Planting Modes and Nationwide Fitness: The North-South Difference of Physical Exercise Participation and Its Cultural Origin
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摘要: 基于南稻北麦的种植地理格局，利用微观调查数据探究南稻北麦种植方式对南北方农民体育锻炼参与的影响。发现：相较于南方水稻区，北方小麦区农民体育锻炼参与水平更高，这与南稻北麦种植方式显著相关；经过异质性分析、内生性问题处理、PSM重新估计、更换解释变量和被解释变量等一系列稳健性检验后，该结论依然成立。潜在传导路径表明：南稻北麦种植方式的差异诱发农民在面临生存威胁时选择不同的生存策略，相较于南方水稻区，北方小麦区农民更重视教育，将其视为生存工具，并通过代际传承形成持久稳定的重视教育观念，在此基础上，受教育水平的提升促进了其体育锻炼参与；南稻北麦种植方式的差异使得南北方农民对工作和闲暇时间的分配有所不同，小麦种植花费时间相对较少，北方农民闲暇时间较多，进而为其体育锻炼参与提供时间保障。Abstract: Based on the geographical planting patterns of southern rice and northern wheat, the impact of rice and wheat planting modes on the physical exercise participation of farmers in the south and north of China is empirically explored using micro survey data. The results show that, compared with the southern rice area, farmers in the northern wheat area have a higher level of participation in physical exercise, which is significantly related to the planting mode of rice in the south and wheat in the north. After a series of robustness tests, including heterogeneity analysis, endogenous problem treatment, PSM re-estimation, changing explanatory variables and explained variables, this conclusion is still valid. The potential transmission path indicates that the differences in the planting modes of southern rice and northern wheat induce farmers to choose different survival strategies when facing the threat of survival. Compared with the southern rice area, the farmers in the northern wheat area pay more attention to education as a survival tool, and form a lasting and stable education-centered concept through inter-generational inheritance. On this basis, the improved education level promotes their participation in physical exercise. In addition, the difference of the planting modes makes farmers in the south and north distribute their work and leisure time differently. Since wheat planting takes relatively less time and farmers have more leisure time, it provides time guarantee for them to participate in physical exercise.
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由于一些体育项目具有特殊的文化背景、象征意义和环境氛围，体育粉丝常会被唤起内心的神圣感。比如瑜伽、太极拳、武术、登山、长跑等体育项目非常注重内心修养，而足球、篮球的粉丝也常表现出统一着装、摇旗呐喊等类宗教仪式行为[1-2]。对于长期参与某项运动的体育粉丝而言，运动已被赋予了个人意义，甚至升华为他们内心的信仰并被神圣化，从而为持久参与这项运动提供了精神层面的动力[3]。体育营销者有意识地通过唤起这种神圣感来吸引粉丝，如一些瑜伽俱乐部通过场馆的宗教化装修风格、轻柔神秘的瑜伽音乐以及精心设计的仪式来营造一种庄重和神圣的体验。那么，神圣感是否真的能够有效增强体育消费者的持久参与意愿呢？
