消費(fèi)者品牌感知價(jià)值對(duì)商業(yè)性羽毛球賽事購(gòu)票意愿的影響
——基于品牌偏好的中介

張文靜，荊 汶

隨著《體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展“十三五”規(guī)劃》《國(guó)務(wù)院關(guān)于加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)促進(jìn)體育消費(fèi)的若干意見》《全民健身計(jì)劃綱要》等文件的頒布，在國(guó)家發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)的強(qiáng)大政策支持下，中國(guó)體育產(chǎn)業(yè)蓬勃發(fā)展，群眾體育參與人數(shù)日益增多。據(jù)統(tǒng)計(jì)，我國(guó)現(xiàn)階段羽毛球運(yùn)動(dòng)參與人數(shù)達(dá)2億，是較受歡迎的普民運(yùn)動(dòng)，同時(shí)羽毛球賽事也受到更多人的關(guān)注，體育服務(wù)業(yè)在賽事消費(fèi)中所占的比例正逐步上升。發(fā)展品牌營(yíng)銷，可以激發(fā)消費(fèi)者形成品牌偏好，從而取得長(zhǎng)期盈利，所以建立羽毛球品牌賽事是提升羽毛球俱樂部賽事市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的重要舉措?，F(xiàn)階段，有學(xué)者提出感知價(jià)值會(huì)影響品牌偏好的形成，同時(shí)品牌偏好的形成路徑也受到眾多學(xué)者的關(guān)注，并產(chǎn)生了期望—效應(yīng)理論、S-O-R理論等路徑模型。雖然有學(xué)者提出品牌偏好與購(gòu)買意愿之間存在正向的積極關(guān)系，但對(duì)以品牌偏好作為中介探索品牌感知價(jià)值與購(gòu)買意愿之間關(guān)系的研究較少。筆者從羽毛球賽事消費(fèi)者層面入手，引入品牌偏好這一中介變量，探索消費(fèi)者品牌感知價(jià)值與品牌偏好和購(gòu)買意愿之間的關(guān)系，旨在為羽毛球品牌賽事管理提供理論參考，同時(shí)為今后俱樂部的發(fā)展以及品牌營(yíng)銷提供新思路。

1 理論背景與研究假設(shè)

1.1 品牌感知價(jià)值對(duì)品牌偏好的影響

品牌感知價(jià)值最早由 Zeithaml［2］提出，是指顧客在購(gòu)買過程中對(duì)產(chǎn)品投入與收益進(jìn)行感知，進(jìn)而影響購(gòu)買意愿的一種心理傾向。Sweeney and Soutar［3］提出品牌感知價(jià)值包括功能價(jià)值、社會(huì)價(jià)值、情感價(jià)值和價(jià)格價(jià)值四個(gè)維度。Park and Keller［4，5］將品牌感知價(jià)值劃分為功能性價(jià)值、體驗(yàn)性價(jià)值和象征性價(jià)值三類。Tasi［6］則提出在重復(fù)購(gòu)買意愿的情況下，還應(yīng)包括情感價(jià)值。白慧春［7］的研究中著重體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)價(jià)值在品牌消費(fèi)中的作用。陳吉星［8］在研究中提出：在線上購(gòu)買產(chǎn)品時(shí)，會(huì)因?yàn)槟承┎淮_定性的消費(fèi)顧慮，認(rèn)為購(gòu)買后可能會(huì)對(duì)自身造成某些損失，進(jìn)而影響消費(fèi)決策。筆者以前人的研究成果為基礎(chǔ)，結(jié)合羽毛球項(xiàng)目的特殊性，將品牌感知價(jià)值分為收益維度：情感價(jià)值、社會(huì)價(jià)值和經(jīng)濟(jì)價(jià)值；損失維度主要為感知風(fēng)險(xiǎn)。

品牌偏好是能夠影響羽毛球消費(fèi)者購(gòu)買決策的重要因素。菲利普·科特勒［9］提出品牌偏好是消費(fèi)者在充分了解不同品牌所帶來的不同效益之后，所選擇做出的不同品牌區(qū)別權(quán)益對(duì)待。Peter and Olson在研究中提出品牌特性和個(gè)體特性是影響品牌偏好形成的兩方面因素。在賽事消費(fèi)中的品牌偏好是消費(fèi)者在考量賽事質(zhì)量與服務(wù)后選擇的更貼合自己需求的品牌賽事。

