CBA球迷價值共創對主觀幸福感影響的實證研究：一個有調節的中介模型

楊升平，任康龍

中國男子籃球職業聯賽（Chinese Basketball Association，CBA）2020—2021 賽季采用賽會制的比賽方式，常規賽階段共進行56 輪504 場比賽，通過央視平臺轉播超過400 場，不但為球迷奉獻了一系列精彩的視覺盛宴，也使得聯賽品牌影響力不斷提升。但實地訪談調研發現，CBA俱樂部競技水平起伏對球迷追隨意愿的影響較大。具體表現為：當球隊階段性勝率高時，球迷關注度急劇上升，對球隊期待較高，球票供不應求；當球隊階段性勝率較低時則反之。誠然，球迷情緒會隨著賽況的變化而變化，但這種對俱樂部比賽成績的關注遠超過對俱樂部本身的關注的現象則體現出CBA 球迷文化尚不成熟。球迷文化產生的基礎是球迷對于球迷群體和俱樂部的認同（金瑞靜，2015），球迷文化的形成不僅需要俱樂部自身競技水平的提升，還需要通過俱樂部與球迷的良好互動促進球迷認同的形成。隨著互動的深入，球迷會經歷各種積極與消極的情感體驗，并與俱樂部建立強烈的情感訴求通道，在目標、價值取向上保持一致性（李寒冰 等，2022）。因此，“CBA 俱樂部應如何通過互動給球迷帶來更好的參與體驗并留住球迷”成為研究焦點。

新時代背景下，幫助球迷獲得更多幸福感，是球迷文化建設的重要組成部分。球迷幸福感的形成與參與方式息息相關。隨著體育產業不斷發展，球迷的消費觀念正逐漸發生轉變，不再局限于單純的觀看比賽，而是表現出強烈的價值主張與資源投入意愿，其角色定位不斷向價值的共創者轉變（Kolyperas et al.，2019）。價值共創視角下，球迷的加油吶喊、支持擁護、建議推薦等都是球迷與CBA俱樂部之間價值共創的表現，雙方在價值互動中不斷交融，其關系也從相對割裂、封閉向合作、開放轉變（武文珍等，2012）。價值共創不僅可以轉變球迷與CBA 俱樂部之間的互動模式與角色定位，還可以給球迷帶來不同的參與體驗。據此，以新時代人民群眾對美好生活的向往為背景，探究球迷價值共創對其主觀幸福感的影響，將組織認同作為中介變量，滿意度、情感體驗作為調節變量引入研究，通過構建CBA 球迷價值共創影響主觀幸福感的過程模型，揭示球迷主觀幸福感的形成機制，并為CBA 俱樂部提出治理建議。

1 理論基礎與研究假設

1.1 價值共創、組織認同與主觀幸福感的作用關系

根據球迷對俱樂部支持與認同程度的差異，可以將球迷劃分為：支持者、追隨者、粉絲和游蕩者4 類（Giulianotti，2002）。從支持者的高度熱情到游蕩者的冷靜克制，不同類型球迷與俱樂部進行價值共創時所產生的心理體驗存在差別。實地調研發現，球迷在與俱樂部價值共創的過程中，表現出愉悅、抱怨、冷淡等不同的心理狀態。因此，球迷價值共創影響主觀幸福感的作用機制是復雜的，需要中介變量的介導。

