體育賽事參與動機、賽事期望與滿意度關(guān)系研究

顧祎晗 李娜 阮香君 王聰 李斌

（湖北大學(xué)體育學(xué)院，湖北武漢 430062）

作為體育產(chǎn)業(yè)與賽事產(chǎn)業(yè)相互融合的新型服務(wù)業(yè)之一，體育賽事在國際體育產(chǎn)業(yè)中占有重要份額。與體育賽事相關(guān)的人主要是體育賽事的參賽者，而參加比賽的動機是參與行為的出發(fā)點，在外部的“拉動”和內(nèi)部的“推力”共同刺激參與者參與體育賽事。滿意度是體育賽事體驗研究中的重要課題，體育賽事的舉辦能給參賽者帶來良好的賽事體驗和愉悅，賽事體驗讓賽事體驗對賽事質(zhì)量有更高的了解，讓參賽者通過實際的認知體驗質(zhì)量和期望，對賽事的認知質(zhì)量越好， 越能幫助獲得更高層次的滿意度，進而提高滿意度。因此，在參與動機和期望水平在滿意度中參與者真正體驗的質(zhì)量起著至關(guān)重要的作用。當前較少把參與動機、賽事期望、體驗質(zhì)量和滿意度因素整合在同一個模型下，對其相互關(guān)系進行系統(tǒng)探究。研究領(lǐng)域以研學(xué)和醫(yī)療等方面為主，對體育賽事研究相對較少?；趨①愓邊⑴c動機視角，體育賽事參賽者參與動機對于滿意度有積極或消極作用?參賽者的期望水平是否會積極或消極地影響滿意度?高水平滿意度是否為參賽者動機與期望對參賽者知覺產(chǎn)生直接影響?參賽者動機和期望能否通過所知覺到的體驗質(zhì)量對滿意度產(chǎn)生影響?這些問題均需引起重視并加以解決。因此，該研究選取體育賽事作為研究對象，將體驗質(zhì)量作為中介變量，構(gòu)建了參賽者動機、期望及滿意度三者間的關(guān)系模型，并探討了參賽者的參與動機、賽事期望、體驗質(zhì)量與滿意度之間的關(guān)系，以期對提升滿意度及體育賽事可持續(xù)發(fā)展起到理論支持及借鑒作用。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

參與動機是人們參與鍛煉的理由和動機，它是保持規(guī)律性鍛煉的一個關(guān)鍵因素。賽事期望拉動人們對參與行為產(chǎn)生向往。體驗質(zhì)量是服務(wù)質(zhì)量對體驗的延伸，其重點仍在于體驗的根本功能性要素。滿意度是指參賽者在體驗后對整體地的主觀評價，將關(guān)系今后的參賽行為。張鵬楊等以環(huán)滇池騎行參賽者者為案例，對參賽者動機，賽前預(yù)期和實際體驗之間的影響機制進行了分析，參與動機會影響到體驗質(zhì)量[1]。提出研究假設(shè):H1:體育賽事動機對于體驗質(zhì)量有顯著的正向影響。

R.D. Keyser 等視參賽者預(yù)期和真實參賽者者經(jīng)驗為形成經(jīng)驗質(zhì)量之根本當消費者真實知覺超出預(yù)期后，體驗質(zhì)量會和預(yù)期表現(xiàn)出正向差，否則會出現(xiàn)不滿[2]。賀小榮等提出顧客預(yù)期顯著正向影響感知體驗質(zhì)量[3]。多數(shù)研究顯示參賽者者預(yù)期顯著影響感知體驗質(zhì)量。提出假設(shè)H2:賽事期望對于體驗質(zhì)量有顯著的正向的影響。J.M.Kwenve 研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)參賽者的服務(wù)質(zhì)量和滿意度顯著相關(guān)，并對目標忠誠度有促進作用[4]。綜上提出研究假設(shè)H3:體驗質(zhì)量顯著正向影響滿意度。

M.Zhao 等人證明了基于路徑分析，比賽體驗與活動質(zhì)量評價在比賽參加者的動機、比賽參與者期望值，以及比賽參與者滿意度等因素之間，都起了中介影響[5]。C.Torres-Sovero 等人評估了感知到的體驗質(zhì)量差異對動機和滿意度高低的直接影響[6]。綜上所述，假設(shè)H4:體驗質(zhì)量在參與動機，賽事期望和滿意度之間起著中介作用。

圖1 變量關(guān)系模型

2 數(shù)據(jù)獲取與研究方法

2.1 變量測量

變量的測量采用調(diào)查問卷的形式。參與動機借鑒黃子璇的量表，包括社會情感動機、逃避釋放動機、刺激挑戰(zhàn)動機、成就滿意度動機等12 個問題[7]；期望量表借鑒M.Zhao等人的研究[7]； 體驗質(zhì)量基于Walker ， Hull 和Roggenbuck(1998)的量表，共5 個問題[8]；滿意度量表的測量參考了"R.A. West-Brook"的量表，包含3 個問題[9]。問卷設(shè)計選擇李克特5 分評分方法進行相關(guān)測量。共有"非常不同意-非常同意"五個選項，計分為1 分-5 分，分數(shù)越高表示越接近認同。問卷內(nèi)容分為人口統(tǒng)計特征、參與動機、賽事期望、體驗質(zhì)量和滿意度5 個部分。

