馬拉松賽事服務質量對參賽者忠誠度的影響：滿意度的中介作用與參與動機的調節作用

李 娜 ，劉仕彬 ，2，王 聰 ，史文文

（1.湖北大學 體育學院，湖北 武漢 430062；2.永安中學，廣東 中山 528400）

自2014 年國務院印發《關于加快發展體育產業促進體育消費的若干意見》［1］以來，體育賽事迎來了“井噴式”發展，特別是馬拉松賽事的興起和發展， 吸引了廣大馬拉松跑者積極參加，拓展了城市體育產業發展空間，為馬拉松賽事舉辦地提供了可持續利用的旅游資源和發展動力。 馬拉松賽事成為近些年國內發展最快的城市旅游吸引物之一， 也是旅游目的地吸引游客的重要手段［1］。隨著城市馬拉松賽事供給體系的發展日趨成熟，市場對賽事品牌、服務質量、內容特色提出了新要求，賽事間的競爭也將更加激烈， 提升參與群體的參賽體驗成為城市品牌馬拉松賽事保持競爭力的基礎［2］。 因此，關注和分析參賽者對賽事的態度感受是提升城市馬拉松賽事的競爭力和吸引力研究的重要組成部分。

受新冠肺炎疫情影響，眾多馬拉松賽事被迫中斷，2021 湖北·長江超級半程馬拉松是湖北疫情后的首場大型馬拉松賽事，該賽事備受關注，吸引了眾多馬拉松跑者前往參賽。 本研究以2021 湖北·長江超級半程馬拉松的參賽者為調查對象，構建以參賽者滿意度為中介、 參與動機為調節的結構方程模型，分析參賽者忠誠度的影響路徑，探討參賽者的服務質量感知與參賽者忠誠度的關系， 力求為提升馬拉松賽事持續吸引力提供決策支持。

1 研究假設

1.1 賽事服務質量與參賽者忠誠度

參賽者忠誠度是指參賽選手對該賽事的充分的肯定，且愿意推廣宣傳該賽事，并期望再次參與的一種心理傾向。 本文借鑒劉宇飛［3］忠誠度測量的量表，其認為馬拉松賽事參賽者忠誠主要表現在推薦意愿和重游意愿2 個方面。 賽事服務質量是指馬拉松賽事參賽者參與比賽后對賽事做出的整體評價、主觀印象。

李凌云［4］通過對體育賽事球迷忠誠度進行分析得出：“CBA賽事球迷忠誠度影響因素主要包括賽事服務產品質量、 賽事球迷滿意和賽事球迷價值等3 個方面”。 黃俊濤［5］研究發現服務品質對游客忠誠度有直接正向影響。 上述研究雖未直接驗證馬拉松賽事服務質量與參賽者忠誠度的關系，但提示我們，服務質量可能是忠誠度的重要影響因素。 優質的馬拉松賽事注重把握賽事服務細節，同時具備較完善的反饋體系，對賽事過程中存在的問題做到精準把控。 高質量的服務能促進參賽者做出較高滿意度評價，積極評價利于賽事的口碑傳播，能促進參賽者的重復參賽意愿，進而提升賽事吸引力。 因此提出假設H1：賽事服務質量正向預測參賽者忠誠度。

1.2 參賽者滿意度的中介作用

參賽者滿意度是指在參加馬拉松賽事過程中， 對賽事服務質量、賽事設施和參賽體驗形成的一系列的心理評價。 祝建瑩［6］對賽事觀眾進行調查發現：“賽事服務品質對觀眾的滿意度有正面影響”。莊全［7］對參加網球比賽的觀眾進行調查，結果顯示：“賽事服務質量對觀眾的滿意度有明顯的正面作用。 ”在消費行為領域， 期望理論認為消費者是將消費前的期望與消費后的績效進行比較，來判斷產品或服務能否使得自身滿意，若該產品提供的服務能使消費者滿意，則下次便會購買。 對馬拉松參賽者來說，能從補給、食宿、紀念品、安保、醫療、服務等方面獲得細致且周到的服務， 很大程度上會提升對馬拉松賽事的正向評價及滿足感。 因此，賽事服務質量可能正向影響參賽者滿意度。