1.1.1 價值共創與組織認同

價值共創理論認為，一切經濟交易的根本基礎是服務，產品是服務的載體（李雷 等，2013）。江小涓（2018）研究認為，體育競賽表演是職業體育提供的一種服務，可以為消費者帶來滿意、緊張、刺激等心理感受，而這種精神消費有望成為未來的經濟增長點。體育賽事是生產者、消費者、資源網絡之間進行互動并產生價值創造的領域（Woratschek et al.，2014）。球迷通過加油吶喊、制作可覆蓋看臺的大型橫幅（tifo）、網上討論等形式支持球隊的比賽，球迷的參與行為貫穿賽事產品生產的各個環節，是與俱樂部共創聯賽價值的表現。參考Prahalad 等（2004）提出的DART 模型對價值共創進行衡量，包括對話行為（dialogue）、獲取使用（access）、風險共擔（risk assessment）、透明度（transparency）4 個維度。其中，對話行為指球迷將自身操縱性資源（知識、技能等）投入到與俱樂部的互動過程中，雙方關注焦點一致，并依據一定的規則進行溝通；獲取使用指球迷并不關注賽事產品的所有權，而是關注賽事產品的使用權，強調賽事產品獲取的渠道與結果；風險共擔指球迷了解俱樂部的潛在風險，并愿意參與到俱樂部風險管理過程中；透明度指球迷與俱樂部開誠布公，能夠將雙方的信息不對稱降到最低。翁志強等（2012）研究認為，球迷持續性的現場觀賽可以建立其球隊認同感，球迷對球隊的參與度越深，認同感越強。球迷的價值共創是球迷自發性的參與行為，價值共創過程中的價值投入能夠提升球迷與俱樂部的互動頻率，從而可能提升球迷的組織認同。據此提出假設H1：球迷價值共創正向影響組織認同；H1a：對話行為正向影響組織認同；H1b：獲取使用正向影響組織認同；H1c：風險共擔正向影響組織認同；H1d：透明度正向影響組織認同。

1.1.2 組織認同與主觀幸福感

組織認同是組織成員對組織同一性或歸屬感的感知（Ashforth et al.，1989）。社會認同理論認為，人既包括個人身份，也包括源自組織成員資格的社會身份（Tajfel et al.，1979）。個體加入某一組織后便具有了社會身份，同一組織中的成員在行為、認知上具有一致性。當其對組織產生認同時，可以從組織其他成員處獲得心理資源，而這些心理資源對于成員的主觀幸福感至關重要（Jetten et al.，2017）。主觀幸福感與組織身份認同存在緊密聯系，個體加入社會群體后獲得的組織身份認同可以使其更健康、更幸福（Greenaway et al.，2015）。在體育組織中，成員的組織認同影響其主觀幸福感（Inoue et al.，2022）。當球迷加入球迷組織后，便獲得有別于其他體育消費者的社會身份，通過參與有組織的現場觀賽、加油吶喊、俱樂部線上線下活動等，在交流中形成對俱樂部較為一致的觀點，產生一定的組織身份認同，從而可能獲得主觀幸福感。據此提出假設H2：球迷組織認同正向影響主觀幸福感。

1.1.3 價值共創與主觀幸福感

主觀幸福感（subjective well-being）是個體依據一定標準對生活質量的整體評估，主要包括積極情感、消極情感、生活評價、具體領域滿意度等要素（Diener，2000）。Fowler 等（2008）研究認為，幸福是一種集體現象，幸福感可以在人群中傳遞并形成幸福網絡，處于幸福網絡中的人更容易獲得幸福感?？梢姡饔^幸福感與社交網絡密切相關。一方面，體育參與、體育觀賞與長期和短期主觀幸福感呈正相關（Kim et al.，2019）；另一方面，在間接體育參與（如在現場或者通過網絡觀看體育賽事、參與各類周邊活動等）中，參與者可以通過與他人的社會交往增進自身的主觀幸福感（張勇 等，2021）。資源保護理論認為，隨著內外部資源的增加，人們可能會體驗到更大的幸福感（Hobfoll，1989）。價值共創過程中，俱樂部為球迷提供賽事參與的情境，球迷以資源整合者的身份投入自身對象性資源和操縱性資源，表現為球迷與俱樂部之間的交流互動，從而可能促進其主觀幸福感的產生。據此提出假設H3：球迷價值共創正向影響主觀幸福感。

根據H1～H3，價值共創可能通過組織認同進而對主觀幸福感產生影響，據此提出假設H4：球迷組織認同在價值共創影響主觀幸福感的過程中具有中介作用。

1.2 滿意度和情感體驗的調節作用

1.2.1 滿意度及其調節作用

滿意度是一種心理體驗，是消費者對服務體驗的總體滿意程度（Su et al.，2016）。球迷的滿意度是指其對體育賽事組織者、俱樂部提供的休閑體驗的總體評價，是基于整個組織的消費體驗（Gustafsson et al.，2004）。Wann 等（2002）研究發現，球隊認同感與球隊獲勝后球迷的滿意度呈正相關。Mael 等（1992）研究發現，滿意度對組織認同有顯著影響。賈文帥等（2020）研究發現，滿意度調節了觀賽體驗與持續觀賽意愿之間的關系。觀賽體驗與球迷對賽事產品獲取的便捷性密切相關；持續觀賽意愿可能伴隨著深度的參與，從而能夠促進認同感的產生（翁志強 等，2012）。因此，不同滿意度條件下，球迷價值共創對組織認同可能存在的不同的影響。據此提出假設H5：球迷滿意度調節了價值共創與組織認同之間的關系。

