标志性赛事观赛体验对观赛行为意向的影响：满意度的中介效应和球员认同的调节作用

骆 雷，范 艳

现场观赛是一种多元化的体育消费行为，包括赛事观众与场馆环境、赛场工作人员、运动员表演服务和其他辅助服务（如停车服务、餐饮服务）等一系列服务接触过程。多元化的服务接触过程，为现场观众带来多元化的内在感受，这些内在感受决定了观众对赛事产品质量的感知与评价，进而影响观众对赛事产品的消费意向与消费行为。作为竞赛表演市场的有机组成部分，现场观众的参与是赛事活动蓬勃发展的重要前提[1]，为满足运动审美、刺激性、戏剧性、逃离现实以及情绪宣泄等各类观赛需求，观众通过与赛场环境、观赛同伴、运动员和裁判员等的互动，完成观赛体验[2]。

观赛体验是赛事消费领域的重要议题，长期受到赛事研究人员和赛事组织者的关注。国外学者的部分研究证实，职业团队型赛事赛场观众的观赛体验会显著影响职业联赛的赛事产品价值感知、赛事服务满意度乃至观赛行为意向[3-5]。与国外学者不同，国内学者的研究视域主要聚焦于赛场体验因子的构成及其差异性、观赛体验对赛事产品感知质量的影响等方面[6-8]。虽然观赛体验与观赛行为意向之间的关系已经得到国内外相关文献的验证，但上述关系的验证尚局限于职业团队型赛事领域（如职业足球联赛、职业篮球联赛等），而包括标志性赛事（如上海网球大师赛等）在内的其他赛事观众体验与观赛行为意向之间的影响机制仍不明确。近年来，举办标志性赛事已经成为全球各大城市提升城市形象、丰富城市内涵的重要举措。随着国内标志性赛事的不断增多，观众的观赛选择更为多元，赛事之间的竞争也日趋激烈。赛场观众是赛事核心产品的主要消费人群，同时也是提升赛事衍生产品价值的关键因素。一方面，标志性赛事在持续时间和举办周期等方面与职业团队型赛事存在差异，探究标志性赛事观众的观赛体验内涵、维度构成及其与观赛行为意向之间的关系，对提升赛事观众的观赛体验和再次观赛意愿具有重要的现实意义；另一方面，满意度是赛事消费领域的重要变量，观赛体验与观赛行为意向的作用机制是否受到中介变量（如满意度）的影响仍未得到验证。与此同时，球员认同是进行观众细分的常见变量，也是赛事主办方实施精准营销的重要依据，其在观赛体验与观赛行为意向间的关系以及满意度与观赛行为意向间的关系中均可能扮演调节作用。为此，本文以标志性赛事的现场观众为调查对象，旨在通过实证研究验证观赛体验与观赛行为意向之间的因果路径关系，提升既有理论模型的泛化能力和解释力。此外，本文分别以“满意度”和“球员认同”作为中介变量和调节变量，进一步深入探究观赛体验对观赛行为意向的影响机理，进而丰富国内赛事消费领域的研究视角，为后续研究的开展奠定基础。

1 研究假设

1.1 观赛体验、满意度、球员认同与观赛行为意向的概念

体育消费体验是消费者在与体育组织或厂商、体育产品或服务、其他消费者的互动中，所产生的认知、情感、社会和身体等方面的反应[9]。相应地，观赛体验就是指观众基于现场观看比赛而产生的一系列认知、情感、社会和身体等方面的反应。作为体育产品或服务的一种表现形式，赛事产品以服务型产品为主。赛事产品的消费主要表现为观众的现场观赛行为。观赛体验也可称为赛事体验或观众体验，它是体验经济背景下赛事观众在现场观赏赛事过程中所产生的体验类型。观众满意度，是指赛事观众对赛事产品或服务满足其消费期望的水平或程度。满意度概念来源于学者R.L.OLIVER[10]提出的期望失验理论。该理论认为，顾客通过比较消费前期望与消费后的感知效用的大小，决定自己对产品或服务的满意度，并进一步影响再购意愿。如果感知效用大于消费前期望，则期望得到满足；反之则会产生不满意。球员认同，是指球迷与球员之间在心理或情感层面的联系[11-12]。球迷通过建立与球员间的依附关系，强调自身与球员之间的共通性。如果观众认为明星网球运动员的击球风格是优雅而高贵的，那么他就希望通过各种方式建立起与明星运动员的依附关系。这些方式包括但不限于穿着印有明星运动员姓名或符号的服装或鞋帽，使用明星运动员所代言的商品，与明星运动员取相同的英文名，在工作场所或家庭住所放置明星运动员肖像或其他符号物品等。观赛行为意向，是赛事观众再次观赛或推荐他人观赛的意愿，通常包括再购意愿（也称再次观赛意愿）和推荐意愿（也称赛事推荐意愿）。再购意愿，是指再次参与体育观赏等行为的主观意愿；推荐意愿，是指推荐他人参与体育观赏行为的主观意愿。自我报告形式的未来消费意愿与消费者的真正消费行为具有直接的相关关系[13]，因而通常将观赛行为意向作为预测赛事真正消费行为的重要预测变量。

