呂 樂

1 文獻回顧

體育賽事是體育產(chǎn)業(yè)的主導，是促進體育消費轉型升級、提升體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的重要抓手。2018年12月，國務院頒布了《關于加快發(fā)展體育競賽表演產(chǎn)業(yè)的指導意見》(國辦發(fā)[2018]121號文)，明確指出要加強體育賽事品牌創(chuàng)新，培育一批社會影響力大、知名度高的精品賽事，促進體育賽事高質(zhì)量發(fā)展。再訪意愿的提高是體育賽事高質(zhì)量發(fā)展的一個重要表現(xiàn)，體現(xiàn)了消費者對于體育賽事的認可與支持。從這一層面上說，體育賽事再訪意愿的提升就是在促進體育賽事的高質(zhì)量發(fā)展。同時，營銷實踐證明，對于既有客戶的維護和服務成本遠低于新客戶的開發(fā)成本[1]，因此，體育賽事運營和城市相關部門比以往任何時候都更加重視客戶關系的維持與保留。為此，理清哪些因素有助于提升體育賽事再訪意愿顯得尤為迫切。

態(tài)度理論的認知—情感—行為傾向模型認為消費者的行為意愿與其認知和情感息息相關。其中，認知是指根據(jù)個人知識水平和過去經(jīng)驗而對事物產(chǎn)生的理性認識過程，具體表現(xiàn)為理解、信念、觀點等;情感是個體通過認知過程對事物產(chǎn)生的心理傾向，表現(xiàn)為對事物的情緒和感情;意向則是個體在此基礎上進一步產(chǎn)生的行為傾向，表現(xiàn)為傾向、偏好、意向等。認知、情感和意象三個要素被認為是行為發(fā)生的基本要素。在消費者行為相關研究中，“認知—情感—意向”的范式解釋了消費者從產(chǎn)業(yè)信息收集、產(chǎn)品偏好形成、購買意愿產(chǎn)生直至購后產(chǎn)品評價的完整的消費行為，涵蓋了消費過程的全部環(huán)節(jié)。消費主體基于自身知識水平和過去經(jīng)歷對客體產(chǎn)生的認知及其喜愛、認同、依賴、偏好等情感因素制約了消費者的行為傾向，而再訪意愿作為行為傾向的一種表現(xiàn)形式，理應受到消費者認知與情感的影響。

既往研究發(fā)現(xiàn)作為消費者認知表現(xiàn)方式之一的目的地意象對于消費者的行為意圖可能產(chǎn)生正向影響[2]，但二者之間的影響路徑及作用機制仍不明晰。Chalip等在研究中以媒體作為宣傳方式并檢驗了目的地意象與重游意圖的關系，發(fā)現(xiàn)目的地意象正向影響重游意圖[3];Gibson等以美國大學生為對象，透過媒體營銷的方式預測受試者對于目的地意象、造訪中國與觀看北京奧運會的意圖，結果發(fā)現(xiàn)通過媒體的宣傳使受試者對于目的地意象的評價能夠有效地預測其前往中國以及觀看北京奧運會的意愿[4];Chen與Funk指出，不同運動觀光消費者對于目的地意象的評估均有所差異，且發(fā)現(xiàn)運動觀光消費者對于目的地意象評估的好壞確實會影響再次重游的意愿[5];根據(jù)Qu等研究指出，目的地意象在參與行為研究中扮演重要的角色。消費者對于目的地意象的評價越高，再次造訪及推薦他人的意愿越高。綜合上述研究發(fā)現(xiàn)，消費者對于賽會形象的評價越高，對目的地意象評價越佳，實際前往參與的意圖越高。

地方依戀理論認為:消費者對于賽會及目的地的意象評價越好，其內(nèi)心對于賽事和目的地可能產(chǎn)生更為積極的情感，進而影響其對于賽事舉辦地產(chǎn)生相應的地方認同及依賴，形成地方依戀，從而進一步增強其再訪意愿。對既有文獻進一步梳理可以發(fā)現(xiàn)，學者們從不同角度論證了地方依戀在不同背景下的中介效應。龍江智通過對鳳凰古城游客忠誠度的研究發(fā)現(xiàn)，游憩涉入對目的地游客忠誠度的直接影響并不顯著，但是可通過地方依戀的中介作用對忠誠度產(chǎn)生重要的間接影響[6];賈衍菊研究發(fā)現(xiàn)，在目的地品質(zhì)與游客滿意和游客忠誠的影響關系中地方依戀起中介效應[7];祁瀟瀟研究發(fā)現(xiàn)，地方中介在敬畏情緒對旅游者實施環(huán)境責任行為影響關系中起中介作用[8]?？梢?，地方依戀的中介效應已經(jīng)在不同領域的研究中得到了驗證。因此，地方依戀這一變量在研究中作為中介變量是可行的。

