CBA球迷价值共创对主观幸福感影响的实证研究：一个有调节的中介模型

杨升平，任康龙

中国男子篮球职业联赛（Chinese Basketball Association，CBA）2020—2021 赛季采用赛会制的比赛方式，常规赛阶段共进行56 轮504 场比赛，通过央视平台转播超过400 场，不但为球迷奉献了一系列精彩的视觉盛宴，也使得联赛品牌影响力不断提升。但实地访谈调研发现，CBA俱乐部竞技水平起伏对球迷追随意愿的影响较大。具体表现为：当球队阶段性胜率高时，球迷关注度急剧上升，对球队期待较高，球票供不应求；当球队阶段性胜率较低时则反之。诚然，球迷情绪会随着赛况的变化而变化，但这种对俱乐部比赛成绩的关注远超过对俱乐部本身的关注的现象则体现出CBA 球迷文化尚不成熟。球迷文化产生的基础是球迷对于球迷群体和俱乐部的认同（金瑞静，2015），球迷文化的形成不仅需要俱乐部自身竞技水平的提升，还需要通过俱乐部与球迷的良好互动促进球迷认同的形成。随着互动的深入，球迷会经历各种积极与消极的情感体验，并与俱乐部建立强烈的情感诉求通道，在目标、价值取向上保持一致性（李寒冰 等，2022）。因此，“CBA 俱乐部应如何通过互动给球迷带来更好的参与体验并留住球迷”成为研究焦点。

新时代背景下，帮助球迷获得更多幸福感，是球迷文化建设的重要组成部分。球迷幸福感的形成与参与方式息息相关。随着体育产业不断发展，球迷的消费观念正逐渐发生转变，不再局限于单纯的观看比赛，而是表现出强烈的价值主张与资源投入意愿，其角色定位不断向价值的共创者转变（Kolyperas et al.，2019）。价值共创视角下，球迷的加油呐喊、支持拥护、建议推荐等都是球迷与CBA俱乐部之间价值共创的表现，双方在价值互动中不断交融，其关系也从相对割裂、封闭向合作、开放转变（武文珍等，2012）。价值共创不仅可以转变球迷与CBA 俱乐部之间的互动模式与角色定位，还可以给球迷带来不同的参与体验。据此，以新时代人民群众对美好生活的向往为背景，探究球迷价值共创对其主观幸福感的影响，将组织认同作为中介变量，满意度、情感体验作为调节变量引入研究，通过构建CBA 球迷价值共创影响主观幸福感的过程模型，揭示球迷主观幸福感的形成机制，并为CBA 俱乐部提出治理建议。

1 理论基础与研究假设

1.1 价值共创、组织认同与主观幸福感的作用关系

根据球迷对俱乐部支持与认同程度的差异，可以将球迷划分为：支持者、追随者、粉丝和游荡者4 类（Giulianotti，2002）。从支持者的高度热情到游荡者的冷静克制，不同类型球迷与俱乐部进行价值共创时所产生的心理体验存在差别。实地调研发现，球迷在与俱乐部价值共创的过程中，表现出愉悦、抱怨、冷淡等不同的心理状态。因此，球迷价值共创影响主观幸福感的作用机制是复杂的，需要中介变量的介导。

