基于正面口碑的品牌知名度调节作用分析

基于口碑再传播评估决策机理的结构方程模型,以品牌知名度作为调节变量,对正面口碑情形下口碑再传播评估决策机理进行SEM多组分析检验。在正面口碑样本中,将“PG手机”的正面口碑样本设定为知名品牌组,将“JL手机”的正面口碑样本设定为不知名品牌组。正面口碑实验样本共757份,其中知名品牌组(PG)样本385份,不知名品牌组(JL)样本372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,即模型假定两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),对正面口碑的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中知名品牌组与不知名品牌组各路径系数及其显著性检验如表5．26所示。

表5．26 正口碑情形下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5．26的结果可以看出,在正面口碑情况下,未设限模型M0中,PG品牌的6个路径系数均通过了显著性检验,作用关系均为正向;JL品牌的感知相似性对感知契合性的路径系数为0．04,没有通过显著性检验,其余5个路径系数则通过显著性检验,作用关系均为正向。

在正面口碑情况下,品牌知名度调节作用的多组检验模型拟合结果如表5．27所示。

表5．27 正面口碑情形下品牌知名度调节作用多组模型拟合结果

(续表)

注:M0:不设限;M1:限定路径系数相等。

由表5．27的结果中可以看出,未设限模型M0的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的各项拟合指标也均达到了理想标准,从整体模型拟合角度看,两个模型的拟合效果均非常理想。同时,在具体的拟合指标上,两个模型也没有较大差别。由此可以判断,施加路径系数等同限定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5．28所示。

表5．28 正口碑情形下多组分析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5．28的结果来看,对于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未达到显著水平,P值为0．060,略大于0．05,统计意义上,意味着在0．05的显著性水平上,施加路径等同限定后的模型与未做任何限定的模型之间不存在显著差异,知名品牌组与不知名品牌组具有等同的路径系数。但这只是说明一种整体现象,即整体性的无差异x2检定,仍可能会蒙蔽特定路径关系的组间效果,因此还需要通过查验“参数配对”,对每一条路径关系做进一步考察。路径系数差异的临界比率值如表5．29所示。

表5．29 正口碑情形下多组分析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5．29的结果中可以看出,路径系数b1的组间差异临界比率值为2．444,大于1．96,意味着在0．05显著性水平上,两组在路径系数b1存在显著性差异;路径系数b2的组间差异临界比率值为－3．073,其绝对值大于2．58,意味着在0．01显著性水平上,两组在路径系数b2存在显著性差异。

这说明,在正面口碑情形下,对于知名品牌组与不知名品牌组,两组在感知相似性对感知契合性的路径关系(b1)以及口碑可信性对感知契合性的路径关系(b2)上均存在显著性差异。由未设限模型的两组路径结果可知,PG手机品牌组感知相似性对感知契合性的影响程度更大,且JL手机品牌组该路径关系并不显著;而JL手机品牌组口碑可信性对感知契合性的影响程度更大。

综合以上分析,知名品牌组与不知名品牌组在具体路径系数上仍存在显著差异,研究假设H7G1得到支持并成立,即在正面口碑情况下,品牌知名度对口碑再传播评估决策过程具有调节作用。