持久参与(enduring involvement)及其前置因素研究近年来成为国外体育消费行为研究的热点话题[4-5]。然而，目前的研究只是发现流体验(flow)和交融感(communitas)对持久参与具有显著的正向影响[6-7]，并未清晰地揭示持久参与的具体形成机制。另外，消费者神圣感(consumer perceived sacredness)的相关研究近年来也是国外消费者行为领域的前沿话题，但尚未得到国内体育研究者的关注。心理学中的神圣化理论认为，神秘体验和群体交融感是神圣感形成的前提条件[8-9]。McGinnis等[10]通过对高尔夫球手的实证研究发现，流体验和交融感对消费者神圣感具有显著的正向影响，而那些精神性(spirituality)水平较高的人更容易体会到神圣感[11-12]。另外，神圣感可以促使人们形成一种主动的持续行为，以保证这种信仰和神圣感的延续[13-14]；神圣感也可以推动消费者对某项活动更深层次地参与、尊重和奉献，并做出更持久的承诺[15-17]。
结合以上文献，笔者认为消费者神圣感可以为研究持久参与的具体形成机制提供新的视角和解释。具体而言，消费者神圣感是否在流体验和交融感影响持久参与的过程中发挥着关键的中介作用？消费者精神性这一特征因素是否在以上过程中起到调节作用？这些尚未被研究的问题有待进一步实证检验。因此，基于心理学中的神圣化理论，本文引入消费者神圣感这一中介变量和消费者精神性这一调节变量，旨在从消费者神圣感的新视角来构建体育粉丝持久参与的形成机制模型。这将有助于揭示体育粉丝持久参与形成过程的“黑箱”，为理解体育粉丝持久参与一项体育项目的动机提供新的理论解释，也将为体育营销者有效提高消费者的持久参与意愿提供营销策略建议。
1. 文献回顾与研究假设
1.1 持久参与的概念及其前置因素
Jun等[5]认为, 持久参与是指对某项活动产生了长期的心理承诺，是具有“个人意义的参与”，包括吸引、自我表达和生活中心性3个维度，强调持久参与意味着消费者对某项活动的持续兴趣和热情。由于持久参与能够较好地预测消费者的行为忠诚度，因此成为了体育消费行为研究中的重要变量，一直受到众多学者的关注。虽然各学者对它的具体定义略有不同，但持久参与的概念在不同情境下具有内在一致性，主要指消费者被某项活动所吸引，并对其产生了长期的心理承诺和情感依恋。
1.1.1 流体验对持久参与的影响
流体验是指人们在做自己喜欢的事情时所呈现出的和谐有序的状态，表现为满意和愉悦的感觉、全神贯注、丧失对时间的感知和自我意识等[18]。由于体育项目往往具有清晰的目标和较大的挑战性，需要身体的高度紧张和精力的高度集中，所以很容易给消费者带来流体验。这种流体验又会进一步激发消费者重复进行该项运动以挑战更高水平的技能，从而产生持久参与[19]。因而，一些学者在不同情境下研究了流体验对持久参与的影响。Decloe等[20]在体育情境下的研究发现，流体验能够对持久参与产生显著的正向影响。McGinnis等[6]以高尔夫为背景的研究结果显示，流体验对持久参与具有显著的正向影响。Wu等[21]对在线游戏成瘾的人群进行研究后指出，流体验对于消费者持久参与在线游戏具有重要影响。由此，本文提出假设H1：流体验对持久参与具有显著的正向影响。
1.1.2 交融感对持久参与的影响
Turner最早提出了交融感的概念，并将其定义为当人们彼此之间感觉不到地位等级、背景和角色差异时所产生的一种和谐的、融为一体的感觉[22]。在本质上，交融感意味着组织中的每个成员都被认可而且相互分享的一种超越友谊的、同志般的感觉。比如，在瑜伽、篮球、登山、自行车等体育活动中，团队成员之间需要互相信任，密切配合，甚至生死相依，因而很容易激发出一种并肩战斗、休戚与共的交融感。这种交融感具有上瘾性质，会激发人们反复从事这项活动从而再次体验这种感觉，也就促进了持续参与。McGinnis等[10]以高尔夫为情境的研究结果也表明, 交融感对持久参与具有显著的正向影响。另外，还有一些不同情境的研究结论也从侧面间接支持了以上关系。比如，社会支持和社会规范会对持久参与产生正向影响；人们彼此之间的分享体验和人际关系是持久参与形成的重要因素。另外，也有研究指出，旅游过程中的团体感对旅游目的地的持久参与具有显著影响。由此，本文提出假设H2：交融感对持久参与具有显著的正向影响。
1.2 消费者神圣感及其中介效应
涂尔干认为，神圣感并不一定意味着宗教；生命中有许多非宗教的元素同样可以被人们尊崇和敬畏，并被看作是神圣的，例如壮丽的自然景观、雄伟的建筑、非凡的奇迹等。Belk等[15]最早对消费领域的神圣化现象进行了深入研究，认为人们日常的消费存在“世俗的”和“神圣的”两方面，而且它们是相互交织的。该研究将消费者神圣感定义为“当遇到某个重要、强大和非凡卓越的事物时消费者所表现出的崇敬”。能够让消费者感受到神圣的对象可分为6类：地点、时间、无形事物、有形事物、人和其他生物、体验。由此，学者们开始陆续在不同情境下对消费者神圣感展开广泛研究。许多学者专门研究了体育粉丝对体育项目或赛事表现出的神圣感。Brody认为, 现代体育是人们表达热情、宣泄情绪的重要方式。Pimentel等[13]发现:粉丝对自己热爱的球队会表现出热情和虔诚；粉丝们通过收藏和展示球队的纪念品、集会、自我牺牲、组织活动、仪式行为等方式不断强化他们对球队的情感，使得球队在他们心中被“神圣化”。McGinnis等[10]在对高尔夫球手的实证研究中首次对消费者神圣感进行了定量测量，这为该领域的后续研究和走向成熟奠定了基础。