1.1.1 价值共创与组织认同

价值共创理论认为，一切经济交易的根本基础是服务，产品是服务的载体（李雷 等，2013）。江小涓（2018）研究认为，体育竞赛表演是职业体育提供的一种服务，可以为消费者带来满意、紧张、刺激等心理感受，而这种精神消费有望成为未来的经济增长点。体育赛事是生产者、消费者、资源网络之间进行互动并产生价值创造的领域（Woratschek et al.，2014）。球迷通过加油呐喊、制作可覆盖看台的大型横幅（tifo）、网上讨论等形式支持球队的比赛，球迷的参与行为贯穿赛事产品生产的各个环节，是与俱乐部共创联赛价值的表现。参考Prahalad 等（2004）提出的DART 模型对价值共创进行衡量，包括对话行为（dialogue）、获取使用（access）、风险共担（risk assessment）、透明度（transparency）4 个维度。其中，对话行为指球迷将自身操纵性资源（知识、技能等）投入到与俱乐部的互动过程中，双方关注焦点一致，并依据一定的规则进行沟通；获取使用指球迷并不关注赛事产品的所有权，而是关注赛事产品的使用权，强调赛事产品获取的渠道与结果；风险共担指球迷了解俱乐部的潜在风险，并愿意参与到俱乐部风险管理过程中；透明度指球迷与俱乐部开诚布公，能够将双方的信息不对称降到最低。翁志强等（2012）研究认为，球迷持续性的现场观赛可以建立其球队认同感，球迷对球队的参与度越深，认同感越强。球迷的价值共创是球迷自发性的参与行为，价值共创过程中的价值投入能够提升球迷与俱乐部的互动频率，从而可能提升球迷的组织认同。据此提出假设H1：球迷价值共创正向影响组织认同；H1a：对话行为正向影响组织认同；H1b：获取使用正向影响组织认同；H1c：风险共担正向影响组织认同；H1d：透明度正向影响组织认同。

1.1.2 组织认同与主观幸福感

组织认同是组织成员对组织同一性或归属感的感知（Ashforth et al.，1989）。社会认同理论认为，人既包括个人身份，也包括源自组织成员资格的社会身份（Tajfel et al.，1979）。个体加入某一组织后便具有了社会身份，同一组织中的成员在行为、认知上具有一致性。当其对组织产生认同时，可以从组织其他成员处获得心理资源，而这些心理资源对于成员的主观幸福感至关重要（Jetten et al.，2017）。主观幸福感与组织身份认同存在紧密联系，个体加入社会群体后获得的组织身份认同可以使其更健康、更幸福（Greenaway et al.，2015）。在体育组织中，成员的组织认同影响其主观幸福感（Inoue et al.，2022）。当球迷加入球迷组织后，便获得有别于其他体育消费者的社会身份，通过参与有组织的现场观赛、加油呐喊、俱乐部线上线下活动等，在交流中形成对俱乐部较为一致的观点，产生一定的组织身份认同，从而可能获得主观幸福感。据此提出假设H2：球迷组织认同正向影响主观幸福感。

1.1.3 价值共创与主观幸福感

主观幸福感（subjective well-being）是个体依据一定标准对生活质量的整体评估，主要包括积极情感、消极情感、生活评价、具体领域满意度等要素（Diener，2000）。Fowler 等（2008）研究认为，幸福是一种集体现象，幸福感可以在人群中传递并形成幸福网络，处于幸福网络中的人更容易获得幸福感。可见，主观幸福感与社交网络密切相关。一方面，体育参与、体育观赏与长期和短期主观幸福感呈正相关（Kim et al.，2019）；另一方面，在间接体育参与（如在现场或者通过网络观看体育赛事、参与各类周边活动等）中，参与者可以通过与他人的社会交往增进自身的主观幸福感（张勇 等，2021）。资源保护理论认为，随着内外部资源的增加，人们可能会体验到更大的幸福感（Hobfoll，1989）。价值共创过程中，俱乐部为球迷提供赛事参与的情境，球迷以资源整合者的身份投入自身对象性资源和操纵性资源，表现为球迷与俱乐部之间的交流互动，从而可能促进其主观幸福感的产生。据此提出假设H3：球迷价值共创正向影响主观幸福感。

根据H1～H3，价值共创可能通过组织认同进而对主观幸福感产生影响，据此提出假设H4：球迷组织认同在价值共创影响主观幸福感的过程中具有中介作用。

1.2 满意度和情感体验的调节作用

1.2.1 满意度及其调节作用

满意度是一种心理体验，是消费者对服务体验的总体满意程度（Su et al.，2016）。球迷的满意度是指其对体育赛事组织者、俱乐部提供的休闲体验的总体评价，是基于整个组织的消费体验（Gustafsson et al.，2004）。Wann 等（2002）研究发现，球队认同感与球队获胜后球迷的满意度呈正相关。Mael 等（1992）研究发现，满意度对组织认同有显著影响。贾文帅等（2020）研究发现，满意度调节了观赛体验与持续观赛意愿之间的关系。观赛体验与球迷对赛事产品获取的便捷性密切相关；持续观赛意愿可能伴随着深度的参与，从而能够促进认同感的产生（翁志强 等，2012）。因此，不同满意度条件下，球迷价值共创对组织认同可能存在的不同的影响。据此提出假设H5：球迷满意度调节了价值共创与组织认同之间的关系。

