休眠品牌的品牌關系再續意愿的影響因素分析

林雅軍

（1.西南財經大學，成都 611300；2.重慶三峽學院，重慶 萬州 404000）

休眠品牌的品牌關系再續意愿的影響因素分析

林雅軍

（1.西南財經大學，成都 611300；2.重慶三峽學院，重慶 萬州 404000）

以往的研究已經證實休眠品牌的品牌關系再續意愿的影響因素為：初始品牌關系質量、品牌初始感知價值、品牌當前感知價值、品牌情感聯結、品牌關系記憶、品牌關系斷裂歸因。但尚不清楚不同年齡的顧客對影響因素的程度是否相同。文章運用SEM分析中的平均數結構分析，結果發現：不同消費世代的消費者在品牌初始感知價值、初始品牌關系質量、品牌關系斷裂歸因于他因、品牌關系斷裂感知時長、品牌地域情感聯結、品牌當前感知價值和懷舊情感聯結方面，年齡越大，強度越大。

消費世代觀；休眠品牌；品牌關系再續；影響因素

0 引言

休眠品牌是一種被拋棄或自行消失很多年（至少三年以上）的品牌[1]，這種品牌由于各種驅動因素退出市場，并且在市場中消失多年，有可能會經歷四個階段：品牌關系存續期、品牌關系斷裂、品牌關系休眠期、品牌關系再續期。到底是什么因素影響了休眠品牌的品牌關系再續意愿？以往的研究通過實證得出了如下的結論，影響因素為：初始品牌關系質量、品牌初始感知價值、品牌當前感知價值、品牌情感聯結、品牌關系記憶、品牌關系斷裂歸因[1]。但目前尚未探討年齡差異對影響因素的影響程度是否相同。

關于年齡的劃分，本研究根據休眠品牌的特色，采用消費者的消費世代劃分不同的年齡階段。Hawkins（2000）認為消費者因為出生于同一時代的人經歷過共同的社會、政治、歷史和經濟環境，因此會產生相似的觀念和行為，這一理論稱之為消費世代觀[2]。本研究參考以往世代標準劃分的理論研究，將經歷過共同的社會、政治、歷史和經濟環境的消費者設定為同一消費世代：將1980年以后出生的消費者（目前30歲以下）定義為新生代，新生代目前有一定消費能力的絕大多數屬于80后和90后，出生在互聯網和電子商務蓬勃發展的時代，而且物質相對過渡代比較豐厚，具有著獨特的價值觀、生活方式和消費行為。將1970～1980年間出生的消費者（目前30～40歲之間）定義為過渡代，是因為這一時期出生的消費者成長期正是中國從計劃經濟向市場經濟轉型的時期，故而稱之為“過渡代”，是傳統價值觀念和新價值觀念交替轉型的一代。將1970年以前出生的消費者（目前40歲以上）籠統定義為傳統代，是因為在本次調查中對50歲和60歲以上的搜集的品牌關系再續的消費者并不是很多，因此絕大部分是40歲以上的，故而將這一組樣本主要定義為“傳統代”，主要是從價值觀的角度和以上兩種類型的消費者因為所處時代背景的不同導致不同的消費觀，這一代受傳統價值觀（歸屬感、安全感、與他人和睦相處、自我尊重）的影響相對比較深。

1 研究方法的選擇及基本原理

根據影響因素的多維特點，本研究采用SEM分析中的平均數結構分析。該程序等同于利用SPPSS軟件進行的多因素方差分析,只是略有不同的是:結構方程平均數恒等模型軟件具有簡便操作潛變量的優勢,而前者只能進行觀測變量的操作。但是：該套程序在操作中有個嚴格的前提條件：就是測量模型的恒等前提檢驗的通過，在此基礎上才能夠進行平均數差異顯著與否的檢驗。