1.2.2 情感體驗及其調節作用

情感體驗是個體對客觀世界的態度在內心產生的感受或領悟，具有主體性、主動性、過程性。李彬（2004）認為，情感體驗存在直接體驗、間接體驗2 種方式，直接體驗指個人通過身臨其境的方式對人、事、物形成感受，并經過加工升華為個人感悟；間接體驗指個人通過媒介對人、事、物進行了解，以虛擬、想象為基礎形成特定的意念，進而產生特定的內心傾向。基于此，將球迷價值共創過程中產生的情感體驗分為直接情感體驗與間接情感體驗：球迷直接情感體驗指球迷通過參加俱樂部組織的線下活動、現場觀看比賽等親歷行為形成感受，并進一步加工形成的個人感悟；球迷間接情感體驗指球迷通過互聯網線上觀看比賽、網絡社區互動等行為所形成的特定認知或感受。情感體驗是人與環境互動的結果，可以作為構建身份認同的框架和單位（張蓮 等，2023），球迷價值共創對組織認同的作用關系受到情感體驗的影響。因此，不同情感體驗條件下，球迷價值共創對組織認同的影響效果有待進一步研究。據此提出假設H6：球迷情感體驗調節了價值共創與組織認同之間的關系。

綜上，構建球迷主觀幸福感形成機制的研究模型（圖1）。

圖1 CBA球迷主觀幸福感形成機制研究模型Figure 1.Research Model of Subjective Well-Being Formation Mechanism of CBA Fans

2 研究對象和工具

2.1 研究對象

通過在CBA 俱樂部球迷微信群中發放網絡問卷進行數據搜集。調研時間為2020 年8—11 月，調研對象包括福建鱘潯興、青島國信海天雄鷹、山東高速麒麟、山西國投猛龍、四川金強藍鯨、天津榮鋼先行者、浙江廣廈雄獅7 個CBA 俱樂部的球迷，最終回收問卷478 份，其中有效問卷396 份，有效率為82.8%，樣本基本信息見表1。

表1 樣本描述性統計結果Table 1 Results of Descriptive Statistics on Samples n=396

2.2 測量工具

2.2.1 測量工具構建

在借鑒已有成熟量表、研究成果，以及訪談俱樂部工作人員、球迷的基礎上，自編了包含價值共創、組織認同、情感體驗、滿意度、主觀幸福感5 個部分的初始問卷。其中，價值共創量表主要參考Prahalad 等（2004）、任際范等（2014）、張潔等（2015）的研究，共4 個維度24 個題項，即對話行為、獲取使用、風險共擔、透明度4 個維度各6 個題項；組織認同量表主要參考Van Dick 等（2004）、王彥斌（2005）的研究，共3 個題項；情感體驗量表主要參考Sheth等（1991）、李彬（2004）的研究，共3 個題項；滿意度量表主要參考Sarstedt 等（2014）、Theodorakis 等（2013）的研究，共3 個題項；主觀幸福感量表主要參考Diener（2000）、Fowler 等（2008）的研究，共3 個題項。量表均采用李克特7 點計分法，從“完全不同意”到“完全同意”計1～7 分。

初始問卷形成后，邀請10 位專家對問卷進行打分評價，根據專家意見對相應題項的表達進行潤色修改。預調研階段，通過網絡問卷形式在部分球迷微信群發放問卷，共收回問卷150 份，其中有效問卷94 份，有效率62.7%。利用SPSS 22.0 對預調研問卷進行信效度分析。信度分析運用CITC 系數分析，刪除系數值小于0.4 的題項；效度分析采用探索性因子分析，進行KMO 和Bartlett 球體檢驗，采用主成分分析法提取特征值大于1 的因子，刪除因子載荷小于0.5、交叉系數大于0.4 的題項，最終剔除了價值共創量表中的12 個題項，其余量表題目數量無變化。

