P〈0.01），表示觀賽體驗、滿意度能夠解釋再購意愿49.3%的變異量；推薦意愿的變異解釋量為0.437（P〈0.01），表示觀賽體驗和滿意度能夠解釋推薦意愿43.7%的變異量（見表4）。

觀賽體驗對滿意度、再購意愿和推薦意愿的f2值分別為 0.573、0.021 和 0.009，根據 J.COHEN[33]的判定標準（f2值達到0.02 左右為微弱影響，0.15 左右為中等影響，0.35 左右為高度影響），可以看出，觀賽體驗對滿意度因子具有高強度的預測水平，對再購意愿的預測作用較為微弱，對推薦意愿的預測水平約為中等強度。另外，觀眾滿意度對再購意愿和推薦意愿的f2值分別為0.221 和0.186，表明觀眾滿意度對再購意愿的預測能力較強，對推薦意愿則具有中等強度的預測水平（見表5）。

表5 潛在因子的Q2值與f2值Table5 Q2 Values and f2 Values of Latent Variables

為進一步評估預測因子行為意向和觀眾滿意度變異量（RSquare）的解釋強度，本研究采用Smart-PLS3.0 中的Blindfolding 算法測算Q2值。因為觀眾樣本數為603，由于樣本數與樣本遺漏距離的比值不能為整數，故選取“7”作為樣本遺漏距離（Omission Distance D）。結果顯示：再購意愿、推薦意愿和觀眾滿意度的Q2值均大于臨界值0[30]，表明預測的相關性（Predictive Relevance）較好（見表5）。

4 分析與討論

4.1 直接效應分析

觀賽體驗、滿意度和球員認同均是國外賽事領域研究的重要議題，近年來也得到了國內相關學者的關注。其中，球員（球隊）認同是描繪觀眾特征，進而進行賽事市場細分和實施差異化營銷策略的重要概念，它與觀眾依附度（attachment）、介入度（involvement）、承諾（commitment）和忠誠度（loyalty）等概念密切相關。具有不同球員認同程度的觀眾，往往在觀賽體驗、滿意度和行為意愿之間的關系中表現出差異性。本研究旨在探討觀賽體驗與行為意向（再購意愿與推薦意愿）間的路徑關系，驗證滿意度的中介效應以及球員認同的調節(jié)作用?；谖墨I分析、測量模型與結構模型驗證、中介效應與調節(jié)作用分析等方法，發(fā)現觀賽體驗能夠顯著影響滿意度，觀賽體驗能夠顯著影響再次觀賽意愿和推薦意愿，滿意度同樣能夠顯著影響再次觀賽意愿和推薦意愿。表明觀賽體驗、滿意度和觀賽行為意向間的直接效應顯著，再次驗證了既有文獻對上述變量間關系的研究結果[5，17，19]。在直接效應的變異解釋方面，觀賽體驗對觀眾滿意度變異量的解釋力為36.4%，觀賽體驗、滿意度能夠解釋再購意愿49.3%的變異量，觀賽體驗和滿意度能夠解釋推薦意愿43.7%的變異量，說明直接效應的變異解釋能力較強。f2值顯示，觀賽體驗對滿意度因子具有高強度的預測水平，對再購意愿的預測作用較為微弱，對推薦意愿的預測水平約為中等強度；觀眾滿意度對再購意愿的預測能力較強，對推薦意愿則具有中等強度的預測水平?？傮w而言，觀賽行為意向的變異程度能夠在較大程度上被觀賽體驗和滿意度等變量予以解釋，滿意度的變異程度也能夠在較大程度上被觀賽體驗變量予以解釋。

4.2 中介效應分析

為驗證觀眾滿意度在觀賽體驗和行為意向間是否具有中介效應，根據國內學者和國外學者的最新研究成果和建議，采用PLS-SEM 分析變量間的間接效果、直接效果和總效果[30，34]。PLS-SEM采用Bootstrapping 原理進行中介效應分析，并將中介效應劃分成5種類別（見表6）。