1.2.2 情感体验及其调节作用

情感体验是个体对客观世界的态度在内心产生的感受或领悟，具有主体性、主动性、过程性。李彬（2004）认为，情感体验存在直接体验、间接体验2 种方式，直接体验指个人通过身临其境的方式对人、事、物形成感受，并经过加工升华为个人感悟；间接体验指个人通过媒介对人、事、物进行了解，以虚拟、想象为基础形成特定的意念，进而产生特定的内心倾向。基于此，将球迷价值共创过程中产生的情感体验分为直接情感体验与间接情感体验：球迷直接情感体验指球迷通过参加俱乐部组织的线下活动、现场观看比赛等亲历行为形成感受，并进一步加工形成的个人感悟；球迷间接情感体验指球迷通过互联网线上观看比赛、网络社区互动等行为所形成的特定认知或感受。情感体验是人与环境互动的结果，可以作为构建身份认同的框架和单位（张莲 等，2023），球迷价值共创对组织认同的作用关系受到情感体验的影响。因此，不同情感体验条件下，球迷价值共创对组织认同的影响效果有待进一步研究。据此提出假设H6：球迷情感体验调节了价值共创与组织认同之间的关系。

综上，构建球迷主观幸福感形成机制的研究模型（图1）。

图1 CBA球迷主观幸福感形成机制研究模型Figure 1.Research Model of Subjective Well-Being Formation Mechanism of CBA Fans

2 研究对象和工具

2.1 研究对象

通过在CBA 俱乐部球迷微信群中发放网络问卷进行数据搜集。调研时间为2020 年8—11 月，调研对象包括福建鲟浔兴、青岛国信海天雄鹰、山东高速麒麟、山西国投猛龙、四川金强蓝鲸、天津荣钢先行者、浙江广厦雄狮7 个CBA 俱乐部的球迷，最终回收问卷478 份，其中有效问卷396 份，有效率为82.8%，样本基本信息见表1。

表1 样本描述性统计结果Table 1 Results of Descriptive Statistics on Samples n=396

2.2 测量工具

2.2.1 测量工具构建

在借鉴已有成熟量表、研究成果，以及访谈俱乐部工作人员、球迷的基础上，自编了包含价值共创、组织认同、情感体验、满意度、主观幸福感5 个部分的初始问卷。其中，价值共创量表主要参考Prahalad 等（2004）、任际范等（2014）、张洁等（2015）的研究，共4 个维度24 个题项，即对话行为、获取使用、风险共担、透明度4 个维度各6 个题项；组织认同量表主要参考Van Dick 等（2004）、王彦斌（2005）的研究，共3 个题项；情感体验量表主要参考Sheth等（1991）、李彬（2004）的研究，共3 个题项；满意度量表主要参考Sarstedt 等（2014）、Theodorakis 等（2013）的研究，共3 个题项；主观幸福感量表主要参考Diener（2000）、Fowler 等（2008）的研究，共3 个题项。量表均采用李克特7 点计分法，从“完全不同意”到“完全同意”计1～7 分。

初始问卷形成后，邀请10 位专家对问卷进行打分评价，根据专家意见对相应题项的表达进行润色修改。预调研阶段，通过网络问卷形式在部分球迷微信群发放问卷，共收回问卷150 份，其中有效问卷94 份，有效率62.7%。利用SPSS 22.0 对预调研问卷进行信效度分析。信度分析运用CITC 系数分析，删除系数值小于0.4 的题项；效度分析采用探索性因子分析，进行KMO 和Bartlett 球体检验，采用主成分分析法提取特征值大于1 的因子，删除因子载荷小于0.5、交叉系数大于0.4 的题项，最终剔除了价值共创量表中的12 个题项，其余量表题目数量无变化。

