體育粉絲持久參與的形成機制
——消費者神圣感的中介及精神性的調節

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(西北大學 經濟管理學院,陜西 西安 710127)

由于一些體育項目具有特殊的文化背景、象征意義和環境氛圍，體育粉絲常會被喚起內心的神圣感。比如瑜伽、太極拳、武術、登山、長跑等體育項目非常注重內心修養，而足球、籃球的粉絲也常表現出統一著裝、搖旗吶喊等類宗教儀式行為[1-2]。對于長期參與某項運動的體育粉絲而言，運動已被賦予了個人意義，甚至升華為他們內心的信仰并被神圣化，從而為持久參與這項運動提供了精神層面的動力[3]。體育營銷者有意識地通過喚起這種神圣感來吸引粉絲，如一些瑜伽俱樂部通過場館的宗教化裝修風格、輕柔神秘的瑜伽音樂以及精心設計的儀式來營造一種莊重和神圣的體驗。那么，神圣感是否真的能夠有效增強體育消費者的持久參與意愿呢？

持久參與(enduring involvement)及其前置因素研究近年來成為國外體育消費行為研究的熱點話題[4-5]。然而，目前的研究只是發現流體驗(flow)和交融感(communitas)對持久參與具有顯著的正向影響[6-7]，并未清晰地揭示持久參與的具體形成機制。另外，消費者神圣感(consumer perceived sacredness)的相關研究近年來也是國外消費者行為領域的前沿話題，但尚未得到國內體育研究者的關注。心理學中的神圣化理論認為，神秘體驗和群體交融感是神圣感形成的前提條件[8-9]。McGinnis等[10]通過對高爾夫球手的實證研究發現，流體驗和交融感對消費者神圣感具有顯著的正向影響，而那些精神性(spirituality)水平較高的人更容易體會到神圣感[11-12]。另外，神圣感可以促使人們形成一種主動的持續行為，以保證這種信仰和神圣感的延續[13-14]；神圣感也可以推動消費者對某項活動更深層次地參與、尊重和奉獻，并做出更持久的承諾[15-17]。

結合以上文獻，筆者認為消費者神圣感可以為研究持久參與的具體形成機制提供新的視角和解釋。具體而言，消費者神圣感是否在流體驗和交融感影響持久參與的過程中發揮著關鍵的中介作用？消費者精神性這一特征因素是否在以上過程中起到調節作用？這些尚未被研究的問題有待進一步實證檢驗。因此，基于心理學中的神圣化理論，本文引入消費者神圣感這一中介變量和消費者精神性這一調節變量，旨在從消費者神圣感的新視角來構建體育粉絲持久參與的形成機制模型。這將有助于揭示體育粉絲持久參與形成過程的“黑箱”，為理解體育粉絲持久參與一項體育項目的動機提供新的理論解釋，也將為體育營銷者有效提高消費者的持久參與意愿提供營銷策略建議。

1 文獻回顧與研究假設

1.1持久參與的概念及其前置因素Jun等[5]認為,持久參與是指對某項活動產生了長期的心理承諾，是具有“個人意義的參與”，包括吸引、自我表達和生活中心性3個維度，強調持久參與意味著消費者對某項活動的持續興趣和熱情。由于持久參與能夠較好地預測消費者的行為忠誠度，因此成為了體育消費行為研究中的重要變量，一直受到眾多學者的關注。雖然各學者對它的具體定義略有不同，但持久參與的概念在不同情境下具有內在一致性，主要指消費者被某項活動所吸引，并對其產生了長期的心理承諾和情感依戀。

1.1.1 流體驗對持久參與的影響 流體驗是指人們在做自己喜歡的事情時所呈現出的和諧有序的狀態，表現為滿意和愉悅的感覺、全神貫注、喪失對時間的感知和自我意識等[18]。由于體育項目往往具有清晰的目標和較大的挑戰性，需要身體的高度緊張和精力的高度集中，所以很容易給消費者帶來流體驗。這種流體驗又會進一步激發消費者重復進行該項運動以挑戰更高水平的技能，從而產生持久參與[19]。因而，一些學者在不同情境下研究了流體驗對持久參與的影響。Decloe等[20]在體育情境下的研究發現，流體驗能夠對持久參與產生顯著的正向影響。McGinnis等[6]以高爾夫為背景的研究結果顯示，流體驗對持久參與具有顯著的正向影響。Wu等[21]對在線游戲成癮的人群進行研究后指出，流體驗對于消費者持久參與在線游戲具有重要影響。由此，本文提出假設H1：流體驗對持久參與具有顯著的正向影響。