對年齡的差異性研究采用SEM分析中的平均數結構分析。其基本原理是在兩個以上的多樣本SEM分析中，當因素恒等性存在的情況下，以其中一組為基準，輸入各測量變量的平均數數據后，籍以估計其他組的潛在變量的平均數高低，并利用顯著性檢驗來檢驗不同組間的潛在變量平均數是否具有顯著差異[3]。但是，進行平均數結構分析必須建立在因素恒等性的假設之上，平均數的差異才具有統計上的比較價值。因素恒等性的存在有很多種不同的層次，當用于平均數估計時，跨樣本之間的因素結構在因素載荷與殘差兩個矩陣需具有恒等性，也就是兩個樣本的Λx矩陣與Θδ矩陣被假設為相等同[4]。

以下根據以往理論成果對研究對象在各潛變量的差異性提出相關假設，并且根據調查數據在因素結構恒等(即：因素載荷（λ）與測量殘差變異（Θδ）恒等)的前提下進行驗證。

以跨樣本SEM模型分析進行因素恒等性檢驗，必須使用一系列的模型比較程序，區分為兩個階段逐步檢驗不同層次的恒等性檢驗，也就是應用跨樣本SEM模型分析進行的檢驗程序[3]。

第一階段首先由以全體樣本估計所得的良好擬合CFA模型為基礎，進一步就不同樣本進行個別樣本下的CFA分析。如果所有模型的CFA分析均有相同的自由度，顯示模型界定與因素結構完全相等。如果顯示CFA模型在全體樣本以及個別樣本的擬合情形還算一致，因此可以進行下一個階段的跨樣本分析。如果有哪一個樣本的CFA檢驗顯示該CFA模型在該總體樣本下擬合度不理想，研究者應停止跨樣本的比較，直接進行各自樣本下的CFA檢驗。此時，因素恒等性是不存在的。

第二階段是當研究者藉由前一個階段的檢驗，確認出一個整體的CFA擬合模型后，再利用跨樣本程序探討該CFA模型的跨總體恒等性，據此證明因素之間具有測量的恒等性。具體做法是建立一個階段性逐步設限的嵌套模型來一一檢驗各種恒定假設下的模型擬合度的變化。跨樣本SEM分析用于因素恒等性的檢驗，是由下列的假設模型的分析和比較來進行：

模型一：基準模型，跨樣本之間沒有任何恒等假設，因素結構則假設相等?；鶞誓Ｐ褪莾蓚€獨立無關聯但結構相同的CFA模型之組合，其卡方值為兩個個別樣本以同一個因素結構進行估計的總和。如果三個模型的CFA分析均有相同的自由度，顯示模型界定與因素結構完全相等。

模型二：因素載荷（λ）與測量殘差變異（Θδ）恒等模型，因素結構在不同總體間被假設為相同，同時因素載荷（λ）與測量殘差變異（Θδ）具有跨樣本的恒等設限。根據以上設立兩個基準模型，并且對兩個基準模型進行評價。

2 研究對象年齡差異性研究

2.1 測量模型恒等性檢查

2.1.1 第一階段分析結果

首先在第一階段全體樣本和每個樣本進行CFA的檢查:對第一組全體樣本（新生代與過渡代）、第二組全體樣本（過渡代與傳統代）、第三組全體樣本（新生代與傳統代）和新生代樣本、過渡代樣本、傳統代樣本分別進行CFA分析，三個模型的CFA分析均有相同的自由度，顯示模型界定與因素結構完全相等。所有模型擬合度都比較理想，除了GFI受樣本量低的影響較低外,其他指標均達到了CFA檢驗合格的基本要求。顯示CFA模型在全體樣本以及個別樣本的擬合情形還算一致，因此可以進行下一個階段的跨樣本分析。分析結果見表1。

2.1.2 第二階段分析結果

在第二階段中，首先不設定任何限制，對模型進行自由估計，根據組別設定基準模型；其次，設定因素載荷（λ）與測量殘差（Θδ）變異恒等模型。分析結果如表2:第二階段分析結果。

所有的CFA模型的擬合指數都十分的接近，但是階段二的模型則隨著恒等限制的增加，釋放的自由參數越多，卡方值逐漸增加。顯示恒等限制的加入對于模型估計產生負面的影響。因為恒等限制的各模型都是屬于嵌套模型，因此模型間的擬合差異量可以利用卡方差異檢驗來考驗。