表6 中介效應的類型及判別標準[30]Table6 Indirect Effect，Direct Effect and Total effect

數據顯示，觀賽體驗通過滿意度，進而影響再購意愿的間接效果為0.271（P〈0.01），且達到顯著性水平，說明存在中介效應，由于觀賽體驗對再購意愿的直接效果為0.143（P〈0.01），也達到顯著性水平，所以滿意度在觀賽體驗和再購意愿之間起到部分中介作用。由于直接效果和間接效果均為正，故該中介效果為補充性中介效應。相應地，觀賽體驗通過滿意度，進而影響推薦意愿的間接效果為0.262（P〈0.01），直接效果為 0.100（P〈0.01），說明滿意度在觀賽體驗和推薦意愿之間同樣起部分中介作用，且為補充性中介效應，假設H4a 和H4b 均得到支持（見表7）。綜上所述，標志性賽事觀眾的觀賽體驗對觀賽行為意向的影響機制既存在直接效果，又存在間接效果。一方面，觀賽體驗越好，能夠直接產生較強的再次觀賽意愿和推薦他人觀賽意愿；另一方面，由于滿意度在觀賽體驗與觀賽行為意向間起到了補充中介效應，說明直接效應與間接效應的方向是一致的，觀賽體驗越好，觀眾對賽事的滿意度也就越強，進而帶來更為強烈的再次觀賽意愿和推薦他人觀賽意愿。雖然，本研究發(fā)現滿意度在觀賽體驗與觀賽行為意向關系間具有補充中介效應，但并不排除可能存在其他變量也在觀賽體驗和觀賽行為意向關系間具有中介效應，如觀賽體驗可能影響觀眾對賽事服務的感知價值，而感知價值又會影響觀賽行為意向。因此，后續(xù)研究可以采用其他變量為中介變量，繼續(xù)深入探討觀賽體驗對觀賽行為意向的影響機理。

表7 間接效果、直接效果與總效果Table7 Indirect Effect，Direct Effect and Total effect

4.3 調節(jié)作用分析

調節(jié)作用分析是在自變量與因變量確定的情況下，分析自變量與調節(jié)變量對因變量的交互作用。調節(jié)變量既可以是類別變量、定序變量，也可以是連續(xù)變量。不同種類的調節(jié)變量在PLS-SEM 中的分析方法并不相同。球員認同變量為連續(xù)型變量，為驗證它對觀賽體驗和行為意向的調節(jié)作用，采用PLS-SEM分2 個步驟進行分析：第1 步需要分析模型的主效應，即沒有交互作用影響下的自變量和調節(jié)變量各自與因變量的關系；第2 步則需要分析調節(jié)變量與自變量對因變量的交互作用。因此，球員認同變量對觀賽體驗和行為意向關系的調節(jié)作用，主要考察“觀賽體驗×球員認同”對再購意愿和推薦意愿的路徑系數及其顯著性，即隨著球員認同程度增強或減弱一個標準差，觀賽體驗與行為意向（再購意愿和推薦意愿）之間路徑系數的變化情況；而球員認同變量對滿意度和推薦意愿關系的調節(jié)作用，則主要考察“滿意度×球員認同”對再購意愿和推薦意愿的路徑系數及其顯著性。結果顯示：“觀賽體驗×球員認同”對再購意愿和推薦意愿的路徑系數均未達到顯著水平，表明球員認同在觀賽體驗和行為意向（再購意愿和推薦意愿）的關系中不存在調節(jié)作用，即假設H5a 和H5b 均不成立；“滿意度×球員認同”對再購意愿和推薦意愿的路徑系數均達到顯著水平，且路徑系數均為負值，表明球員認同在滿意度和行為意向（再購意愿和推薦意愿）的關系中存在負向調節(jié)作用，即假設H6a 和H6b 均成立（見表8）。

表8 調節(jié)變量的路徑系數及顯著性水平Table8 Path Coefficients of moderating variables and Significant Levels

