基于CTT、IRT、FT的體育明星代言人信源模型量表研究

孫文樹

在名人廣告中，名人是傳播說服過程的信息源即信源[1]。信源(source)指信息傳播過程中信息的傳播者[2]，是傳播行為的引發者，是發出訊息的人[3],對傳播者進行分析并建立的模型稱為信源模型。在體育明星代言人廣告中，對體育明星的可信度結構進行分析后建立的模型稱為體育明星代言人信源模型。通過Meta分析發現，體育明星代言人信源模型對廣告效果有顯著影響，且文化因素對體育明星代言人與廣告效果關系的影響具有顯著性，但以往的相關研究中，外文文獻較多、中文文獻較少，說明在中國文化背景下對體育明星代言人信源模型的研究比較缺乏[4]。楊笑天[5]也指出，我國許多企業由于缺乏相關理論和專業經驗的支持，在體育明星代言人的選擇上過于粗糙簡單，存在較大的盲目性。企業只是簡單地追逐名氣和關注度較高的體育明星，而對體育明星本身的總體形象缺乏考量，這樣往往會造成讓消費者感到混亂甚至排斥的廣告效果。因此，為了讓中國企業在選擇體育明星代言人時有科學合理的測評工具，有必要對體育明星代言人信源模型量表在中國文化背景下進行設計和驗證。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

基于CTT、IRT、FT的體育明星代言人信源模型量表。

1.2 研究方法

1.2.1 文獻資料法 通過中國知網、萬方、EBSCO、JSTOR、Science Direct等數據庫，對國內外有關明星代言人信源模型、名人信源模型研究等相關的文獻進行了檢索和查閱，收集有關體育明星代言人信源模型的初始指標，為問卷的編制奠定基礎。

1.2.2 調查法

(1)專家訪談法。通過對相關領域專家的咨詢編制了開放式問卷，并請專家對預測問卷的條目合理性、內容效度等進行打分和評價。

(2)問卷調查法。

①問卷的編制。目前國內外學者關于體育明星代言人信源模型的構建維度還不統一，有三因素說，如Peetz[6]的可信性、吸引力和適應性；五因素說，如蔡淑妹[7]的專業性、吸引力、可靠性、知名度、曝光率等。以往研究沒有構建一個一致的測量方法，并且有的學者在研究中所使用的體育明星代言人信源模型量表存在是否有效等問題。因此，本文對體育明星代言人信源模型量表重新進行研制。

首先，在咨詢專家的基礎上，編制了體育明星代言人信源模型的開放式問卷，并在上海市和南京市的繁華地段隨機攔訪進行，當場回收問卷，共收到開放式問卷152份。通過對問卷中填寫的有關詞匯進行匯總并根據詞義進行分類后，刪除頻數少于5次以下的詞語，共收集到有效詞匯908個。結合以往的有關體育明星代言人的信源維度對詞義相同和相近的詞匯進行歸納分類后，共整理出頻率最高的8個詞匯組，包括：道德品質175次、知名度165次、吸引力153次、匹配性/一致性98次、專業性96次、外表86次、形象68次、影響力59次、曝光率9次。

通過以往文獻中整理出的初始指標并結合開放式問卷的調查結果，編制了《體育明星代言人信源模型調查問卷》的專家問卷，共有106個條目。此后，邀請了消費行為學、傳播學、品牌管理、體育管理學、體育經濟學、體育心理學、國家隊運動員等領域的15名專家，采用德爾菲法對該問卷指標構成的合理性、重要性和表述合適性進行了調查。根據專家意見對問卷的內容和指標構成進行了統計，最終保留52個題項，形成了預測問卷。在對預測問卷進行調查和分析后，形成了包含18個條目的正式問卷。

②問卷的發放回收。預測調查中，共發放問卷400份，回收有效問卷332份，其中男性182名、女性150名。預測樣本主要用來進行項目分析、探索性因素分析等，之后形成包含18個條目的正式問卷，重新編碼后進行測試。正式問卷調查通過問卷星進行，共回收有效樣本316份，滿足樣本量大于題項數10倍的要求，可以進行驗證性因素分析。正式調查樣本中，男性141人、女性175人。

CTT、IRT、FT理論主要是在量表編制的過程中，進行項目、信度和效度的分析，單獨使用其中的一種理論進行量表的編制都存在一定的局限性，而三者的組合優化使用能使編制的量表達到最優的狀態。因此，本文在研制體育明星代言人信源模型量表的過程中，組合使用這三種方法，用CTT理論(經典測量理論)從宏觀方面檢驗量表的整體信度和結構效度，用IRT理論(項目反應理論)從宏觀方面檢驗量表的內外信度，用FT理論(層面結構理論)檢驗量表的內容效度。

