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产品知识对消费者感知质量及购买意愿的影响 0 引言成分品牌随着英特尔等公司的成功而逐渐流行起来,它属于联合品牌战略的一个分支.企业实施成分品牌策略有些案例成功了,同样也有不少失败了,为什么会出现这样的情况呢?为了响应品牌管理实践的需要,国际学术界对成分品牌联合相关领域进行了探索,积累了一定的成果.但现阶段对成分品牌联合研究显然是不完善的.本研究通过对产品知识对消费者感知质量及购买意愿的调节效应影响来补充成分品牌相关理论研究不足. 1 模型与研究方法1.1 模型与假设本文构建的研究框架如图1所示.【图1】 联合品牌态度的影响因素包括:联合前主品牌、伙伴品牌态度以及品牌契合度,它作为联合的中介变量,对联合后联合品牌感知质量以及购买意愿产生影响;产品知识作为调节变量考察其对自变量与因变量之间关系的影响.另外,对于研究成分品牌的联合效应,学术界一般都先将成分品牌的联合进行分类,不同的成分品牌联合模式会对联合主效应和溢出效应产生影响.建立本研究的假设H1和H2: H1 模型主效应H1a: 主品牌前态度对联合品牌态度的正向影响. H1b:伙伴品牌前态度对联合品牌态度的正向影响. H1c:品牌契合度对联合品牌态度的正向影响.H1d:联合品牌态度对联合品牌感知质量的正向影响. H1e:联合品牌态度对联合品牌购买意愿的正向影响. H2 产品知识的调节影响H2-1知名主品牌与知名伙伴品牌联合H2-1a产品知识正向显着调节对感知质量影响的主效应,高产品知识显着提升感知质量. H2-1b产品知识正向显着调节对购买意愿影响的主效应,高产品知识显着提升购买意愿. H2-2知名主品牌与不知名伙伴品牌联合H2-2a产品知识负向显着调节对感知质量影响的主效应,高产品知识显着降低感知质量. H2-2b产品知识负向显着调节对购买意愿影响的主效应,高产品知识显着降低购买意愿. H2-3不知名主品牌与知名伙伴品牌联合H2-3a产品知识正向显着调节对感知质量影响的主效应,高产品知识显着提升感知质量. H2-3b产品知识正向显着调节对购买意愿影响的主效应,高产品知识显着提升购买意愿. H2-4不知名主品牌与不知名伙伴品牌联合H2-4a产品知识正向显着调节对感知质量影响的主效应,高产品知识显着提升感知质量. H2-4b产品知识正向显着调节对购买意愿影响的主效应,高产品知识显着提升购买意愿. 1.2 研究方法与数据收集本文选择在校大学生较熟悉的计算机品牌作为调查对象,依据权威计算机与配件品牌排名选择联想、长城以及Intel、龙芯四个品牌作为本研究的对象,其中联想和In-tel CPU作为本研究的知名主品牌和成分品牌,长城和龙芯CPU作为本研究的不知名主品牌和成分品牌.操纵检验结果显示:联想品牌的熟悉度均值显着高于长城品牌的熟悉度均值(p=0.00),龙芯品牌的熟悉度均值显着低于In-tel品牌的熟悉度均值(p=0.00),说明联想的知名度显着高于长城,Intel的知名度显着高于龙芯.本研究共设计了四则品牌联合广告,包括联想与Intel联合、联想与龙芯联合、长城与Intel联合及长城与龙芯联合的计算机和配件品牌联合的广告,广告内容采取IT产品网站上所提供的信息及图片组合设计而成.对于本文中涉及到的变量测量采用现有文献中具有较好效度和信度的量表或适当修正得到适合本研究的操作性定义和量表问项.本研究将变量测量问项组成四组问卷,利用6点李克特量表进行评价,最终形成6个变量37个问项的预测问卷.对预测问卷通过验证性因子分析后删除不符合要求的题项得到33个问项的最终正式问卷,正是问卷的信度与效度如表1、表2所示.【表1-2】由表1评价结果可知,各研究变量的Cronbach's α值均高于0.8,研究变量的测量具有较好的信度,数据比较可靠. 由表2效度分析结果显示:KMO值基本都大于0.80,Bartlett's球状检验的显着性水平都小于0.001,表明这些资料都适合做因子分析;提取的1个因子的特征值都大于1,累积方差解释贡献率基本都大于70%.通过分析因子载荷矩阵,每个变量对应所有测量题项很好的归属于1个因子,每个因子与其对应的测量题项在内涵上具有一致性,并且,每个测量题项的因子负荷均大于0.80. 2 实证分析2.1 回归分析验证主效应使用普通回归分析分析自变量对中介变量的影响以及中介变量对感知质量和购买意愿的影响.将四组问卷所有数据放入SPSS19.0中进行回归分析,结果如表3所示.结果显示:主品牌前态度对联合品牌态度的正向影响是显着的(β=0.51,t=11.75,p0.001),支持H1a假设.