2017, Vol. 38
2. 沈阳药科大学 工商管理学院, 辽宁 沈阳 110016
2. School of Business Administration, Shenyang Pharmaceutical University, Shenyang 110016, China
企业实践中普遍存在这样的现象:企业投入大量的资源提高产品和服务质量, 创新营销策略, 试图赢得顾客, 然而却收效甚微甚至徒劳, 消费者根本无动于衷.企业管理者和营销人员常常困惑:“为什么目标顾客不买我们品牌的产品？”学术上将消费者对品牌主动拒绝的现象称为品牌规避, 具体是指“消费者在存在需求且具备支付能力的条件下, 主动、有意拒绝购买某种可选择品牌的态度和行为”[1].品牌规避会对企业管理者的目标市场选择和定位造成困扰, 也会破坏品牌关系, 伤害品牌资产, 从而导致企业蒙受严重的经济损失.如何理解消费者的品牌规避, 并采用何种策略有效避免品牌规避成为实业界亟待解决的问题.
相较于品牌规避的现实普遍性和迫切性, 学术研究却十分匮乏.近年来, 学者们意识到研究品牌规避的意义, 对品牌规避的兴趣日益增长.然而, 由于起步较晚, 品牌规避领域的研究尚处于探索阶段.有限的文献主要集中在品牌规避的类型[1]、影响因素[2-3]和特定类型的品牌规避[4].在对品牌规避影响因素研究中, 规避群体对品牌规避的影响还存在结论不一致现象[1-2].究竟规避群体对消费者的品牌规避是否有影响; 如果有影响, 存在什么样的影响机理？
为了揭示规避群体对品牌规避的影响机制, 本文采用实证研究方法, 提出理论模型, 通过问卷调查收集数据, 进行假设检验.研究成果有助于拓展学术界对规避群体和品牌规避的研究, 同时对企业的目标市场选择与品牌定位战略、营销策略等营销实践具有指导意义.
1 理论基础及研究假设 1.1 规避群体和品牌规避规避群体的概念来源于参照群体, 是指参照群体中“不属于、且不想与其有任何关联, 想与之完全划清界限的一类非成员群体”[5].关于参照群体的大量研究认为, 消费者决策不会受到规避群体的影响.然而近年来研究发现, 规避群体在消费者的品牌决策中也发挥作用, 它负面影响品牌选择行为[6].此外, Lee等[1]研究发现规避群体是品牌规避的影响因素之一; Zana等[3]对Y代消费者品牌规避行为的研究结果也支持了规避群体影响品牌规避的观点.
根据平衡理论, 在消费情境中关于某品牌, 消费者原本是正向态度, 对规避群体是负向态度, 系统处于不平衡的状态[7].当消费者得知规避群体与该品牌有关联, 他很可能会通过改变对品牌的态度, 实施品牌规避行为, 以缓解内心焦虑和紧张, 进而促使系统趋于平衡.
根据规避群体、品牌规避的现有研究发现和平衡理论的推演, 本研究提出如下假设:
H1:规避群体正向影响品牌规避.
1.2 规避群体和非理想自我一致性、自我-品牌联结“自我一致性”是指消费者的自我概念与产品和品牌形象的相似和匹配程度[8].“自我-品牌联结”是指消费者通过购买和使用某种品牌构建自我和表达自我的程度[9].根据自我一致性理论, 如果某品牌与规避群体产生关联时, 消费者感知的品牌形象也被规避群体不恰当地改变了, 引发感知品牌形象与消费者的非理想自我一致, 从而影响消费者的品牌-自我联结.杜伟强等[5], White等[6]的研究结果也都表明, 规避群体的影响会降低消费者自我-品牌联结.基于此, 本文提出如下假设:
H2:规避群体正向影响非理想自我一致性;
H3:规避群体负向影响自我-品牌联结.