個體滿意度是忠誠度的重要影響因素之一。 參賽忠誠度是指參加馬拉松賽事的個體對賽事的認同， 且愿意向他人推薦賽事，并產生再次參賽的心理傾向。 賈瑞方［8］通過對南京青奧會和環金雞湖半程馬拉松觀眾的滿意度和忠誠度的研究發現，“觀眾滿意度能夠顯著正向影響忠誠度”。 李征［9］在關于滿意度與忠誠度的研究中得出：“觀眾體驗滿意度能夠對球隊忠誠度產生正向影響”。 魏善亮［10］研究發現參賽者服務質量能夠正向預測參賽者忠誠度， 也可以通過滿意度的中介作用對忠誠度產生積極影響。 通過對滿意度、服務質量及忠誠度之間關系的梳理，發現優質的賽事服務質量能夠增強個體的滿意度，促進參賽者的忠誠度。 賽事服務質量是衡量賽事成功與否的重要因素之一，對參賽者滿意度和忠誠度產生較為重要影響。基于此，提出假設H2：參賽者滿意度在賽事服務質量與參賽忠誠度之間起中介作用。

1.3 參與動機的調節作用

參與動機是指參賽者內心為滿足個人需要，激勵其產生的參賽意向及行為的內部動力。當人們意識到自己的特定需求并認為某些賽事活動可以滿足這些需求時，就產生了動機［11］。 朱新田［12］研究發現：“網上購物動機對網絡商店的服務質量和客戶滿意之間的關系起到了強化調控作用， 即隨著服務質量的提高，消費者的滿意程度隨之增加。 在不同網絡消費動機水平下，滿意度增長的速度是不一致的，實用型消費動機對二者的關系有一定的抑制作用， 而娛樂型消費動機對二者的關系起到了促進作用。 可見，動機在服務質量與滿意度之間起調節作用。 澤斯爾曼和比特納［13］認為服務質量是影響滿意度的重要因素，且服務質量對滿意度的影響并不是穩定單向的。 在目標活動中，高參與動機的個體可能往往對賽事要求較高（如服務質量），則要求賽事主辦方提供較為優質的服務；低參與動機參賽者整體動機不高，滿足自身的完賽動機即可，對賽事其他方面可能要求相對較低。 參與動機可能會調節賽事服務質量與滿意度的關系。 因此，提出假設H3：參賽者參與動機在賽事服務質量與參賽者滿意度的關系中起調節作用。

綜上所述，本研究目的有二：一是考察賽事服務質量對忠誠度的影響是否通過滿意度這一中介變量實現； 二是檢驗該中介效應是否受到參與動機的調節作用。 該模型旨在探討服務質量與參賽者忠誠度的關系研究， 以及參與動機和參賽者滿意度在其中起何種作用。 因此， 本研究假設模型如圖1 所示。

圖1 有調節的中介模型假設圖

2 研究對象與方法

2.1 研究對象

本研究以馬拉松賽事服務質量、參與動機、滿意度與忠誠度為研究對象。 以2021 年5 月參加2021 年鄂州長江超級半程馬拉松且完賽的參賽者為調查對象，共計發放回收問卷500份，剔除無效問卷，獲得476 份有效問卷，有效率95.2%，其中男性 309 人（64.9%），女性 167 人（35.1%），年齡在 18～60 歲之間。

2.2 工具

1）賽事服務質量量表：該借鑒黃子璇［14］引用的PARASURAMAN.A 的服務評價模型，共6 個測量題項，分別從補給、食宿、紀念品、安保、醫療、服務6 個方面進行施測，所有題項都采用李克特5 級量表進行評分，范圍從“非常不符合至非常符合”分別由低到高賦值1～5 分。對總體量表內部一致性進行檢驗， 結果顯示賽事服務質量量表總體的克隆巴赫α 系數為0.854 大于0.7 這一臨界值， 說明服務質量量表的內部一致性較好，具有較好的信度。