1.1.2 交融感對持久參與的影響 Turner最早提出了交融感的概念，并將其定義為當人們彼此之間感覺不到地位等級、背景和角色差異時所產生的一種和諧的、融為一體的感覺[22]。在本質上，交融感意味著組織中的每個成員都被認可而且相互分享的一種超越友誼的、同志般的感覺。比如，在瑜伽、籃球、登山、自行車等體育活動中，團隊成員之間需要互相信任，密切配合，甚至生死相依，因而很容易激發出一種并肩戰斗、休戚與共的交融感。這種交融感具有上癮性質，會激發人們反復從事這項活動從而再次體驗這種感覺，也就促進了持續參與。McGinnis等[10]以高爾夫為情境的研究結果也表明,交融感對持久參與具有顯著的正向影響。另外，還有一些不同情境的研究結論也從側面間接支持了以上關系。比如，社會支持和社會規范會對持久參與產生正向影響；人們彼此之間的分享體驗和人際關系是持久參與形成的重要因素。另外，也有研究指出，旅游過程中的團體感對旅游目的地的持久參與具有顯著影響。由此，本文提出假設H2：交融感對持久參與具有顯著的正向影響。

1.2消費者神圣感及其中介效應涂爾干認為，神圣感并不一定意味著宗教；生命中有許多非宗教的元素同樣可以被人們尊崇和敬畏，并被看作是神圣的，例如壯麗的自然景觀、雄偉的建筑、非凡的奇跡等。Belk等[15]最早對消費領域的神圣化現象進行了深入研究，認為人們日常的消費存在“世俗的”和“神圣的”兩方面，而且它們是相互交織的。該研究將消費者神圣感定義為“當遇到某個重要、強大和非凡卓越的事物時消費者所表現出的崇敬”。能夠讓消費者感受到神圣的對象可分為6類：地點、時間、無形事物、有形事物、人和其他生物、體驗。由此，學者們開始陸續在不同情境下對消費者神圣感展開廣泛研究。許多學者專門研究了體育粉絲對體育項目或賽事表現出的神圣感。Brody認為,現代體育是人們表達熱情、宣泄情緒的重要方式。Pimentel等[13]發現:粉絲對自己熱愛的球隊會表現出熱情和虔誠；粉絲們通過收藏和展示球隊的紀念品、集會、自我犧牲、組織活動、儀式行為等方式不斷強化他們對球隊的情感，使得球隊在他們心中被 “神圣化”。McGinnis等[10]在對高爾夫球手的實證研究中首次對消費者神圣感進行了定量測量，這為該領域的后續研究和走向成熟奠定了基礎。

1.2.1 消費者神圣感對持久參與的影響 目前，直接研究消費者神圣感影響持久參與的文獻還很少。McGinnis等[6]對高爾夫球手的實證研究發現，消費者神圣感對持久參與具有顯著的直接作用。另外，根據心理學中的神圣化相關理論，神圣感可以促使人們形成一種主動的持續行為(proactive sustaining behavior,如禱告、定期參加教堂活動等儀式行為，犧牲、奉獻以及對責任與義務的踐行等)，從而保證這種信仰和神圣感的延續。而且許多研究也指出，神圣感可以推動消費者對某項活動更深層次地參與、尊重和奉獻，并做出更持久的承諾[13]。

1.2.2 流體驗和交融感對消費者神圣感的影響 Belk等[15]認為，流體驗和交融感是使某個事物變得神圣的重要元素。其中：流體驗本身包含著自我超越的成分，屬于個體心理層面；而交融感屬于社會人際層面。Holt通過對棒球比賽進行研究后指出，流體驗和交融感是消費者神圣感產生的誘因。McGinnis等[10]通過對高爾夫球手的實證研究證實，流體驗和交融感對消費者神圣感具有顯著的正向影響。

另外，依據心理學中的神圣化相關理論，神秘體驗(mystical experience)對信仰者來說具有特殊的意義，被視為神圣感形成的基礎。它包括對神秘的、超自然的、不可知的以及不可理解的感知和體驗，具有意想不到、不可思議、不可解釋的驚異感[9]。顯然，這里的神秘體驗與流體驗在本質上很相近，存在許多相通之處。與此同時，群體交融感也是形成神圣感的又一基礎性因素。所有群體成員具有共同的目標，彼此之間相聯系的感覺有助于形成歸屬感和同族情感。尤其是群體成員間內心感悟的交流和分享有助于感受到自己與宗教之間融為一體的感覺，進而激發圣潔的情感和神圣感[23]。他們認為：群體交融感與情感是呈正比的；這種群體交融感是形成神圣感的必要條件。由此，本文提出假設H3a和H3b。H3a：在流體驗對持久參與的影響過程中，消費者神圣感發揮著顯著的中介作用；H3b：在交融感對持久參與的影響過程中，消費者神圣感發揮著顯著的中介作用。

