品牌关系对消费者品牌形象感知和购买行为的影响研究_市场营销论文

品牌关系对消费者品牌形象感知及购买行为的影响研究,本文主要内容关键词为:品牌形象论文,消费者论文,关系论文,品牌论文,此文献不代表本站观点,内容供学术参考,文章仅供参考阅读下载。

一、问题提出

后金融危机时代,中国企业的发展在于“品牌提升”已成为学术界与企业界的共识,但如何实现品牌提升则观点纷纭,分歧众多。提升品牌关系与塑造品牌形象被众多学者视为两条关键路径,但学界对品牌关系与品牌形象提升品牌的作用机理认识并不十分清晰。

品牌是以消费者为主体的概念,品牌存在于消费者心智里,以认知、联想、态度、评价等形式存在(即为品牌形象)[1],因而提升品牌的路径在于通过品牌识别与营销传播策略在消费者心智中缔建或改善消费者对特定品牌的认知、态度和评价。有学者甚至提出打造品牌就是在消费认知的梯子里“占个位”,形象地提出了建立品牌或品牌提升的路径主张[2]。沿着提升与改善消费者对特定品牌持有的品牌形象的路径,学者们从消费者行为、认知心理以及品牌传播三个视角展开研究:消费者行为视角的研究认为,品牌利益、价值以及符号意义等构成了品牌形象来源,提出品牌价值与利益的路径选择[3];认知心理视角的研究关注消费者信息处理的方式,认为品牌形象感知受到信息来源(包括直接的消费体验、来自亲朋好友的口碑传播以及品牌主的主动传播)的直接影响[4],主张改善信息刺激,注重消费体验等以提升品牌形象;传播视角的研究则认为,品牌主通过文字、语言、符号等信息元将品牌理念、价值、利益等编码形成品牌识别,消费者则通过传播媒介接受信息之后,解码形成品牌形象[5],该类学者还进一步提出了整合营销传播策略的思路。

自从关系营销成为品牌研究的基本范式[6]以来,品牌关系得到了学术界和实务界的高度重视。既然品牌关系、品牌形象是提升品牌的切入点,两者之间的作用关系以及它们对最终的品牌绩效(表现为消费者购买行为)的作用机理或贡献路径就成为学术界、实务界的关注重点。有学者证实了品牌关系质量对品牌态度、消费者利益感知、品牌价值感知以及对品牌延伸的消费者评价等存在直接的正相关关系[7-10]。也有学者认为品牌关系只是品牌与消费者的互动与交流,本身并没有价值,关系对于消费者认知、态度以及行为的影响才具有价值[3]130。但总体来说,有关品牌关系对于品牌形象的影响路径的研究并不深入,是否存在结构性特征也有待验证;有关品牌关系对消费者行为影响的研究停留在对品牌感知的影响方面,有关最终消费决策等购买行为的影响的研究并不深入;有关品牌关系与品牌形象提升两条路径的相互关系的研究也有待深入等。本研究正是针对这一研究现状,就品牌关系对消费者品牌形象感知及购买行为的影响进行实证研究。

二、理论假设及研究模型

有关环境心理学的文献显示,气氛或环境在传统上被视为影响消费者行为的重要变量,其中,气氛被定义为“可以帮助达成交易的消费环境”[11],指可以形成对消费行为刺激的有形因素(如色彩、灯光等),同时包含消费者对环境的熟悉度等无形的因素。由于品牌关系本质上是消费者与品牌经过一定时间积累后建立的具有一定认知和情感基础的互动关系,被研究者视为影响消费者认知、品牌选择以及最终购买决策的环境变量[6]48。Kolter(1973)[11]37即指出消费者与品牌的关系是消费者行为决策的环境变量,即品牌关系通过影响消费者品牌的感知与态度来影响消费者的最终消费行为。Aggarwal(2002)[12]证实了不同品牌关系对消费者品牌信息处理存在不同的影响。姚作为(2005)[13]以服务行业为基础证实了品牌关系质量不仅对消费者情节利益感知、关系利益感知以及顾客价值总感知有直接正向的影响,而且对成本损失感知有负向影响。品牌形象是消费者对特定品牌感知、态度与评价的综合,上述研究不同程度地提出并证实了品牌关系对品牌形象感知的正向影响。虽然这些研究者大都选择服务性行业作为实证分析的基础,但我们依然可以提出本研究的基础性假设:

H1:品牌关系对品牌形象存在直接的正向影响(即良好的品牌关系意味着消费者对特定品牌的产品形象、企业形象以及使用者等形象的评价和认可程度高)。

品牌形象作为消费者对特定感知的综合,是对品牌相关的产品功能、品牌价值、利益等与品牌相关的所有联想的集合。作为消费者视角的品牌构念,品牌形象无疑是多维度的。从品牌感知的内容来细分,有产品相关感知、企业相关感知以及使用者相关感知;从感知的属性上分析,有记忆、联想、态度及评价等多种形态。Biel(1993)、Aaker(1993、1996)、Keller(1996、2001)、范秀成(2002)、龙成志(2009)均提出过其维度的解构主张,其中龙成志(2010)提出由产品形象、使用者形象、企业形象、服务形象与视觉形象构成的品牌形象解构模型[14],其模型建构理论框架清晰、逻辑清楚,得到来自全国692个消费品样支持,并与目前服务经济环境下的中国本土实际紧密联系。因此,本研究在模型进一步解构时,品牌形象将可能以二级潜变量的形态出现。基于前文的文献研究及H1理论假设,笔者进一步提出以下延伸性假设:

H2:品牌关系对消费者的产品形象感知存在直接的正向影响(即良好的品牌关系意味着消费对特定品牌的产品形象的评价和认可程度高);

H3:品牌关系对消费者的企业形象感知存在直接的正向影响;

H4:品牌关系对消费者的使用者形象感知存在直接的正向影响;

H5:品牌关系对消费者的视觉形象感知存在直接的正向影响;

H6:品牌关系对消费者的服务形象感知存在直接的正向影响。

关于品牌关系对购买行为的影响,研究者主要就品牌关系对消费者在品牌延伸时的态度评价及购买意愿来进行研究。Park & Kim(2001)[5]50认为,品牌关系是影响品牌态度的重要变量。在后来的研究中,Kim(2002)[5]50指出,在相似延伸的情况下,当品牌关系较弱时,延伸产品的典型利益评价要好于非典型利益评价;当品牌关系较强时,前者的评价较差;在非相似延伸的情况下,无论关系强弱,延伸产品的典型利益评价都要好于非典型利益评价。Davis & Halligan(2002)[15]、蔡瑶升等(2004)[16]、Gurviez & Korchia(2006)[17]的实证研究表明,良好的品牌关系会正向影响消费者对品牌的延伸评估,而品牌对消费者的看法与消费者对品牌延伸的评价不存在显著的相关关系。Thorbjornsen、Breivik、Supphellen(2002)[18]证实了品牌关系质量与品牌态度之间的显著正向关系。上述学者的研究表明,品牌关系对于品牌延伸的态度和评价均存在显著的正向作用关系,我们可以推理:在不进行品牌延伸的情况下,良好的品牌关系意味着消费者较高的购买意愿,会带来积极的购买行为。因此可得出:

H7:品牌关系对消费者购买行为存在正向积极影响(即良好的品牌关系意味着消费者积极的购买行为,包括购买意愿、重复购买意向、口碑推荐等)。

从消费者行为来分析,消费者购买决策前的信息收集与评价过程,实际上是对特定品牌的品牌形象的形成过程,而品牌形象的最终形成意味着消费意向和决策初步达成。购买决策形成与使用体验之后,会进一步修正消费者心智中在此之前形成的品牌形象,并对重复购买、口碑推荐等购后行为产生积极的影响。鉴此,笔者进一步提出如下假设:

H8:品牌形象感知对消费者购买行为存在正向的积极影响(即良好的品牌形象感知意味着积极的购买行为);

H9:产品形象感知对消费者购买行为存在正向的积极影响;

H10:企业形象感知对消费者购买形象存在正向的积极影响;

H11:使用者形象感知对消费者购买形象存在正向的积极影响;

H12:视觉形象感知对消费者购买行为存在正向的积极影响;

H13:服务形象感知对消费者购买行为存在正向的积极影响。

为验证上述研究假设,笔者首先提出图1所示的研究模型(简称基础性模型)。如前所述,品牌形象是一个多维度的构念,因此品牌关系对于品牌形象感知的影响可能是结构性的,因此,笔者再进一步提出图2所示的结构性研究模型(简称结构性模型)。

图1 基础性作用路径模型

图2 结构性作用路径模型

三、研究方法

1.研究设计

此前相当多的研究均选择服务性行业作为研究对象,为验证理论假设在更大范围的适用性,本研究选择消费品行业作为对象。由于消费品行业包括便利品(大众消费品)、偏好品(耐用消耗品)、选购品(奢侈品)以及特殊品(汽车商品房等)[19]等,跨度较大,依据行业代表性与普及性的标准,本研究最后选定13个行业的30个产品类别,涉及饮料、食品、洗涤日用、家电、通讯、IT、家居、手提电脑、普通烟酒、化妆品等。调研时,依据样本分成两类问卷,受试者选择自己熟悉的或使用过的品牌参与测试。