2.2.2 信效度檢驗

采用SPSS 22.0、AMOS 26.0 對正式調研數據進行處理與分析。信度分析結果顯示（表2），5 個量表的Cronbach’sα系數均大于0.7，所有潛變量的組成信度（composite reliability，CR）值均大于0.7，表明5 個量表具有良好的內部一致性與組成信度。

表2 主要變量的相關系數及信效度分析結果Table 2 Correlation Coefficient，Reliability and Validity Analysis Results of Main Variables

對正式調研數據進行驗證性因子分析，所有題項標準化后的因子載荷大于0.5。同時，所有潛變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關系數（表2），表明量表具有較好的結構效度。此外，量表根據10 位專家的評價進行了修正，有較好的內容效度。

3 結果

3.1 中介效應檢驗

采用AMOS 26.0 檢驗價值共創通過組織認同間接影響主觀幸福感的中介效應。模型配適度良好，χ2/df=3.906，CFI=0.968，IFI=0.972，GFI=0.971，RMSEA=0.086。由于價值共創包括4 個一階因子，根據Doll 等（1994）對價值共創一階與二階模型進行的模型配適度分析，一階模型自由度（179.90）/二階模型自由度（184.59）=0.97＞0.85，因此可以用價值共創二階因子來代替4 個一階因子。10 000 bootstrap 分析結果如表3 所示，3 條路徑點估計值均顯著，Z值均大于1.96，置信區間不包含0，表明球迷的價值共創正向影響組織認同，進而正向影響主觀幸福感，組織認同在價值共創和主觀幸福觀之間起部分中介作用，假設H1～H4 成立。

3.2 層次回歸分析

采用層次回歸構建8 個模型進行假設檢驗（表4）。模型1～4 以組織認同為因變量，其中模型1 將控制變量（性別、年齡、受教育水平）納入回歸模型；模型2 在模型1 的基礎上將預測變量（對話行為、獲取使用、風險共擔、透明度）納入研究模型；模型3 在模型2 的基礎上將滿意度、價值共創各維度與滿意度的交互作用納入模型；模型4 在模型2的基礎上將情感體驗、價值共創各維度與情感體驗的交互作用納入模型。同理，模型5～8 以主觀幸福感為因變量，將控制變量、預測變量、中介變量依次納入相應模型。模型1～8 的VIF 值小于10，容差均大于0.1。數據分析前對所有變量進行了標準化處理。

表4 層次回歸分析結果Table 4 Results of Hierarchical Regression Analysis

模型1～4 對價值共創影響組織認同過程中滿意度、情感體驗的調節作用進行了檢驗。模型1～4 中，控制變量對球迷組織認同的預測作用均不顯著，說明價值共創對組織認同的影響在不同性別、年齡、受教育水平上具有一致性。模型2 中，4 個預測變量對組織認同的影響均顯著，H1a～d成立。模型3 中，滿意度的調節效應顯著，H5 成立；如表4所示，交互項獲取使用×滿意度、風險共擔×滿意度顯著，對話行為×滿意度、透明度×滿意度不顯著，表明滿意度僅在獲取使用、風險共擔2 個維度與組織認同之間存在顯著調節作用。同理，由模型4 可知，情感體驗的調節效果顯著，H6 成立；情感體驗僅在獲取使用、風險共擔2 個維度與組織認同之間存在顯著調節作用。

模型5～8 將控制變量、自變量、中介變量納入模型進行假設檢驗。依據Baron 等（1986）的研究結論，如果滿足4 個條件則完全中介作用存在：1）自變量與中介變量關系顯著；2）自變量與因變量關系顯著；3）中介變量與因變量關系顯著；4）當中介效應存在時，自變量與因變量之間的關系變得不顯著。參考Wu 等（2015）的研究對模型5～8進行分析，控制變量對主觀幸福感的預測作用均不顯著。模型6 中，獲取使用、風險共擔、透明度與主觀幸福感關系顯著，但對話行為與主觀幸福感關系不顯著。模型7 中，中介變量組織認同與主觀幸福感關系顯著。模型8 中，中介變量存在時，獲取使用、透明度與主觀幸福感關系不顯著，風險共擔與主觀幸福感關系顯著，說明組織認同在獲取使用、透明度影響主觀幸福感過程中存在完全中介效應，在風險共擔影響主觀幸福感的過程中的存在部分中介效應。