2）參與動機量表：該借鑒黃子璇［14］改編 E.Cohen 的參與動機量表，共12 個題項，分別從社交情感、逃逸釋放、刺激挑戰和成就滿足4 個維度進行施測， 對該分量表的結構進行驗證性因子分析，擬合指標如下：χ2/ df =2.600，RMSEA=0.058 小于 0.10；絕對擬合指標RFI=0.947，TLI=0.967，均大于 0.90；相對擬合指標CFI=0.976，IFI=0.976，2 個相對擬合指標均大于0.90。因此，參與動機量表的總體模型適配良好。參與動機量表的克隆巴赫α 系數為為 0.910 大于0.7 這一臨界值，說明參與動機量表的內部一致性較好，具有較好的信度。

3）滿意度量表：該量表借鑒黃子璇［14］關于滿意度的量表，采用整體滿意度指標對參賽者滿意度進行測量，3 個測量題項分為：“會再次參與此類賽事；對此賽事積極評價；賽事是我所期待”，所有題項均采用李克特5 級量表進行評分，范圍從“非常不符合至非常符合”分別由低到高賦值1～5 分，總體得分越高， 參賽者對賽事越滿意。 滿意度量表克隆巴赫α 系數為0.877 大于0.7 這一臨界值，說明滿意度量表內部一致性較好，具有較好的信度。

4）忠誠度量表：本文借鑒劉宇飛［3］關于忠誠度測量的量表， 其認為馬拉松賽事參賽者忠誠主要表現在推薦意愿和重游意愿兩個方面，共2 個測項包括推薦意愿和重游意愿，采用李克特5 級量表進行評分，范圍從“非常不符合至非常符合”分別由低到高賦值1～5 分。 忠誠度量表的克隆巴赫α 系數為0.828 大于0.7 這一臨界值， 說明忠誠度量表的內部一致性較好，具有較好的信度。 總體量表的克隆巴赫α 系數為0.930 大于0.9，且各分量表的克隆巴赫α 系數均大于0.8，表明總體量表的內部一致性較好，可信度較高。

3 結果

3.1 共同方法偏差

通過采取匿名測量、 部分項目反向等措施從程序上控制共同方法偏差。 依據周浩和龍立榮［15］對共同方法偏差檢驗的介紹，采用SPSS23.0 軟件對量表進行Harman 單因子檢驗，檢驗結果顯示，特征根大于1 的因子有4 個。 并且，第一個因子的方差解釋率為33.504%，小于40%，故本研究中不存在共同方法偏差，可在此基礎上進行數據分析。

3.2 描述性統計和相關分析

如表1 所示，賽事服務質量、參與動機、滿意度與忠誠度之間呈現兩兩正相關關系（p＜0.01）。 賽事服務質量與忠誠度之間呈顯著正相關（r=0.621）；參與動機總分及4 個指標與其他3 個變量呈顯著正相關.

表1 各研究變量的相關分析（n=476）

3.3 服務質量與忠誠度回歸分析

由表5.8 可知，R2的變化量為0.002 是顯著的， 說明此模型回歸效果顯著，且服務質量對忠誠度具有明顯的影響作用。D-W 值為1.894，介于0～2 之間，表明誤差項間為正相關。

由表3 所示，賽事服務質量的顯著性系數為0.000，小于0.05 顯著性水平。 由此可知， 服務質量對忠誠度具有顯著影響， 標準系數為 0.621， 可進行下一步操作。 又因 VIF 值為1.00，說明回歸方程式的自變量不具有共線性。 即馬拉松賽事服務質量能夠顯著正向影響參賽者忠誠度（β=0.702，p＜0.01），假設H1 成立。