1.2.1 消费者神圣感对持久参与的影响
目前，直接研究消费者神圣感影响持久参与的文献还很少。McGinnis等[6]对高尔夫球手的实证研究发现，消费者神圣感对持久参与具有显著的直接作用。另外，根据心理学中的神圣化相关理论，神圣感可以促使人们形成一种主动的持续行为(proactive sustaining behavior, 如祷告、定期参加教堂活动等仪式行为，牺牲、奉献以及对责任与义务的践行等)，从而保证这种信仰和神圣感的延续。而且许多研究也指出，神圣感可以推动消费者对某项活动更深层次地参与、尊重和奉献，并做出更持久的承诺[13]。
1.2.2 流体验和交融感对消费者神圣感的影响
Belk等[15]认为，流体验和交融感是使某个事物变得神圣的重要元素。其中：流体验本身包含着自我超越的成分，属于个体心理层面；而交融感属于社会人际层面。Holt通过对棒球比赛进行研究后指出，流体验和交融感是消费者神圣感产生的诱因。McGinnis等[10]通过对高尔夫球手的实证研究证实，流体验和交融感对消费者神圣感具有显著的正向影响。
另外，依据心理学中的神圣化相关理论，神秘体验(mystical experience)对信仰者来说具有特殊的意义，被视为神圣感形成的基础。它包括对神秘的、超自然的、不可知的以及不可理解的感知和体验，具有意想不到、不可思议、不可解释的惊异感[9]。显然，这里的神秘体验与流体验在本质上很相近，存在许多相通之处。与此同时，群体交融感也是形成神圣感的又一基础性因素。所有群体成员具有共同的目标，彼此之间相联系的感觉有助于形成归属感和同族情感。尤其是群体成员间内心感悟的交流和分享有助于感受到自己与宗教之间融为一体的感觉，进而激发圣洁的情感和神圣感[23]。他们认为：群体交融感与情感是呈正比的；这种群体交融感是形成神圣感的必要条件。由此，本文提出假设H3a和H3b。H3a：在流体验对持久参与的影响过程中，消费者神圣感发挥着显著的中介作用；H3b：在交融感对持久参与的影响过程中，消费者神圣感发挥着显著的中介作用。
1.3 消费者精神性及其调节效应
精神性这个词来源于拉丁语spiritus，即呼吸的生活，是心理学领域的热门话题[24]，意为“旨在找到人生意义的一种内心驱动力”。Koenig等认为非信教的人们同样会具有精神性的追求，因而这一概念被引入消费者研究领域。Kale[12]将消费者精神性定义为人们对生命的一种精神追求，也就是深入探索和建构生命意义的尝试。许多学者认为，作为一种重要的个人特质，消费者精神性具有多个维度。Liu等[25]通过更强大的力量、整个人类、自然和生灵分别与自我生命相联系的程度对消费者精神性进行了定量测度。很多学者意识到，伴随着后现代社会的到来，消费者寻求生命意义、自我价值和身份的精神追求越来越强，这极有可能影响他们的消费决策[26]。
并非每位个体消费者都能感受到神圣感，这与个人特质有着密切关系。以往的研究只是发现体育粉丝大多具有外向、随和的个性，对唤起和刺激感具有明显的需求，对于物质的收集和占有也拥有强烈的欲望等。然而许多研究显示，作为一种重要的个人特质，消费者精神性在消费者神圣感形成过程中扮演着非常重要的角色。根据心理学中的神圣化相关理论，精神性水平较高的人们更容易敏感地发现和感受到生命的美好，对情绪的感知能力更强，因而更容易在一些活动中感知到流体验和交融感，进而具有更强的神圣感。有研究表明，精神性在一定程度上是产生神圣感的必要条件。Doehring在营销领域的实证研究结果表明，消费者精神性对消费者神圣感确实具有显著影响。事实上，消费者精神性一直伴随着消费者神圣感产生的整个过程[27]。由此，本文提出假设H4a和H4b。H4a：消费者精神性正向调节消费者神圣感在流体验和持久参与之间的中介效应，即消费者精神性越高，流体验通过消费者神圣感间接影响持久参与的效应越强；H4b：消费者精神性正向调节消费者神圣感在交融感和持久参与之间的中介效应，即消费者精神性越高，交融感通过消费者神圣感间接影响持久参与的效应越强。综上所述，笔者构建的概念模型如图 1所示。
2. 研究设计
2.1 研究对象和数据收集
目前，国外有关消费者神圣感的研究主要以高尔夫为研究情境。考虑到瑜伽项目本身的特点，一些国外学者经常将瑜伽与神圣、消费者精神性相联系[28]。为了提高本文的切题性，笔者选择瑜伽这一独特的体育项目作为新的研究情境。与以往相关研究所用的数据收集方法相同[29-30]，本文采用问卷调查法，随机选取我国西部某省会城市不同行政区域8家瑜伽馆的瑜伽粉丝为研究对象。参考Smith等对粉丝资格的认定，采用“你是否认为自己是瑜伽粉丝”这一甄别问项来筛选研究对象[31]。在预调查阶段，全部采用面对面的填答方式，共发出问卷300份，收回有效问卷249份，有效率为83%。在此阶段，针对原问卷中存在的语义不清、难以理解等问题优化了部分测项的表达方式。在正式调查阶段，以同样的方式发放问卷300份，并赠送每位被访者价值5元的小礼品作为回报。问卷的发放时间为2015年12月—2016年2月。最终回收有效问卷265份，有效率为88%。