1.2.3 數理統計法 本研究利用軟件SPSS18.0、AMOS18.0、MULTILOG7.03和HUDAP6.0對數據進行分析。

2 結果與分析

2.1 基于CTT的體育明星代言人信源模型量表編制

2.1.1 項目分析 通過求決斷值、系數、共同性和因素負荷量對整個量表進行項目分析后，發現題項7、8、19、20、21、37、50、51在至少兩個指標上沒有達到標準，因此被刪除，結果匯總如表1所示。

表1 體育明星代言人信源模型量表項目分析摘要表

2.1.2 探索性因素分析 經過四輪的因素分析后,刪除了題項5、6、9、10、11、15、22、23、24、25、26、27、28、29、30、31、32、34、40、48、47、49，共提取了5個公因子。其中，41、42、43、44、45、46歸為“因子1”；33、35、36、38、39屬于“因子2”；1、2、3、4歸為“因子3”；12、13、14歸為“因子4”；16、17、18、52歸為“因子5”。通過克隆巴赫信度檢測，5個因子的Cronbach's Alpha值都在0.7以上，且刪除任何條目后都沒有明顯的提高。但“因子4”中的16、17、18、52隸屬于不同方面的內容，無法進行命名，故將“因子4”刪除。在進行完五輪的因素分析后，保留下來的題項有1、2、3、4、12、13、14、33、35、36、38、39、41、42、43、44、45、46，共18個條目四個因子。通過碎石圖(圖1)也可以看出，提取4個因子是合適的。

圖1 探索性因素分析碎石圖

2.1.3 驗證性因素分析 由表2可以看出，正式問卷中各題項的因素負荷量都在0.6以上，表示模型的適配度良好，指標變量能有效反映要測得的構念特質。通過因素分析發現，體育明星代言人信源模型量表的信度、組合信度值和AVE值都達到了理想標準，說明量表的內在信度和結構效度良好。

表2 量表的信度和效度檢驗

利用驗證性因素分析對模型擬合數據的程度進行評價，發現在整體模型適配度方面，模型的擬合指標均滿足適配標準，說明模型達到了理想的擬合結果。通過對體育明星代言人信源模型量表進行一階驗證性因素分析后，標準化估計值模型圖如圖2所示。由圖2可以看出，各維度之間存在較高程度的相關，相關系數都在0.70以上，并且一階驗證性因素分析模型與樣本數據可以適配，說明一階因素構念可能受到一個較高潛在特質的影響，因此可以進行二階驗證性因素分析。通過驗證性因素分析，二階模型的適配度指標如表3所示。由表3可以看出，各項擬合指標均達到了適配標準，說明模型的擬合程度比較理想。

圖2 一階驗證性因素分析結構模型圖

表3 模型適配度檢驗摘要表

二階驗證性因素分析的標準化估計值模型如圖3所示，4個初階因素構念的因素負荷量分別為0.95、0.98、0.89、0.86，均大于0.71，四個構念的信度指標值分別為0.90、0.97、0.79、0.73。

這說明“體育明星代言人信源模型”量表的四個構念的同質性和相關性都是很好的，它們共同依附于一個較高的潛在特質即體育明星代言人信源模型。

圖3 二階驗證性因素分析的標準化結構模型圖

2.2 基于項目反應理論(IRT)的量表檢驗

前面基于經典測量理論對“體育明星代言人信源模型量表”進行了編制和驗證，然而經典測量理論存在一些局限性，在解決實際問題中不令人滿意。例如，經典測量理論中，項目的難度和區分度依賴于被試的能力，但卻不能提供不同能力水平的消費者是如何對項目做出反應的信息，故假設所有考生的測量誤差都是相同的，這顯然是不符合實際的[8]。CTT能從宏觀方面而IRT則可從微觀方面分析量表的信度，若兩者結合使用更能全面檢驗量表的信度水平[9]。因此，為了檢驗本文編制量表的科學性和更好的保證“體育明星代言人信源模型量表”的質量，本研究進一步通過項目反應理論對量表進行檢驗和修訂，提高量表的質量。