Chen and Chang和張欣瑞、雷悅［10］均認(rèn)為在品牌偏好的形成過程中，品牌偏好形成是先由品牌接觸形成品牌認(rèn)知，繼而產(chǎn)生積極的興趣，從而形成品牌偏好。結(jié)合前文總結(jié)出的四個(gè)維度，基于羽毛球項(xiàng)目賽事特點(diǎn)，故提出如下假設(shè)：

H1：情感價(jià)值正向影響羽毛球賽事消費(fèi)者品牌偏好的形成。

H2：社會(huì)價(jià)值正向影響羽毛球賽事消費(fèi)者品牌偏好的形成。

H3：經(jīng)濟(jì)價(jià)值正向影響羽毛球賽事消費(fèi)者品牌偏好的形成。

H4：感知風(fēng)險(xiǎn)負(fù)向影響羽毛球賽事消費(fèi)者品牌偏好的形成。

1.2 品牌偏好與購(gòu)買意愿

William等人［11］認(rèn)為購(gòu)買意愿是顧客在一定的外部環(huán)境影響下對(duì)某些產(chǎn)品或服務(wù)的態(tài)度傾向以及所購(gòu)買的概率大小。Wager等人［12］認(rèn)為購(gòu)買意愿是可以準(zhǔn)確預(yù)測(cè)購(gòu)買行為，是購(gòu)買決策形成的重要因素。周浪［13］在對(duì)矛盾性與購(gòu)買意愿研究中發(fā)現(xiàn)顧客購(gòu)買行為發(fā)生的概率越大，其購(gòu)買意愿越強(qiáng)烈。孫漪［14］在對(duì)李寧運(yùn)動(dòng)品牌的研究中提出品牌偏好可以正向影響購(gòu)買意愿，故提出假設(shè)：

H5：羽毛球賽事消費(fèi)者品牌偏好正向影響購(gòu)買意愿。

1.3 品牌感知價(jià)值對(duì)購(gòu)買意愿的影響

王小麗在研究中認(rèn)為消費(fèi)者購(gòu)買產(chǎn)品或服務(wù)是對(duì)情感價(jià)值需求的滿足，比如旅游時(shí)經(jīng)常會(huì)通過點(diǎn)當(dāng)?shù)氐奶厣藖砹私獾胤轿幕?，這也稱之為情感消費(fèi)。Sheth所研究的社會(huì)價(jià)值，應(yīng)用到羽毛球賽事中反映的可能是消費(fèi)者在購(gòu)買不同等級(jí)或?qū)哟蔚馁愂禄蚍?wù)時(shí)，會(huì)產(chǎn)生一種社會(huì)認(rèn)同感和自我滿足感，并驅(qū)使著他們購(gòu)買高層次的商品或服務(wù)。消費(fèi)者在購(gòu)買產(chǎn)品或服務(wù)時(shí)，其是否“物美價(jià)廉”或許成為主要的參考目標(biāo)。具體到羽毛球賽事中則主要體現(xiàn)在本場(chǎng)賽事的參數(shù)隊(duì)伍、俱樂部提供的服務(wù)和票面的定價(jià)是否合理，性價(jià)比的高低決定了購(gòu)買意愿。陳德鵬［15］在研究中發(fā)現(xiàn)感知風(fēng)險(xiǎn)能夠負(fù)向影響購(gòu)買意愿。消費(fèi)者在購(gòu)買產(chǎn)品或者服務(wù)時(shí)，主觀意識(shí)會(huì)對(duì)其進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)。這種預(yù)測(cè)往往都是消極的。故此提出假設(shè)：

H6：情感價(jià)值正向影響羽毛球賽事消費(fèi)者購(gòu)買意愿的形成。

H7：社會(huì)價(jià)值正向影響羽毛球賽事消費(fèi)者購(gòu)買意愿的形成。

H8：經(jīng)濟(jì)價(jià)值正向影響羽毛球賽事消費(fèi)者購(gòu)買意愿的形成。

H9：感知風(fēng)險(xiǎn)負(fù)向影響羽毛球賽事消費(fèi)者購(gòu)買意愿的形成。

1.4 品牌偏好在品牌感知價(jià)值和購(gòu)買意愿之間的中介作用

前文中提到消費(fèi)者在購(gòu)買產(chǎn)品或者服務(wù)時(shí)，首先對(duì)產(chǎn)品進(jìn)行品牌價(jià)值感知，進(jìn)而形成一種帶有積極或消極情緒的品牌認(rèn)知。其中積極情緒的品牌認(rèn)知稱之為品牌偏好，進(jìn)而一定程度上影響購(gòu)買意愿，同時(shí)也說明了其中存在著品牌偏好這一中介作用。故此提出假設(shè)：