2.2.2 信效度检验

采用SPSS 22.0、AMOS 26.0 对正式调研数据进行处理与分析。信度分析结果显示（表2），5 个量表的Cronbach’sα系数均大于0.7，所有潜变量的组成信度（composite reliability，CR）值均大于0.7，表明5 个量表具有良好的内部一致性与组成信度。

表2 主要变量的相关系数及信效度分析结果Table 2 Correlation Coefficient，Reliability and Validity Analysis Results of Main Variables

对正式调研数据进行验证性因子分析，所有题项标准化后的因子载荷大于0.5。同时，所有潜变量的平均提取方差值（average variance extracted，AVE）值均大于0.5，且AVE平方根大于所在行列相关系数（表2），表明量表具有较好的结构效度。此外，量表根据10 位专家的评价进行了修正，有较好的内容效度。

3 结果

3.1 中介效应检验

采用AMOS 26.0 检验价值共创通过组织认同间接影响主观幸福感的中介效应。模型配适度良好，χ2/df=3.906，CFI=0.968，IFI=0.972，GFI=0.971，RMSEA=0.086。由于价值共创包括4 个一阶因子，根据Doll 等（1994）对价值共创一阶与二阶模型进行的模型配适度分析，一阶模型自由度（179.90）/二阶模型自由度（184.59）=0.97＞0.85，因此可以用价值共创二阶因子来代替4 个一阶因子。10 000 bootstrap 分析结果如表3 所示，3 条路径点估计值均显著，Z值均大于1.96，置信区间不包含0，表明球迷的价值共创正向影响组织认同，进而正向影响主观幸福感，组织认同在价值共创和主观幸福观之间起部分中介作用，假设H1～H4 成立。

3.2 层次回归分析

采用层次回归构建8 个模型进行假设检验（表4）。模型1～4 以组织认同为因变量，其中模型1 将控制变量（性别、年龄、受教育水平）纳入回归模型；模型2 在模型1 的基础上将预测变量（对话行为、获取使用、风险共担、透明度）纳入研究模型；模型3 在模型2 的基础上将满意度、价值共创各维度与满意度的交互作用纳入模型；模型4 在模型2的基础上将情感体验、价值共创各维度与情感体验的交互作用纳入模型。同理，模型5～8 以主观幸福感为因变量，将控制变量、预测变量、中介变量依次纳入相应模型。模型1～8 的VIF 值小于10，容差均大于0.1。数据分析前对所有变量进行了标准化处理。

表4 层次回归分析结果Table 4 Results of Hierarchical Regression Analysis

模型1～4 对价值共创影响组织认同过程中满意度、情感体验的调节作用进行了检验。模型1～4 中，控制变量对球迷组织认同的预测作用均不显著，说明价值共创对组织认同的影响在不同性别、年龄、受教育水平上具有一致性。模型2 中，4 个预测变量对组织认同的影响均显著，H1a～d成立。模型3 中，满意度的调节效应显著，H5 成立；如表4所示，交互项获取使用×满意度、风险共担×满意度显著，对话行为×满意度、透明度×满意度不显著，表明满意度仅在获取使用、风险共担2 个维度与组织认同之间存在显著调节作用。同理，由模型4 可知，情感体验的调节效果显著，H6 成立；情感体验仅在获取使用、风险共担2 个维度与组织认同之间存在显著调节作用。

模型5～8 将控制变量、自变量、中介变量纳入模型进行假设检验。依据Baron 等（1986）的研究结论，如果满足4 个条件则完全中介作用存在：1）自变量与中介变量关系显著；2）自变量与因变量关系显著；3）中介变量与因变量关系显著；4）当中介效应存在时，自变量与因变量之间的关系变得不显著。参考Wu 等（2015）的研究对模型5～8进行分析，控制变量对主观幸福感的预测作用均不显著。模型6 中，获取使用、风险共担、透明度与主观幸福感关系显著，但对话行为与主观幸福感关系不显著。模型7 中，中介变量组织认同与主观幸福感关系显著。模型8 中，中介变量存在时，获取使用、透明度与主观幸福感关系不显著，风险共担与主观幸福感关系显著，说明组织认同在获取使用、透明度影响主观幸福感过程中存在完全中介效应，在风险共担影响主观幸福感的过程中的存在部分中介效应。