基于以上調節作用分析結果進行簡單斜率分析，將滿意度、情感體驗分別分為高水平組（M＋1SD）和低水平組（M-1SD）（Aiken et al.，1991），檢驗在滿意度、情感體驗不同水平下獲取使用、風險共擔對組織認同的影響效果。根據圖2A 可知，低滿意度條件下的獲取使用影響組織認同的簡單斜率（k=0.415）大于高滿意度條件下（k=0.157），說明隨著滿意度的提升，獲取使用對組織認同的影響減弱。根據圖2B 可知，低滿意度條件下風險共擔影響組織認同的簡單斜率（k=0.198）小于高滿意度條件下（k=0.240），說明隨著滿意度的提升，風險共擔對組織認同的影響增強。根據圖3A 可知，低情感體驗條件下獲取使用影響組織認同的簡單斜率（k=0.423）大于高情感體驗條件下（k=0.109），說明隨著情感體驗的提升，獲取使用對組織認同的影響減弱。根據圖3B，低情感體驗條件下風險共擔影響組織認同的簡單斜率（k=0.155）小于高情感體驗條件下（k=0.187），說明隨著情感體驗的提升，風險共擔對組織認同的影響增強。

圖2 滿意度對獲取使用（A）、風險共擔（B）影響組織認同的調節作用Figure 2.Moderation Effect of Satisfaction on Access （A），Risk Assessment （B） and Organizational Identity

圖3 情感體驗對獲取使用（A）、風險共擔（B）影響組織認同的調節作用Figure 3.Moderation Effect of Emotional Experience on Access （A），Risk Assessment （B） and Organizational Identity

3.3 有調節的中介效應檢驗

采用SPSS 22.0 的PROCESS 插件，根據Hayes（2017），選擇模型9，在10 000 boostrap 樣本數，95%置信區間下，以價值共創為自變量X，主觀幸福感為因變量Y，組織認同為中介變量M，滿意度為調節變量W，情感體驗為調節變量Z進行有調節的中介效應檢驗。由表5 可知，有調節的中介效應不顯著，即價值共創通過組織認同影響主觀幸福感的中介效應沒有受到滿意度、情感體驗的顯著調節。對調節變量不同水平下的中介效應分析可知：低滿意度，高情感體驗條件下，價值共創通過組織認同對主觀幸福感影響的中介效應不顯著。滿意度不變的條件下，隨著情感體驗的增強，中介效應值增大，價值共創通過組織認同對主觀幸福感影響的中介效應增強；情感體驗不變的條件下，隨著滿意度的增強，中介效應值減小，價值共創通過組織認同對主觀幸福感影響的中介效應減弱。

表5 滿意度、情感體驗對中介模型間接路徑的調節效應Table 5 Moderating Effects of Satisfaction and Emotional Experience on the Direct Path of the Mediator Model