1.3消費者精神性及其調節效應精神性這個詞來源于拉丁語spiritus，即呼吸的生活，是心理學領域的熱門話題[24]，意為“旨在找到人生意義的一種內心驅動力”。Koenig等認為非信教的人們同樣會具有精神性的追求，因而這一概念被引入消費者研究領域。Kale[12]將消費者精神性定義為人們對生命的一種精神追求，也就是深入探索和建構生命意義的嘗試。許多學者認為，作為一種重要的個人特質，消費者精神性具有多個維度。Liu等[25]通過更強大的力量、整個人類、自然和生靈分別與自我生命相聯系的程度對消費者精神性進行了定量測度。很多學者意識到，伴隨著后現代社會的到來，消費者尋求生命意義、自我價值和身份的精神追求越來越強，這極有可能影響他們的消費決策[26]。

并非每位個體消費者都能感受到神圣感，這與個人特質有著密切關系。以往的研究只是發現體育粉絲大多具有外向、隨和的個性，對喚起和刺激感具有明顯的需求，對于物質的收集和占有也擁有強烈的欲望等。然而許多研究顯示，作為一種重要的個人特質，消費者精神性在消費者神圣感形成過程中扮演著非常重要的角色。根據心理學中的神圣化相關理論，精神性水平較高的人們更容易敏感地發現和感受到生命的美好，對情緒的感知能力更強，因而更容易在一些活動中感知到流體驗和交融感，進而具有更強的神圣感。有研究表明，精神性在一定程度上是產生神圣感的必要條件。Doehring在營銷領域的實證研究結果表明，消費者精神性對消費者神圣感確實具有顯著影響。事實上，消費者精神性一直伴隨著消費者神圣感產生的整個過程[27]。由此，本文提出假設H4a和H4b。H4a：消費者精神性正向調節消費者神圣感在流體驗和持久參與之間的中介效應，即消費者精神性越高，流體驗通過消費者神圣感間接影響持久參與的效應越強；H4b：消費者精神性正向調節消費者神圣感在交融感和持久參與之間的中介效應，即消費者精神性越高，交融感通過消費者神圣感間接影響持久參與的效應越強。綜上所述，筆者構建的概念模型如圖1所示。

圖1 本文提出的概念模型Figure 1 Proposed conception model in the paper

2 研究設計

2.1研究對象和數據收集目前，國外有關消費者神圣感的研究主要以高爾夫為研究情境。考慮到瑜伽項目本身的特點，一些國外學者經常將瑜伽與神圣、消費者精神性相聯系[28]。為了提高本文的切題性，筆者選擇瑜伽這一獨特的體育項目作為新的研究情境。與以往相關研究所用的數據收集方法相同[29-30]，本文采用問卷調查法，隨機選取我國西部某省會城市不同行政區域8家瑜伽館的瑜伽粉絲為研究對象。參考Smith等對粉絲資格的認定，采用“你是否認為自己是瑜伽粉絲”這一甄別問項來篩選研究對象[31]。在預調查階段，全部采用面對面的填答方式，共發出問卷300份，收回有效問卷249份，有效率為83%。在此階段，針對原問卷中存在的語義不清、難以理解等問題優化了部分測項的表達方式。在正式調查階段，以同樣的方式發放問卷300份，并贈送每位被訪者價值5元的小禮品作為回報。問卷的發放時間為2015年12月—2016年2月。最終回收有效問卷265份，有效率為88%。

本次調研對象的人口特征基本符合正態分布，具體情況：女性159人(占60%)，男性106人(占40%)；年齡在20歲以下的71人(占27%)、21～30歲114人(占43%)、31歲以上80人(占30%)；學歷在大專/本科以下的46人(占17.4%)，大專/本科149人(占56.2%)，研究生及以上學歷的70人(占26.4%)；收入在3 000元以下的49人(占18.5%)，3 000～6 000元的129人(占48.7%)，6 000元以上的87人(占32.8%)。