此外，既有文獻中不同學者對于地方依戀理論的研究存在著較大的差異。有學者將地方依戀理論下地方認同和地方依賴兩個因素視為平行變量，認為兩者之間不存在邏輯間的相互關系[9]。然而隨著研究的繼續(xù)深入，有學者指出地方依賴是與其他目的地比較后形成的情感;地方認同則是個體對特定地點自我認同的表達，是對目的地象征意義、符號價值綜合評價后的結果?？梢?，在地方依戀形成過程中，消費者首先對目的地產(chǎn)生地方依賴，然后通過與目的地之間形成的情感性聯(lián)結進而產(chǎn)生地方認同。相比于地方依賴，地方認同需要一個相對更長的時間過程，并且會受到地方依賴的影響。為此，本研究在探討消費者對于舉辦地意象與再訪意愿關系的過程中，將進一步驗證地方依賴與地方認同在這一關系中的中介效應，以期為體育賽事開展營銷活動開辟新的路徑。

綜上，基于標志型體育賽事對于城市發(fā)展的重大意義，本研究以標志型體育賽事為研究對象，探討消費者對于賽事再訪意愿的影響因素。通過文獻梳理可以發(fā)現(xiàn)，在旅游學相關研究領域中，地方依戀是影響消費者再訪意愿的重要前置因素，而目的地意象對于消費者的再訪意愿的影響也得到了諸多文獻的支持，同時，隨著研究的不斷深入，地方依賴對地方認同的影響關系逐漸被學者所認可。對于體育賽事的舉辦地意象，受到多種因素的綜合影響，其對地方依賴和地方認同及再訪意愿的路徑關系及作用機制更為復雜。目前國內(nèi)文獻中還較少涉及，但其重要意義不可忽視。為此，本研究將進一步探析標志性體育賽事消費者意象、地方依戀與再訪意愿之間的影響關系。基于此，本研究提出如下假設:

H1:舉辦地意象對體育賽事再訪意愿具有顯著的直接正向影響;

H2:舉辦地意象對地方認同具有顯著的正向影響;

H3:舉辦地意象對地方依賴具有顯著的正向影響;

H4:地方認同對體育賽事再訪意愿具有顯著的正向影響;

H5:地方依賴對體育賽事再訪意愿具有顯著的正向影響;

H6:地方依賴對地方認同具有顯著的正向影響;

H7:地方認同在舉辦地意象與體育賽事再訪意愿關系中起中介作用;

H8:地方依賴在舉辦地意象與體育賽事再訪意愿關系中起中介作用;

H9:地方依賴和地方認同在舉辦地意象與體育賽事再訪意愿的影響關系中具有中介作用。

2 研究設計

2．1 研究對象與方法

本研究以體育賽事消費者對舉辦地意象、地方依賴、地方認同與體育賽事再訪意愿的影響關系為研究對象。在研究方法選擇上，運用文獻資料法、問卷調(diào)查法和數(shù)理統(tǒng)計法分析舉辦地意象與體育賽事再訪意愿之間的影響關系，并驗證消費者地方依賴和地方認同在其中的作用機制，為促進體育賽事高質(zhì)量發(fā)展提供理論參考。在調(diào)查對象的選擇上，具體選取南寧國際馬拉松為案例，選取到南寧參與南寧國際馬拉松賽事的外地消費者為調(diào)查對象。調(diào)查對象的選取充分考慮舉辦城市及選取賽事的代表性。南寧國際馬拉松屬于標志性體育賽事，是中國田徑協(xié)會金標賽事，迄今已連續(xù)舉辦了十九屆，受到社會各界的廣泛關注。在國內(nèi)外具有較大影響力，每年都能夠吸引大批游客前來觀賽。同時，廣西是全國著名的旅游省區(qū)，擁有豐富旅游資源，作為廣西壯族自治區(qū)首府——南寧市每年都吸引大量游客前來觀光。此外，廣西也是全國三個體育旅游示范區(qū)之一，“體育+旅游”儼然成為廣西旅游的新名片。因此，選擇南寧國際馬拉松作為本研究的調(diào)查對象是合適的。

