基于不知名品牌的口碑类型调节作用分析

为了深入探究口碑类型的调节作用在不知名品牌上的具体体现,基于口碑再传播评估决策机理的结构方程模型,以口碑类型作为调节变量,对不知名品牌的口碑再传播评估决策机理进行SEM多组分析检验。设定JL手机品牌的正面口碑样本为正面口碑组,负面口碑样本为负面口碑组。JL手机品牌的实验样本共734份,其中正面口碑样本372份,负面口碑样本362份。设定M0为未做任何限定模型,即模型拟合未做任何参数限制;M1为限定结构权重模型,即模型假定正面口碑组与负面口碑组具有相同的路径系数。

运用AMOS17．0软件,采取固定负荷法和极大似然法(ML),对不知名品牌(JL手机)的正负口碑两个群组样本数据进行SEM多组检验,M0与M1假设模型均得到有效识别。

在未做任何限定的情况下,模型M0中正面口碑组与负面口碑组各路径系数及其显著性检验如表5．22所示。

表5．22 不知名品牌(JL)未设限模型分组路径结果

注:∗代表P＜0．05;∗∗代表P＜0．01;∗∗∗代表P＜0．001。

由表5．22的结果可以看出,对于不知名品牌,在未设限模型M0中,正面口碑组的感知相似性对感知契合性的路径关系没有通过显著性检验,其余5条路径关系均通过显著性检验,作用关系均为正向;负面口碑组的品牌态度对再传意愿的路径系数没有通过显著性检验,其他路径系数均通过显著性检验,其中,除感知契合性对品牌态度的路径关系为负向外,其余4条路径作用关系均为正向。

关于不知名品牌,口碑类型对再传播评估决策调节作用的多组检验模型拟合结果如表5．23所示。

表5．23 不知名品牌的正负口碑多组模型拟合结果

注:M0:不设限;M1:限定路径系数相等。

由表5．23的结果可以看出,未设限模型M0的AGFI指数为0．893,达到较理想标准,其余各项拟合指标均达到了理想标准;限定路径系数相等模型M1的GFI指数为0．899,近似于理想标准,AGFI指数为0．869,达到较理想标准,其余各项拟合指标均达到理想标准。从整体模型拟合角度看,两个模型的拟合效果均较为理想。在具体的拟合指标上,受限模型的拟合指标也略有下降,但并未产生较大差别。由此可以判断,施加路径系数等同限定并没有造成模型拟合效果的显著下降。

施加路径系数相等限制后,模型M1与未设限模型M0之间卡方差Δx2在Δdf上的显著性检验结果如表5．24所示。

表5．24 不知名品牌正负口碑多组分析Δx2显著性检验

注:∗代表P＜0．05;∗∗代表P＜0．01;∗∗∗代表P＜0．001;ns代表不显著。

从表5．24的结果来看,限定结构权重的模型M1与未做任何限定的模型M0之间,卡方差Δx2达到显著水平(P＜0．001),这说明施加路径等同限定后的模型与未做任何限定的模型之间存在显著差异,正面口碑组与负面口碑组的路径系数存在显著差异。继续查验“参数配对”,对每一条路径关系做出进一步考察。路径系数差异的临界比率值如表5．25所示。

表5．25 不知名品牌正负口碑多组路径系数差异临界比率值

注:∗0．05显著性水平;∗∗0．01显著性水平;∗∗∗0．001显著性水平。

由表5．25的结果中可以看出,路径系数b1、b2、b4与b6的组间差异临界比率值的绝对值均大于3．29,意味着在0．001显著性水平上,两组在路径系数b1、b2、b4与b6上存在显著性差异。这与全样本情况下口碑类型调节作用的分析结果相比,也体现出一些新的特点,即除了路径b4与b6外,基于不知名品牌的正负口碑两组数据还在路径b1与b2的路径系数上存在显著差异。

这表明,对于不知名品牌(JL手机)的正面口碑组与负面口碑组,两组在感知相似性对感知契合性的路径关系(b1)、口碑可信性对感知契合性的路径关系(b2)、感知契合性对品牌态度的路径关系(b6)以及品牌态度对再传意愿的路径关系(b4)上均存在显著性差异。

由未设限模型中两组路径的结果可知,在感知契合性对品牌态度的影响上(b6),正面口碑组该路径是正向影响关系,负面口碑组该路径是负向影响关系,在影响的绝对程度上,正面口碑组的更大;在品牌态度对再传意愿的影响上(b4),正面口碑组该路径的影响程度更大,并且在负面口碑组该路径系数不显著。此外,在口碑可信性对感知契合性的影响上(b2),正面口碑组该路径的影响程度更大;而在感知相似性对感知契合性的影响上(b1),负面口碑组该路径的影响程度更大,并且在正面口碑组该路径系数不显著。

综合以上分析,不知名品牌的正面口碑组与负面口碑组在路径系数上存在显著差异,研究假设H8G2得到支持并成立,即口碑类型对不知名品牌的口碑再传播评估决策过程具有调节作用。