2.2.1 項目反應理論模型的選擇 目前關于項目反應理論模型雖然提出了很多種，但在實踐中應用比較廣泛和成熟的模型是邏輯斯諦模型和等級模型。因本文的篩查問卷為7點記分的李克特問卷，故采用Samejima等級模型、邊際極大似然估計對量表進行分析，對各項目的區分度參數、難度參數和最大信息函數峰值進行估計，對項目的合理性進行檢驗和進一步篩選條目。等級反應模型要求數據符合單維性假定和局部獨立性，并且項目之間不能存在局部依存關系。按照IRT的條目篩選原則：①區分度通常要大于0.50[10]；②難度參數范圍在[-4，4]且單調遞增[11]，不滿足其中任一標準即被刪除。進一步對體育明星代言人信源模型的18個條目進行區分度、難度和信息量的檢驗。

2.2.2 單維性和局部獨立性檢驗 應用項目反應理論進行分析時，測量量表必須滿足單維性假設檢驗和獨立性假設。在項目反應理論中，一般取最大特征根和次大特征根的比值作為單維性的指標。Hambleton(1997)認為，第一特征值與第二特征值的比值大于3，則可認為量表適合單維性假設。本研究通過采用SPSS18.0中的因子分析法來分析數據，采用探索性因素分析(EFA)進行單維性檢驗發現，該量表第一特征根與第二特征根之比為4.243，遠遠滿足大于3的要求，說明《體育明星代言人信源模型》量表滿足單維性的要求，可以進行項目反應理論分析，具體結果如表4所示。

表4 單維性檢驗結果

目前關于項目局部獨立性的檢驗，多值計分項目沒有專門的檢驗軟件，主要通過驗證性因子分析進行，如果某一因子的殘差矩陣有較多的共變關系，則表示項目間存在局部依存[12]。從前面的驗證性因子分析可以看出，只有知名度因子的殘差矩陣間有一個共變關系，說明該量表不存在局部依存，滿足局部獨立性假設。

2.2.3 項目各參數分析

(1)項目的區分度分析。通過對表5中條目1到條目18的區分度參數a進行計算，得到a的平均值為1.683。區分度a與項目的信息量成正比關系，如果a太小，說明該項目對被試的能力估計不足。按照IRT對條目的篩選原則，將本文中a小于0.5的項目都予以刪除。根據表5中的項目區分度參數值可知，該量表所有的項目的區分度參數值都在合適的范圍內，沒有條目被刪除。

(2)項目的難度參數分析。從表5可知，量表中難度b的取值范圍在-3.98～2.03之間，且從b1到b6所有的數值呈單調遞增趨勢?？梢?，所有的條目難度參數都在正負4之間[13]，超出這些范圍的項目參數估計已經不夠準確。按照IRT對條目的篩選原則，所有項目的難度值都在合理范圍內，都予以保留。不過從項目的難度參數值可以看出，許多項目的難度參數都小于-3，說明本量表的難度偏低，這也符合本量表編制的初衷。本量表的目的就是為了測試消費者對體育明星代言人特質的態度如何，是消費者真實的想法，不存在對錯之分，因此，題項的設置不會太難。

(3)項目的信息函數峰值分析。項目信息量將條目的難度、區分度參數合二為一，項目的信息量越大，則測量誤差越小。一般認為量表總信息量大于25時測評質量良好、在16～25之間時量表質量一般、小于16時測評質量差[14]。由表5可知，本文量表的總信息量為17.55，符合測驗質量的標準。

表5 條目難度參數和區分度參數估計

從圖4與圖5可以看出，正式施測量表的信息峰值比預測量表低了很多，預測問卷的測驗信息函數曲線峰值為45.745，正式問卷的測驗信息函數曲線峰值為17.55。在項目反應理論中，題項越多測驗的信息函數峰值越大，反之，越小。雖然正式問卷的信息量和預測量表減少了很多，但相對信息量的減少量表的題項也減少了24個，施測的時間大大減少，使量表更加簡潔、可操作性更強。

注：上面的曲線代表信息量，下面的曲線代表標準誤圖4 初測量表的總信息量和標準誤

注：上面的曲線代表信息量，下面的曲線代表標準誤圖5 正式量表的總信息量和標準誤

(4)各項目特征曲線。從圖6與圖7的對比可以看出，正式問卷中的各項目特征曲線在不同區分度上都有取值，沒有出現“密集、聚堆”現象，說明項目的分布比較合理；在難度上，每個項目的難度曲線都呈現均勻遞增趨勢，結構非常清晰。而圖6中，很多項目的特征曲線都聚集在一起，結構分界不清晰，很多項目的難度曲線也沒有呈現遞增趨勢，說明預測問卷中有些項目是不合理的。因此，修訂后的量表在難度和區分度上更加合理。