H10：羽毛球賽事消費(fèi)者品牌偏好在情感價(jià)值與購(gòu)買意愿間起著中介作用。

H11：羽毛球賽事消費(fèi)者品牌偏好在社會(huì)價(jià)值與購(gòu)買意愿間起著中介作用。

H12：羽毛球賽事消費(fèi)者品牌偏好在經(jīng)濟(jì)價(jià)值與購(gòu)買意愿間起著中介作用。

H13：羽毛球賽事消費(fèi)者品牌偏好在感知風(fēng)險(xiǎn)與購(gòu)買意愿間起著中介作用。

綜上，本文的理論模型如圖1所示。

圖1 羽毛球賽事品牌消費(fèi)者品牌感知價(jià)值與品牌偏好理論模型

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 變量測(cè)量

本次調(diào)研以羽毛球品牌賽事消費(fèi)者為調(diào)查對(duì)象，探討品牌感知價(jià)值、品牌偏好與購(gòu)買意愿之間的關(guān)系。通過中國(guó)知網(wǎng)等數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行查閱，以品牌價(jià)值感知、品牌偏好以及購(gòu)買意愿等為關(guān)鍵詞進(jìn)行檢索。羽毛球品牌賽事的情感價(jià)值和社會(huì)價(jià)值參考Newsman、Sweeney and Soutar等的相關(guān)研究；經(jīng)濟(jì)價(jià)值參考Koller等的相關(guān)研究；感知風(fēng)險(xiǎn)參考金玉芳［16］和李君豪的相關(guān)研究并完成最終量表設(shè)計(jì)。

2.2 樣本選取與數(shù)據(jù)收集

在正式調(diào)研之前，通過問卷星對(duì)羽毛球賽事參與者進(jìn)行預(yù)調(diào)研，以改進(jìn)問卷質(zhì)量。前測(cè)問卷共收集60份，除去未購(gòu)買或參與過羽毛球賽事、答題時(shí)間過短、連續(xù)5道題為同一答案的無效問卷5份，剩余有效問卷共計(jì)55份，有效回收率為92%。前測(cè)問卷的信度檢驗(yàn)中各維度的Cronbach's alpha系數(shù)均大于0.7，但在品牌偏好維度領(lǐng)域中第4題，修正后的項(xiàng)與總計(jì)相關(guān)性小于0.4，故予以刪除，刪除后品牌偏好的Cronbach's alpha系數(shù)為0.837。在效度檢驗(yàn)中各維度KMO值均大于0.6，且Bartlett球形檢驗(yàn)顯著性的概率均為0.000，但在經(jīng)濟(jì)價(jià)值維度中題目1以及品牌偏好維度領(lǐng)域中第4題的因子載荷不滿足要求，故予以剔除。刪除后感知價(jià)值的KMO 值為0.742，sig為0.000。經(jīng)過對(duì)前測(cè)問卷的調(diào)整，刪除經(jīng)濟(jì)價(jià)值題目1以及品牌偏好題目4共兩道題，重新發(fā)放正式調(diào)查問卷。將回收的數(shù)據(jù)通過SPSS23.0進(jìn)行整理分析。

3 結(jié)果與分析

3.1 正式問卷的描述性統(tǒng)計(jì)分析

經(jīng)修改后正式問卷共收集312份，除去無效問卷16份，共收集有效問卷296份，有效回收率為95%。樣本的描述性統(tǒng)計(jì)情況如表1所示。

表1 樣本描述性統(tǒng)計(jì)情況

3.2 正式問卷的信效度檢驗(yàn)

通過SPSS23.0進(jìn)行信效度檢驗(yàn)(檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示)。各維度的Cronbach's alpha系數(shù)整體上比前測(cè)問卷的信度要好，系數(shù)均大于0.8，表明該問卷具有很強(qiáng)的內(nèi)部一致性；效度檢驗(yàn)采用KMO和Bartlett球形檢驗(yàn)，檢測(cè)結(jié)果顯示各維度的KMO 值均大于 0.75，sig均為 0.000，表明各分量均滿足要求。然后對(duì)每個(gè)變量進(jìn)行單維度檢驗(yàn)，以單個(gè)變量為單位進(jìn)行因子提取。結(jié)果顯示每一組變量都只生成一個(gè)因子，而且一個(gè)因子的解釋百分比都超過60%，說明各變量均具有單維度性。