2．2 問卷設計與發(fā)放

調(diào)查問卷共分為三個部分。第一部分為卷首語并介紹研究意圖，目的是為了消除消費者對于問卷填寫的顧慮;第二部分為消費者個人信息，主要了解消費者的個人特征，內(nèi)容包括性別、年齡、學歷等人口統(tǒng)計學相關內(nèi)容;第三部分為基礎題項部分，主要了解消費者對于舉辦地意象、地方依賴、地方認同與體育賽事再訪意愿的相關信息。其中，舉辦地意象量表的測量借鑒Watanabe Y的量表從旅游吸引物、基礎設施、休閑和娛樂、環(huán)境和地方氛圍、便利性、綜合感知等六個方面對體育賽事舉辦地的意象進行評定，共包括15個題項[10];地方依賴和地方認同量表借鑒Williams＆Vaske的量表進行測量，各包括5個題項;再訪意愿量表借鑒Gronhold，Martensen，andKristensen的研究成果，通過消費者重購傾向、推薦意愿、價格容忍度對體育賽事再訪意愿進行測量，共3個題項。至此，初步形成一份共28個題項的問卷。

為了進一步明確量表維度和題項內(nèi)容的合理性及適切性，本研究首先邀請5名專家對量表的有效性進行評定。成員包括某體育學院體育產(chǎn)業(yè)管理教授2人，長期參與馬拉松賽事的消費者代表3人。專家組成員均為從事體育賽事、體育管理相關領域研究或?qū)嵺`工作滿5年以上，具有正高級專業(yè)技術職務或中層以上行政職務的專業(yè)人士，具備較為豐富的專業(yè)能力，能夠為本研究的開展提出相關的意見和建議。專家意見征集采取訪談的形式。其次，根據(jù)專家意愿刪減及修改題項后編成初始問卷，并邀請5名馬拉松賽事參與者代表對問卷內(nèi)容相符程度和可讀性進行評定。針對問卷中存在的語意不清或難以理解的題項，通過與消費者面對面交流的方式將題項表述情景化，使填答者更易理解問卷內(nèi)容。最后，綜合專家及消費者代表的意見及建議，進一步對題項內(nèi)容進行整體優(yōu)化，并形成了初始問卷。

在專家訪談結束后，本研究對專家意見進行了整理，專家認為:(1)舉辦地意象量表中A7題項“我認為賽事舉辦城市有許多購物場所”和第A11題項“我認為賽事舉辦城市適合全家人出行”與本研究主題關聯(lián)性不大，建議刪除;(2)舉辦地意象量表中第A16題項“我認為賽事舉辦城市具有多元文化氛圍”的表述與我國居民對于城市意象認知的情況不符，建議刪除。本研究根據(jù)專家意見對相關量表題項進行了刪除，并就部分專家及消費者代表提出的一些題項可讀性不強的問題對相關題項的表述進行了相應的優(yōu)化，確定了舉辦地意象、地方依賴、地方認同和體育賽事再訪意愿四部分量表，并基于此修正了初始問卷。問卷采用李克特7點式計分法，依次從“非常不同意”(1分)到“非常同意”(7分)。

問卷發(fā)放包含預發(fā)放與正式發(fā)放兩個環(huán)節(jié)，均采用目的抽樣法。首先進行預發(fā)放，從研究的便利性出發(fā)，調(diào)查人員于2019年11月初在吉林體育學院采用偶遇抽樣的方法進行調(diào)查。受訪人員均為到外地參與過3次以上馬拉松賽事的運動者。發(fā)放問卷全部采用面對面的方式填答。預發(fā)放環(huán)節(jié)共發(fā)放問卷50份，回收率為100%;剔除隨意填涂，即填答不一致和同一選擇的問卷，實際有效問卷45份，有效率為90%。在此基礎上，對預發(fā)放有效問卷進行整理，并對數(shù)據(jù)進行分析，通過因子分析等手段對數(shù)據(jù)的有效性和可靠性進行檢定。經(jīng)過預發(fā)放的驗證后，為本研究獲取了一份信效度較為合理可靠的調(diào)查問卷。