基于以上调节作用分析结果进行简单斜率分析，将满意度、情感体验分别分为高水平组（M＋1SD）和低水平组（M-1SD）（Aiken et al.，1991），检验在满意度、情感体验不同水平下获取使用、风险共担对组织认同的影响效果。根据图2A 可知，低满意度条件下的获取使用影响组织认同的简单斜率（k=0.415）大于高满意度条件下（k=0.157），说明随着满意度的提升，获取使用对组织认同的影响减弱。根据图2B 可知，低满意度条件下风险共担影响组织认同的简单斜率（k=0.198）小于高满意度条件下（k=0.240），说明随着满意度的提升，风险共担对组织认同的影响增强。根据图3A 可知，低情感体验条件下获取使用影响组织认同的简单斜率（k=0.423）大于高情感体验条件下（k=0.109），说明随着情感体验的提升，获取使用对组织认同的影响减弱。根据图3B，低情感体验条件下风险共担影响组织认同的简单斜率（k=0.155）小于高情感体验条件下（k=0.187），说明随着情感体验的提升，风险共担对组织认同的影响增强。

图2 满意度对获取使用（A）、风险共担（B）影响组织认同的调节作用Figure 2.Moderation Effect of Satisfaction on Access （A），Risk Assessment （B） and Organizational Identity

图3 情感体验对获取使用（A）、风险共担（B）影响组织认同的调节作用Figure 3.Moderation Effect of Emotional Experience on Access （A），Risk Assessment （B） and Organizational Identity

3.3 有调节的中介效应检验

采用SPSS 22.0 的PROCESS 插件，根据Hayes（2017），选择模型9，在10 000 boostrap 样本数，95%置信区间下，以价值共创为自变量X，主观幸福感为因变量Y，组织认同为中介变量M，满意度为调节变量W，情感体验为调节变量Z进行有调节的中介效应检验。由表5 可知，有调节的中介效应不显著，即价值共创通过组织认同影响主观幸福感的中介效应没有受到满意度、情感体验的显著调节。对调节变量不同水平下的中介效应分析可知：低满意度，高情感体验条件下，价值共创通过组织认同对主观幸福感影响的中介效应不显著。满意度不变的条件下，随着情感体验的增强，中介效应值增大，价值共创通过组织认同对主观幸福感影响的中介效应增强；情感体验不变的条件下，随着满意度的增强，中介效应值减小，价值共创通过组织认同对主观幸福感影响的中介效应减弱。

表5 满意度、情感体验对中介模型间接路径的调节效应Table 5 Moderating Effects of Satisfaction and Emotional Experience on the Direct Path of the Mediator Model