2.2變量測量對相關變量的測量均借鑒了其他學者開發的、被廣泛使用的成熟量表。流體驗(6個測項)、交融感(6個測項)和消費者神圣感(7個測項)量表參考McGinnis等編制的量表；消費者精神性(7個測項)參考Liu和Robertson編制的量表；持久參與(7個測項)參考Lu和Schuett編制的的量表。各變量的測量均采用 Likert 7點量表。所有量表均遵照往返式翻譯的要求，先由1名市場營銷專業的博士將5個量表譯成中文，再由另外1名市場營銷專業的博士回譯成英文。經過2人反復討論，最終確定中文版量表。另外，由于相關量表具有較強的西方文化背景和特殊情境，因而在保證原量表的意義和維度完整的前提下，筆者對相關量表進行了必要的調整，剔除了不恰當的少量測項，將措辭表達情境化，以適應研究的需要。另外，根據Podsakoff 等[32]的建議，筆者采取問卷反向編碼、強調問卷的匿名性與數據用途以及以一周為單位間隔式收集問卷等多種措施，在一定程度上降低了同源誤差的可能性。

3 數據分析與假設檢驗

數據處理和分析采用SPSS 22.0和Amos 22.0軟件。首先對問卷進行信度和效度檢驗，然后對各變量進行描述性統計，最后通過回歸分析、Bootstrap中介效應檢驗和有中介的調節模型對相關假設進行檢驗[33]。

3.1量表的信度和效度檢驗由表1可見，5個變量各自的Cronbach′sα系數均在0.85以上，說明各量表具有理想的內部一致性，整個問卷具有較好的信度。由于涉及的5個變量(共33個測項)均借鑒已有的成熟量表，因而能夠較好地保證量表的內容效度。對各變量進行驗證性因子分析得到的6個擬合指標(卡方自由度比χ2/df=2.39,近似誤差均方根RMSEA=0.062<0.08,擬合優度指數GFI=0.951>0.9,調整擬合優度指數AGFI=0.945>0.9,非范擬合指數NNFI=0.920>0.9,比較擬合指數CFI=0.911>0.9)顯示，各變量的一階因子結構與數據樣本的擬合度良好，模型適配度的各項指標都符合標準，說明本文中各量表具有良好的收斂效度。同時，各構念的AVE(平均提取方差值)平方根均高于所在行與列的相關系數，說明各構念具有較好的區分效度。

表1 各變量及其測項的信度Table 1 Reliability indexes of variables and items

3.2變量間的描述性統計結果由表2可以看出，各主要變量之間均在顯著性水平P<0.01水平上顯著正相關，且相關系數均處于小到中等水平，這也說明各變量之間在一定程度上相互獨立，適合進行下一步的假設檢驗。

表2 變量的均值、標準差和相關系數Table 2 Means, standard deviations and correlations of variables

注:**表示在P<0.01 水平(雙側)上顯著相關，表格對角線上加粗的是AVE平方根

3.3假設檢驗

3.3.1 流體驗和交融感對持久參與的直接作用 在進行回歸分析前，有必要對共線性問題進行診斷。結果表明，所有變量的VIF值遠在10 以下，說明共線性問題并不嚴重。利用線性回歸模型分別檢驗流體驗和交融感對持久參與的直接作用。回歸分析結果顯示，流體驗對持久參與具有顯著的正向影響，標準化回歸系數為0.263(P<0.001，判定系數R2=0.107，F=3.883)；交融感對持久參與同樣具有顯著的正向影響，標準化回歸系數為0.303(P<0.001，R2=0.128，F=4.739)。由此可知，假設H1和H2均成立。

3.3.2 消費者神圣感的中介效應 對于中介效應的檢驗，國內外學者們使用最為廣泛的是Baron與Kenny法則。然而，近年來不少學者對該方法提出了批評。采用Preacher和Hayes倡導的Bootstrap抽樣技術對中介效應進行檢驗，相比前者具有更高的統計功效，并能對第一類錯誤進行很好的控制，而且該檢驗方法還不需滿足樣本呈正態分布的條件[34]。因此，筆者采用Preacher和Hayes提供的SPSS的PROCESS插件對消費者神圣感的2個中介效應分別進行檢驗。其中，Bootstrap重復抽樣2 000次并構建95%的無偏差校正置信區間。數據分析結果如表3所示：在第一個中介效應檢驗中，消費者神圣感的中介效應為0.129 2(標準誤SE=0.043 0)，95%的置信區間為[0.059 1, 0.231 2]，不包括0，說明消費者神圣感具有顯著的中介作用；加入中介變量后，流體驗對持久參與的直接效應為0.128 4(SE=0.073 1，P=0.080 3>0.05)，95%的置信區間為[-0.015 6, 0.272 5]，包括0，說明直接效應不顯著。具體的各路徑系數如圖2所示。由此可知，消費者神圣感在流體驗對持久參與的影響過程中具有完全中介效應，假設H3a成立。

