■ 李曉英 蘇 勇（、上海應(yīng)用技術(shù)學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 上海048 、復(fù)旦大學(xué)管理學(xué)院 上海 00433）

概念模型與假設(shè)

本文借鑒聯(lián)合品牌態(tài)度形成的因素，將消費(fèi)者以往使用經(jīng)驗(yàn)、消費(fèi)者品牌知識(shí)，消費(fèi)者品牌感知質(zhì)量納入研究范疇，構(gòu)建出圖1所示的模型。模型中，消費(fèi)者的感知質(zhì)量、以往使用經(jīng)驗(yàn)以及消費(fèi)者的品牌知識(shí)三個(gè)因素對(duì)聯(lián)合品牌態(tài)度形成有直接影響。在聯(lián)合品牌的重要性認(rèn)知與聯(lián)合品牌評(píng)價(jià)信息的共同作用下，消費(fèi)者會(huì)傾向于以某種方式將對(duì)聯(lián)合品牌方的態(tài)度轉(zhuǎn)移至聯(lián)合品牌，進(jìn)而影響消費(fèi)者對(duì)聯(lián)合品牌的購(gòu)買(mǎi)意愿。在此模型架構(gòu)下，本文從消費(fèi)者聯(lián)合品牌態(tài)度的形成和重要性認(rèn)知、品牌態(tài)度轉(zhuǎn)移、對(duì)聯(lián)合品牌購(gòu)買(mǎi)意愿影響三方面提出假設(shè)，具體如表1所示。

實(shí)證分析

本文以智能手機(jī)作為實(shí)證研究對(duì)象，采用問(wèn)卷形式進(jìn)行調(diào)研。問(wèn)卷涉及的題項(xiàng)包括：使用手機(jī)的年限、對(duì)手機(jī)品牌的熟悉程度、對(duì)智能手機(jī)的了解情況、手機(jī)功能、對(duì)智能手機(jī)是否感興趣、受訪者個(gè)人基本信息等。研究自變量為影響聯(lián)合品牌評(píng)價(jià)信息及聯(lián)合品牌重要性認(rèn)知的三個(gè)因素，即消費(fèi)者的感知質(zhì)量、消費(fèi)者以往的使用經(jīng)驗(yàn)和消費(fèi)者的品牌知識(shí)。消費(fèi)者感知質(zhì)量是從產(chǎn)品的整體品質(zhì)、產(chǎn)品的可靠性以及值得讓人信賴(lài)等構(gòu)面衡量。消費(fèi)者以往使用經(jīng)驗(yàn)從消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品使用、接收產(chǎn)品相關(guān)信息的熟悉程度及相關(guān)專(zhuān)業(yè)知識(shí)進(jìn)行衡量。品牌知識(shí)主要是由專(zhuān)業(yè)知識(shí)與產(chǎn)品的熟悉度兩個(gè)要素所組成。

問(wèn)卷調(diào)查采用隨機(jī)抽樣方法分別在上海和新疆烏魯木齊兩個(gè)城市進(jìn)行，且發(fā)放對(duì)象符合一般調(diào)研者的情況特征。

圖1 聯(lián)合品牌態(tài)度轉(zhuǎn)移路徑模型

數(shù)據(jù)分析與結(jié)果討論

（一）信度分析

本文采用Likert量表法，其常用檢驗(yàn)信度的方法為L(zhǎng).J. Cronbach所創(chuàng)的a系數(shù)，a系數(shù)值界于0至1之間，a系數(shù)越大，表明問(wèn)卷的信度越高。一般認(rèn)為，Cronbach`s a大于0.7為高信度，如果計(jì)量尺度中的項(xiàng)目數(shù)小于6個(gè)時(shí)，Cronbach`s a大于0.60，數(shù)據(jù)也可接受。本文信度分析結(jié)果如表2所示，各變量的信度系數(shù)幾乎均在0.75以上，為高信度。

表6 消費(fèi)群體類(lèi)型（括號(hào)內(nèi)為樣本數(shù)量）

表7 假設(shè)H4方差分析數(shù)據(jù)

（二）效度檢驗(yàn)