表1 第一階段單樣本CFA分析模型擬合度評估摘要表

表2 第二階段分析結果表

在第一組（新生代與過渡代）：模型二與模型一的卡方差異量檢驗，增加了因素載荷的恒等限制后，模型的擬合度沒有變化，即卡方差異量在自由度增加100的同時，只增加了10，顯示兩個樣本在因素載荷參數上沒有顯著差異，即因素載荷和殘差是等同的。此時，應該進行下一步的平均數差異檢驗。

在第二組（過渡代與傳統代）：模型二與模型一的卡方差異量檢驗，增加了因素載荷的恒等限制后，模型的擬合度沒有變化，即卡方差異量在自由度增加100的同時，只增加了103.7，顯示兩個樣本在因素載荷參數上沒有顯著差異，即因素載荷和殘差是等同的。此時，應該進行下一步的平均數差異檢驗。

在第三組（新生代與傳統代）：模型二與模型一的卡方差異量檢驗，增加了因素載荷的恒等限制后，模型的擬合度沒有變化，即卡方差異量在自由度增加100的同時，只增加了57.98，顯示兩個樣本在因素載荷參數上沒有顯著差異，即因素載荷和殘差是等同的。此時，應該進行下一步的平均數差異檢驗。

2.2 研究對象年齡差異研究

有研究者發現，大多數人在一定程度上思考未來，但青年人往往是積極的未來思考者，而老年人則常被認為是懷舊者；另外一些研究者指出，年齡較大的成人更注重于過去而非現在；但是，Holbrook（1993）[5]研究表明懷舊傾向與年齡之間不存在任何關系，它們是相互獨立的變量。同時還證實，懷舊現象會影響消費者的購物偏好模式。由此推出：

H1：過渡代比新生代的懷舊情感聯結強度更大；

H2：傳統代比新生代的懷舊情感聯結強度更大。

以新生代樣本作為參照組，在設定時，將新生代、過渡代、傳統代樣本的因素載荷參數設為相等；將新生代樣本的潛在平均數設定為0，將過渡代、傳統代樣本的潛變量截距自由估計。Kappa系數為過渡代、傳統代樣本潛在變量平均數的估計數，新生代樣本的Kappa系數被設定為0，以作為與過渡代、傳統代樣本的參照。當數值為正值時，表示過渡代、傳統代樣本的平均數高于新生代，當數值為負值時，表示過渡代、傳統代樣本的平均數低于新生代，t值若高于±1.96，表示平均數的差異達到0.05的統計水平。本研究結果表明：過渡代樣本和傳統代樣本比新生代的懷舊情感聯結更為強烈，但是過渡代、傳統代的t值都低于1.96，平均數的差異沒有達到顯著。參數估計結果如表3：新生代/過渡代/傳統代（懷舊情感聯結）平均數差異顯著性分析結果。

表3 新生代/過渡代/傳統代（懷舊情感聯結）平均數差異顯著性分析結果

表4 新生代/過渡代/傳統代平均數差異顯著性分析結果

表5 過渡代與傳統代平均數差異顯著性分析結果

同時，其他潛在變量在年齡上的差異性檢驗結果為：品牌初始感知價值方面過渡代和傳統代比新生代對休眠品牌的感知價值程度高些，對當前價值感知過渡代、傳統代高于新生代；在初始品牌關系質量的品牌信任、品牌的社會價值表達、品牌依賴方面過渡代、傳統代高于新生代；在品牌關系斷裂歸因于他因方面過渡代、傳統代高于新生代；品牌關系斷裂感知時長方面過渡代、傳統代感覺比新生代時間長，對休眠品牌的記憶新生代比過渡代、傳統代印象較為深刻；對品牌地域情感聯結過渡代、傳統代高于新生代；休眠品牌的品牌關系再續意愿的強度過渡代低于新生代、傳統代高于新生代，其中新生代與過渡代的差異達到顯著的有品牌初始感知價值、初始品牌關系質量、品牌關系斷裂感知時長、品牌地域情感聯結。新生代比傳統代的差異達到顯著的有品牌初始感知價值、初始品牌關系質量、品牌關系斷裂歸因于他因、品牌關系斷裂感知時長、品牌地域情感聯結、品牌當前感知價值。相關系數的數據則顯示新生代、過渡代、傳統代樣本的因素相關明顯不同。具體分析結果參照表4：新生代/過渡代/傳統代(感知價值、初始品牌關系質量、品牌關系斷裂他因、品牌關系記憶、品牌地域情感聯結、品牌關系再續意愿)平均數差異顯著性分析結果。