表2 服務質量與忠誠度回歸模型（n=476）

表3 服務質量與忠誠度回歸系數（n=476）

3.4 中介作用檢驗

采用PROCESS3.3 插件，在控制性別、年齡的情況下，依次將賽事服務質量、滿意度、忠誠度放入選項框中。 選擇模型4，樣本量設為5 000，置信區間設為95%，進行中介效應檢驗。結果表明（見表4 與表5），服務質量對參賽者忠誠度的預測作用顯著（B=0.702，t=16.88，p＜0.01），且當放入中介變量后，服務質量對參賽者忠誠度的直接預測作用依然顯著（B=0.152，t=3.24，p＜0.01）。 服務質量對滿意度的正向預測作用顯著（B=0.749，t=21.593，p＜0.01）， 參賽者滿意度對忠誠度的正向預測作用也顯著（B=0.735，t=16.536，p＜0.01）。 此外，賽事服務質量對忠誠度影響的直接效應及參賽者滿意度的中介效應的bootstrap 95%置信區間的上、下限均不包0，表明賽事服務質量不僅能夠直接預測參賽者忠誠度， 而且能夠通過滿意度的中介作用預測忠誠度。直接效應為0.152 和中介效應為0.550，分別占總效應0.702 的21.62% 、78.37%。 因此，參賽者滿意度在賽事服務質量與忠誠度之間起部分中介作用， 假設H2 成立。

表4 滿意度的中介作用檢驗（n=476）

表5 總效應、直接效應及中介效應分解表（n=476）

3.5 調節作用檢驗

以服務質量為自變量，滿意度為因變量，來檢驗參與動機的調節作用。 結果如表6 所示，自變量服務質量（β=0.16 且p＜0.001）、調節變量參與動機（β=0.614 且p＜0.001）進入方程后，F值為170.505 是顯著的， 說明在對控制變量進行控制以后，服務質量和參與動機都可正向預測滿意度。 最后，在回歸方程放入控制變量、自變量、調節變量以及交互項，服務質量與參與動機的交互項的回歸系數是-0.090， 回歸系數是顯著的且在0.01 水平。 表明參與動機在賽事服務質量與參賽者滿意度之間的調節作用是顯著的，故假設H3 成立。

表6 參與動機的調節作用檢驗（n=476）

3.6 有調節的中介模型建立

根據上述研究結果， 我們假設4 個變量的有調節的中介模型成立，為了驗證該假設，根據溫忠麟關于有調節的中介模型驗證方法， 首先對各變量進行中心化處理， 再進行逐步回歸，得到了表7 的數據。

表7 服務質量、參與動機、滿意度、忠誠度的回歸分析（n=476）

1）做參賽者忠誠度對賽事服務質量的回歸，賽事服務質量（β=0.568，p＜0.01）的回歸系數顯著；

2）做滿意度對賽事服務質量和參與動機的回歸，賽事服務質量（β=0.614，p＜0.001）和參與動機（β=0.16，p＜0.01）的回歸系數顯著；

3）做忠誠度對賽事服務質量、參與動機和滿意度的回歸，賽事服務質量、滿意度和參與動機（β=-0.24，p＜0.01）的回歸系數顯著；

4）做忠誠度對服務質量、參與動機、滿意度以及服務質量與參與動機的交互項的回歸，交互項的回歸系數仍然顯著（p＜0.01）。

如圖2 所示，賽事服務質量可以直接影響忠誠度，也可以通過滿意度間接影響忠誠度。 而參與動機在賽事服務質量和滿意度之間起加強調節作用，但隨著參與動機水平的提高，賽事服務質量對滿意度的影響作用有所削弱。 根據溫忠麟［16］關于有調節的中介模型驗證的觀點， 如果所檢驗的有調節的中介模型滿足了以上4 個條件，即存在有調節的中介效應，即馬拉松賽事服務質量、參與動機、滿意度、忠誠度4 者構成了一個有調節的中介模型。

