成分品牌聯合的聯合效應研究

馮浩

（中南財經政法大學工商學院，武漢430073）

0 引言

隨著技術的進步與創新，消費者的需求更加多樣化，產業間的競爭越來越激烈，企業的研發成本越來越高，產品進入市場的風險越來越難以確定等因素，使得產業鏈越來越細化。在這種情境下，我們的企業面臨著是否能在迎合消費者變化多端需求的同時，又能降低企業的成本與風險的難題。而聯合品牌成為企業解決這一難題的有效方法之一。成分品牌作為一個被大眾接受的營銷概念，直到20世紀80年代末才因為英特爾等公司的成功而逐漸流行起來，成分品牌戰略屬于聯合品牌戰略的一個分支。對成分品牌聯合感知質量及消費者購買意愿的分析與研究，可以幫助企業了解消費者，合理進行品牌戰略規劃與產品規劃，幫助企業在一定的范圍和程度上引導或改變消費者的品牌態度，有助于企業進行品牌管理，增加利潤，而且能夠讓產品為消費者創造附加價值。

1 研究假設

當伙伴品牌和主品牌進行聯合，形成新的聯合品牌時，消費者的反應包括兩個部分：聯合效應和溢出效應。前者是指品牌進行聯合后，消費者對形成的聯合品牌的態度和行為，后者是指消費者對品牌聯合的態度影響其隨后對各合作品牌的態度。本研究主要研究前者，即對聯合效應的研究。

本文使用成分品牌聯合后的態度作為自變量，將聯合后感知質量與購買意愿納入品牌聯合效應中研究。將消費者使用經驗、品牌知識以及重要性認知作為自變量進行研究，所以本研究的前因變量包括聯合品牌態度、使用經驗、品牌知識以及聯合品牌重要性認知。

假設H1：使用經驗及品牌知識與聯合品牌感知質量存在正向影響關系。

假設H2：使用經驗及品牌知識與消費者購買意愿存在正向影響關系。

品牌態度是消費者自己學習而來，是個體對某個對象的喜歡或不喜歡的反應，通常作為應變量或者中間變量。但是本研究選擇以PC制造業為例，剔除了“聯合品牌的契合度”這個影響因素，將聯合品牌態度納入自變量，研究成分品牌聯合中聯合品牌態度對新產品的感知質量與購買意愿的影響。聯合品牌重要性認知包括消費者對聯合品牌、成分品牌以及各兼容功能重要性的認知，其也會對成分品牌聯合的感知質量和購買意愿產生影響。

假設H3：聯合品牌態度與聯合品牌感知質量存在正向影響關系。

假設H4：聯合品牌態度與消費者購買意愿存在正向影響關系。

假設H5：聯合品牌重要性認知與聯合品牌感知質量存在正向影響關系。

假設H6：聯合品牌重要性認知與消費者購買意愿存在正向影響關系。

2 概念模型

綜上所述，本研究的概念模型如圖1所示。

圖1 本文的研究框架

3 研究方法

按照本文研究的目的，先利用SPSS18.0對研究的問卷進行探索性因子分析，對做了相應的調整與修改后的量表進行信度與效度的檢驗。然后利用LISREL8.51進行驗證性因子分析。最后，利用結構方程進行路徑分析，探索各個變量之間的關系。

3.1 關鍵變量及其測量

本文問卷量表設計主要是基于前人的研究結果與理論，加以匯總整理而形成。問卷包括5個變量共21個觀測項，問卷的衡量尺度，主要以李克特五點尺度(Likert Scale)進行衡量。說明如下：“聯合品牌感知質量”，有3個題項，其計量指標來源：Brueks和Zeithaml(1991)、Judith(2002）；“使用經驗和品牌知識”，有7個題項，其指標來源：Mason，Jensen，Burton和Roach(2001)、Brueks(1985)以及Mitchell和Dacin(1996)；“聯合品牌態度”，有5個題項，其指標來源：Spangenberg(1997)，Keller(1998)；“聯合品牌重要性認知”，有3個題項，其指標來源：Wernerfelt(1988)，Tauber (1988)，等；“購買意愿”，有3個題項，其指標來源：Martin和Stewart(2001)。

3.2 研究樣本

問卷數據獲取時間為2011年10月，問卷發放的主要對象包括武漢市幾所高校在校學生以及教師、武昌區一些公司的管理人員和廣埠屯電腦城的部分工作人員。問卷實際發放600份，最終獲得有效問卷402份。

從正式調查的樣本來看，男性比例與女性比例大致相當，被試男性占51.5%,女性占46.8%；從年齡上來看，正式調查的樣本年齡分布比較平均，年齡25歲以下11.5%, 26～30歲占20.5%,31～35歲占21.8%,35～40歲占21.3%, 41～45歲占15.2%,46歲以上占8.7%；在受教育程度方面，教育程度初中及其以下占4.5%,高中或中專占34.0%,大專或本科占58.6%,碩士及其以上占1.5%，說明正式調研的人群文化素質比較高。