問卷正式發(fā)放點分別設置在南寧國際馬拉松賽半程馬拉松組的起點、終點處;全程馬拉松組的起點、終點處，共4個位置。問卷采用實地發(fā)放的方式于2019年12月1日進行，由10名志愿者共同完成。在問卷發(fā)放工作開始前，研究人員對志愿者進行了社會科學調(diào)查方法的培訓，經(jīng)培訓合格后開展問卷發(fā)放。問卷發(fā)放前要求志愿者首先口頭詢問填答者是否為“外市來邕參與南寧國際馬拉松賽”的消費者，在獲得肯定答復后，再進行發(fā)放。共計發(fā)放紙質(zhì)問卷400份，回收有效問卷343份。剔除填答不一致或同一選擇問卷后，共計回收有效問卷291份，問卷有效率為84．83%。經(jīng)T檢驗后發(fā)現(xiàn)，無效問卷與有效問卷之間的差異無統(tǒng)計學意義，可以忽略調(diào)查的無應答偏差。此外，樣本數(shù)量經(jīng)由G－POWER效果量檢定，符合研究所需。被調(diào)查者中，以青年群體為主，在18～35周歲者共189人，占比64．95%;35～55周歲89人，占比30．58%;其他各年齡段占比均不足10%。性別方面，男性201人、占比69．07%;女性被訪者為90人、占比30．93%。受教育程度方面，消費者學歷普遍較高，以大學學歷(含在讀)為主，達187人，占比64．03%;依次是碩士研究生及以上學歷(含在讀)51人，占比17．5%;高中(職高、中專)學歷占15．5%;初中及以下僅占比2．7%?？梢?，具有較高文化程度和收入水平的中青年男性是南寧國際馬拉松賽事的主要參與者。這與陳玲、李依依、李浩浩等學者針對不同地區(qū)馬拉松賽事調(diào)查情況相符[11～13]。表明本研究獲取的樣本具有一定的代表性。

3 結果與分析

3．1 正態(tài)分布檢驗

在對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析前，需要驗證數(shù)據(jù)是否符合正態(tài)分布。正態(tài)分布主要通過數(shù)據(jù)峰值與偏度兩個指標進行判定。根據(jù)相關標準，當數(shù)據(jù)峰度的絕對值小于10，同時偏度的絕對值小于3時，則認為數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布，可以進行統(tǒng)計分析(吳明隆，2010)。經(jīng)檢驗，本研究所獲數(shù)據(jù)樣本的峰度絕對值與偏度絕對值均符合判定標準，符合正態(tài)分布的特征(檢驗結果如表3～5所示)。

表1 樣本的峰度和偏度統(tǒng)計摘要

3．2 同源方差檢驗

雖然問卷是在匿名環(huán)境下填答，一定程度上降低了受訪者的社會期望，但由于調(diào)查問卷是在相同測量環(huán)境下，且每份問卷由同一個受試者進行填答的，因此，在此過程中可能會存在同源偏差，對調(diào)查結果產(chǎn)生干擾。為控制同源偏差對研究結果的影響，本研究借鑒Podsakoff等學者提出的同源方差檢驗方法，采用旋轉前的主成分分析法，通過探索性因子分析對調(diào)查問卷各個項目所獲取的數(shù)據(jù)進行同源方差檢驗。結果表明，未轉軸時第一個因子解釋了41．881% 的變異，未超過50%的判斷標準。說明本研究的同源方差不明顯，可以進行信效度檢驗[14，15]。

3．3 信效度檢驗

根據(jù) Kaiser準則，只有當取樣適切性量數(shù)(KMO)值大于0．7，且巴特利球形檢驗達到顯著水平時數(shù)據(jù)才適合進行因子分析。在本研究中，KMO=0．809 ＞ 0．7，且巴特利球形檢驗值為1 344．080，P=0．000，表明適合進行因子分析。驗證性因子分析結果表明，各個觀察變量標準化后的因子載荷值均 ＞0．45，且測量模型 X2/df=1．615，近似均方根誤差(RMSEA)值為0．045，擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)值為0．900，比較擬合指數(shù)(CFI)值為0．970，規(guī)范擬合指數(shù)(NFI)值為 0．925，測量模型的各項適配度指標均符合標準。表明調(diào)查數(shù)據(jù)與測量模型間的適配程度良好[16]。在此基礎上，對量表信效度進行檢驗。