圖2 有調節的中介模型圖

4 討論

4.1 馬拉松賽事服務質量對參賽者忠誠度的直接效應

根據“認知-情感-意向”關系理論，服務質量屬于“認知”范疇，會對消費者的行為意向造成影響，當消費者感知服務質量較差時，消費者忠誠度就變弱；反之，當消費者感知服務質量較高時，消費者忠誠度較高。 本研究結果顯示馬拉松賽事服務質量正向預測參賽者忠誠度，這與黃俊濤［5］和劉仕彬［17］的研究結果一致。 這說明馬拉松賽事服務質量會提高參賽者效用，滿足參賽者期望，增強了參賽者的信任感，有助于參賽者忠誠度。 通過對參賽者訪談發現，參加馬拉松的跑者黏性很大，很多跑者有曾經參加過馬拉松賽事的經歷， 且每個人對馬拉松的感受不盡相同，但對賽事服務都有著強烈需求。 這提示馬拉松賽事舉辦地要提升賽事服務質量， 逐步優化升級賽事服務系統，提升參賽者滿意度和忠誠度。

4.2 參賽者滿意度在服務質量與忠誠度之間的中介作用

研究發現，賽事服務質量正向預測忠誠度，參賽者滿意度正向預測參賽者忠誠度， 滿意度在賽事服務質量和參賽者忠誠度之間起部分中介作用。 這一結果與魏善亮［12］研究結果一致。 此外，賽事服務質量通過參賽者滿意度對忠誠度的影響力（0.550）大于賽事服務質量直接對忠誠度的影響力（0.152），這提示馬拉松賽事舉辦地可通過不斷提高賽事服務質量來提高參賽者滿意度， 進而提高參賽者忠誠度是需要考慮的重要問題。 例如，在賽事前期報名階段，方便快捷的報名程序，一定程度上會提高參賽者滿意度并將其內化于心， 進而促進參賽者的忠誠度。

4.3 參與動機在服務質量與滿意度之間的調節作用

本研究對參賽者參與動機的調節作用進行檢驗， 研究結果表明，滿意度的提高會受到參與動機的影響，參與動機在賽事服務質量和滿意度之間起調節作用， 調節了賽事服務質量→滿意度→忠誠度這一中介過程的前半路徑。 具體來說，參賽者具有較高的參與動機時， 賽事服務質量對滿意度的影響也會隨之增大，參賽者會有較高的滿意度。 參賽者的忠誠度存在個體差異，即參賽者在不同的參與動機水平的作用下，滿意度水平亦有差異。 首先，高參與動機參賽者更在意比賽過程中的跑步體驗，對外在的賽事服務可能關注相對較少，能夠有效的緩解賽事過程中給參賽者帶來的消極影響， 進而提升滿意度和忠誠度水平。 其次，高參與動機參賽者也具有較高的行為控制能力， 賽事過程中一些不良的賽事體驗會誘發個體產生排斥心理，進而給予賽事不良評價，對于高參與動機參賽者則能夠較好的控制情緒和行為，更專注參與比賽，避免受到其他干擾因素的影響，確保賽事目標的順利進行，進而增強參賽者忠誠度。 此外，參與動機的調節作用可以有效的緩沖不利因素對參賽者行為的影響。

5 結論

1）馬拉松賽事服務質量正向預測參賽者滿意度和參賽者忠誠度；參賽者滿意度正向預測參賽者忠誠度；參賽者參與動機正向預測參賽者滿意度。

2）參賽者滿意度在賽事服務質量和忠誠度之間起部分中介作用， 即賽事服務質量既可以對參賽者忠誠度產生直接影響，也可以通過參賽者滿意度對忠誠度產生間接影響；

3） 賽事服務質量對忠誠度的中介作用具有調節效應，參賽者參與動機調節了中介過程的前半路徑。 具體而言，參賽者參與動機水平越高，賽事服務質量對滿意度的影響越大。

4）賽事服務質量、參賽者參與動機、參賽者滿意度、參賽者忠誠度4 者構成一個有調節的中介模型。