采用驗(yàn)證性因子分析法（CFA）對(duì)調(diào)查問(wèn)卷各維度進(jìn)行結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。表3中，因子分析的KMO大于0.66以上，滿足大于0.6的要求，因子載荷均大于0.5， 因子的方差貢獻(xiàn)率大于0.4，認(rèn)為效度基本可以接受。

（三）假設(shè)檢驗(yàn)

1.聯(lián)合品牌評(píng)價(jià)信息和聯(lián)合品牌重要性的影響因素。本部分分析消費(fèi)者感知質(zhì)量、消費(fèi)者以往使用經(jīng)驗(yàn)、消費(fèi)者品牌知識(shí)對(duì)聯(lián)合品牌方的評(píng)價(jià)信息和聯(lián)合品牌重要性的影響，即假設(shè)H1-a、H2-a、H3-a、H1-b、H2-b、H3-b的檢驗(yàn)。采用協(xié)方差分析來(lái)檢驗(yàn)各背景變量對(duì)研究變量的影響及進(jìn)行相關(guān)假設(shè)驗(yàn)證。結(jié)果如表4、表5所示。

由表4可知，消費(fèi)者的感知質(zhì)量對(duì)聯(lián)合品牌的評(píng)價(jià)信息的影響在9.44%的顯著性水平上，因T值小于2，且顯著性水平大于0.05，因此認(rèn)為假設(shè)H1-a沒(méi)有得到支持。而消費(fèi)者以往使用經(jīng)驗(yàn)對(duì)聯(lián)合品牌的評(píng)價(jià)信息的影響顯著，呈正相關(guān)關(guān)系；消費(fèi)者的品牌知識(shí)對(duì)聯(lián)合品牌的評(píng)價(jià)信息的影響顯著，呈正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H2-a和假設(shè)H3-a得到驗(yàn)證。由表5可知，消費(fèi)者的感知質(zhì)量對(duì)聯(lián)合品牌的重要性認(rèn)知的影響存在顯著正相關(guān)關(guān)系；消費(fèi)者以往的使用經(jīng)驗(yàn)對(duì)聯(lián)合品牌的重要性認(rèn)知的影響顯著，呈正相關(guān)關(guān)系；消費(fèi)者的品牌知識(shí)對(duì)聯(lián)合品牌的重要性認(rèn)知的影響顯著，呈正相關(guān)關(guān)系。所以，假設(shè)H1-b、假設(shè)H2-b和假設(shè)H3-b得到驗(yàn)證。

表8 假設(shè)H5方差分析數(shù)據(jù)

表9 研究假設(shè)的驗(yàn)證結(jié)果

2.消費(fèi)者對(duì)聯(lián)合品牌態(tài)度轉(zhuǎn)移路徑。采用分組分析法，根據(jù)平均值將消費(fèi)者對(duì)聯(lián)合品牌評(píng)價(jià)信息的樣本分為兩組，大于平均值為消費(fèi)者對(duì)聯(lián)合品牌評(píng)價(jià)信息豐富，否則為消費(fèi)者對(duì)聯(lián)合品牌評(píng)價(jià)信息模糊；將消費(fèi)者對(duì)聯(lián)合品牌重要性認(rèn)知樣本也分為兩類(lèi)，大于平均值為消費(fèi)者對(duì)聯(lián)合品牌重要性認(rèn)知程度高，否則為消費(fèi)者對(duì)聯(lián)合品牌重要性認(rèn)知程度低。從聯(lián)合品牌評(píng)價(jià)信息和聯(lián)合品牌重要性兩個(gè)維度，可將消費(fèi)者細(xì)分為表6所示四種類(lèi)型。

以品牌屬性方式轉(zhuǎn)移。采用方差分析方法對(duì)以品牌屬性的態(tài)度轉(zhuǎn)移路徑予以研究，并對(duì)相關(guān)假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證，結(jié)果見(jiàn)表7。分析結(jié)果表明各類(lèi)間存在顯著差異，Scheffe多重比較分析結(jié)果說(shuō)明，第一類(lèi)消費(fèi)群體的產(chǎn)品屬性轉(zhuǎn)移傾向顯著高于其它類(lèi)。因此，假設(shè)H4得到支持。