表3 消費者神圣感的中介效應檢驗結果Table 3 Results of mediating effect of consumer perceived sacredness

由表3可知：在第2個中介效應檢驗中，消費者神圣感的中介效應為0.189 3(SE=0.081 8)，95%的置信區間為[0.035 8, 0.358 0]，不包括0，說明消費者神圣感具有顯著的中介作用；加入中介變量后，交融感對持久參與的直接效應為0.097 0(SE=0.106 1，P=0.361 7>0.05)，95%的置信區間為[-0.112 1, 0.306 0]，包括0，說明直接效應不顯著。具體的各路徑系數如圖3所示。由此可知，消費者神圣感在交融感對持久參與的影響過程中具有完全中介效應，假設H3b成立。

圖2 消費者神圣感的中介效應檢驗AFigure 2 Mediating effect of consumer perceived sacredness A

圖3 消費者神圣感的中介效應檢驗BFigure 3 Mediating effect of consumer perceived sacredness B

3.3.3 消費者精神性的調節效應檢驗：有中介的調節模型 本文采用溫忠麟等提出的有中介的調節模型檢驗方法對假設H4a和H4b分別進行檢驗。有中介的調節模型意味著：①用因變量對自變量、調節變量以及它們的乘積項進行回歸，該乘積項的系數顯著；②用中介變量對自變量、調節變量以及它們的乘積項進行回歸，該乘積項的系數顯著，至此說明該調節效應是顯著的；③用因變量對自變量、調節變量以及它們的乘積項、中介變量一起進行回歸，中介變量的系數顯著，說明中介效應顯著。如果在第3步中，乘積項的系數不顯著則說明該調節效應完全通過中介變量起作用，即完全中介效應，反之則為部分中介效應。可見，對有中介的調節模型進行檢驗時需要先檢驗調節效應，再檢驗中介效應。

根據這些檢驗標準，本文分別進行了一系列回歸分析，結果見表4。在模型3所示的持久參與對流體驗、消費者精神性以及它們的乘積項所做的回歸中，乘積項的系數是顯著的(β=0.341，P<0.001)；在模型1所示的消費者神圣感對流體驗、消費者精神性以及它們的乘積項所做的回歸中，乘積項的系數依然顯著(β=0.184，P<0.001)。這說明消費者精神性在流體驗通過消費者神圣感影響持久參與的過程中發揮著顯著的調節效應。同時，在模型4所示的持久參與對流體驗、消費者精神性以及它們的乘積項、消費者神圣感所做的回歸中，中介變量消費者神圣感的系數顯著(β=0.182，P<0.01)，說明消費者神圣感的中介效應顯著，這再次印證了前文的結論。然而，該回歸模型中的乘積項系數仍然顯著(β=0.345，P<0.001)，這一結果說明消費者精神性調節了消費者神圣感在流體驗和持久參與之間的中介效應，但該調節效應是僅部分地通過消費者神圣感這一中介變量影響持久參與。總之，假設H4a成立。

另外，在模型5所示的持久參與對交融感、消費者精神性以及它們的乘積項所做的回歸中，乘積項的系數是顯著的(β=0.325，P<0.001)；在模型2所示的消費者神圣感對交融感、消費者精神性以及它們的乘積項所做的回歸中，乘積項的系數仍然顯著(β=0.050，P<0.01)。至此，說明消費者精神性在交融感通過消費者神圣感影響持久參與的過程中發揮著顯著的調節效應。同時，在模型6所示的持久參與對交融感、消費者精神性以及它們的乘積項、消費者神圣感所做的回歸中，中介變量消費者神圣感的系數顯著(β=0.135，P<0.01)，說明消費者神圣感在此過程中的中介效應顯著，這與前文的有關結論是一致的。然而，該回歸模型中的乘積項系數也是顯著的(β=0.332，P<0.001)，這一結果說明消費者精神性也調節了消費者神圣感在交融感和持久參與之間的中介效應，但該調節效應僅是部分地通過消費者神圣感這一中介變量影響持久參與。總之，假設H4b成立。