圖6 初測問卷中各項目特征曲線

圖7 正式問卷中各項目特征曲線

2.3 體育明星代言人信源模型量表的層面結構(FT)分析

使用項目反應理論對量表進行驗證和修訂后，使用最小空間法對量表進一步進行結構驗證，以檢驗量表的結構是否符合假設構想以及項目分布是否合理。最小空間分析法(SSA)遵循“最小原則”，追求以“維度數目最小的空間”反映概念結構內部、項目之間的非計量關系[15]。

圖8 體育明星代言人信源模型最小空間結構圖

將量表中項目的數據輸入到HUDAP6.0軟件中，選擇SSA在二維空間中運行，運行結果的檢驗主要通過SSA的用異化指數(coefficient of alienation)作為擬合指標，一般把異化系數小于0.20作為判斷的標準[16]。本文得到數據的異化系數為0.19789，區域指數1.000。輸出的結構圖如8所示。

體育明星代言人信源模型結構圖，將空間劃分成由四個類似同心圓組成的模塊化區域結構，這四個區域的劃分與前面的項目分析完全一致。條目1、2、3、4屬于知名度區域，條目5、6、7屬于吸引力區域，條目8、9、10、11、12屬于一致性區域，條目13、14、15、16、17、18屬于道德品質區域。由圖8可以看出，屬于同一個因子的條目完全聚在同一個區域，且因子間有清晰的界限，說明量表的內容信度和結構效度良好[17]。圖中各因子與同心圓圓心的距離從遠到近依次為：知名度、一致性、吸引力、道德品質，這一順序也說明道德品質和吸引力在體育明星代言人中占有重要地位。

3 討 論

3.1 基于CTT、IRT、FT的量表構成

通過項目分析、因素分析、項目反應分析、層面結構分析研制的體育明星代言人信源模型量表，與以往體育明星代言人信源模型相比有不同之處，這主要是由于調查對象、調查時間和文化背景的不同造成的。通過對中國文化背景下當代消費者的調查研制的本量表，包含了“知名度”“吸引力”“一致性”(即匹配性)、“道德品質”四個維度。

3.1.1 知名度因子 所謂“知名度”就是品牌代言人在某一時間點上被公眾知道、了解的程度。知名度是名人相比于非名人代言人和動畫代言的優越條件，但是知名度有正向與負向的區別，名人的正向知名度可以給品牌帶來正向的作用，同樣負向的知名度也會給品牌帶來不好的影響[18]。品牌代言人的知名度有助于消費者對該代言人的熟悉和喜歡，有助于消費者把其它的一些相關聯想賦予該代言人，這些聯想中可能就包括能激活消費者對該代言品牌的記憶路徑。Kelley(2003)建議，在選擇廣告代言人時，很重要的一點就是該代言人的名氣要大，能同時提高一個品牌的知名度和形象[19]。本文的知名度可以從名氣、影響力、領域內成就、專業地位方面進行指標測量。

3.1.2 吸引力因子 “吸引力”，在國外的研究中，常把名人的體貌特征作為吸引力的重要指標[20]。Ohanian (1991)[21]認為，廣義的代言人吸引力包括消費者對代言人的肢體、氣質等的認知，而狹義的吸引力主要是對肢體的感知。1991年，Richard等對76項研究進行了元分析，發現有吸引力的人會被賦予社會適應能力強、誠實正直、聰明、關心他人等一系列積極的品質[22]。Keller(1998)指出代言人的“吸引力”就是令人喜愛的程度，可以用“受歡迎的、美好的、有活力的”等來形容吸引力。Erdogan(1999)指出，體育明星的吸引力不僅包括身體方面，還包括一些其他的特征，如個性、運動能力等。孫曉強[23]認為代言人的吸引力是指消費者對代言人所感知到的親近感，包括如長相、性格、氣質等。本文認為吸引力就是體育明星所體現出來的被消費者所喜歡的方面，包括身體、個性、觀點、形象等，其測量主要從自信、活力、積極的形象方面建立測量指標。

3.1.3 一致性因子 “一致性”即“匹配性”。王海忠[24]認為代言人與品牌在個性上的一致或契合就是匹配性。Amna Kirman & Baba Shiv (1998)[25]探討的一致性是基于代言人關聯的品牌屬性聯想。還有一些學者的研究也提出了類似觀點，認為一致性是由消費者所聯想的代言人的某些屬性和品牌之間的某些屬性的關聯。也有一些學者如丁夏齊等，認為一致性不僅包含名人和產品的一致，還包括名人和消費者的一致。本文主要探討代言人本身具備的特質對廣告效果的影響，因此本文的一致性主要從代言人的形象、氣質、類型等方面與代言產品之間的關聯是否緊密進行討論。本文主要從代言人與商品檔次的一致、與商品特點的聯系、與產品是否相符等方面進行測量。