本次调研对象的人口特征基本符合正态分布，具体情况：女性159人(占60%)，男性106人(占40%)；年龄在20岁以下的71人(占27%)、21~30岁114人(占43%)、31岁以上80人(占30%)；学历在大专/本科以下的46人(占17.4%)，大专/本科149人(占56.2%)，研究生及以上学历的70人(占26.4%)；收入在3000元以下的49人(占18.5%)，3000~6000元的129人(占48.7%)，6000元以上的87人(占32.8%)。
2.2 变量测量
对相关变量的测量均借鉴了其他学者开发的、被广泛使用的成熟量表。流体验(6个测项)、交融感(6个测项)和消费者神圣感(7个测项)量表参考McGinnis等编制的量表；消费者精神性(7个测项)参考Liu和Robertson编制的量表；持久参与(7个测项)参考Lu和Schuett编制的的量表。各变量的测量均采用Likert 7点量表。所有量表均遵照往返式翻译的要求，先由1名市场营销专业的博士将5个量表译成中文，再由另外1名市场营销专业的博士回译成英文。经过2人反复讨论，最终确定中文版量表。另外，由于相关量表具有较强的西方文化背景和特殊情境，因而在保证原量表的意义和维度完整的前提下，笔者对相关量表进行了必要的调整，剔除了不恰当的少量测项，将措辞表达情境化，以适应研究的需要。另外，根据Podsakoff等[32]的建议，笔者采取问卷反向编码、强调问卷的匿名性与数据用途以及以一周为单位间隔式收集问卷等多种措施，在一定程度上降低了同源误差的可能性。
3. 数据分析与假设检验
数据处理和分析采用SPSS 22.0和Amos 22.0软件。首先对问卷进行信度和效度检验，然后对各变量进行描述性统计，最后通过回归分析、Bootstrap中介效应检验和有中介的调节模型对相关假设进行检验[33]。
3.1 量表的信度和效度检验
由表 1可见，5个变量各自的Cronbach′s α系数均在0.85以上，说明各量表具有理想的内部一致性，整个问卷具有较好的信度。由于涉及的5个变量(共33个测项)均借鉴已有的成熟量表，因而能够较好地保证量表的内容效度。对各变量进行验证性因子分析得到的6个拟合指标(卡方自由度比χ2/df=2.39, 近似误差均方根RMSEA=0.062<0.08, 拟合优度指数GFI=0.951>0.9, 调整拟合优度指数AGFI=0.945>0.9, 非范拟合指数NNFI=0.920>0.9, 比较拟合指数CFI=0.911>0.9)显示，各变量的一阶因子结构与数据样本的拟合度良好，模型适配度的各项指标都符合标准，说明本文中各量表具有良好的收敛效度。同时，各构念的AVE(平均提取方差值)平方根均高于所在行与列的相关系数，说明各构念具有较好的区分效度。
表 1 各变量及其测项的信度Table 1. Reliability indexes of variables and items变量 测项 删除该项后Cronbach′sα系数 Cronbach′sα系数 消费者神圣感 1当我练习瑜伽时，很难忍受他人一些不尊重的行为(如大声喧哗、吃零食等) 0.813 0.897 2当我练习瑜伽时，我能感受到身体神奇般的舒畅 0.895 3观看专业的瑜伽练习者(教练员或大师)的表演总是令人惊叹和敬畏，是一种神圣的体验 0.886 4我觉得练习瑜伽时的气氛是有魔力的 0.878 5当我想到瑜伽的发源地和创始人时会有一种神圣感 0.882 6专业瑜伽馆对我来说是个神圣的地方 0.881 7花费在练习瑜伽上的时间对我的内心而言是神圣的 0.882 流体验 1练瑜伽是一种从每天的劳累中解脱并获得快乐的过程 0.914 0.903 2当我练瑜伽时，我的注意力高度集中 0.883 3当我练瑜伽时，我惊讶地发现我竟然忘记了时间 0.878 4当我练瑜伽时，我能够全心投入 0.869 5当我练瑜伽时，时间似乎过得很快 0.878 6我发现练瑜伽是一个释放自我的体验 0.886 交融感 1当我练瑜伽时，我感到和其他瑜伽伙伴产生了志趣相投的友情 0.917 0.917 2当我练瑜伽时，我感觉我和我的瑜伽伙伴会产生某种联系，而这种感觉在瑜伽课程之外是我无法体会到的 0.901 3当我练瑜伽时，我感觉到和其他瑜伽伙伴之间有一种归属感 0.896 4当我练瑜伽时，我能感受到和其他练习者之间的和谐 0.901 5当我练瑜伽时，我会有一种和其他练习者分享的感觉 0.899 6瑜伽真的能让我开始了解我的瑜伽伙伴 0.898 消费者精神性 1我相信生命是很有意义的 0.883 0.892 2我会努力去实现生命的价值 0.876 3关注社会和身边的人对我来说十分重要 0.880 4当活着是为了服务于某项重要的事业时，生命是最有价值的 0.878 5当我看见人类的痛苦和不幸遭遇时，我很容易被深深触动 0.880 6有些时候我会感到自己与大自然是融为一体的，属于大自然的一部分 0.876 7我经常能发现生活中的美 0.881 持久参与 1瑜伽对我来说很重要 0.935 0.941 2练习瑜伽是我生活中最满意的事情之一 0.932 3我对瑜伽很有兴趣 0.933 4我真的很喜欢成为瑜伽练习者中的一员 0.936 5瑜伽在我的生活中扮演重要角色 0.931 6我的许多朋友都缘于练习瑜伽 0.940 7当我在练习瑜伽时，我感觉真正在做自己 0.938 3.2 变量间的描述性统计结果