1.3 非理想自我一致性和自我-品牌联结、品牌规避根据自我一致性理论, 与消费者的真实自我、理想自我和社会理想自我概念相似的品牌更容易被消费者形成自我-品牌联结.与之相反, 若品牌形象与消费者非理想自我的概念更一致, 则消费者将不容易形成自我-品牌联结, 进而导致品牌规避[6].Escalas等[10]的研究证实, 消费者不愿意与规避群体形象一致的品牌保持联系.Khan等[2]研究也发现, 非理想的自我一致性正向影响品牌规避.基于此, 本研究提出如下假设:
H4:非理想自我一致性负向影响自我-品牌联结;
H5:非理想自我一致性正向影响品牌规避.
H6:自我-品牌联结负向影响品牌规避.
1.4 品牌涉入的调节作用“品牌涉入”是消费者对产品的品牌感兴趣和投入的程度, 从而引导自身做出正确的消费决策[11].品牌涉入被研究普遍证明在多种情境中具有调节效应[12].
当消费者的品牌涉入度低时, 消费者由于对品牌没有深入了解, 在得知规避群体使用或购买某品牌产品的情况下, 很可能由于不认可规避群体的身份而联想到非理想的自我, 从而将品牌和非理想自我一致性联系在一起, 继而导致消费者的品牌规避行为; 当品牌涉入度高时, 由于消费者对品牌的定位和目标顾客等了解较为深入, 即使得知规避群体使用或购买某品牌, 也很可能不会过于在意规避群体的身份而联想到非理想的自我, 从而弱化了规避群体对非理想自我一致性的影响.基于此, 本研究提出如下假设:
H7:品牌涉入对规避群体与非理想自我一致性之间的关系具有负向调节作用, 即品牌涉入越高, 规避群体与非理想自我一致性之间的关系越弱;
H8:品牌涉入对规避群体与品牌规避之间的关系具有负向调节作用, 即品牌涉入越高, 规避群体与品牌规避之间的关系越弱.
基于以上假设, 本研究的理论模型如图 1所示.
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图 1 理论模型 Fig.1 Theoretical model |
本研究涉及变量的量表来源于国内外文献中被引用率较高的经典量表, 并根据情境进行适当调整, 形成测量问卷.“规避群体”的测量借鉴杜伟强等的量表, 包括4个题项[5].“品牌规避”借鉴Grégoire对消费者回避的测量[13], 包括5个题项.“非理想自我一致性”借鉴Khan等[2]和Sirgy等[8]的量表, 包含3个题项.“自我-品牌联结”采用Escalas等的量表[10], 包括7个题项.“品牌涉入”采用Kim等[12]的量表, 包括4个题项.控制变量包括性别、年龄、教育程度和职业.
在问卷设计初步完成后, 为了保证问卷的信效度, 在小范围发放了60份问卷进行预调查, 根据调查结果对问卷进行了修改, 最终正式确定了正式调研问卷.本研究的所有变量均采用李科特7级量表测量, 从“1”到“7”表示从完全不同意到完全同意.
2.2 样本收集本研究采用方便抽样的方法, 共发放问卷300份, 回收265份问卷, 回收率为83.3%.对回收的问卷根据关键信息和回答规范性进行甄别和剔除, 最终得到有效问卷244份, 有效回收率为81.3%.其中, 男性占44.7%, 女性占55.3%.公司职员 (29.1%)、学生 (20.5%)、工人 (17.6%) 和个体经营者 (13.1%) 所占比例较大.18~29岁、30~39岁、40~49岁被试人数超过95%, 分别为37.6%, 35.6%, 22.8%.被试的受教育程度分别为大学本科 (43.8%)、大专 (37.2%)、高中及以下 (14.2%)、研究生及以上 (4.8%).
3 数据分析 3.1 信度和效度分析本研究采用SPSS 22.0进行信度分析, 各变量的Cronbach′s α值分别为0.81, 0.91, 0.75, 0.89和0.82, 均高于0.7, 表明量表信度良好.采用AMOS 21.0进行验证性因子分析以检验变量的效度, 结果显示, 各测量题项在其所测量的潜变量上的因子载荷系数在0.7~0.93之间, 均大于0.7, 潜变量的AVE值在0.614~0.655之间, 均超过0.6, 表明变量具有较高的收敛效度.区别效度检验结果表明, 各个潜变量的AVE平方根都大于该潜变量与其他潜变量的相关系数, 表明各潜变量之间具有较好的区别效度.