1.2 观赛体验、观众满意度与观赛行为意向的关系

首先，在服务型产品领域和体育消费领域，消费体验与满意度之间的关系得到相关学者的证实。H.MANO 等[14]发现，消费者对产品的视听、品尝、嗅闻、触摸等感官体验，会显著影响消费态度和消费行为；与此同时，消费者在消费过程中产生的情感体验也会对消费者满意度产生影响。在体育消费领域，L.R.SLOAN[15]发现，球迷的赛事体验会影响他们的满意度。如果球迷所支持球队能够获胜，他们就会产生积极的情绪体验，进而正向提升他们对赛事服务的满意度；如果球队失败，则会带来负面情绪体验，进而降低他们对赛事服务的满意度。基于此，提出假设H1：观赛体验对观众满意度具有正向显著性影响。

其次，在观赛满意度与观赛行为意向的关系方面。当顾客消费体验需求得到满足时，顾客会感到满意并产生正面的口碑效应[16]。在体育消费领域，有学者发现，球迷的整体满意度能够显著正向影响球迷的未来行为意向，这些行为意向包括再次观赛意愿、推荐意愿和附属产品的购买意愿等[17]。S.KUENZEL等[18]同样发现，板球观众对赛事的整体满意度与推荐意愿和再次观赛意愿之间同样存在显著的正向关系。基于此，提出假设H2a：观赛满意度对再次观赛意愿（再购意愿）具有正向显著性影响；H2b：观赛满意度对赛事推荐意愿（推荐意愿）具有正向显著性影响。

最后，在赛事体验与观赛行为意向的关系方面。观众的兴奋体验等积极情绪能够有效预测观赛行为意向，而负面情绪体验则与观赛行为意向具有显著的负相关关系[19]。赛事观众的行为意向也会受到赛事结果的影响。获胜球队的球迷体验和情绪会显著影响赛事核心产品的满意度和辅助服务满意度，赛事核心产品的满意度同时又会影响观众的观赛行为意向[5]。基于此，提出假设H3a：观赛体验对再次观赛意愿（再购意愿）具有正向显著性影响；H3b：观赛体验对赛事推荐意愿（推荐意愿）具有正向显著性影响。

1.3 满意度的中介效应与球员认同的调节作用

首先，满意度的中介效应方面。如前所述，赛事体验可能会对满意度和行为意向均有直接正向影响，而满意度又可能会对行为意向产生正向影响，所以，满意度可能会在赛事体验与行为意向之间起到中介作用。满意度的中介作用在体育消费领域研究中也得到了部分证实。如有研究认为，积极的消费体验或感知能够带来消费者满意度，而消费者满意度又能够积极影响行为意向[20-21]。基于此，提出假设H4a：满意度在观赛体验与再次观赛意愿（再购意愿）的关系中具有中介效应；H4b：满意度在观赛体验与赛事推荐意愿（推荐意愿）的关系中具有中介效应。

其次，球员认同在观赛体验和行为意向关系中的调节作用方面。有学者指出，即便由于球队成绩欠佳导致观赛体验感不高，具有高认同度的球迷往往更倾向于支持他们喜爱的球队[22]，而不会因为球队的失利而减少与球队的情感联系。也就是说，球队认同在观赛体验和球迷行为意向之间可能扮演调节作用。由于球队认同与球员认同具有高度的同质性，故提出假设H5a：球员认同在观赛体验和再次观赛意愿（再购意愿）的关系中具有调节作用；H5b：球员认同在观赛体验和赛事推荐意愿（推荐意愿）的关系中具有调节作用。