由表 2可以看出，各主要变量之间均在显著性水平P＜0.01水平上显著正相关，且相关系数均处于小到中等水平，这也说明各变量之间在一定程度上相互独立，适合进行下一步的假设检验。
表 2 变量的均值、标准差和相关系数Table 2. Means, standard deviations and correlations of variables均值 标准差 1 2 3 4 5 1消费者神圣感 4.583 0.964 0.532 2流体验 4.949 0.851 0.128** 0.558 3交融感 4.657 0.938 0.209** 0.265** 0.512 4消费者精神性 4.989 0.738 0.369** 0.210** 0.226** 0.514 5持久参与 4.783 0.988 0.312** 0.258** 0.286** 0.434** 0.526 注:**表示在P＜0.01水平(双侧)上显著相关，表格对角线上加粗的是AVE平方根 3.3 假设检验
3.3.1 流体验和交融感对持久参与的直接作用
在进行回归分析前，有必要对共线性问题进行诊断。结果表明，所有变量的VIF值远在10以下，说明共线性问题并不严重。利用线性回归模型分别检验流体验和交融感对持久参与的直接作用。回归分析结果显示，流体验对持久参与具有显著的正向影响，标准化回归系数为0.263(P＜0.001，判定系数R2=0.107，F=3.883)；交融感对持久参与同样具有显著的正向影响，标准化回归系数为0.303(P＜0.001，R2=0.128，F=4.739)。由此可知，假设H1和H2均成立。
3.3.2 消费者神圣感的中介效应
对于中介效应的检验，国内外学者们使用最为广泛的是Baron与Kenny法则。然而，近年来不少学者对该方法提出了批评。采用Preacher和Hayes倡导的Bootstrap抽样技术对中介效应进行检验，相比前者具有更高的统计功效，并能对第一类错误进行很好的控制，而且该检验方法还不需满足样本呈正态分布的条件[34]。因此，笔者采用Preacher和Hayes提供的SPSS的PROCESS插件对消费者神圣感的2个中介效应分别进行检验。其中，Bootstrap重复抽样2000次并构建95%的无偏差校正置信区间。数据分析结果如表 3所示：在第一个中介效应检验中，消费者神圣感的中介效应为0.1292(标准误SE=0.0430)，95%的置信区间为[0.0591, 0.2312]，不包括0，说明消费者神圣感具有显著的中介作用；加入中介变量后，流体验对持久参与的直接效应为0.1284(SE=0.0731，P=0.0803>0.05)，95%的置信区间为[-0.0156, 0.2725]，包括0，说明直接效应不显著。具体的各路径系数如图 2所示。由此可知，消费者神圣感在流体验对持久参与的影响过程中具有完全中介效应，假设H3a成立。
表 3 消费者神圣感的中介效应检验结果Table 3. Results of mediating effect of consumerperceived sacredness作用路径 直接效应 中介效应 效应值 95%置信区间 效应值 95%置信区间 下限 上限 下限 上限 流体验→消费者神圣感→持久参与 0.128 4 -0.015 6 0.272 5 0.129 2 0.059 1 0.231 2 交融感→消费者神圣感→持久参与 0.097 0 -0.112 1 0.306 0 0.189 3 0.035 8 0.358 0 由表 3可知：在第2个中介效应检验中，消费者神圣感的中介效应为0.1893(SE=0.0818)，95%的置信区间为[0.0358, 0.3580]，不包括0，说明消费者神圣感具有显著的中介作用；加入中介变量后，交融感对持久参与的直接效应为0.0970(SE=0.1061，P=0.3617>0.05)，95%的置信区间为[-0.1121, 0.3060]，包括0，说明直接效应不显著。具体的各路径系数如图 3所示。由此可知，消费者神圣感在交融感对持久参与的影响过程中具有完全中介效应，假设H3b成立。
3.3.3 消费者精神性的调节效应检验：有中介的调节模型
本文采用温忠麟等提出的有中介的调节模型检验方法对假设H4a和H4b分别进行检验。有中介的调节模型意味着：①用因变量对自变量、调节变量以及它们的乘积项进行回归，该乘积项的系数显著；②用中介变量对自变量、调节变量以及它们的乘积项进行回归，该乘积项的系数显著，至此说明该调节效应是显著的；③用因变量对自变量、调节变量以及它们的乘积项、中介变量一起进行回归，中介变量的系数显著，说明中介效应显著。如果在第3步中，乘积项的系数不显著则说明该调节效应完全通过中介变量起作用，即完全中介效应，反之则为部分中介效应。可见，对有中介的调节模型进行检验时需要先检验调节效应，再检验中介效应。