4 討論

4.1 價值共創對組織認同的影響

研究結果表明，價值共創對組織認同的影響效果顯著，究其原因：1）價值共創使球迷的參與邏輯發生轉變。球迷的追隨意愿受CBA 俱樂部競技水平起伏的影響較大，可能是因為球迷受到傳統商品主導邏輯的影響。商品主導邏輯下，CBA 俱樂部被認為是比賽產品的生產者，而球迷是消費者，比賽時球迷的消費行為基本僅限于觀賽，很少與俱樂部進行深層次的價值交換。比賽價值的生產隨比賽的結束而結束，球迷只是價值的消耗者，關注比賽的交換價值，并未參與價值共創過程。此時，競技水平成為連接球迷與俱樂部的紐帶。球迷從消費者角度更愿意關注實力更強的俱樂部以及更精彩的比賽。而價值共創使球迷的參與邏輯從商品主導邏輯向服務主導邏輯轉變。商品主導邏輯強調通過價值交換帶來經濟收益，主要出現在技術資源匱乏的時代。隨著信息技術的發展，服務主導邏輯強調各參與方通過資源投入，將操縱性資源（知識、技能）投入價值生產的全流程，以價值共創的方式，實現交換價值到使用價值的轉變（劉林青等，2010）。服務主導邏輯下，CBA 俱樂部給球迷提供的是一種觀賽體驗服務，賽事產品只是服務的載體。CBA 俱樂部、球迷均以資源整合者的身份將自身操縱性資源投入到比賽的前、中、后期。此時，球迷從消費者轉變為參與者，從關注比賽的交換價值向使用價值轉變（李雷 等，2013）。比賽價值的生產并非隨比賽的結束而結束，而是由球迷通過個人行為進行延續或再創，如制作比賽集錦、短視頻等在網絡平臺上發布，或將比賽的精彩瞬間向親朋好友講述、推薦等。參與邏輯的轉變也一定程度促進組織認同的產生。2）價值共創使球迷的參與方式發生轉變。從組織行為分析，價值共創促使球迷與俱樂部的互動從淺層的顧客參與行為轉變為深層的顧客公民行為。球迷的顧客參與行為是球迷的角色內行為，如球迷為觀看比賽購買門票、在比賽現場歡呼吶喊等，有助于球迷的心理滿足。球迷的顧客公民行為是一種角色外行為，如球迷與俱樂部共擔發展風險、向親友推薦俱樂部、主動向俱樂部提出發展建議等。球迷的顧客公民行為是俱樂部競爭優勢的一部分，使球迷與俱樂部的交集不再局限于比賽本身，追隨意愿受隊伍競賽水平起伏的影響程度降低。球迷價值共創實質是顧客參與行為與顧客公民行為的結合。以對話行為、獲取使用、風險共擔、透明度為核心的價值共創不僅可以給予球迷參與體驗，更可以激發球迷的參與熱情，使得球迷以組織成員身份與俱樂部進行互動，從消費者轉變為參與者。這種參與方式的轉變促進球迷組織認同的產生。

4.2 組織認同對主觀幸福感的影響

研究結果表明，組織認同對主觀幸福感的影響效果顯著。這與Greenaway 等（2015）、Inoue 等（2022）的研究結論一致。從社會學角度出發，球迷在具備組織成員身份后，產生了情感上的歸屬感和價值觀上的一致性（Riketta，2005）。通過交流互動，球迷在不斷的心理磨合過程中，從俱樂部、球迷組織、其他成員處獲得榮譽感、歸屬感等心理資源，形成對組織成員身份的認知，產生了組織認同感。這種身份認知幫助球迷更加輕松、主動地去參加俱樂部、球迷組織的各種活動，并在互動中獲得更多的主觀幸福感。組織認同具有持久性特征（魏鈞 等，2007），即便離開球迷組織，組織認同依舊會產生作用，因此，組織認同對主觀幸福感的影響是持續性的。

4.3 組織認同的中介作用

組織認同在價值共創影響主觀幸福感的過程中起到了中介作用，具體來看：1）球迷與CBA 俱樂部之間的對話行為只給球迷帶來組織認同，尚未進一步轉化為主觀幸福感。這可能是因為球迷與CBA 俱樂部之間的溝通交流是在一定渠道或者規則下進行的，對話的方式尚不夠開放。因此，交流渠道的開放程度可能是影響球迷主觀幸福感形成的主要原因之一。2）球迷與俱樂部間的風險共擔既可以直接影響主觀幸福感，也可以通過組織認同間接影響主觀幸福感。這可能是由于風險共擔使得球迷不再以消費者的身份，而是以俱樂部治理參與者的身份與俱樂部共渡難關，使得球迷在與俱樂部的互動過程中進行了深層次的資源投入與價值交換。因此，俱樂部對于球迷參與身份的定位，可能是影響球迷主觀幸福感形成的主要原因之一。3）球迷與俱樂部間的獲取使用、透明度通過組織認同的完全中介作用影響主觀幸福感。這可能是因為這2 個維度的實現更多需要俱樂部的率先行動。當俱樂部主動下放使用權、公開俱樂部信息后，球迷才會通過球迷組織來展開行動。因此，2 個維度對主觀幸福感之間的影響需要組織認同的完全介導。在此情境下，球迷關注的是俱樂部是否賦予其一定的使用權，即俱樂部是否能提供更多的比賽素材、邀請球迷觀看球員賽前訓練、與球員之間進行交流互動等，以及俱樂部是否開誠布公，與球迷之間的信息是否對稱。關于上述訴求，俱樂部大多通過在線上線下的信息公布渠道發布最新動態、讓球迷參與俱樂部活動、對俱樂部相關資源的使用授權給予滿足，進而使球迷產生主觀幸福感。因此，俱樂部的信息公開與相關資源的使用權特許，是影響球迷主觀幸福感形成的主要原因之一。