最后，球员认同在观赛满意度和观赛行为意向关系中的调节作用方面。有学者针对球队认同在赛事满意度和行为意向间的调节作用进行了研究，发现球队认同具有显著的调节效果，观众的球队认同度越高，他们就越倾向于表现出更高的忠诚意向（更愿意观看比赛、更愿意购买赛事相关产品等）与忠诚行为（现场观赛、口碑宣传等）[23]。由于球队认同与球员认同具有高度的同质性，故提出假设H6a：球员认同在满意度和再次观赛意愿（再购意愿）的关系中具有调节作用；H6b：球员认同在满意度和赛事推荐意愿（推荐意愿）的关系中具有调节作用。

通过文献阅读和分析，本文尚未发现“球员认同”在观赛体验与满意度之间具有调节作用的理论基础和文献依据，故未提出相应的研究假设。

2 研究方法

2.1 量 表

（1）观赛体验。根据研究情境与研究对象的差异，观赛体验的测量可以采用单维度量表，也可采用多维度量表。在单维度测量方面，观赛体验可以由若干反映观众情绪变量的单因子构成[24]；在多元维度方面，观赛体验的测量维度通常包括感官体验、情感体验、思考体验、社会体验和环境体验等。本文参考M.YOSHIDA[9]、朱洪军[6]的研究成果，基于观赏性赛事的赛事特征和观众特征，设计包含6 个观察题项的观赛体验量表。（2）满意度。赛事产品通常包括核心产品与辅助服务2 大类。核心产品，是指球员或球队的赛场表现；辅助产品则包括场馆到达的便捷、座位舒适度、赛前与赛中的表演秀、场馆记分牌的功能设计、赛场卫生状况以及停车服务等。相应地，满意度的测量通常也包括核心产品满意度[5，25]与辅助服务满意度[26]。本文参考 G.T.TRAIL 等[25]、B.H.YIM 等[5]的研究成果，设计包含4 个观察题项的满意度量表。（3）球员认同。在球员认同的测量方面，由于本文涉及变量较多，出于简化问卷的考虑，采用单一观察变量予以测量，问项陈述语句为：我对赛场上的运动员有认同感（由于PLS-SEM 能够处理由单一观察变量所构成的测量模型，因此采用单一观察变量不会影响测量模型的识别与可靠性）。（4）观赛行为意向。在观赛行为意向的测量方面，量表通常包括现场观赛意愿、电视转播收看意愿、推荐他人共同观看赛事意愿等题项[3，27]。本文参考Y.CHANG 等[28]的研究成果，设计再购意愿（包含3 个观察题项）和推荐意愿（包含2 个观察题项，PLS-SEM可以处理少于3个观察题项的潜在变量）。

最终，问卷共包括观赛体验量表、满意度量表、行为意向量表、球员认同量表和人口统计学变量5部分。除人口统计学，其他所有观察题项均使用李克特5 级量表进行测量（1=非常不赞同，2=不赞同，3=一般，4=赞同，5=非常赞同）。量表的表面效度由5 位赛事管理领域的专家进行检验，5 位专家对量表效度的评价结果均为良好及以上。根据专家意见，对量表的语句表达进行了少量修正和调整（如“赛场音响效果很棒”修改为“赛场视听效果很棒”）。问卷正式发放前，对上海网球大师赛公众开放日现场观众进行前测，各潜在因子的克朗巴赫α系数均大于0.70（观赛体验因子0.89、满意度因子0.90、观赛行为意向因子0.87），表明各量表的内部一致性水平较高，具有良好的信度，修正后的潜在因子及其观察题项见表1。

表1 潜在因子量表构成Table1 Factors and Observed Variables

2.2 数据搜集与样本分布

本问卷对上海网球大师赛现场观众进行现场发放，为提高调查样本的随机性，调查时间安排在不同的比赛日分别进行。现场共计发放问卷650 份，回收有效问卷603 份，有效回收率92.76%。其中，男性 53.1%，女性 46.9%；18～28 岁占比较大（56.7%）；本科及以上累计占比达83.3%；公司职员（45.6%）与学生（20.2%）占比较高；平均月收入7 000 元以下占比最高（42.9%）；本地观众（52.2%）和异地观众（47.8%）数量基本相同。整体来看，样本对总体的代表性较好，与上海网球大师赛观众的人口统计学特征基本吻合。