根据这些检验标准，本文分别进行了一系列回归分析，结果见表 4。在模型3所示的持久参与对流体验、消费者精神性以及它们的乘积项所做的回归中，乘积项的系数是显著的(β=0.341，P＜0.001)；在模型1所示的消费者神圣感对流体验、消费者精神性以及它们的乘积项所做的回归中，乘积项的系数依然显著(β=0.184，P＜0.001)。这说明消费者精神性在流体验通过消费者神圣感影响持久参与的过程中发挥着显著的调节效应。同时，在模型4所示的持久参与对流体验、消费者精神性以及它们的乘积项、消费者神圣感所做的回归中，中介变量消费者神圣感的系数显著(β=0.182，P＜0.01)，说明消费者神圣感的中介效应显著，这再次印证了前文的结论。然而，该回归模型中的乘积项系数仍然显著(β=0.345，P＜0.001)，这一结果说明消费者精神性调节了消费者神圣感在流体验和持久参与之间的中介效应，但该调节效应是仅部分地通过消费者神圣感这一中介变量影响持久参与。总之，假设H4a成立。
另外，在模型5所示的持久参与对交融感、消费者精神性以及它们的乘积项所做的回归中，乘积项的系数是显著的(β=0.325，P＜0.001)；在模型2所示的消费者神圣感对交融感、消费者精神性以及它们的乘积项所做的回归中，乘积项的系数仍然显著(β=0.050，P＜0.01)。至此，说明消费者精神性在交融感通过消费者神圣感影响持久参与的过程中发挥着显著的调节效应。同时，在模型6所示的持久参与对交融感、消费者精神性以及它们的乘积项、消费者神圣感所做的回归中，中介变量消费者神圣感的系数显著(β=0.135，P＜0.01)，说明消费者神圣感在此过程中的中介效应显著，这与前文的有关结论是一致的。然而，该回归模型中的乘积项系数也是显著的(β=0.332，P＜0.001)，这一结果说明消费者精神性也调节了消费者神圣感在交融感和持久参与之间的中介效应，但该调节效应仅是部分地通过消费者神圣感这一中介变量影响持久参与。总之，假设H4b成立。
表 4 多元回归分析结果Table 4. Results of regression analysis研究变量 消费者神圣感 持久参与 模型1 模型2 模型3 模型4 模型5 模型6 性别 0.066 0.030 -0.040 -0.026 -0.019 -0.015 年龄 0.029 0.024 -0.004 -0.003 -0.015 -0.011 学历 0.077* 0.106* 0.049 0.065 0.041 0.055 收入 -0.069 -0.026 0.082 0.075 0.076 0.073 自变量：流体验 0.120* 0.063* 0.043* 自变量：交融感 0.402*** 0.192* 0.138* 中介变量：消费者神圣感 0.182** 0.135** 调节变量：消费者精神性 0.418*** 0.470*** 0.242** 0.405** 0.452*** 0.516*** 流体验×消费者精神性 0.184*** 0.341*** 0.345*** 交融感×消费者精神性 0.050** 0.325*** 0.332*** R2 0.729 0.745 0.307 0.317 0.316 0.321 ΔR2 0.718*** 0.735*** 0.279*** 0.286*** 0.316*** 0.321*** ΔF 67.016*** 72.780*** 11.013*** 10.332*** 11.494*** 10.520*** 注:皆为标准化回归系数β；***表示P＜0.001, **表示P＜0.01, *表示P＜0.05，皆为双侧检验 4. 结论、建议与展望
4.1 结论
(1) 流体验对持久参与具有显著的正向影响(β=0.263，P＜0.001)，交融感对持久参与也具有显著的正向影响(β=0.303，P＜0.001)。这与Havitz等[4]、Kang等[7]以及Decloe等[20]的研究结论是一致的。本文通过中国情境的数据进一步验证了流体验和交融感对持久参与具有显著的正向影响的假设，说明这2个假设在不同的体育项目情境和跨文化情境下确实具有良好的稳定性和可靠性，进一步提高了这2个假设的科学性。
(2) 消费者神圣感在流体验和交融感对持久参与的正向影响过程中具有完全中介作用，其效应值分别为0.1292和0.1893。以往的研究仅发现流体验和交融感分别对持久参与具有显著的正向影响[7]，而且流体验和交融感能够积极影响消费者神圣感[10]，但并未清晰揭示出持久参与的具体形成机制。因而，本文以神圣化相关理论为基础，将消费者神圣感作为中介变量来考虑，构建了体育粉丝持久参与的完整形成机制模型，并通过实证研究最终证实了其中介效应的存在。这一结论揭示了体育粉丝持久参与形成过程的“黑箱”，从消费者神圣感的视角为体育粉丝持久参与体育项目的动机提供了新的理论解释。
(3) 消费者精神性调节了上述消费者神圣感的中介效应。以往的研究主要发现了消费者神圣感的前置因素和作用结果的主效应[10]，并未考虑消费者个人特质的调节作用，这使得该理论缺乏必要的边界条件，不可避免地降低了其有效性。根据神圣化相关理论，消费者的神圣感感知与个人特质密切相关。因而，本文引入消费者精神性这一调节变量，并通过研究证实了其在消费者神圣感和持久参与形成过程中确实发挥着显著的调节效应。消费者精神性会对流体验和交融感通过消费者神圣感影响持久参与的整个过程起到“放大”和“增强”的效果。这一结论进一步深化了消费者神圣感和持久参与的具体形成机制，为其增添了必要的限制条件，是对消费者神圣感和持久参与理论的完善。