表4 多元回歸分析結果Table 4 Results of regression analysis

注:皆為標準化回歸系數β；***表示P<0.001,**表示P<0.01,*表示P<0.05，皆為雙側檢驗

4 結論、建議與展望

4.1結論(1) 流體驗對持久參與具有顯著的正向影響(β=0.263，P<0.001)，交融感對持久參與也具有顯著的正向影響(β=0.303，P<0.001)。這與Havitz等[4]、Kang等[7]以及Decloe等[20]的研究結論是一致的。本文通過中國情境的數據進一步驗證了流體驗和交融感對持久參與具有顯著的正向影響的假設，說明這2個假設在不同的體育項目情境和跨文化情境下確實具有良好的穩定性和可靠性，進一步提高了這2個假設的科學性。

(2) 消費者神圣感在流體驗和交融感對持久參與的正向影響過程中具有完全中介作用，其效應值分別為0.129 2和0.189 3。以往的研究僅發現流體驗和交融感分別對持久參與具有顯著的正向影響[7]，而且流體驗和交融感能夠積極影響消費者神圣感[10]，但并未清晰揭示出持久參與的具體形成機制。因而，本文以神圣化相關理論為基礎，將消費者神圣感作為中介變量來考慮，構建了體育粉絲持久參與的完整形成機制模型，并通過實證研究最終證實了其中介效應的存在。這一結論揭示了體育粉絲持久參與形成過程的“黑箱”，從消費者神圣感的視角為體育粉絲持久參與體育項目的動機提供了新的理論解釋。

(3) 消費者精神性調節了上述消費者神圣感的中介效應。以往的研究主要發現了消費者神圣感的前置因素和作用結果的主效應[10]，并未考慮消費者個人特質的調節作用，這使得該理論缺乏必要的邊界條件，不可避免地降低了其有效性。根據神圣化相關理論，消費者的神圣感感知與個人特質密切相關。因而，本文引入消費者精神性這一調節變量，并通過研究證實了其在消費者神圣感和持久參與形成過程中確實發揮著顯著的調節效應。消費者精神性會對流體驗和交融感通過消費者神圣感影響持久參與的整個過程起到“放大”和“增強”的效果。這一結論進一步深化了消費者神圣感和持久參與的具體形成機制，為其增添了必要的限制條件，是對消費者神圣感和持久參與理論的完善。

4.2建議(1) 體育營銷者可以通過精心設計具有美感、神秘感和莊重感的場景、服裝、音樂等物理環境，具有一定文化意義的專業動作和儀式，以及有意識地引導語等各種策略來提高消費者在體育活動中的流體驗感知；通過搭建社群和平臺，積極營造參與者彼此互相交流、互幫互助的情感氛圍，提高消費者的交融感感知。這樣就可以有效激發出消費者神圣感，進而提高消費者對該體育項目的持久參與意愿。

(2) 重點吸收消費者精神性水平較高的學員。以往的體育營銷者在營銷過程中不知如何判別學員質量，在客戶關系管理中處于被動地位。其實，他們可以通過實際觀察、人格測評來識別并重點吸收和訓練那些精神性水平較高的學員成為會員，因為他們能夠通過流體驗和交融感感受到更強的神圣感，并產生更高的持續參與意愿和忠誠度，從而為體育俱樂部帶來更多利潤。另外，體育營銷者也可以在訓練過程中增加“學員教育環節”，有意識地引導學員通過學習來提高消費者精神性水平，從而有利于他們更好地感受神圣感，進而提高參與的意愿。

4.3研究局限與展望首先，本文運用問卷調查法收集橫截面數據進行研究，因而得到的各變量之間的研究結論屬于相關關系，而非因果關系。后續研究可以采用實驗法對相關假設進一步進行檢驗。其次，本文以瑜伽為具體情境，因而其研究結論具有一定的情境限制，后續研究應該在更多體育項目上收集跨行業數據，以進一步提高研究結論的普遍性和有效性。再次，本文的相關結論更多地適用于精神參與度較高和具有文化象征意義的體育項目[3]，如瑜伽、太極拳、武術、登山、長跑等，并不適合所有的體育項目。因而營銷實踐者在使用本文結論時應注意其理論邊界。那么，精神參與度究竟是如何影響消費者神圣感的？究竟哪些具體的體育項目會刺激出消費者神圣感？這些都有待進一步探討。最后，由于時間和資金等研究資源所限，本文的樣本數量較小，而且限制在西部某省會城市，后續研究應擴大樣本量并打破地域限制，以提高研究結論的普適性。

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