信度檢驗包括內(nèi)部一致性信度和組合信度(CR)檢驗，分別根據(jù)Cronbach's α系數(shù)和CR值進行判定。其中，舉辦地意象量表(題項為A1～A13)的 Cronbach's α 系數(shù)為 0．906，CR 值為0．938;地方依賴量表(題項為B1～B5)Cronbach's α系數(shù)為0．929，CR 值為0．584;地方認同量表(題項為 C1 ～C5)Cronbach's α 系數(shù)為 0．878，CR 值為 0．6754;再訪意愿量表(題項為D1～D3)Cronbach's α系數(shù)為0．888，CR 值為 0．759;整體量表的 Cronbach's α 系數(shù)為0．953。整體及各分量表的Cronbach's α值均大于0．7，表明量表具有較好的內(nèi)部一致性信度。測量模型中所有潛在變量的 CR值均＞0．5，表明各個分量表均具有較好的組合信度。

效度檢驗包括內(nèi)容效度檢驗和結構效度檢驗，結構效度檢驗又包括收斂效度檢驗和區(qū)分效度檢驗。本研究中內(nèi)容效度檢驗主要采取專家訪談法進行，相關步驟在問卷設計與發(fā)放部分已進行驗證，表明量表的內(nèi)容效度符合社會調(diào)查研究的要求。收斂效度通過平均方差提取值(AVE)驗證，區(qū)分效度利用AVE和相關系數(shù)進行檢驗。由表2可知:所有潛在變量的AVE均大于0．50，表明各個分量表均具有較好的收斂效度;各潛在變量的AVE平方根均高于所在行與列的相關系數(shù)，表明4個分量表區(qū)分效度較好。

3．4 相關分析

本研究運用Pearson相關系數(shù)對舉辦地意象、地方認同、地方依賴、再訪意愿四個變量間的相關性進行檢驗，相關分析矩陣如表2所示。由表2可以看出，本研究獲取數(shù)據(jù)中的兩兩變量均在0．01水平上呈顯著正相關，且相關系數(shù)均小于0．700，表明各個變量在一定程度上相互獨立，可以進行后續(xù)路徑分析。

表2 變量相關分析摘要

3．5 假設檢驗

3．5．1 地方認同和地方依賴的中介效應檢驗中介變量(mediator)是自變量對因變量發(fā)生影響的中介，是自變量對因變量產(chǎn)生影響的實質(zhì)性的內(nèi)在原因。目前學界對于中介效應的檢驗流程一般為:首先，檢驗總效應(路徑c)的顯著性;其次，檢驗自變量與中介變量(路徑a)、中介變量與因變量(路徑b)的顯著性，其中a*b為中介效應;最后，檢驗直接效應的顯著性(路徑c′)。路徑示意圖如圖2所示。若檢驗結果中路徑a、b、c′均顯著，則中介效應顯著，且中介變量呈現(xiàn)出部分中介作用;若僅有路徑a、b顯著，而路徑c′不顯著，則為完全中介效應。

圖2 雙中介變量示意圖

雙中介效應檢驗流程為:首先，檢驗總效應(路徑c)的顯著性;其次，檢驗路徑a1、d1和b2的顯著性，其中，a1*d1*b2為雙中介效應，且a1*b1，為M1的中介效應。a2*b2為M2的中介效應;最后，檢驗直接效應(路徑c″)的顯著性。若路徑a1、d1、b2和 c″皆顯著，則雙中介效應顯著，且為部分中介;若路徑a1、d1和b2顯著但 c″不顯著，則為完全中介。值得注意的是，在雙中介效應的檢驗過程中，不僅要檢驗兩個中介變量在自變量影響因變量過程中的雙中介效應，還要檢驗其各自在自變量影響因變量過程中的單獨中介效應?？梢?，在雙中介模型中，兩個中介變量在自變量影響因變量過程中的總中介效應應是三個中介效應之和。

為了進一步驗證地方依賴和地方認同的雙中介效應，本研究參照上述中介效應和雙中介效應的檢驗流程，采用HAYES編制的SPSS宏中Model6(雙中介模型)對舉辦地意象的直接效應、地方依賴和地方認同的中介效應以及地方依賴與地方認同的雙中介效應分別進行檢驗。由此，本研究以性別、年齡、學歷和年收入為控制變量，構建出了地方依賴與地方認同的3個雙中介模型。通過SPSS25．0中PROCESS插件分別對雙中介模型進行檢驗，對Bootstrap重復抽樣2 000次并構建95%的無偏差校正置信區(qū)間。同時，為了更加清晰地展示與描述雙中介模型中的3個中介效應，本研究研究將其進行了劃分，分別檢驗了地方依賴、地方認同的中介效應以及地方依賴和地方認同的雙中介效應。其中，地方依賴與地方認同的單中介效應如表3所示。