2.3 数据分析方法

采用SPSS22.0 进行样本描述性统计分析。在多变量统计与分析方面，由于SmartPLS3.0 能够有效处理调节变量和中介变量，故采用SmartPLS3.0 进行结构方程建模。在测量模型的效度评价上，采用观察变量的因子载荷以及潜在变量的平均变异萃取量（AVE）检验聚合效度。其中，因子载荷值的临界值为0.5、AVE的临界值为0.5[29]；区别效度的评价选用“Fornell-Larcker Criterion”判定标准，即潜在变量AVE值的平方根大于该潜在变量与任意其他潜在变量间的相关系数。选取HTMT 信赖区间不包含1 作为区别效度的辅助判定标准[30]。测量模型的信度评估选用组合信度（CR）和克隆巴赫α系数（Cronbach's Alpha），临界值均为0.7[29]。在结构模型的判定指标方面，潜在因子间的共线性诊断采用方差膨胀因子VIF值进行判别，临界值为5[31]。路径系数以及调节作用的显著性检验均采用双尾检验，显著性水平设置为0.05。外生变量对内生变量变异的解释量采用RSquare 值，同时使用f2、Q2等值对结构模型的预测效果进行验证[32]。

3 研究结果

3.1 测量模型

基于两步骤的结构方程模型分析方法，首先采用SmartPLS3.0 统计软件对测量模型的测量属性进行检验，运用Bootstraping在第5次迭代后即收敛。结果显示，测量模型的信度方面，各潜在因子的α系数均大于0.7（最小值为0.775，最大值为0.925），组成信度指标CR值均大于0.8（最小值为0.883，最大值为0.942），显示测量模型具有良好的内部一致性水平和组成信度。测量模型的聚合效度方面，各潜在因子观察变量的载荷值均大于0.7（最小值为0.790，最大值为0.910），各潜在因子的AVE值均大于0.5（最小值为0.716，最大值为0.816），显示测量模型具有较好的收敛效度（见表2）。测量模型的区别效度方面，根据Fornell-Larcker Criterion 的判定标准，由于各潜在因子AVE值的平方根均大于该因子与任意其他潜在因子的相关系数（见表3），故判定测量模型具有良好的区分效度。与此同时，除了推荐意愿与再购意愿（HTMT=0.961，置信区间：[0.909，1.011]），其他各潜在因子间HTMT估计值的信赖区间均不包含1（见表2），从而进一步验证了测量模型具有较好的区分效度。由于推荐意愿和再购意愿的划分得到了众多既有文献的支持，因此2 个因子间的较强相关性并不影响测量模型的整体区分效度。

表2 测量模型的信度与效度指标Table2 Psychometric Properties of Measurement Models

表3 潜在因子AVE值的平方根与因子间相关系数Table3 Square Root of Construct's AVE and Its Correlation with Any Other Construct

3.2 结构模型

按照结构模型的评估步骤，首先需要分析结构模型各潜在因子间是否存在共线性问题。在PLS-SEM中，潜在因子间共线性通常采用方差膨胀因子（VIF）进行判断，显示在结构模型中，因变量再购意愿共包括观赛体验和满意度2个预测变量，VIF均为1.573，推荐意愿的2 个预测变量（观赛体验和满意度）的VIF也均为1.573，均低于临界值5。因此，可以判定结构模型各预测变量间不存在共线性问题。结构方程模型路径关系的显著性检验采用Bias-Corrected and Accelerated（BCa）Bootstrap和双尾检验（显著性水平设置为0.05），运算在3次迭代后即收敛（见图1，表4）。