4.2 建议
(1) 体育营销者可以通过精心设计具有美感、神秘感和庄重感的场景、服装、音乐等物理环境，具有一定文化意义的专业动作和仪式，以及有意识地引导语等各种策略来提高消费者在体育活动中的流体验感知；通过搭建社群和平台，积极营造参与者彼此互相交流、互帮互助的情感氛围，提高消费者的交融感感知。这样就可以有效激发出消费者神圣感，进而提高消费者对该体育项目的持久参与意愿。
(2) 重点吸收消费者精神性水平较高的学员。以往的体育营销者在营销过程中不知如何判别学员质量，在客户关系管理中处于被动地位。其实，他们可以通过实际观察、人格测评来识别并重点吸收和训练那些精神性水平较高的学员成为会员，因为他们能够通过流体验和交融感感受到更强的神圣感，并产生更高的持续参与意愿和忠诚度，从而为体育俱乐部带来更多利润。另外，体育营销者也可以在训练过程中增加“学员教育环节”，有意识地引导学员通过学习来提高消费者精神性水平，从而有利于他们更好地感受神圣感，进而提高参与的意愿。
4.3 研究局限与展望
首先，本文运用问卷调查法收集横截面数据进行研究，因而得到的各变量之间的研究结论属于相关关系，而非因果关系。后续研究可以采用实验法对相关假设进一步进行检验。其次，本文以瑜伽为具体情境，因而其研究结论具有一定的情境限制，后续研究应该在更多体育项目上收集跨行业数据，以进一步提高研究结论的普遍性和有效性。再次，本文的相关结论更多地适用于精神参与度较高和具有文化象征意义的体育项目[3]，如瑜伽、太极拳、武术、登山、长跑等，并不适合所有的体育项目。因而营销实践者在使用本文结论时应注意其理论边界。那么，精神参与度究竟是如何影响消费者神圣感的？究竟哪些具体的体育项目会刺激出消费者神圣感？这些都有待进一步探讨。最后，由于时间和资金等研究资源所限，本文的样本数量较小，而且限制在西部某省会城市，后续研究应扩大样本量并打破地域限制，以提高研究结论的普适性。
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表 1 变量设计与说明
Table 1 Design and description of variables
变量名称 变量定义 被解释变量 体育锻炼参与 受访者参加体育锻炼为1，否则为0 解释变量 种植方式 农户种植小麦为1，种植水稻为0，两类作物都种植或都不种植为缺失值 控制变量 个体特征 年龄 受访者年龄的自然对数 年龄的平方 受访者年龄自然对数的平方 性别 男性为1，女性为0 婚姻 已婚或同居为1，未婚、离婚或丧偶为0 收入 受访者年末总收入的自然对数 健康 非常健康为1，很健康为2，比较健康为3，一般为4，不健康为5 邻里关系 赠送的礼物或礼金占总收入的比重 村庄特征 是否有体育运动场地 是为1，否为0 中介变量 受教育水平 文盲为1，小学为2，初中为3，高中为4，专科为5，本科为6，硕士为7，博士为8 闲暇时间 受访者除工作以外的其他时间 
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表 2 各变量的描述性统计结果
Table 2 Descriptive statistics of each variable
变量 全样本（n=11 323） 水稻区（n=4647） 小麦区（n=6676） 均值 最大值 最小值 均值 最大值 最小值 均值 最大值 最小值 体育锻炼参与 0.14 1 0 0.09 1 0 0.17 1 0 种植方式 0.59 1 0 0 0 0 1 1 1 ln（年龄） 3.77 4.52 2.77 3.80 4.52 2.77 3.76 4.51 2.77 ln（年龄）的平方 14.38 20.45 7.69 14.54 20.45 7.69 14.27 20.35 7.69 性别 0.49 1 0 0.50 1 0 0.49 1 0 婚姻 0.85 1 0 0.86 1 0 0.85 1 0 ln（收入） 5.79 12.60 0 6.27 12.60 0 5.47 11.98 0 健康 1.89 5 1 1.91 5 1 1.87 5 1 邻里关系 0.10 6.44 0 0.12 6.44 0 0.08 5.89 0 是否有体育运动场地 0.34 1 0 0.36 1 0 0.32 1 0 受教育水平 2.06 7 1 2.03 6 1 2.08 7 1 闲暇时间 18.76 24 4 18.44 24 7 18.98 24 4
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表 3 基准模型回归结果
Table 3 Regression results of benchmark model