3.3 相關(guān)性分析

為了檢驗(yàn)感知價(jià)值與品牌偏好、購(gòu)買意愿之間是否存在相關(guān)關(guān)系，采用pearson積差法探究其兩兩變量之間的關(guān)系。首先將問卷中6個(gè)維度的所有題項(xiàng)進(jìn)行加權(quán)分析，分別得到各維度的平均得分，進(jìn)而進(jìn)行SPSS數(shù)據(jù)分析。分析結(jié)果如表3所示。

由表3的分析結(jié)果可知，感知價(jià)值的四個(gè)維度、品牌偏好和購(gòu)買意愿之間，在0.01的顯著水平上均有顯著的相關(guān)性，表明感知價(jià)值四個(gè)維度與品牌偏好、購(gòu)買意愿有顯著性關(guān)聯(lián)。

表2 正式問卷效度檢驗(yàn)

表3 相關(guān)性分析

3.4 回歸分析

3.4.1 品牌感知價(jià)值對(duì)品牌偏好的假設(shè)檢驗(yàn) 本階段采用多元回歸方法，將品牌偏好作為因變量，對(duì)品牌感知價(jià)值四個(gè)維度對(duì)品牌偏好的假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。分析結(jié)果如表4所示。

從表4可以看出品牌感知價(jià)值四個(gè)維度中的情感價(jià)值、社會(huì)價(jià)值、感知風(fēng)險(xiǎn)均進(jìn)入了模型，說明這三個(gè)維度都是影響品牌偏好的重要因素，并且還有著非常顯著的回歸效果。而經(jīng)濟(jì)價(jià)值沒有進(jìn)入模型，說明其對(duì)品牌偏好的影響效果不顯著，因此假設(shè)H3不成立。根據(jù)多重共線性判別方法來看，VIF(方差擴(kuò)大因子)越大，多重共線性越嚴(yán)重。一般認(rèn)為 VIF大于10時(shí)，存在嚴(yán)重的多重共線性［17～18］。表4數(shù)據(jù)結(jié)果顯示：品牌感知價(jià)值中進(jìn)入模型的三個(gè)變量的VIF最大值仍小于10，證明多重線性關(guān)系并不存在。情感價(jià)值、感知風(fēng)險(xiǎn)、社會(huì)價(jià)值對(duì)品牌偏好的影響系數(shù)分別為0.492、-0.164、0.196，均在 P ＜0.01 水平上顯著。從相關(guān)性系數(shù)可以看出，情感價(jià)值、社會(huì)價(jià)值與品牌偏好之間的相關(guān)系數(shù)均大于0，說明能夠正向影響品牌偏好，且情感價(jià)值對(duì)品牌偏好的影響最高；感知風(fēng)險(xiǎn)與品牌偏好之間的相關(guān)系數(shù)小于0，表明其負(fù)相關(guān)關(guān)系的存在。因此，假設(shè)H1、H2、H4成立。

3.4.2 品牌偏好對(duì)購(gòu)買意愿的假設(shè)檢驗(yàn) 本部分以購(gòu)買意愿作為因變量，對(duì)假設(shè)H5進(jìn)行驗(yàn)證。分析結(jié)果如表5所示。

表4 品牌感知價(jià)值對(duì)品牌偏好的多元回歸分析

表5 品牌偏好對(duì)購(gòu)買意愿的多元回歸分析

回歸結(jié)果顯示：品牌偏好的T值為21.109、P值為0.000、標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.768，證明兩方面要素存在明顯的線性關(guān)系。從上表中可以看出，品牌偏好對(duì)購(gòu)買意愿的解釋度為59%，P＜0.001，且相關(guān)系數(shù)大于零，說明品牌偏好能夠?qū)οM(fèi)者的購(gòu)買意愿產(chǎn)生非常強(qiáng)烈的正向影響，故假設(shè)H5成立。