3.1.4 道德品質因子 “道德品質”這一因子在國外的名人信源模型中沒有，但國外研究中的“可信性”因子中對“道德品質”因子是有所體現的。我國學者王懷明[26]的研究首次提出了品德這一因素，這是比較有中國特色的。此外，馬謀超[27]認為中國消費者深受儒家思想的影響，名人的道德成為影響中國消費者評價廣告效果的重要因素。國外學者Ho[28]認為“獨裁的道德準則”是中國人社會化過程的一個重要特征(authoritarian moralism)。名人被期望作為產品領袖和榜樣，故名人的行為也被消費者以很高的道德標準予以衡量，并成為影響消費行為的重要元素。綜上所述，“道德品質”這一因子在中國文化背景下的研究中被抽取出來是很正常的。本文通過社會公德、口碑、品德、遵紀守法、愛國、職業道德等方面建立測量指標。

3.2 量表結構的合理性和適用性

本文開發的量表比Ohanian和王懷明開發的名人可信度量表多出了“知名度”因子，原因在于Ohanian和王懷明在研發量表的過程中，已經預設了代言人具有很高的名氣，并沒有將這一內容納入到量表的考察中。因此，通過測項提純得不到“知名度”因子[29]。但在信息爆炸的時代消費者感知到廣告中被人識別的重要性，因此覺得體育明星代言人的影響力、名氣聲望等知名度因素其實是非常重要的。本量表中沒有“專業性”因子，可能與專業性被認為是有知識的、有技能的等，其內涵和外延很難有一個概念化的定義和進行測量。如果一個名人代言的專業性被“概念化”，那么每一個明星所能代言的產品或服務是非常有限的，并且在過去的研究中對專業性的測量都是通過“使用的代言人是否與品牌吻合”來測量的，所以消費者會更多的把名人代言產品的相關知識歸入到“一致性”因素中[19]。因此，“專業性”在本量表中沒有作為一個獨立的因子被提純出來也是情理之中的，這與Braunstein的研究中提到的“如果專業性是一個選擇標準，那么如何解釋網球運動員沙拉波娃與數碼相機之間的適合性”[30]的觀點相吻合，同時也與孫曉強的研究結果一致。本量表中用“道德品質”因子來代替“可靠性因素”，其實國外學者所研究的可靠性因子與品德因子有很多相似之處，品德因素比單純的可靠性包含的更多一些[31]。因此，本文開發的四維度體育明星信源模型量表更符合中國文化背景，亦能為體育明星廣告效果研究提供一個更可靠、可行的專業測量工具。

4 結論與展望

通過CTT分析發現，本文編制的體育明星代言人信源模型量表具有較高的信度和效度，共有18個條目、4個維度組成，包括知名度、吸引力、一致性、道德品質四個維度。進一步通過IRT和FT對量表進行檢驗，發現：從量表的單維性和局部獨立性檢驗來看，該量表適合作項目反應模型分析；從項目反應理論模型的分析結果來看，項目的區分度參數和難度參數都在合適的范圍內，且項目的難度參數成單調遞增趨勢，量表的信息量有待改進；通過正式問卷和預測問卷的項目特征曲線比較發現，修正后正式問卷項目特征曲線顯著好于預測問卷的項目特征曲線；從最小空間法的檢驗結果可以看出，該量表的項目層面結構清晰，層面區域模塊劃分合理。經過CTT、IRT、FT的分析和檢驗，證明了本文編制的量表是一份信效度較高、結構合理、易于實踐操作的量表。

體育明星代言人信源模型是消費者對體育明星代言人可信度判斷的直接來源，信源模型的好壞直接影響體育明星在消費者心目中的“公信力”(所謂公信力就是指公眾對名人的信任程度)，繼而影響廣告效果。體育明星作為公眾人物，他們應該為自己的代言負責，不能只為了獲取豐厚的報酬而進行代言，更要為名人的公信力承擔責任，否則我國的體育明星廣告將會因為體育明星不良的公信力而大大折扣。近年來，我國體育明星廣告中的一些虛假廣告事件經常發生，使得體育明星廣告在受眾中的“公信力”不斷下降。而美國法律規定：名人代言廣告對有關產品效果的說明必須有事實依據，且名人本身必須是直接使用，否則就會受到重罰[32]。這種嚴格的規定不是對代言人的限制，相反是為了名人廣告的良性發展。因此，我國的法律中也應該對名人代言進行嚴格規制，盡快建立和完善監管機制，加強監管力度，進而促進名人廣告代言的可持續發展。