表3 地方依賴和地方認同的中介效應檢驗結果摘要

由表3可知，在引入地方認同和地方依賴后，舉辦地意象(β =0．066 8、P ＞0．05)對再訪意愿的直接效應不顯著，且經(jīng)Bootstrap區(qū)間檢驗后發(fā)現(xiàn)在95%的置信區(qū)間包括0，說明舉辦地意象對體育賽事再訪意愿不存在直接正向影響，故假設H1不成立。

在間接效應檢驗中，舉辦地意象(P=0．606 4、P＜0．05)與地方依賴以及地方依賴(B=0．349 6、P＜0．05)與再訪意愿之間的影響關系均通過顯著性檢驗，且經(jīng)Bootstrap區(qū)間檢驗發(fā)現(xiàn)兩個置信區(qū)間均不包含0，說明地方依賴在舉辦地意象影響再訪意愿過程中的中介效應顯著，且為完全中介。其完全中介效應為0．212 0，與總效應(0．212 0+0．032 9+0．068 1=0．313)之比為 0．677。同理，舉辦地意象(β =0．135 9、P ＜0．05)與地方認同以及地方認同( β =0．242 2、P ＜0．05)與再訪意愿之間的影響關系均通過顯著性檢驗，且經(jīng)Bootstrap區(qū)間檢驗發(fā)現(xiàn)兩個置信區(qū)間均不包含0，說明地方認同在舉辦地意象影響再訪意愿過程中的中介效應顯著，且為完全中介。其完全中介效應為0．032 9，其完全中介與總效應之比為 0．105 1，故假設 H2、H3、H4、H5、H7和 H8成立。由此認為，舉辦地意象對體育賽事再訪意愿不具有顯著的直接正向影響，但地方依賴與地方認同在舉辦地意象影響體育賽事再訪意愿的過程中具備顯著的中介影響。

3．5．2 地方認同和地方依賴的雙中介效應檢驗基于上述中介效應的分析，本研究對地方依賴與地方認同的雙中介效應進行了檢驗。雙中介效應檢驗結果如表4所示。

表4 地方認同和地方依賴的雙中介效應檢驗效果

由表4可知，在引入地方依賴和地方認同后，舉辦地意象(β =0．606 4、P＜0．05)與地方依賴、地方依賴(β =0．321 1、P ＜0．05)與地方認同以及地方認同(p=0．349 6、P ＜0．05)與再訪意愿之間的影響關系均通過顯著性檢驗，且經(jīng)Bootstrap區(qū)間檢驗發(fā)現(xiàn)兩個置信區(qū)間均不包含0，說明地方依賴和地方認同在舉辦地意象影響體育賽事再訪意愿過程中的雙中介效應顯著，且為完全中介。其完全中介效應為0．068 1，與總效應之比為0．217 6，故假設H6和H8得到證實。由此本研究認為，地方依賴和地方認同在舉辦地意象對體育賽事再訪意愿的影響關系中具有顯著的雙中介效應。

綜合表3、表4的分析結果，本研究發(fā)現(xiàn)，在引入地方依賴、地方認同后，舉辦地意象對體育賽事再訪意愿并不具備直接的顯著正向影響關系，但地方依賴、地方認同以及地方依賴和地方認同均完全中介了舉辦地意象對再訪意愿的影響關系。

4 討論

研究結果證實，舉辦地意象對地方依賴、地方認同具有顯著的正向影響，對再訪意愿的直接影響關系不顯著;地方依賴對地方認同、再訪意愿均具有顯著的正向影響，地方認同對于體育賽事再訪意愿具有顯著的正向影響;地方依賴、地方認同以及地方依賴和地方認同的鏈式中介在舉辦地意象對體育賽事再訪意愿的影響關系中起顯著的中介作用。