同样得知,伙伴品牌前态度、品牌契合度对联合品牌态度以及联合品牌态度对感知质量、购买意愿之间的正向影响都是显着的,假设H1b、H1c、H1d和H1e也获得支持.【表3】2.2 阶层回归验证产品知识的调节效应对于调节效应的分析方法,温忠麟等(2005)使用有乘积的回归模型做阶层回归的方法得到了广泛的认可和普遍应用.该方法中自变量与调节变量的数值是通过因子分析所得的因子得分,并且通过相应的中心化处理后得到的最终潜变量值.本研究涉及到的模型是带有中介的调节效应模型,有中介的调节从一种很好的角度解释为什么调节变量对自变量有调节关系.相比简单的中介变量,有中介的调节多了一层关系,即自变量不是单独通过中介变量对因变量起作用,而是调节变量对自变量通过中介变量影响因变量的作用过程起到调节作用.如果X代表自变量,Y代表因变量,U代表调节变量,UX代表调节效应项,W代表中介变量,那么这种有中介的调节效应显着意味着:(1)做Y对X、U和UX的回归,UX的系数显着(说明U对Y与X关系的调节相应显着);(2)做W对X、U和UX的回归,UX的系数显着;(3)做Y对X、U、UX和W的回归,W的系数显着.如果在第三部中,UX的系数不再显着,则U的调节效应完全通过中介变量W起作用,即除了直接调节效应外,U通过W还对Y有间接调节作用.从以上步骤可知,检验有中介的调节效应时,要先检验调节效应,然后检验中介效应. 本研究设计三个自变量、一个中介变量以及两个因变量,针对每一个因变量的分析都涉及三个步骤进行假设检验.本文假设h2-1a的验证给出完整过程,后续验证方法步骤相同,不再赘述. 2.2.1 知名主品牌(联想)与知名伙伴品牌(Intel)进行品牌联合步骤一:做Y对X、U和UX的回归对A卷数据以联合品牌感知质量作为因变量,以主品牌前态度、伙伴品牌前态度以及品牌契合度作为自变量,加入产品知识作为调节作用项进行阶层回归分析,结果如表4所示.当知名主品牌与知名伙伴品牌进行成分品牌联合时,伙伴品牌前态度和参与联合的品牌契合度对联合品牌的感知质量影响作用显着;回归模型的第三步引入交互项,两个交互项Zs* Qz(β=-0.15,p0.05)、Zs * Qh(β=-0.09,p0.05)通过调节效应显着性检验,而交互项 Zs * Qhd(β=-0.28,p0.05)没有通过调节作用的显着性检验.说明产品知识的高低能正向调节主品牌前态度、伙伴品牌前态度与感知质量之间的关系.【表4】步骤二:W对X、U和UX的回归数据分析步骤如上,但以联合品牌态度作为因变量,分析结果如表5所示.该步分析只关注UX的系数,交互项Zs * Qh(β=0.20,p0.05)和Zs * Qz(β=0.24,p0.05)依然显着依旧显着.步骤三:Y对X、U、UX和W的回归以感知质量作为因变量,并将自变量、调节变量、交互项以及中介变量联合品牌态度一起引入进行阶层回归分析,结果如表6所示:联合品牌态度系数显着(β=0.50,p0.05),而各交互项系数均不显着,这表明研究模型中的交互效应通过联合品牌态度这个中介变量作用于感知质量(温忠麟、张雷和侯杰泰,2006).心理测量学把27%的高分样本作为高分组,把27%的低分样本作为低分组.对于A组的样本排序后进行筛选,去前后各27%的数据进行独立样本T检验,分析结果如表7,产品知识的高低使得感知质量的均值产生显着差异.【表5-6】可以看出,在知名主品牌与知名伙伴品牌联合的情况下,产品知识显示出对主品牌前态度以及伙伴品牌前态度与联合品牌感知质量之间关系显着的正向调节效应,随着产品知识的提高使得联合品牌感知质量显着提升.假设h2-1a获得支持.方法步骤同上,以购买意愿作为因变量,主品牌、伙伴品牌前态度以及品牌契合度作为自变量,加入产品知识作为调节变量进行分析,总结果显示:三个交互项Zs * Qz(β=-0.19,p0.05)、Zs* Qh(β=0.10,p0.05)与 Zs * Qhd(β=0.17,p0.05)没有通过调节作用显着性检验.说明产品知识的多少不能调节自变量与购买意愿之间的关系.假设h2-1b未获得支持. 2.2.2 知名主品牌(联想)与不知名伙伴品牌(龙芯)进行品牌联合对B卷数据以联合品牌感知质量作为因变量,加入自变量、调节变量以及调节作用项进行阶层回归分析,结果所示:交互项Zs* Qh(β=-0.28,p0.05)通过显着性检验,说明产品知识能负向调节伙伴品牌前态度与感知质量之间的关系,并且得知交互效应通过联合品牌态度这个中介变量作用于感知质量.对于B组的样本去除排序后前后各27%的数据进行独立样本T检验,分析结果显示:高产品知识时感知质量均值为3.58显着小于低产品知识时的均值4.55(显着性检验p=0.00),说明产品知识能够负向显着调节对感知质量影响的主效应,高产品知识使得感知质量降低显着.