变量 模型（1） 模型（2） 模型（3） 种植方式 0.079***（0.007） 0.066***（0.014） ln（年龄） −1.514***（0.180） −1.292***（0.175） ln（年龄）的平方 0.205***（0.024） 0.174***（0.024） 性别 0.059***（0.007） 0.062***（0.007） 婚姻 −0.018（0.011） −0.024**（0.010） ln（收入） 0.001（0.001） 0.000（0.001） 健康 −0.002（0.003） 0.002（0.003） 邻里关系 0.017（0.013） 0.031**（0.014） 运动场地 0.042***（0.015） 常数项 0.183***（0.023） 2.836***（0.325） 2.441***（0.315） 省份固定效应 是 是 是 观测值 11 323 11 323 11 323 ICC 0.067 0.108 对数极大似然值 −3481.252 −3748.370 −3425.770 注：括号内为标准误，**、***分别表示P<0.05、P<0.01。
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表 4 中介作用机制结果
Table 4 Regression results of mediation mechanism
变量 模型（4） 模型（5） 模型（6） 模型（7） 模型（8） 模型（9） 模型（10） 模型（11） 教育 体育锻炼 闲暇 体育锻炼 教育 体育锻炼 闲暇 体育锻炼 种植方式 0.065
（0.042）0.064***
（0.013）0.119
（0.188）0.065***
（0.013）0.136**
（0.055）0.065***
（0.014）0.064
（0.140）0.066***
（0.013）受教育水平 0.051***
（0.003）0.008***
（0.003）闲暇时间 0.011***
（0.001）0.021***
（0.001）控制变量 是 是 是 是 是 是 是 是 省份固定效应 是 是 是 是 是 是 是 是 观测值 11 323 11 323 11 323 11 323 11 323 11 323 11 323 11 323 ICC 0.151 0.097 0.230 0.102 0.140 0.109 0.211 0.095 对数极大似然值 −14 628.405 −3319.232 −29 495.065 −3358.017 −17 946.796 −3421.408 −26 650.628 −3276.518 注：括号内为标准误，**、***分别表示P<0.05、P<0.01。
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表 5 异质性检验结果
Table 5 Heterogeneity test results
变量 分性别 分年龄 男性 女性 30岁以下 30～59岁 60岁及以上 种植方式 0.074***
（0.016）0.072***
（0.013）0.047*
（0.024）0.073***
（0.013）0.090***
（0.024）控制变量 是 是 是 是 是 省份固定效应 是 是 是 是 是 观测值 5599 5724 1774 7247 2302 ICC 0.100 0.081 0.058 0.088 0.171 对数极大似然值 −2190.122 −1197.381 −813.817 −1668.292 −871.871 注：括号内为标准误，*、***分别表示P<0.1、P<0.01。
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表 6 工具变量法估计结果
Table 6 Estimation results of instrumental variable method
变量 二阶段回归 一阶段回归 种植方式 0.041***（0.008） ln（年平均气温） −0.079*（0.042） ln（年平均降水量） −0.600***（0.027） 观测值 11 323 11 323 控制变量 是 是 省份固定效应 是 是 R2 0.030 0.533 F 8428.87 注：括号内为标准误，*、***分别表示P<0.1、P<0.01。
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表 7 进一步稳健性检验结果
Table 7 Results of further robustness test
类别 基于PSM的估计 更换被解释变量 模型（14） 更换解释变量 模型（12） 模型（13） 模型（15） 模型（16） 模型（17） 种植方式 0.170***
（0.030）0.350***
（0.071）1.642***
（0.462）0.089***
（0.015）0.513***
（0.098）0.054***
（0.017）0.064***
（0.022）控制变量 是 是 是 是 是 是 是 省份固定效应 是 是 是 是 是 是 是 观测值 2782 11 323 11 323 10 747 26 289 31 033 20 289 ICC 0.179 0.085 0.033 0.106 0.146 0.195 0.222 对数极大似然值 −1866.511 −23 082.160 −46 478.030 −3287.858 −12 541.422 −15 336.364 −10 318.754 注：括号内为标准误，***表示P<0.01。
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