4．1 舉辦地意象、地方認同、地方依賴和再訪意愿間的影響關系

首先，研究驗證了舉辦地意象對地方依賴和地方認同具有顯著的正向影響關系。這一結果與Dimitrios Stylidis[17]等學者的研究結果一致。本研究基于南寧國際馬拉松消費者的調(diào)查數(shù)據(jù)進一步證實了舉辦地意象對于地方依賴與地方認同具有顯著影響的研究假設。表明該假設在包括體育領域在內(nèi)的不同研究領域和跨文化情境都具備良好的穩(wěn)定性和可靠性。基于態(tài)度理論對其原因進行分析，筆者認為舉辦地意象與地方依賴、地方認同的作用機制與態(tài)度理論中“認知—情感”模型的作用機制相似，兩者的作用點在于(感知)接受環(huán)節(jié)。在受到外界刺激并進行感知過程中，消費者心中形成關于體育賽事舉辦地的具體而短暫鮮活的“心理圖式”，形成舉辦地意象;再通過消費者內(nèi)心對于舉辦地意象的價值判斷，從而形成對于地方的依賴，進而上升到穩(wěn)定而抽象的情感體驗，如認同感等，則形成地方認同[18]。這一過程可以用“意象—價值—依戀”進行概括。也就是說，消費者到達賽事舉辦地時，會將此地與其他地方進行比較。當消費者對于體育賽事舉辦地的感知趨于正面時，對這個地方的記憶與經(jīng)歷也會愈發(fā)強烈。這種記憶和經(jīng)歷加深了消費者與舉辦地的心里聯(lián)系和情感投入，讓消費者感受到地方對于自身的價值，使其不斷加深對于當?shù)氐囊蕾?，進而增加了其情感性認同。

其次，研究結果表明舉辦地意象對體育賽事再訪意愿不具備顯著的正向影響關系，進一步證實了Watanabe Y[10]等學者的觀點。在前人研究中多認為舉辦地意象對體育賽事再訪意愿具有直接影響。而筆者在前人研究成果的基礎上，將地方依賴與地方認同作為中介變量引入到南寧國際馬拉松賽事消費者再訪意愿形成機制的概念模型中，推翻了這一假設，并從新的視角入手，揭示了舉辦地意象對體育賽事再訪意愿的作用機制。筆者認為舉辦地意象對于體育賽事再訪意愿并不存在直接影響，而是間接地通過地方依賴、地方認同進而促進再訪意愿的形成。究其原因，這可能是因為舉辦地意象僅是消費者在頭腦中形成的關于體育賽事舉辦地的一系列“心理圖式”，是其對體育賽事舉辦地綜合認知的結果。而這種認知是主體對客體事物施加于感覺系統(tǒng)的各種刺激和信息展開處理的過程。這一過程涵蓋了感覺、記憶、知覺、思維、想象等各類心理活動，屬于一種淺層次的心理活動，對于消費者的行為難以起到直接的影響。就參與馬拉松賽事的消費者而言，其來到舉辦地的主要目的是參加路跑賽事，僅僅淺層次的心理活動難以對其未來行為意愿產(chǎn)生直接影響。

再次，地方依賴對地方認同、再訪意愿具有顯著的正向影響，這與 Vaske[19]、湯澍等[20]的研究結果一致。此前，有學者認為地方依戀理論視角下，地方依賴與地方依戀是兩個平行的維度，二者之間不存在邏輯相關[21]。然而，筆者通過對南寧國際馬拉松賽事的實證調(diào)查，證實了地方依賴對于地方認同的影響關系，為今后地方依戀理論更為深層次的研究提供理論依據(jù)。深挖其原因，從概念上分析，地方依賴是消費者與其他體育賽事舉辦地比較后而形成的情感性依賴，而地方認同則是個體對特定地點表達的自我認同感，是對舉辦地象征意義、符號價值感知評價后的結果。消費者首先對賽事舉辦地產(chǎn)生地方功能性依賴，進而通過與該地產(chǎn)生的情感連接形成地方認同。這種認同的形成是一個相對長期的過程，受到地方依賴的影響和作用。此外，地方依賴對體育賽事再訪意愿具有正向影響。其影響效應比地方認同還大，這可能是因為當消費者形成功能性依賴后，對于體育賽事舉辦地的印象將更為深刻。當其再次選擇體育賽事時，在當?shù)嘏e辦的體育賽事將成為其首選對象。

最后，地方認同對體育賽事再訪意愿具有顯著的正向影響，這與祁瀟瀟[8]、Lee[22]等學者的研究結果一致。究其原因，筆者認為這與舉辦地與消費者的心理聯(lián)系有關。作為較為穩(wěn)定且持久的情感變量，地方認同是影響消費者再訪意愿的重要因素。既有研究表明，處于不斷階段的消費者，都較為容易受到地方認同的正向影響。地方認同代表著消費者與體育賽事舉辦地之間已經(jīng)建立了穩(wěn)固的情感性聯(lián)系。這種聯(lián)系會進一步促進消費者再訪意愿的形成，并且這種情感聯(lián)系一旦形成，消費者不會輕易因為外界環(huán)境改變其態(tài)度。