假设h2-2a获得支持.以联合品牌购买意愿作为因变量,加入自变量、调节变量以及调节作用项进行阶层回归分析,结果所示:交互项 Zs* Qz(β=-0.11,p0.05)、Zs* Qh(β=0.08,p0.05)与Zs * Qhd(β=0.04,p0.05)没有通过调节作用的显着性检验,说明产品知识不能调节自变量与购买意愿之间的关系.假设h2-2b未获得支持. 2.2.3 不知名主品牌(长城)与知名伙伴品牌(Intel)进品牌联合对C卷数据以联合品牌感知质量为因变量进行阶层回归分析,结果所示:交互项Zs* Qh(β=-0.08,p0.05)通过显着性检验,说明产品知识能正向调节伙伴品牌前态度与感知质量之间的关系,进而发现交互效应通过联合品牌态度这个中介变量作用于感知质量.对于C组的样本去除排序后前后各27%的数据进行独立样本T检验,分析结果显示:高产品知识时感知质量均值为4.13显着大于低产品知识时的均值3.28(显着性检验p=0.03),说明产品知识能够正向显着调节对感知质量影响的主效应,高产品知识使得感知质量提升显着.假设h2-3a获得支持. 以联合品牌购买意愿作为因变量进行阶层回归分析,结果所示:交互项Zs* Qh(β=0.22,p0.05)通过显着性检验,说明产品知识的高低能正向调节伙伴品牌前态度与购买意愿之间的关系,进而发现交互效应通过联合品牌态度这个中介变量作用于购买意愿.对于B组的样本去除排序后前后各27%的数据进行独立样本T检验,分析结果显示:高产品知识时购买意愿均值为3.97显着大于低产品知识时的均值为2.77(显着性检验p=0.00),说明产品知识能够正向显着调节对购买意愿影响的主效应,高产品知识使得购买意愿提升显着.假设h2-3b获得支持. 2.2.4 不知名主品牌(长城)与不知名伙伴品牌(龙芯)进行品牌联合对D卷数据以联合品牌感知质量作为因变量进行阶层回归分析,结果所示:交互项Zs* Qz(β=-0.15,p0.05)、Zs* Qh(β=-0.10,p0.05)与 Zs * Qhd(β=0.04,p0.05)都未通过调节作用的显着性检验.说明产品知识不能调节自变量与感知质量之间的关系,调节作用不显着.假设h2-4a未获得支持. 以联合品牌购买意愿作为因变量进行阶层回归分析,结果所示:三个交互项 Jr * Qz(β=0.03,p0.05)、Jr * Qh(β=-0.07,p0.05)与Jr * Qhd(β=-0.08,p0.05)没有通过调节作用的显着性检验.说明产品知识的高低不能调节自变量与购买意愿之间的关系.假设h2-4b未获得支持. 3 研究结论及管理借鉴3.1 假设检验结论通过以上对研究框架运用相关数据分析方法进行验证分析后,结合相关文献研究情况,现就研究假设验证结果归纳如表8所示.【表8】 3.2 研究结论本研究重点考察了产品介入度在不同的联合模式下对感知质量、购买意愿的调节效应影响.得到了以下几个结论:(1)在文献和实证研究的基础上,揭示了主品牌前态度、伙伴品牌前态度、品牌契合度、联合品牌态度对感知质量及购买意愿的影响关系,丰富和完善了品牌联合理论;(2)不知名主品牌与知名成分品牌的联合效果最佳,感知质量以及购买意愿提升显着;知名主品牌与知名成分品牌的联合模式效果次之;而知名主品牌与不知名成分品牌的联合效果最差,消费者对联合品牌感知质量降低较显着;(3)消费者的产品知识高使得在伙伴品牌为知名品牌时联合品牌感知质量显着提升,而使得在知名主品牌与不知名伙伴品牌联合时联合品牌感知质量下降显着;高产品知识使得在不知名主品牌与知名伙伴品牌联合时联合品牌购买意愿提升显着. 3.3 管理借鉴本文研究的结论对我国企业的品牌战略发展,以及我国企业制定品牌战略,保护品牌健康发展等方面有着一定的理论和实践意义.针对成分品牌联合中产品知识的调节效应研究结论提出以下几个方面的管理借鉴. 第一,选择合适的联合伙伴.研究表明每一个合伙品牌的品牌态度都会影响最终消费者对联合品牌的态度.因此,企业一定要综合考虑被选品牌的知名度与美誉度等;企业在确定了能够提供产品互补属性的备选品牌之后,还要从消费者的角度考虑合伙品牌与自身品牌在品牌形象上是否匹配,进而消除消费者的困惑.合伙品牌的品牌形象越匹配,消费者对品牌联合的评价也就越积极. 第二,选择合适的联合模式.当在成分品牌和成分使用者/OEM品牌的知名度都很高的情况下,成分品牌与成分使用者在品牌资产上处于相对平衡的状态,两者之间的协商更像是平等伙伴之间的协商;当在成分品牌的知名度不高而谈判的对象是知名度较高的成分使用者OEM品牌的情况下,除非涉及到的成分的确具有革新性同时能够满足终端消费者非常重要的需求或者OEM品