上述分析表明，球員認同在滿意度與觀賽行為意向的關系中具有負向調節(jié)作用，即滿意度雖然與行為意向之間存在顯著的路徑關系，但路徑關系的大小會隨球員認同程度的不同而有所差異。具體而言，對于球員認同程度較高的觀眾而言，他們在滿意度與行為意向間的路徑系數顯著小于球員認同程度低的觀眾。也就是說，如果觀眾的球員認同程度較低，他們在觀賽過程中的滿意度越高，就越容易產生積極的觀賽行為意向。換句話說，當觀眾與球員之間呈現較強的情感依附和認同程度時，它們的滿意度也會正向顯著影響未來的觀賽意愿和推薦意愿，但這種影響的程度顯著低于球員認同度較低的觀眾。因此，即便由于賽事結果或其他原因導致觀眾滿意度程度不高，具有高球員認同度的球迷仍會更傾向于再次觀賽和將賽事推薦給他人。這與西方學者關于球迷分類的研究似乎不謀而合。西方學者通常將觀眾劃分為高認同度球迷和低認同度普通觀眾。與球隊（球員）具有更高情感依附程度的球迷會因為球隊的勝利而更加喜愛球隊，但當球隊失敗時也不會拋棄球隊[35]?；蛘哒f，與低認同度的球迷相比，高認同度球迷往往視球員或賽事為“自己人”，他們對球員、運動項目乃至賽事均有較強的參與度，往往不會因為球員表現或賽事服務等因素過多地影響自己的觀賽決策。本研究并未發(fā)現球員認同在觀賽體驗和行為意向關系中存在調節(jié)作用，也就是說，球員認同程度的高低并不影響觀賽體驗和行為意向間的關系強度，他們在觀賽體驗與觀賽行為意向間的關系強度上沒有顯著性差異。需要指出的是，由于本研究在滿意度的測量方面并未對球員滿意度和賽事服務滿意度等進行多維度細分，后續(xù)研究可以采用高階滿意度測量模型，分別驗證球員認同在不同類型滿意度（球員滿意度、賽事服務滿意度）與觀賽行為意向關系中的調節(jié)作用。

5 結論與建議

5.1 結 論

（1）觀賽體驗、滿意度、行為意向等測量模型具有良好的測量屬性。當前，國內關于觀賽體驗的成熟量表較為少見，相關探索性研究所形成的量表尚未得到經驗數據的支持。而本研究的觀賽體驗量表、滿意度和行為意向量表均顯示具有較好的信度和效度，可供后續(xù)研究參考和借鑒。（2）滿意度在觀賽體驗和行為意向間的關系中具有補充性中介效應。根據中介效應的判定標準，本研究發(fā)現滿意度在觀賽體驗和再購意愿間的關系中具有補充性中介效應，即觀賽體驗與再購意愿的直接效應顯著的同時，觀賽體驗通過滿意度影響再購意愿的間接效應也顯著，而且直接效應與間接效應的方向是一致的。同樣，滿意度在觀賽體驗和推薦意愿間的關系中也具有補充性中介效應。（3）球員認同在滿意度和行為意向的關系中存在負向調節(jié)作用，但球員認同在觀賽體驗和行為意向的關系中不存在調節(jié)作用。

5.2 建 議

（1）為有效提升觀眾的賽事消費水平，賽事管理人員應仔細考量觀眾觀賽體驗的主要影響變量，采取營銷手段滿足觀眾的多樣化觀賽體驗。除了運動員的表現和賽事精彩程度較難控制之外，許多輔助性產品和服務需要得到賽事主辦方的持續(xù)關注。如通過不斷完善和優(yōu)化體育場館的功能設計，改進場館及賽場周邊的物理環(huán)境；通過引進更為高端的賽場視聽設備，創(chuàng)造更加立體豐富的賽場觀賽效果；通過開展多樣化的賽場促銷活動和中場休息活動，促進觀眾與觀眾、觀眾與球員的互動等。（2）本研究還發(fā)現，球員認同在觀眾滿意度與行為意愿的關系中具有負向調節(jié)作用，即球員認同程度越高，觀眾滿意度對行為意向的影響幅度（程度）就越小。因此，賽事營銷人員應以球員認同程度作為標尺，有效區(qū)分觀眾類別并制訂差異化營銷策略。對于球員認同程度較高的球迷，要以提升球迷情感依附度和忠誠度為目標，進一步強化明星球員與球迷之間的身份認同。對于球員認同程度較低的球迷，則要注重改善賽事輔助性服務質量，提高他們對賽事產品的滿意度，進而帶來更多的觀賽行為。

6 研究局限與展望

（1）觀賽體驗是觀眾基于觀賽行為而產生的一系列復雜心理反應，它的測量方法和工具可能并不單一，既可以使用多因子量表，也可以使用單因子量表。本研究以既有文獻為基礎，結合賽事自身特征，采用由若干觀察變量構成的單因子量表，可能在測量的準確度和全面性方面還存在局限，因此建議后續(xù)學者可以采用多因子測量量表開展該領域研究，進一步驗證觀賽體驗與其他賽事消費變量間的相關關系。（2）本研究以上海網球大師賽為研究對象，研究結論能否適用于其他類型賽事仍有待后續(xù)學者的考證。最后，本研究將球員認同作為調節(jié)變量納入路徑關系分析中，建議后續(xù)學者可以繼續(xù)探討其他調節(jié)變量（如性別、年齡、收入、運動偏好等）在觀賽體驗和行為意向關系中的調節(jié)效果。