4 研究結果

4.1 量表的信度和效度

本研究的量表借鑒了國內外相對較成熟的量表模型，本身已經具有很高的信度、建構效度，但由于本研究在借鑒時，根據研究內容做了相應的調整與修改，因此有必要對本研究所采用的量表的信度和效度再進行檢驗。

信度分析主要是檢驗量表在度量相關變量時是否具有穩定性和一致性。本研究采用Likert量表法，其常用檢驗信度的方法為LJ.Cronbach所創的a系數，a系數值界于O至1之間，a系數越大，表明問卷的信度越高，具體結果見表1。從表1可以看出各變量信度基本都在0.73以上，為高信度，故問卷設計在信度方面符合要求。本研究用驗證性因子分析（confirmatory factor analysis，CFA)法對調查問卷各維度進行結構效度檢驗具體結果如表2所示。可以看出，因子分析的KMO大于0.73以上，滿足大于0.6的要求，因子載荷均大于0.5，因子的方差貢獻率大于0.4，解釋總變異量63.59%，分析結果說明問卷的構造效度是可以接受的。

表1 樣本的信度分析(N=402)

表2 計量變量CFA效度分析(N=402)

4.2 驗證性因子分析

本研究采用結構方程模型來進行研究假設的驗證。結構方程模型主要用于驗證多個自變量與一個或多個因變量之間的復雜相互關系，不但能研究可觀測變量，還可研究不能直接觀測的潛在變量，既可研究變量間的直接作用，又可研究變量間的間接作用。在驗證性因子分析與路徑分析中涉及模型擬合指標。如果指標不能滿足規定閾值，說明理論設定的模型與測量的數據不能很好地擬合，得出的結論也就沒有可信度。本文采用的SEM擬合指標如表3所示。

表3 SEM擬合指標

本文結構方程模型及參數如圖2所示。

圖2 結構方程構建及系數圖

本研究使用LISREL8.51軟件來做結構方程建模，在進行模型系數檢驗時，發現消費者使用經驗和品牌知識對聯合品牌購買意愿的形成的T檢驗值為1.46，檢驗P值為0.26，聯合品牌重要性認知對消費者聯合品牌的感知質量的形成的T檢驗值為0.21，檢驗P值為0.28，所以需要對模型進行修正，刪除這些路徑，并重新進行模型擬合。

最終結構方程模型的卡方χ2檢驗值為741.26(df= 180，p=0.00)，NFI、GFI、AGFI、RMSEA的值分別為0.901、0.861、0.817、0.049，CFI的值是0.951，χ2/df的值為4.12，從擬合指標可以看出，樣本數據與模型擬合度較高，簡約擬合度的數據均為理想，說明模型相對簡約，與虛無模型比較的角度進一步說明研究的結構方程模型具有較理想的擬合度，在可接受范圍之內，筆者認為采用的各結構量表均可以作為進一步研究的依據。

4.3 假設驗證結果

分析LISREL8.51軟件運行的結果，得出本研究假設驗證結果如表4所示。由表中檢驗結果可以得出，消費者的使用經驗和品牌知識以及聯合品牌態度對聯合品牌的感知質量存在顯著的正向影響關系，消費者的聯合品牌態度以及聯合品牌重要性認知對消費者的購買意愿之間的顯著的正向影響。

表4 研究假設的驗證結果

表5 研究假設匯總

本研究假設路徑驗證如圖3所示，其中符號 表示研究假設得以驗證，符號 表示研究假設在實證中未得到支持。

圖3 本研究假設路徑驗證圖

4.4 統計小結

本節根據理論模型使用統計方法對假設進行檢驗，研究假設匯總如表5所示。

總的來說，本研究提出的絕大多數假設都得到了驗證，說明在對相關文獻回顧的基礎上所做的理論分析是成立的。

5 營銷啟示

本研究以PC行業為研究對象，通過對成分品牌聯合效應的研究，在管理實務上提出以下建議:

消費者自身的使用經驗及品牌知識對于聯合品牌感知質量有著顯著的影響，是影響消費者反應和決策的重要因素。因此對于企業而言：首先應堅持品牌經營的核心就是品質經營這個策略，恪守質量標準，杜絕產品質量事件。企業也要注重品質的外在線索，重視產品設計，達到方便使用、環保、時尚等設計要求，重視自己的品牌建設，提升品牌美譽度。再者選取高質量的合作伙伴實施聯合品牌策略行為。如果聯合品牌一方的產品具有優良的品質，消費者會將這種認知傳遞到聯合品牌上，對于聯合品牌產生較好的評價。

本研究發現聯合品牌的態度對聯合品牌的感知質量以及購買意愿都有顯著影響，故企業在進行聯合品牌營銷時，應針對不同類型的消費者采用不同的營銷訴求，這樣才能達到聯合品牌的目的。改變消費者的品牌態度對企業來說具有相當重要的戰略性意義，企業應該了解消費者的品牌態度是怎么形成的，以及如何運用廣告、宣傳等有效的方法去適當影響，甚至是改變消費者的品牌態度。

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