3.2 假设检验采用AMOS 21.0检验假设H1~H6, 分别以规避群体为自变量, 品牌规避、非理想自我一致性、自我-品牌联结为因变量; 以非理想自我一致性为自变量, 自我-品牌联结、品牌规避为因变量; 自我-品牌联结为自变量, 品牌规避为因变量构建路径模型, 所有模型拟合指数均较好, 假设检验结果如表 1所示.标准化路径系数均显著, 表明假设H1~H6成立.
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表 1 直接效应检验结果 Table 1 Test results of direct effect |
为进一步检验变量间关系, 构建所有变量的整合模型进行数据拟合分析, 模型拟合指数χ2/df=1.245, 小于5.0, NFI=0.961, RFI=0.944, IFI=0.992, TLI=0.989, CFI=0.992, 均大于0.9, RMSEA=0.032, 小于0.1, 满足各指标要求的拟合标准, 表明模型具有较好的拟合度.
采用AMOS 21.0中的极大似然法计算变量间的路径系数 (见图 2).规避群体对品牌规避的路径系数不显著 (β=0.133, P=0.147 > 0.05), 规避群体对非理想自我一致性的路径系数显著 (β=0.308, P=0.002 < 0.01), 规避群体对自我-品牌联结的路径系数不显著 (β=-0.148, P=0.093 > 0.05), 非理想自我一致性对自我-品牌联结的路径系数显著 (β=-0.811, P < 0.001), 非理想自我一致性对品牌规避的路径系数显著 (β=0.526, P=0.006 < 0.01), 自我-品牌联结对品牌规避的路径系数显著 (β=-0.681, P < 0.001).可见, 规避群体完全通过非理想自我一致性负向影响自我-品牌联结, 自我-品牌联结是非理想自我一致性和品牌规避的部分中介变量.
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图 2 模型路径系数 Fig.2 Path coefficients of the model 注：*表示P < 0.05;**表示P < 0.01 |
本研究采用多元回归模型检验调节效应H7和H8.为了减少多重共线性, 变量全部进行均值中心化处理.数据分析结果如表 2所示.可以看出, 在模型一中, 规避群体对非理想自我一致性有显著的正向影响 (P < 0.001), 品牌涉入与规避群体的交互项和非理想自我一致性之间的回归作用显著 (P < 0.01), 表明品牌涉入的调节作用存在.即品牌涉入越高, 规避群体对非理想自我一致性的影响越弱, H7得到数据支持.在模型二中, 规避群体对品牌规避有显著的正向影响 (P < 0.01), 品牌涉入与规避群体的交互项和因变量之间的回归作用显著 (P < 0.05), 表明品牌涉入的调节作用存在, 即品牌涉入越高, 规避群体对品牌规避的影响越弱, H8得到数据支持.
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表 2 品牌涉入调节作用检验结果 Table 2 Test results of brand involvement's moderating effect |
1) 规避群体对品牌规避有显著的正向影响.企业一方面应准确识别真正的目标顾客, 实施精准的品牌定位, 远离目标群体的规避群体; 另一方面在广告代言策略上要慎重, 不要选择有争议的或与品牌文化和定位不一致的明星, 也可采用多明星代言、企业家代言或虚拟代言人、员工代言等多种方式, 减少单一明星的不当选择可能带来的品牌规避.
2) 规避群体正向影响消费者的非理想自我一致性, 负向影响消费者的自我-品牌联结.规避群体完全通过非理想自我一致性负向影响自我-品牌联结.自我-品牌联结是非理想自我一致性和品牌规避的部分中介变量.企业可以提高准入门槛, 或者推出差异化战略.如推出高端品牌时采取限量策略, 防止低端用户购买.
3) 品牌涉入在规避群体和品牌规避、规避群体和非理想自我一致性的关系中起到了负向调节的作用.品牌涉入会削弱规避群体对消费者非理想自我一致性和品牌规避的影响.企业可以通过多种营销渠道提高消费者的品牌涉入度, 引导顾客更深入了解企业文化和品牌文化及品牌定位等信息, 以防消费者受到规避群体的影响和误导, 进而赢得顾客.
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