4 讨论

4.1 价值共创对组织认同的影响

研究结果表明，价值共创对组织认同的影响效果显著，究其原因：1）价值共创使球迷的参与逻辑发生转变。球迷的追随意愿受CBA 俱乐部竞技水平起伏的影响较大，可能是因为球迷受到传统商品主导逻辑的影响。商品主导逻辑下，CBA 俱乐部被认为是比赛产品的生产者，而球迷是消费者，比赛时球迷的消费行为基本仅限于观赛，很少与俱乐部进行深层次的价值交换。比赛价值的生产随比赛的结束而结束，球迷只是价值的消耗者，关注比赛的交换价值，并未参与价值共创过程。此时，竞技水平成为连接球迷与俱乐部的纽带。球迷从消费者角度更愿意关注实力更强的俱乐部以及更精彩的比赛。而价值共创使球迷的参与逻辑从商品主导逻辑向服务主导逻辑转变。商品主导逻辑强调通过价值交换带来经济收益，主要出现在技术资源匮乏的时代。随着信息技术的发展，服务主导逻辑强调各参与方通过资源投入，将操纵性资源（知识、技能）投入价值生产的全流程，以价值共创的方式，实现交换价值到使用价值的转变（刘林青等，2010）。服务主导逻辑下，CBA 俱乐部给球迷提供的是一种观赛体验服务，赛事产品只是服务的载体。CBA 俱乐部、球迷均以资源整合者的身份将自身操纵性资源投入到比赛的前、中、后期。此时，球迷从消费者转变为参与者，从关注比赛的交换价值向使用价值转变（李雷 等，2013）。比赛价值的生产并非随比赛的结束而结束，而是由球迷通过个人行为进行延续或再创，如制作比赛集锦、短视频等在网络平台上发布，或将比赛的精彩瞬间向亲朋好友讲述、推荐等。参与逻辑的转变也一定程度促进组织认同的产生。2）价值共创使球迷的参与方式发生转变。从组织行为分析，价值共创促使球迷与俱乐部的互动从浅层的顾客参与行为转变为深层的顾客公民行为。球迷的顾客参与行为是球迷的角色内行为，如球迷为观看比赛购买门票、在比赛现场欢呼呐喊等，有助于球迷的心理满足。球迷的顾客公民行为是一种角色外行为，如球迷与俱乐部共担发展风险、向亲友推荐俱乐部、主动向俱乐部提出发展建议等。球迷的顾客公民行为是俱乐部竞争优势的一部分，使球迷与俱乐部的交集不再局限于比赛本身，追随意愿受队伍竞赛水平起伏的影响程度降低。球迷价值共创实质是顾客参与行为与顾客公民行为的结合。以对话行为、获取使用、风险共担、透明度为核心的价值共创不仅可以给予球迷参与体验，更可以激发球迷的参与热情，使得球迷以组织成员身份与俱乐部进行互动，从消费者转变为参与者。这种参与方式的转变促进球迷组织认同的产生。

4.2 组织认同对主观幸福感的影响

研究结果表明，组织认同对主观幸福感的影响效果显著。这与Greenaway 等（2015）、Inoue 等（2022）的研究结论一致。从社会学角度出发，球迷在具备组织成员身份后，产生了情感上的归属感和价值观上的一致性（Riketta，2005）。通过交流互动，球迷在不断的心理磨合过程中，从俱乐部、球迷组织、其他成员处获得荣誉感、归属感等心理资源，形成对组织成员身份的认知，产生了组织认同感。这种身份认知帮助球迷更加轻松、主动地去参加俱乐部、球迷组织的各种活动，并在互动中获得更多的主观幸福感。组织认同具有持久性特征（魏钧 等，2007），即便离开球迷组织，组织认同依旧会产生作用，因此，组织认同对主观幸福感的影响是持续性的。

4.3 组织认同的中介作用

组织认同在价值共创影响主观幸福感的过程中起到了中介作用，具体来看：1）球迷与CBA 俱乐部之间的对话行为只给球迷带来组织认同，尚未进一步转化为主观幸福感。这可能是因为球迷与CBA 俱乐部之间的沟通交流是在一定渠道或者规则下进行的，对话的方式尚不够开放。因此，交流渠道的开放程度可能是影响球迷主观幸福感形成的主要原因之一。2）球迷与俱乐部间的风险共担既可以直接影响主观幸福感，也可以通过组织认同间接影响主观幸福感。这可能是由于风险共担使得球迷不再以消费者的身份，而是以俱乐部治理参与者的身份与俱乐部共渡难关，使得球迷在与俱乐部的互动过程中进行了深层次的资源投入与价值交换。因此，俱乐部对于球迷参与身份的定位，可能是影响球迷主观幸福感形成的主要原因之一。3）球迷与俱乐部间的获取使用、透明度通过组织认同的完全中介作用影响主观幸福感。这可能是因为这2 个维度的实现更多需要俱乐部的率先行动。当俱乐部主动下放使用权、公开俱乐部信息后，球迷才会通过球迷组织来展开行动。因此，2 个维度对主观幸福感之间的影响需要组织认同的完全介导。在此情境下，球迷关注的是俱乐部是否赋予其一定的使用权，即俱乐部是否能提供更多的比赛素材、邀请球迷观看球员赛前训练、与球员之间进行交流互动等，以及俱乐部是否开诚布公，与球迷之间的信息是否对称。关于上述诉求，俱乐部大多通过在线上线下的信息公布渠道发布最新动态、让球迷参与俱乐部活动、对俱乐部相关资源的使用授权给予满足，进而使球迷产生主观幸福感。因此，俱乐部的信息公开与相关资源的使用权特许，是影响球迷主观幸福感形成的主要原因之一。