3.4.3 品牌感知價(jià)值對(duì)購(gòu)買意愿的假設(shè)檢驗(yàn) 本階段以購(gòu)買意愿為因變量，研究感知價(jià)值各個(gè)維度對(duì)購(gòu)買意愿的影響。分析結(jié)果如表6所示。

表6 感知價(jià)值對(duì)購(gòu)買意愿的多元回歸分析

由表6可以看出：感知價(jià)值中經(jīng)濟(jì)價(jià)值、情感價(jià)值和社會(huì)價(jià)值均進(jìn)入了模型且回歸效果顯著。而感知風(fēng)險(xiǎn)沒有進(jìn)入模型，說明假設(shè)H9不成立。三個(gè)變量的VIF最大值依然在10以內(nèi)，證明多重線性關(guān)系并不存在。經(jīng)濟(jì)價(jià)值、情感價(jià)值、社會(huì)價(jià)值與購(gòu)買意愿的相關(guān)系數(shù)分別為0.479、0.305、0.164，均在P＜0.001水平上顯著。從相關(guān)系數(shù)可以看出，經(jīng)濟(jì)價(jià)值、情感價(jià)值，社會(huì)價(jià)值與購(gòu)買意愿之間的相關(guān)系數(shù)均大于零，說明經(jīng)濟(jì)價(jià)值、情感價(jià)值、社會(huì)價(jià)值能夠正向影響購(gòu)買意愿，并且經(jīng)濟(jì)價(jià)值對(duì)于購(gòu)買意愿的影響程度最大。因此，假設(shè)H6、H7、H8成立。

3.4.4 中介作用分析 通過以上的相關(guān)分析和多元逐步回歸分析可知，在品牌感知價(jià)值對(duì)品牌偏好影響的分析中發(fā)現(xiàn)，除了經(jīng)濟(jì)價(jià)值，感知價(jià)值剩余三維度(情感價(jià)值，社會(huì)價(jià)值，感知風(fēng)險(xiǎn))均對(duì)品牌偏好產(chǎn)生了影響；除了感知風(fēng)險(xiǎn)，剩余三個(gè)維度都有可能通過品牌偏好對(duì)購(gòu)買意愿產(chǎn)生影響，但這只是證明品牌偏好作為中介作用存在的必要條件。由于在上述的研究中發(fā)現(xiàn)感知風(fēng)險(xiǎn)不會(huì)對(duì)消費(fèi)者的購(gòu)買意愿產(chǎn)生影響，不符合中介檢驗(yàn)的條件，故假設(shè)H13不成立。由于其他階段均已被證實(shí)，本階段只需最后將感知價(jià)值和品牌偏好放在一起，對(duì)購(gòu)買意愿進(jìn)行回歸分析，即可對(duì)假設(shè)H10、H11、H12進(jìn)行驗(yàn)證。結(jié)果如表7所示。

表7 中介效應(yīng)檢驗(yàn)的回歸系數(shù)總結(jié)

從表7可以看出加入品牌偏好這一變量以后，中介效果的大小是經(jīng)濟(jì)價(jià)值(0.441)＞情感價(jià)值(0.197) ＞社會(huì)價(jià)值(0.119)，都比原始的系數(shù)要低，并且均在p＜0.01上顯著，因此符合部分中介響應(yīng)的界定，故假設(shè)H10、H11、H12成立。

4 結(jié)論

(1)品牌感知價(jià)值中的情感價(jià)值、社會(huì)價(jià)值正向影響品牌偏好。其中，情感價(jià)值的影響程度大于社會(huì)價(jià)值；品牌感知價(jià)值中的感知風(fēng)險(xiǎn)能夠負(fù)向影響品牌偏好；而經(jīng)濟(jì)價(jià)值對(duì)品牌偏好的影響效果不明顯。

(2)品牌感知價(jià)值中的情感價(jià)值、社會(huì)價(jià)值、經(jīng)濟(jì)價(jià)值能夠正向影響購(gòu)買意愿。其中，從影響程度上看經(jīng)濟(jì)價(jià)值＞情感價(jià)值＞社會(huì)價(jià)值，而感知風(fēng)險(xiǎn)這一維度能對(duì)購(gòu)買意愿的影響作用不明顯。

(3)品牌偏好既可以直接影響購(gòu)買意愿，又可以作為中介變量在品牌感知價(jià)值和購(gòu)買意愿之間產(chǎn)生影響作用，但在感知風(fēng)險(xiǎn)與購(gòu)買意愿之間的影響并不明顯。