2.2 數(shù)據(jù)收集

預(yù)調(diào)查對湖北大學(xué)半程馬拉松參賽者發(fā)放問卷，進行了回收、分析、專家咨詢、修改形成最終問卷。2021 年5月，對武漢湖北長江超級半程馬拉松參賽參賽者隨機發(fā)放問卷，共收集500 份，剔除無效問卷后，最終獲得455 份有效問卷。

在樣本結(jié)構(gòu)中，有60.9%的男性和39.1%的女性；年齡集中度為18-25 歲，占比31.2%，31-40 歲占20.4%，41-50歲占23.5%，26-30 歲占13.2%；68.8%的學(xué)位是大學(xué)/本科；收入低于3000 元，3001 至5000 元占26.2%，收入在5001元至8000 元占22.4；受訪者的職業(yè)主要是公司或企業(yè)員工，27.3%是學(xué)生，14.7%是自由職業(yè)者，11.6%是教師、醫(yī)生和其他機構(gòu)。總體而言，樣本分布相對均勻，隨機性理想，具有良好的內(nèi)容有效性。

2.3 變量的信效度檢驗

2.3.1 探索性因子分析

使用SPSS24.0 統(tǒng)計軟件，根據(jù)因子特征值≥1 來分析有效的因子，并同時參考碎石圖和因子載荷值來提取出有效的因子。采用正交最大方差旋轉(zhuǎn)法和主成分分析，探索了各變量結(jié)構(gòu)的有效性，利用克隆巴赫系數(shù)檢驗系統(tǒng)各尺度結(jié)構(gòu)的可靠性(表1)。

表1 測量項目的探索性因子分析

表2 變量模型擬合度檢驗

結(jié)果表明，KMO=0.844＞0.8，Bartlett 球形檢驗為1699.372，df=45，Sig=0.000＜0.01，表明運動動機量表中的測量結(jié)果數(shù)據(jù)適合因子分析。本文刪除了兩個負荷低于0.5 的測量項，共從中提取了出來的了3 個公因子，分別為被命名為的社會情感、逃逸釋放動機和刺激滿足動機。每個測量項所對應(yīng)的公因子載荷值均大于0.60，表示著該參量表具有著較為良好的結(jié)構(gòu)效度；此外，克朗巴赫系數(shù)大于0.70、說明了該參量表系統(tǒng)已經(jīng)具有了相當良好和高水準的系統(tǒng)可靠性，測量對象具有系統(tǒng)一致性和整體穩(wěn)定性。賽事期望、體驗質(zhì)量和滿意度的KMO 系數(shù)分別是0.721、0.632和或0.715，大于或0.6，Bartlett 球面檢驗的卡方值應(yīng)分別設(shè)為或496.326、264.846、525.438，且df=3，p=0.000＜0.01。各提取選1 個公因數(shù)，各項測量指標之間的共因數(shù)負荷均大于正負0.60，克隆巴赫系數(shù)均大于0.60，說明這三部分量表具有良好的可靠性和有效性。

2.3.2 驗證性因子分析

使用AMOS 24.0 軟件對變量模型進行驗證性因子分析，結(jié)果表明，各變量問題的因子負荷均大于0.50，表明可較好地反映潛在變量的特征，聚合效度良好； AVE＞0.5，該模型具有良好的適應(yīng)性； CR 顯著大于0.7，表明每個測量指標可較為可靠地反映出變量[10]。

由表3 可知， x2/df＜3； RMSEA＜0.10；GFI、AGFI 均大于0.80； NFI、CFI、IFI 均大于0.90，各種模型擬合度指數(shù)均表明模型具有相當良好的擬合度。

表3 賽事期望、參與動機、體驗質(zhì)量、滿意度的相關(guān)系數(shù)矩陣

2.4 賽事期望、參與動機、體驗質(zhì)量、滿意度的相關(guān)分析

通過表3 得出，賽事期望，參與動機，體驗質(zhì)量，滿意度都處于較高水平（M=3.95；M=4.05；M=4.10；M=4.29）；賽事期望、參與動機、體驗質(zhì)量、滿意度各變量之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

從表4 可以看出，各年齡組的體驗質(zhì)量存在顯著差異(p＜0.05)，其他維度無顯著差異。18 至25 歲的參與者對體驗質(zhì)量的要求高于其他年齡組，而這個年齡組的參與者對體驗質(zhì)量的要求更高。

表4 年齡在服務(wù)質(zhì)量、體驗價值、行為意向上的差異性分析

表5 參賽者體驗價值（w）中介效應(yīng)逐步檢驗的回歸分析

2.5 體驗質(zhì)量的中介效應(yīng)