4.4 情感体验、满意度的调节作用

满意度、情感体验调节了价值共创与组织认同之间的关系，表明球迷的组织认同是多元因素影响的结果。通过简单斜率分析可知，随着满意度、情感体验的提升，获取使用对组织认同的影响减弱，风险共担对组织认同的影响增强。获取使用强调球迷关注赛事产品的使用权，风险共担强调球迷在俱乐部治理过程中的参与。当球迷在赛事情境中能获得更多的积极体验时，互动渠道与方式对组织认同的影响降低，球迷更倾向于通过与俱乐部休戚与共、帮助俱乐部度过难关增强组织认同感。这表明积极的情境体验能够减少球迷在赛事产品使用方面的要求，增加其对于俱乐部的价值投入。体现出球迷在将自身资源投入到与俱乐部的价值共创过程后，与俱乐部的互动频率、深层次的价值交换不断提升，对球迷组织成员身份的认知也不断加深，组织认同呈现出更强的增加趋势，与翁志强等（2012）的研究结论相印证。

4.5 有调节的中介效应

研究发现，虽然有调节的中介效应不显著，但调节变量的不同水平可能影响了中介效应的强度。在满意度减弱与情感体验增强的条件下，价值共创通过组织认同影响主观幸福感的中介效应呈增强趋势。这可能是由于满意度的提升会直接促进球迷参与过程中主观幸福感的产生，而情感体验的提升则会促进球迷的组织参与行为，通过组织认同的形成来促进主观幸福感的形成。因此，俱乐部应针对球迷不同的参与方式制定差异化的互动策略。与球迷个体的互动，要注重服务质量的提升，通过高质量的服务来增强球迷的满意度，帮助球迷获得主观幸福感；与球迷群体的互动，要注重球迷的个体感知，通过营造更加舒适的参与情境让球迷获得沉浸式参与体验，促进组织认同的形成，并进一步获得主观幸福感。此外，在低满意度-高情感体验条件下中介效应不显著，可能是由俱乐部低质量服务所致的。低质量服务可能使球迷产生较为强烈、持久的不满情绪，进而阻碍价值共创通过组织认同间接影响主观幸福感的产生。因此，俱乐部可以通过制定“球迷服务负面清单”优化俱乐部服务流程，提升球迷的满意度和幸福感。

鉴于此，本研究提出新时代背景下CBA 俱乐部提升球迷主观幸福感的操作性建议：1）CBA 俱乐部要转变对球迷的认知，将球迷看作俱乐部治理的参与者，主动邀请球迷参与俱乐部事务，尤其是危机事件的处理；开通与球迷的信息交流反馈渠道，并通过设岗有效运作，消除俱乐部在球迷心中的“神秘感”，为球迷价值共创的产生创造良好的前提条件，将球迷的价值共创引入赛事全流程。2）CBA 俱乐部可依据“幸福是一种集体现象”的认知，增加与球迷线上、线下的各种互动，如线上投票抽奖、线下球员见面会等，通过营造有助于促进球迷情感体验、满意度产生的体验情境，吸纳更多球迷加入球迷组织，以此提升俱乐部的社会影响力；通过提高信息公开频率、给予球迷一定的比赛视频加工处理与发布权利，增加球迷在赛事前中后期的价值投入，以此提高球迷的组织认同感，并进一步提升其主观幸福感。

5 结论

1）球迷价值共创显著正向预测组织认同与主观幸福感，在价值共创的获取使用、风险共担维度对组织认同的影响中，满意度、情感体验起调节作用。

2）球迷组织认同在价值共创对主观幸福感的影响中起中介作用，其中组织认同在价值共创的风险共担维度影响主观幸福感的过程中起部分中介作用，在获取使用、透明度维度影响主观幸福感的过程中起完全中介作用。

3）在球迷满意度减弱与情感体验增强的条件下，组织认同对价值共创影响主观幸福感的中介效应呈增强趋势。