4．2 地方依賴與地方認同的中介作用

在引入地方依賴和地方認同后，體育賽事消費者的地方依賴和地方認同均分別中介了舉辦地意象與再訪意愿之間的關系，這與孫鳳芝[24]、祁瀟瀟[8]等學者的研究結果一致，也間接驗證了Watanabe等[25]學者的研究結論。雖然舉辦地意象無法對體育賽事再訪意愿產(chǎn)生直接影響，但能通過地方依賴與地方認同對體育賽事再訪意愿產(chǎn)生間接影響。既有研究從旅游學角度探究了目的地意象與再訪意愿之間的關系。部分研究也基于此探討了地方依戀的中介機制，但并未從體育賽事消費的情境下進行驗證。筆者從體育賽事的視角切入，以南寧國際馬拉松賽事為案例，進一步驗證了地方依賴和地方認同可以作為中介變量被引入體育賽事領域的相關研究中，發(fā)現(xiàn)舉辦地意象可以作為地方依賴和地方認同的前因變量以及地方依賴和地方認同是體育賽事消費者再訪意愿形成的一個重要的心理情感因素或內(nèi)在心理活動，為后續(xù)舉辦地意象與體育賽事再訪意愿的相關研究提供了實證支撐。產(chǎn)生以上結果的原因除了中介變量改變了自變量對因變量的作用效果與機制外，還可能是消費者內(nèi)心的情感聯(lián)系發(fā)揮了重要作用，印證了“認知—情感—行為傾向”理論，證實了消費者“認知—行為傾向”模式不是一個簡單、機械的過程，而是需要經(jīng)過內(nèi)在心理活動的處理。這表明消費者在感知到舉辦地的意象后，會經(jīng)過心理內(nèi)在的評估比較過程，并進一步升華為情感聯(lián)結，進而產(chǎn)生再訪意愿的行為傾向。

4．3 地方依賴與地方認同的雙中介作用

在引入地方依賴和地方認同后，筆者證實了體育賽事消費者地方依賴和地方認同在舉辦地意象與再訪意愿的影響關系中具有顯著的雙中介作用，這與孫鳳芝等[23]學者在旅游學領域的實證研究相似，即消費者再訪意愿的形成是其不同情感間共同作用的結果。既有研究雖然證實了舉辦地意象可以通過地方依戀間接影響消費者的再訪意愿，卻鮮有學者討論地方依戀的具體作用機制。筆者基于對291位南寧國際馬拉松賽事消費者的實證分析，不僅從體育賽事的視角驗證了地方依賴和地方認同分別在舉辦地意象和再訪意愿影響關系中的完全中介效應，為地方依戀理論在體育賽事研究中的運用提供實證支撐，而且探明了地方依賴、地方認同在舉辦地意象與再訪意愿影響關系中的雙中介作用，挖掘出“舉辦地意象—地方依賴—地方認同—再訪意愿”的影響機制，為后續(xù)體育賽事再訪意愿的研究提供理論依據(jù)。這也驗證了地方依戀理論和“認知—情感—行為傾向”在體育賽事研究中的適切性，再次表明體育賽事消費者再訪意愿的形成與其內(nèi)在心理活動息息相關。消費者再訪意愿的形成與其對于舉辦地的情感聯(lián)系緊密。這種情感的產(chǎn)生，是一種較為穩(wěn)定且持續(xù)的過程，將促使消費者加強與賽事舉辦地的情感聯(lián)結，并通過品牌形象遷移，進一步深化消費者自身與體育賽事之間的聯(lián)系，進而引導消費者持續(xù)參與體育賽事，促進體育賽事協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展。

5 結論

(1)體育賽事舉辦地意象可以正向影響地方依賴和地方認同;地方依賴可以正向影響地方認同、再訪意愿;地方認同正向影響再訪意愿。

(2)在引入地方依賴和地方認同的中介變量后，舉辦地意象對體育賽事再訪意愿沒有直接影響效果，但地方依賴、地方認同不僅分別完全中介了舉辦地意象與體育賽事再訪意愿的影響關系，還能夠形成“舉辦地意象—地方依賴—地方認同—再訪意愿”的鏈式中介完全中介舉辦地意象與再訪意愿的關系。即舉辦地意象通過地方依賴、地方認同以及地方依賴—地方認同能夠間接影響體育賽事的再訪意愿。