图1 结构方程模型路径分析图Figure1 Path Analysis of Structural Equation Model

表4 结构模型路径系数及显著性水平Table4 Path Coefficients and Significant Levels

结果显示：观赛体验对满意度具有显著正向影响，路径系数为0.604（P〈0.01），95%置信区间不包含0，假设H1 成立；满意度对再购意愿具有显著正向影响，路径系数为0.449（P〈0.01），95%置信区间不包含0，假设H2a成立；满意度对推荐意愿具有显著正向影响，路径系数为0.434（P〈0.01），95%置信区间不包含0，假设H2b成立；观赛体验对再购意愿具有显著正向影响，路径系数为0.143（P〈0.01），95%置信区间不包含0，假设H3a成立；观众满意度对推荐意愿具有显著正向影响，路径系数为0.100（P〈0.05），95%置信区间不包含0，假设H3b成立，但影响系数较小。在变异解释方面，观众满意度的变异解释量（RSquare）为0.364（P〈0.01），表示观赛体验对满意度变异量的解释力为36.4%；再购意愿的变异解释量为0.493（P〈0.01），表示观赛体验、满意度能够解释再购意愿49.3%的变异量；推荐意愿的变异解释量为0.437（P〈0.01），表示观赛体验和满意度能够解释推荐意愿43.7%的变异量（见表4）。

观赛体验对满意度、再购意愿和推荐意愿的f2值分别为 0.573、0.021 和 0.009，根据 J.COHEN[33]的判定标准（f2值达到0.02 左右为微弱影响，0.15 左右为中等影响，0.35 左右为高度影响），可以看出，观赛体验对满意度因子具有高强度的预测水平，对再购意愿的预测作用较为微弱，对推荐意愿的预测水平约为中等强度。另外，观众满意度对再购意愿和推荐意愿的f2值分别为0.221 和0.186，表明观众满意度对再购意愿的预测能力较强，对推荐意愿则具有中等强度的预测水平（见表5）。

表5 潜在因子的Q2值与f2值Table5 Q2 Values and f2 Values of Latent Variables

为进一步评估预测因子行为意向和观众满意度变异量（RSquare）的解释强度，本研究采用Smart-PLS3.0 中的Blindfolding 算法测算Q2值。因为观众样本数为603，由于样本数与样本遗漏距离的比值不能为整数，故选取“7”作为样本遗漏距离（Omission Distance D）。结果显示：再购意愿、推荐意愿和观众满意度的Q2值均大于临界值0[30]，表明预测的相关性（Predictive Relevance）较好（见表5）。

4 分析与讨论

4.1 直接效应分析

观赛体验、满意度和球员认同均是国外赛事领域研究的重要议题，近年来也得到了国内相关学者的关注。其中，球员（球队）认同是描绘观众特征，进而进行赛事市场细分和实施差异化营销策略的重要概念，它与观众依附度（attachment）、介入度（involvement）、承诺（commitment）和忠诚度（loyalty）等概念密切相关。具有不同球员认同程度的观众，往往在观赛体验、满意度和行为意愿之间的关系中表现出差异性。本研究旨在探讨观赛体验与行为意向（再购意愿与推荐意愿）间的路径关系，验证满意度的中介效应以及球员认同的调节作用。基于文献分析、测量模型与结构模型验证、中介效应与调节作用分析等方法，发现观赛体验能够显著影响满意度，观赛体验能够显著影响再次观赛意愿和推荐意愿，满意度同样能够显著影响再次观赛意愿和推荐意愿。表明观赛体验、满意度和观赛行为意向间的直接效应显著，再次验证了既有文献对上述变量间关系的研究结果[5，17，19]。在直接效应的变异解释方面，观赛体验对观众满意度变异量的解释力为36.4%，观赛体验、满意度能够解释再购意愿49.3%的变异量，观赛体验和满意度能够解释推荐意愿43.7%的变异量，说明直接效应的变异解释能力较强。f2值显示，观赛体验对满意度因子具有高强度的预测水平，对再购意愿的预测作用较为微弱，对推荐意愿的预测水平约为中等强度；观众满意度对再购意愿的预测能力较强，对推荐意愿则具有中等强度的预测水平。总体而言，观赛行为意向的变异程度能够在较大程度上被观赛体验和满意度等变量予以解释，满意度的变异程度也能够在较大程度上被观赛体验变量予以解释。

4.2 中介效应分析

为验证观众满意度在观赛体验和行为意向间是否具有中介效应，根据国内学者和国外学者的最新研究成果和建议，采用PLS-SEM 分析变量间的间接效果、直接效果和总效果[30，34]。PLS-SEM采用Bootstrapping 原理进行中介效应分析，并将中介效应划分成5种类别（见表6）。