2.变量测量

(1)品牌关系。目前,品牌关系测量大部分是基于西方社会文化与消费实际提出的,其结构维度并不适合本土化研究的需要[20]。因此,本研究依据何佳讯(2006)[20]基于本土文化提出的关系形态来设计品牌关系测评量表,并借鉴Fournier(1998)[7]、叶香麟(2003)[9]提出的测项予以整合调整。

(2)品牌形象。国外有学者提出过品牌形象结构模型,但均为概念模型,实证基础薄弱[21-22]。Keller(1996、2002)[23]等提出过清晰的概念主张,但并未形成清晰量表。华裔学者Li Xue(2004)[24]以服装行业为例的实证研究发现,其提出的多维概念主张存在严重的交互性,使得统计分析上出现明显的共线性关系。范秀成(2002)[25]提出过品牌形象的测量量表,但其理论框架来自Aaker的品牌识别模型。因此,本研究测量量表采用龙成志(2009)[3]89提出的品牌形象测量量表。

(3)购买行为。从消费者购买决策模型来分析,消费者的购买行为包括购买决策及购买后的行为,因此本文将购买行为界定为购买意向及购后忠诚组成的研究构念。在营销文献中,有关购后行为的量表也可以分为单一项目与多项目两类。本文参照Zeithaml et al.(1996)[26]的量表设计,将以顾客品牌忠诚度为核心指标并增加购买意向测项。测项以Likert五级分值进行设计(见表1)。

3.样本选取

抽样采取方便样本,分两个阶段进行。首先对在广州、北京、上海三地的广东珠江投资公司、合生创展公司两家公司发放问卷,此时调研对象的职业与年龄较为单一。然后按照分散性原则,重点对行业覆盖率、年龄结构、职业结构进行调整性补充抽样,通过E-mail发放问卷,通过笔者在全国各地的同学、朋友、亲戚关系,请他们再找一些同学、同事、学生完成问卷。调研问卷发给55人,并通过55人再行发放问卷,累计323人次,补充性问卷发放400份,实际回收394份,有效样本336份。最终形成有效样本679个。

四、数据分析

1.样本结构分析

从结构来看,样本覆盖4大行业、31个细分品类,多数行业的样本数量在50以上(见表2)。样本结构具有普及性和代表性特征,符合混合物受试物调研的基本要求。

从地域分布来看,广州占27.39%、北京占15.17%、上海占15.02%、其他地区(包括成都、自贡、包头、宜宾等二级城市)占42.41%,表明样本分散性强,有较好的区域覆盖率。

样本的人口统计特征如表3所示。人口样本的学历水平偏高但符合品牌消费者高学历的特征,除此之外的其他各项指标所显示的本研究样本的人口统计特征与目前品牌消费者人群具备相当程度的一致性。

2.数据可靠性分析

利用统计软件SPSS16.0进行频度分析,所有测项调研数据Skewness值在(-1,1)之间,并且所有测项均正态分布,T检验Sig.值(2-tailed)均小于0.05,表明数据服从正态分布。

SPSS 16.0信度分析结果显示,各测项Cronbach α值分布范围在0.695~0.893之间,除视觉形象低于0.7之外,其余均大于0.7,因子载荷值在0.50以上,表明数据具有良好的内部一致性(见表4)。

3.测量模型验证与修正

测量模型适配度的确定和讨论是整个模型拟合度的基础。本研究采用验证性因子分析法(CFA)对测量模型适配度进行检验,也即对量表收敛效度和区分效度进行检验。实际上,本研究主要根据Gerbing & Anderson提出的原则评估所有题目量表信度和效度[27-28]。具体步骤为:A.由Bartlett检验值(P≤0.01)和KMO值的大小可知实测数据是否适合做因子分析;B.根据因子分析得到的因子负载矩阵对题目进行取舍,Item-total correlation<0.4且删除测项后的Cronbach α值会增加者删除;C.旋转后因子负荷值小于0.4或同时在两个因子上的负荷值都大于0.4者删除;D.利用模型拟合度对所有测项进行验证,以寻求理想的概念测量模型。

应用SPSS16.0进行主成分因子分析。结果显示,品牌形象测项KMO检验值为0.820,Bartlett球型检验近似卡方值为1 123.303,自由度为10,检验显著水平为0.000;品牌关系测项KMO检验值为0.901,Bartlett球型检验近似卡方值为6 344.051,自由度为231,检验显著水平为0.000;购买行为测项KMO检验值为0.678,Bartlett球型检验近似卡方值为485.881,自由度为6,检验显著水平为0.000,表明三个关键变量的量表适合进行因子分析。进行因子分析时,依据步骤B删除br5测项、pr6测项,依据步骤C删除be5测项。