以過渡代樣本作為參照組，在設定時，將過渡代、傳統代樣本的因素載荷參數設為相等；將過渡代樣本的潛在平均數設定為0，將傳統代樣本的潛變量截距自由估計。Kappa系數為傳統代樣本潛在變量平均數的估計數，過渡代樣本的Kappa系數被設定為0，以作為與傳統代樣本的參照。當數值為正值時，表示傳統代樣本的平均數高于過渡代，當數值為負值時，表示傳統代樣本的平均數低于過渡代，t值若高于±1.96，表示平均數的差異達到0.05的統計水平。本研究結果表明:在品牌初始感知價值、品牌當前感知價值方面傳統代比過渡代對休眠品牌的感知程度高些；在初始關系質量的品牌信任、品牌的社會價值表達、品牌信賴方面傳統代高于過渡代；品牌關系斷裂歸因于他因方面傳統代高于過渡代；品牌關系斷裂感知時長方面傳統代感覺比過渡代時間長，對休眠品牌的記憶過渡代比傳統代印象較為深刻；在品牌情感聯結方面傳統代高于過渡代；休眠品牌的品牌關系再續意愿的強度傳統代高于過渡代。其中過渡代與傳統代在各潛變量的差異達到顯著的有:初始品牌關系質量、品牌地域情感聯結。相關系數的數據則顯示過渡代與傳統代樣本的因素相關明顯不同。參數估計結果如表5：過渡代與傳統代(感知價值、初始品牌關系質量、品牌關系斷裂他因、品牌關系記憶、品牌情感聯結、品牌關系再續意愿)平均數差異顯著性分析結果。

3 結論

通過SEM分析的平均數結構分析程序，在休眠品牌的品牌關系再續意愿影響因素的因素結構相同的前提下，利用顯著性檢驗了影響因素在年齡上的差異，得出這樣的結論：

在年齡差異性研究中，新生代低于過渡代的差異達到顯著的有品牌初始感知價值、初始品牌關系質量、品牌關系斷裂感知時長、品牌地域情感聯結；新生代低于傳統代的差異達到顯著的有品牌初始感知價值、、品牌當前感知價值、初始品牌關系質量、品牌關系斷裂歸因于他因、品牌關系斷裂感知時長、品牌地域情感聯結。過渡代低于傳統代的差異達到顯著的有:初始品牌關系質量、品牌地域情感聯結。

在休眠品牌激活時，要根據休眠品牌的激活特性在年齡方面的差異有針對性地采用差異性激活策略。休眠品牌激活時，在激活點——品牌初始感知價值、初始品牌關系質量、品牌關系斷裂歸因于他因、品牌關系斷裂感知時長、品牌地域情感聯結、品牌當前感知價值和懷舊情感聯結方面上，年齡越大，策略越明顯。

[1]林雅軍，吳婭雄，鮑金伶，南劍飛.休眠品牌的品牌關系再續意愿影響因素的量表開發及測度檢驗[J].統計與決策，2010，（10）.

[2]德爾·霍金斯，羅格·貝斯特，肯尼思·科尼.消費者行為學[M].北京：機械工業出版社，2000.

[3]邱皓政，林碧芳.結構方程模型的原理與應用[M].北京：中國輕工業出版社，2009：351.

[4]J?reskog K.G.，S?rbom,D.LISREL 8:User’Reference Guide[M].Chicago:Scientific Software International，1996.

[5]Holbrook M.B.Nostalgia and Consumption Preferences:Some E-merging Patterns of Consumer Tastes[J].Journal of Consumer Research,1993,20(2).

F224.7

A

1002-6487（2011）11-0102-03

林雅軍（1974-），女，河北秦皇島人，博士后，副教授，研究方向：市場營銷。

（責任編輯/浩 天）