表6 中介效应的类型及判别标准[30]Table6 Indirect Effect，Direct Effect and Total effect

数据显示，观赛体验通过满意度，进而影响再购意愿的间接效果为0.271（P〈0.01），且达到显著性水平，说明存在中介效应，由于观赛体验对再购意愿的直接效果为0.143（P〈0.01），也达到显著性水平，所以满意度在观赛体验和再购意愿之间起到部分中介作用。由于直接效果和间接效果均为正，故该中介效果为补充性中介效应。相应地，观赛体验通过满意度，进而影响推荐意愿的间接效果为0.262（P〈0.01），直接效果为 0.100（P〈0.01），说明满意度在观赛体验和推荐意愿之间同样起部分中介作用，且为补充性中介效应，假设H4a 和H4b 均得到支持（见表7）。综上所述，标志性赛事观众的观赛体验对观赛行为意向的影响机制既存在直接效果，又存在间接效果。一方面，观赛体验越好，能够直接产生较强的再次观赛意愿和推荐他人观赛意愿；另一方面，由于满意度在观赛体验与观赛行为意向间起到了补充中介效应，说明直接效应与间接效应的方向是一致的，观赛体验越好，观众对赛事的满意度也就越强，进而带来更为强烈的再次观赛意愿和推荐他人观赛意愿。虽然，本研究发现满意度在观赛体验与观赛行为意向关系间具有补充中介效应，但并不排除可能存在其他变量也在观赛体验和观赛行为意向关系间具有中介效应，如观赛体验可能影响观众对赛事服务的感知价值，而感知价值又会影响观赛行为意向。因此，后续研究可以采用其他变量为中介变量，继续深入探讨观赛体验对观赛行为意向的影响机理。

表7 间接效果、直接效果与总效果Table7 Indirect Effect，Direct Effect and Total effect

4.3 调节作用分析

调节作用分析是在自变量与因变量确定的情况下，分析自变量与调节变量对因变量的交互作用。调节变量既可以是类别变量、定序变量，也可以是连续变量。不同种类的调节变量在PLS-SEM 中的分析方法并不相同。球员认同变量为连续型变量，为验证它对观赛体验和行为意向的调节作用，采用PLS-SEM分2 个步骤进行分析：第1 步需要分析模型的主效应，即没有交互作用影响下的自变量和调节变量各自与因变量的关系；第2 步则需要分析调节变量与自变量对因变量的交互作用。因此，球员认同变量对观赛体验和行为意向关系的调节作用，主要考察“观赛体验×球员认同”对再购意愿和推荐意愿的路径系数及其显著性，即随着球员认同程度增强或减弱一个标准差，观赛体验与行为意向（再购意愿和推荐意愿）之间路径系数的变化情况；而球员认同变量对满意度和推荐意愿关系的调节作用，则主要考察“满意度×球员认同”对再购意愿和推荐意愿的路径系数及其显著性。结果显示：“观赛体验×球员认同”对再购意愿和推荐意愿的路径系数均未达到显著水平，表明球员认同在观赛体验和行为意向（再购意愿和推荐意愿）的关系中不存在调节作用，即假设H5a 和H5b 均不成立；“满意度×球员认同”对再购意愿和推荐意愿的路径系数均达到显著水平，且路径系数均为负值，表明球员认同在满意度和行为意向（再购意愿和推荐意愿）的关系中存在负向调节作用，即假设H6a 和H6b 均成立（见表8）。

表8 调节变量的路径系数及显著性水平Table8 Path Coefficients of moderating variables and Significant Levels