4.4 情感體驗、滿意度的調節作用

滿意度、情感體驗調節了價值共創與組織認同之間的關系，表明球迷的組織認同是多元因素影響的結果。通過簡單斜率分析可知，隨著滿意度、情感體驗的提升，獲取使用對組織認同的影響減弱，風險共擔對組織認同的影響增強。獲取使用強調球迷關注賽事產品的使用權，風險共擔強調球迷在俱樂部治理過程中的參與。當球迷在賽事情境中能獲得更多的積極體驗時，互動渠道與方式對組織認同的影響降低，球迷更傾向于通過與俱樂部休戚與共、幫助俱樂部度過難關增強組織認同感。這表明積極的情境體驗能夠減少球迷在賽事產品使用方面的要求，增加其對于俱樂部的價值投入。體現出球迷在將自身資源投入到與俱樂部的價值共創過程后，與俱樂部的互動頻率、深層次的價值交換不斷提升，對球迷組織成員身份的認知也不斷加深，組織認同呈現出更強的增加趨勢，與翁志強等（2012）的研究結論相印證。

4.5 有調節的中介效應

研究發現，雖然有調節的中介效應不顯著，但調節變量的不同水平可能影響了中介效應的強度。在滿意度減弱與情感體驗增強的條件下，價值共創通過組織認同影響主觀幸福感的中介效應呈增強趨勢。這可能是由于滿意度的提升會直接促進球迷參與過程中主觀幸福感的產生，而情感體驗的提升則會促進球迷的組織參與行為，通過組織認同的形成來促進主觀幸福感的形成。因此，俱樂部應針對球迷不同的參與方式制定差異化的互動策略。與球迷個體的互動，要注重服務質量的提升，通過高質量的服務來增強球迷的滿意度，幫助球迷獲得主觀幸福感；與球迷群體的互動，要注重球迷的個體感知，通過營造更加舒適的參與情境讓球迷獲得沉浸式參與體驗，促進組織認同的形成，并進一步獲得主觀幸福感。此外，在低滿意度-高情感體驗條件下中介效應不顯著，可能是由俱樂部低質量服務所致的。低質量服務可能使球迷產生較為強烈、持久的不滿情緒，進而阻礙價值共創通過組織認同間接影響主觀幸福感的產生。因此，俱樂部可以通過制定“球迷服務負面清單”優化俱樂部服務流程，提升球迷的滿意度和幸福感。

鑒于此，本研究提出新時代背景下CBA 俱樂部提升球迷主觀幸福感的操作性建議：1）CBA 俱樂部要轉變對球迷的認知，將球迷看作俱樂部治理的參與者，主動邀請球迷參與俱樂部事務，尤其是危機事件的處理；開通與球迷的信息交流反饋渠道，并通過設崗有效運作，消除俱樂部在球迷心中的“神秘感”，為球迷價值共創的產生創造良好的前提條件，將球迷的價值共創引入賽事全流程。2）CBA 俱樂部可依據“幸福是一種集體現象”的認知，增加與球迷線上、線下的各種互動，如線上投票抽獎、線下球員見面會等，通過營造有助于促進球迷情感體驗、滿意度產生的體驗情境，吸納更多球迷加入球迷組織，以此提升俱樂部的社會影響力；通過提高信息公開頻率、給予球迷一定的比賽視頻加工處理與發布權利，增加球迷在賽事前中后期的價值投入，以此提高球迷的組織認同感，并進一步提升其主觀幸福感。

5 結論

1）球迷價值共創顯著正向預測組織認同與主觀幸福感，在價值共創的獲取使用、風險共擔維度對組織認同的影響中，滿意度、情感體驗起調節作用。

2）球迷組織認同在價值共創對主觀幸福感的影響中起中介作用，其中組織認同在價值共創的風險共擔維度影響主觀幸福感的過程中起部分中介作用，在獲取使用、透明度維度影響主觀幸福感的過程中起完全中介作用。

3）在球迷滿意度減弱與情感體驗增強的條件下，組織認同對價值共創影響主觀幸福感的中介效應呈增強趨勢。