以品牌情感方式轉(zhuǎn)移。采用方差分析方法對(duì)以品牌情感的態(tài)度轉(zhuǎn)移路徑予以研究，并對(duì)相關(guān)假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證，結(jié)果見(jiàn)表8。分析結(jié)果表明各類(lèi)消費(fèi)群體間的產(chǎn)品情感轉(zhuǎn)移傾向存在顯著差異，進(jìn)行 Scheffe多重比較分析發(fā)現(xiàn)，第一、第三、第四類(lèi)消費(fèi)群體的品牌情感方式轉(zhuǎn)移傾向顯著高于第二類(lèi)消費(fèi)群體。因此假設(shè)H5得到支持。

消費(fèi)者對(duì)聯(lián)合品牌的購(gòu)買(mǎi)意愿。本研究采用結(jié)構(gòu)方程模型（簡(jiǎn)稱(chēng)SEM）來(lái)進(jìn)行購(gòu)買(mǎi)意愿假設(shè)的檢驗(yàn)。采用LISREL8.70軟件進(jìn)行計(jì)算分析。購(gòu)買(mǎi)意愿假設(shè)主要檢驗(yàn)結(jié)果，如表9所示。

檢驗(yàn)結(jié)果表明品牌屬性對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿影響的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.485（T=3.44，P=0.00），說(shuō)明兩者有顯著的正相關(guān)關(guān)系。因此，假設(shè)H6得到支持。從檢驗(yàn)結(jié)果中還可看到，品牌情感對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿影響的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.482（T=3.418，P=0.00），說(shuō)明兩者有顯著的正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H7得到支持。

表1 聯(lián)合品牌態(tài)度轉(zhuǎn)移路徑研究假設(shè)表

表2 計(jì)量指標(biāo)信度分析

表3 計(jì)量指標(biāo)CFA效度檢驗(yàn)

表4 聯(lián)合品牌評(píng)價(jià)信息的影響因素分析

表5 聯(lián)合品牌重要性認(rèn)知的影響因素分析

研究結(jié)論

假設(shè)H1-a沒(méi)有得到支持說(shuō)明感知質(zhì)量是消費(fèi)者進(jìn)行品牌評(píng)價(jià)的影響因素，但其作用并不是直接的和重要的。消費(fèi)者對(duì)聯(lián)合品牌轉(zhuǎn)移方式表現(xiàn)為四種：一是專(zhuān)業(yè)型消費(fèi)者傾向于以聯(lián)合品牌屬性及情感的雙重方式將態(tài)度轉(zhuǎn)移至聯(lián)合品牌；二是功能訴求型消費(fèi)者傾向于以元素品牌屬性的方式進(jìn)行轉(zhuǎn)移；三是模糊型消費(fèi)者傾向于以不自知的方式進(jìn)行品牌態(tài)度轉(zhuǎn)移；四是情感訴求型消費(fèi)者傾向于以主品牌情感方式進(jìn)行品牌態(tài)度轉(zhuǎn)移。假設(shè)H6得以驗(yàn)證說(shuō)明通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新等手段來(lái)豐富消費(fèi)者品牌知識(shí)，提高消費(fèi)者對(duì)聯(lián)合品牌重要性認(rèn)知和豐富對(duì)聯(lián)合品牌的評(píng)價(jià)信息，會(huì)對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿產(chǎn)生直接正向影響。假設(shè)H7得以驗(yàn)證說(shuō)明元素品牌經(jīng)過(guò)品牌聯(lián)合行為后，會(huì)形成品牌綜合效應(yīng)，進(jìn)而對(duì)聯(lián)合品牌的購(gòu)買(mǎi)意愿產(chǎn)生直接正向影響。

1.Broniarczyk, S.M. & J.W. Alba. The Importance of the Brand in Brand Extension[J].Journal of Consumer Research,1994，Vol.31

2.Aaker, D.A. & K.L. Keller.Consumer Evaluations of Brand Extensions[J].Journal of Consumer Research, 1990, Vol.,13, No.1