上述分析表明，球员认同在满意度与观赛行为意向的关系中具有负向调节作用，即满意度虽然与行为意向之间存在显著的路径关系，但路径关系的大小会随球员认同程度的不同而有所差异。具体而言，对于球员认同程度较高的观众而言，他们在满意度与行为意向间的路径系数显著小于球员认同程度低的观众。也就是说，如果观众的球员认同程度较低，他们在观赛过程中的满意度越高，就越容易产生积极的观赛行为意向。换句话说，当观众与球员之间呈现较强的情感依附和认同程度时，它们的满意度也会正向显著影响未来的观赛意愿和推荐意愿，但这种影响的程度显著低于球员认同度较低的观众。因此，即便由于赛事结果或其他原因导致观众满意度程度不高，具有高球员认同度的球迷仍会更倾向于再次观赛和将赛事推荐给他人。这与西方学者关于球迷分类的研究似乎不谋而合。西方学者通常将观众划分为高认同度球迷和低认同度普通观众。与球队（球员）具有更高情感依附程度的球迷会因为球队的胜利而更加喜爱球队，但当球队失败时也不会抛弃球队[35]。或者说，与低认同度的球迷相比，高认同度球迷往往视球员或赛事为“自己人”，他们对球员、运动项目乃至赛事均有较强的参与度，往往不会因为球员表现或赛事服务等因素过多地影响自己的观赛决策。本研究并未发现球员认同在观赛体验和行为意向关系中存在调节作用，也就是说，球员认同程度的高低并不影响观赛体验和行为意向间的关系强度，他们在观赛体验与观赛行为意向间的关系强度上没有显著性差异。需要指出的是，由于本研究在满意度的测量方面并未对球员满意度和赛事服务满意度等进行多维度细分，后续研究可以采用高阶满意度测量模型，分别验证球员认同在不同类型满意度（球员满意度、赛事服务满意度）与观赛行为意向关系中的调节作用。

5 结论与建议

5.1 结 论

（1）观赛体验、满意度、行为意向等测量模型具有良好的测量属性。当前，国内关于观赛体验的成熟量表较为少见，相关探索性研究所形成的量表尚未得到经验数据的支持。而本研究的观赛体验量表、满意度和行为意向量表均显示具有较好的信度和效度，可供后续研究参考和借鉴。（2）满意度在观赛体验和行为意向间的关系中具有补充性中介效应。根据中介效应的判定标准，本研究发现满意度在观赛体验和再购意愿间的关系中具有补充性中介效应，即观赛体验与再购意愿的直接效应显著的同时，观赛体验通过满意度影响再购意愿的间接效应也显著，而且直接效应与间接效应的方向是一致的。同样，满意度在观赛体验和推荐意愿间的关系中也具有补充性中介效应。（3）球员认同在满意度和行为意向的关系中存在负向调节作用，但球员认同在观赛体验和行为意向的关系中不存在调节作用。

5.2 建 议

（1）为有效提升观众的赛事消费水平，赛事管理人员应仔细考量观众观赛体验的主要影响变量，采取营销手段满足观众的多样化观赛体验。除了运动员的表现和赛事精彩程度较难控制之外，许多辅助性产品和服务需要得到赛事主办方的持续关注。如通过不断完善和优化体育场馆的功能设计，改进场馆及赛场周边的物理环境；通过引进更为高端的赛场视听设备，创造更加立体丰富的赛场观赛效果；通过开展多样化的赛场促销活动和中场休息活动，促进观众与观众、观众与球员的互动等。（2）本研究还发现，球员认同在观众满意度与行为意愿的关系中具有负向调节作用，即球员认同程度越高，观众满意度对行为意向的影响幅度（程度）就越小。因此，赛事营销人员应以球员认同程度作为标尺，有效区分观众类别并制订差异化营销策略。对于球员认同程度较高的球迷，要以提升球迷情感依附度和忠诚度为目标，进一步强化明星球员与球迷之间的身份认同。对于球员认同程度较低的球迷，则要注重改善赛事辅助性服务质量，提高他们对赛事产品的满意度，进而带来更多的观赛行为。

6 研究局限与展望

（1）观赛体验是观众基于观赛行为而产生的一系列复杂心理反应，它的测量方法和工具可能并不单一，既可以使用多因子量表，也可以使用单因子量表。本研究以既有文献为基础，结合赛事自身特征，采用由若干观察变量构成的单因子量表，可能在测量的准确度和全面性方面还存在局限，因此建议后续学者可以采用多因子测量量表开展该领域研究，进一步验证观赛体验与其他赛事消费变量间的相关关系。（2）本研究以上海网球大师赛为研究对象，研究结论能否适用于其他类型赛事仍有待后续学者的考证。最后，本研究将球员认同作为调节变量纳入路径关系分析中，建议后续学者可以继续探讨其他调节变量（如性别、年龄、收入、运动偏好等）在观赛体验和行为意向关系中的调节效果。