最后进行测量模型拟合度研究(品牌形象采取二阶验证性因子分析)。结果显示(见表5),除购买行为/df略微偏高但仍处在2~5之间以及企业形象、使用者形象RMSEA偏高但仍小于0.08之外,测量模型其他绝对拟合指标及相对拟合指标均显示拟合情况良好,测量模型是可以接受的。

4.解构模型验证及路径分析

本文采用Amos16.0对研究模型进行模型验证。结果如下:

(1)对基础性模型而言。绝对拟合指标为:值为1 068.008,df值为316、/df值为3.380(P=0.00),GFI为0.903,SRMR为0.006,RMSEA为0.059,除AGFI略低于0.9(0.899)外,其余指标均在可接受范围内;相对拟合指标为:NFI为0.901,CFI为0.912,IFI为0.913,均大于0.9。综合而言,整体模型的拟合度较好。

(2)对结构性模型而言。绝对拟合指标为:值为1 071.214,df值为314,/df值为3.412(P=0.00),SRMR为0.059,RMSEA为0.061,GFI为0.899,AGFI为0.891,GFI、AGFI均非常接近0.9;相对拟合指标:CFI为0.912,IFI为0.912,均大于0.9,NFI为0.885,接近0.9。依据Haier综合指标的观点[29],该模型也是可以接受的。表明两个研究模型与样本采集的数据拟合良好,能够较好地反映数据说明的问题。

依据基础性模型的路径分析结果(见表5),H1、H7的路径系数分别为0.808、0.939,路径系数为零的检验P值小于0.001,表明品牌关系对消费者品牌形象感知、品牌形象感知对消费者行为均存在积极的正向影响。而品牌关系对消费者购买行为的路径系数为-0.088,路径系数为零的检验p值达到0.283,即品牌关系对消费者购买行为的作用关系并不显著,从而拒绝理论假设H8。

依据结构性模型的路径分析结果,H12(视觉形象→消费者行为)、H13(服务形象→消费者行为)的路径系数分别为0.056、-0.021,路径作用关系并不显著(路径为零的检验p值均远大于0.05),从而拒绝理论假设。除此之外,其余路径假设均获得通过(详见表6)。

五、结论与不足

以上的分析结果显示,本文提出的大部分理论假设得到实证支持与验证。品牌关系对于消费者品牌形象的感知存在显著的正向影响,品牌形象感知又进一步影响消费者的购买行为,表现在对购买决策以及购买后的评价以及品牌忠诚的行为影响上。但也有部分假设没有获得通过。

1.品牌关系是消费者品牌形象感知的直接的影响变量,但对品牌形象的影响呈现结构性特征。无论是整体上的品牌形象感知还是结构性的产品形象、企业形象等形象感知,品牌关系对其存在积极正向影响的理论假设均获得验证。同时,我们还发现品牌关系对品牌形象感知的影响的结构性特征,依照影响程度来排序(括号内为路径系数)依次为:使用者形象(0.860)、服务形象(0.550)、视觉形象(0.508)、产品形象(0.440)、企业形象(0.345)。

2.品牌形象感知是消费者行为的直接影响变量,不同的品牌形象对于消费者行为的影响路径呈现明显差异。品牌形象对消费者行为的路径系数高达0.939,为高度相关。路径分析结果显示,不同的品牌形象对于消费者行为的影响分化严重,使用者形象对于购买行为的作用路径达到0.839,其次是产品形象0.255和企业形象0.113。视觉形象与服务形象对于消费者购买行为的影响并不显著,表明消费者对于视觉形象、服务形象非常关注,但这些因素对消费者最终决策及品牌忠诚的贡献并不明显。

3.品牌关系对消费者购买行为的直接影响并不明显,而是通过影响品牌形象感知来间接影响消费者购买行为。如本文文献部分所阐述的一样,品牌关系本身没有价值,其价值在于影响消费者品牌形象感知,而消费者品牌形象感知是影响消费者行为的最直接变量。

当然,本研究也存在如下不足:由于调研样本来自一般意义的消费品行业,未涉及服务业、生产资料行业,因此研究结论局限于消费品行业。此外,本研究并没有深入探讨消费品行业内不同行业之间的路径差异性,这将有待后续研究进一步完善。

标签:;  ;  ;  ;  

品牌关系对消费者品牌形象感知和购买行为的影响研究_市场营销论文
下载Doc文档

猜你喜欢