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,对负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。将“PG手机”的负面口碑样本设定为知名品牌组,“JL手机”的负面口碑样本设定为不知名品牌组。负面口碑实验样本共710份,其中知名品牌组(PG)样本348份,不知名品牌组(JL)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),对负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5．30所示。
表5．30 负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5．30的结果可以看出,在负面口碑情况下,未设限模型M0中,PG品牌的品牌态度对再传意愿的路径系数为－0．10,没有通过显著性检验;而JL品牌的品牌态度对再传意愿的路径系数为－0．07,也没有通过显著性检验,这一点与前述总体负面口碑的结构方程检验结果是一致的。两组的其他5个路径系数则均通过了显著性检验。其中,两组的感知契合性对品牌态度的作用关系均为负向,PG品牌的该路径系数为－0．55,JL品牌的该路径系数为－0．38;其余的路径关系则均为正向。
在负面口碑情况下,品牌知名度调节作用的多组检验模型拟合结果如表5．31所示。
表5．31 负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5．31的结果中可以看出,未设限模型M0的AGFI指数为0．892,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AGFI指数为0．889,达到较理想标准,其余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较为理想。同时,在具体的拟合指标上,两个模型也没有太大差别。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。
在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5．32所示。
表5．32 负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5．32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,知名品牌组与不知名品牌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进一步考察。路径系数差异的临界比率值如表5．33所示。
表5．33 负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5．33的结果中可以看出,路径系数b1的组间差异临界比率值为－3．546,其绝对值大于3．29,意味着在0．001显著性水平上,两组路径系数b1存在显著性差异;路径系数b2的组间差异临界比率值为4．262,大于3．29,意味着在0．001显著性水平上,两组路径系数b2存在显著性差异;路径系数b6的组间差异临界比率值为－2．098,其绝对值大于1．96,意味着在0．05显著性水平上,两组路径系数b6存在显著性差异。
这表明,在负面口碑情形下,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)、口碑可信性对感知契合性的路径关系(b2)以及感知契合性对品牌态度的路径关系(b6)上均存在显著性差异。由未设限模型两组路径的结果可知,JL手机品牌组感知相似性对感知契合性的影响程度更大;而PG手机品牌组口碑可信性对感知契合性的影响程度更大;PG手机品牌组感知契合性对品牌态度的影响程度也更大。
综合以上分析,知名品牌组与不知名品牌组在路径系数上存在显著差异,研究假设H7G2得到支持并成立,即在负面口碑情况下,品牌知名度对口碑再传播评估决策过程具有调节作用。
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