依據(jù)溫忠麟[11]的回歸分析來檢驗中介效應(yīng)的步驟，本研究采用分步回歸檢驗的方法，以參賽者性別、年齡、學(xué)歷、職業(yè)人口統(tǒng)計變量作為控制變量進行檢驗。

以賽事期望自變量(X)，滿意度為因變量(Y)，進行線性回歸分析。β1=0.209(p＜0.05)，調(diào)整后的R12=0.042。以參與動機為自變量(X)時，滿意度為因變量(Y)，進行線性的回歸分析。β1`=0.548(p＜0.05)，調(diào)整后的R1`2=0.298。以期望為自變量(X)，體驗質(zhì)量為因變量(W)，進行線性回歸，結(jié)果顯示β2=0.435(p＜0.05)， 調(diào)整后的R22=0.187；以動機為自變量(X)，體驗質(zhì)量為因變量(W)，進行線性回歸，結(jié)果顯示β2`=0.590(p＜0.05)，調(diào)整后的R2`2=0.347。以期望(X)和體驗質(zhì)量(W)為自變量，滿意度為因變量(Y)，標準化回歸系數(shù)β3=0.124(p ＜0.05)， β3=0.195(p ＜0.05)，調(diào)整后R32=0.070。以動機(X)和體驗質(zhì)量(W)為自變量，滿意度為因變量(Y)，標準化回歸系數(shù)β3`=-0.114(p ＜0.05)， β3`=0.615(p ＜0.05)，調(diào)整后R3`2=0.305。

中介效應(yīng)的分析結(jié)論也同時表明:由于前面的這3 個t檢驗值都是比較顯著的，因此中介效應(yīng)可能更加地顯著。因為第4 個t 檢驗也是最顯著的，所以為部分中介效應(yīng)，占總中介效應(yīng)的比例是0.435×0.195/0.209=40.586%；0.590×0.615/0.548=66.213%。中介效應(yīng)模型如圖2 所示。

圖2 變量測量模型CFA 結(jié)構(gòu)圖

圖3 假設(shè)模型檢驗結(jié)果

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

參與動機、賽事期望和體驗質(zhì)量是影響滿意度的重要先決條件變量。參與動機越強，對體驗質(zhì)量的積極影響就越強；賽事期望值越高，對體驗質(zhì)量的積極感知就越強；體驗質(zhì)量對滿意度有正向影響。參與動機對滿意度有直接正向影響，賽事期望對滿意度有直接負向影響，并且可以通過體驗質(zhì)量間接影響滿意度。參賽者最終對整個賽事過程的主觀滿意度則是指通過比賽在中賽后能感知體驗到參與者的比賽體驗的質(zhì)量高低與比賽參與動機、賽事期望進行比較而產(chǎn)生的。而滿意度是決定忠誠度和再次參與行為的關(guān)鍵因素，提高滿意度對體育賽事的可持續(xù)性發(fā)展至關(guān)重要。賽事舉辦方需要更加關(guān)注參賽者的賽事體驗質(zhì)量，注意關(guān)注參賽者的參賽動機，注意賽前宣傳將賽事的舉辦效果更加貼近預(yù)期宣傳效果，不要將賽事的宣傳過于夸大，將會過高提升參賽者的賽事期望，對賽后滿意度產(chǎn)生消極影響。同時，要更加關(guān)注18-25 歲年齡段的人群對體驗質(zhì)量會有更大的需求，這個年齡段的參賽者正處于朝氣蓬勃的時期，對事情有個較高的探索欲，期待挑戰(zhàn)與新的生活方式。針對這個年齡段人群可以開展更為趣味的比賽，來提升他們的體驗感。

3.2 建議

首先，要從心理學(xué)的角度充分認識參與動機和賽事期望的重要作用，并將其貫徹到營銷策略和參與者宣傳中。其次，根據(jù)參賽者自身的不同動機，制定最有市場針對性強的體育營銷推廣策略，在內(nèi)部正向激勵機制和外部反向驅(qū)動力的共同聯(lián)合與行動支持下，激發(fā)參與者的體育行為動機；參與者們在真正參與或享受服務(wù)體驗前首先會考慮參與預(yù)期的真實心理層面，要重視宣傳體育賽事產(chǎn)品背后的客觀真實反饋信息，引導(dǎo)每個體育賽事參與者們建立出合理客觀的真實期望心理水平，縮小真實期望心理與自身實際參與體驗心理水平存在的潛在差距。最后，提高滿意度工作的核心關(guān)鍵仍在于切實提高參與者自身的活動體驗質(zhì)量，在運營管理工作過程實踐中更要強調(diào)不斷注重提高各種體育賽事產(chǎn)業(yè)供給的整體質(zhì)量、服務(wù)接待質(zhì)量水平和硬件基礎(chǔ)設(shè)施條件建設(shè)，讓參與者親身感知到其良好的體驗質(zhì)量，并及時與他們參與前應(yīng)有參與動力值和心理期望等進行充分比較，最后達到形成參賽者更高目標的滿意度。