王 旭

(中國民航飛行學(xué)院體育部，四川 廣漢 618307)

隨著我國經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展和廣大人民健身需求的日益提高，體育用品需求不斷增加，體育用品企業(yè)發(fā)展迎來了前所未有的機(jī)遇。［1］面對我國龐大的運(yùn)動用品需求市場，國內(nèi)外各體育用品經(jīng)銷商都不約而同地將目標(biāo)受眾指向青少年群體。由于家庭物質(zhì)水平的不斷充裕，青少年消費(fèi)群體以其獨(dú)特的消費(fèi)理念和較強(qiáng)的消費(fèi)能力，已成為市場上一個重要的消費(fèi)群體。［2］因此，關(guān)注并研究他們的運(yùn)動用品品牌購買意愿儼然已成為一個重要的研究課題。

本研究以成都市青少年為研究對象，以認(rèn)知—情感模型為理論基礎(chǔ)，從消費(fèi)者個性特征(個性需求)出發(fā)，以消費(fèi)者個性需求為自變量，產(chǎn)品態(tài)度為因變量，感知質(zhì)量、情感價值為中介變量，構(gòu)建成都市青少年體育用品品牌購買意愿模型，分析青少年體育用品品牌購買意愿形成途徑，并初步掌握青少年在體育用品購買過程中的品牌選擇行為，為我國體育用品品牌市場的管理與營銷策略提供一定依據(jù)。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

以成都市某普通高等學(xué)校不同專業(yè)的大學(xué)生為研究對象，發(fā)放問卷450份，回收430份，其中有效問卷411份，其中男生263名，女生148名。樣本年齡在19到23歲之間。體育用品類型，國際品牌選取耐克(NIKE)，本土品牌選取安踏(ANTA)。

1.2 研究方法

問卷針對體育用品國際品牌和本土品牌進(jìn)行測量。問卷包含感知質(zhì)量、情感價值、購買意愿3個量表。測量的指標(biāo)包括消費(fèi)者個性需求，產(chǎn)品態(tài)度、感知質(zhì)量、情感價值、購買意愿。整個問卷采用Liker六級量表測量，從強(qiáng)烈不同意到強(qiáng)烈同意(見表1和表2)。

表1 驗(yàn)證性因子分析

表2 模型驗(yàn)證

個性需求量表以Tian，Bearden和Hunter(2001)的研究為基礎(chǔ)。該量表分為3個維度:創(chuàng)新性選擇、反向一致性、避免相似性。對國際品牌產(chǎn)品態(tài)度的量表?xiàng)l目來自Shimp和Sharma研究基礎(chǔ)。感知質(zhì)量來自Dodds，Monroe 和 Grewal的研究［3］;情感價值來自Sweeney和Soutar的研究［4］。購買意愿的測量采用兩個條目:(1)我經(jīng)常打算買這個品牌;(2)我經(jīng)常計劃買這個品牌。

2 結(jié)果與分析

青少年消費(fèi)者對體育用品國際品牌和本土品牌購買意愿模型由一個外在變量(個性需求)和4個內(nèi)在變量(品牌態(tài)度、感知價值、情感價值、購買意愿)組成。數(shù)據(jù)分析包括使用AMOS 5.0軟件包進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程分析。使用最大化方法評估參數(shù)。使用兩步分析法校正測量模型，驗(yàn)證假設(shè)。驗(yàn)證性因子分析后，評估描述潛在變量間相互關(guān)系的結(jié)構(gòu)方程模型。

2.1 測量模型

進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析之前，以閾限值低于±3.0來檢驗(yàn)偏斜值和峰度值，再用于后面的分析。在建立測量模型前，使用帶有最大方程法旋轉(zhuǎn)的主成分分析法進(jìn)行探索性因子分析(EFA)來識別觀察變量的因子結(jié)構(gòu)。特征值大于1.0的因子保留，因子載荷小于0.5的條目被刪除。

根據(jù)Tian et al.＇s(2001)的建議，個性需求作為一個具有3個一級結(jié)構(gòu)維度的一個二級因子結(jié)構(gòu)進(jìn)行評估:創(chuàng)新性選擇反一致性(4個條目)，非流行選擇反一致性(3個條目)和避免一致性(5個條目)。然而，由于內(nèi)部可靠性低(＜.60)，刪除非流行選擇反一致性維度(Bagozzi and Yi，1988)。對具有兩個一級維度的二級結(jié)構(gòu)因素模型的測量結(jié)果是可以接受的χ2(26)=82.37，p ＜ .001;χ2/df比率 =3.17;GFI=.96;CFI=.95;RMSEA=.07(表1)。那么NFU的兩個維度的均值可作為個性需求潛在變量的兩個獨(dú)立的觀察變量。

通過驗(yàn)證性因子分析檢驗(yàn)?zāi)Ｐ陀行?。在?yàn)證性因子分析過程中，由于標(biāo)準(zhǔn)化殘值大于2.58，因此刪除模型中的兩個變量［5］。最終的結(jié)構(gòu)模型由14個觀察變量組成的5個架構(gòu)組成，見表2。測量模型顯示較好的模型匹配度:對國際品牌NIKE購買意愿模型χ2(64)=166.85，p ＜.001;χ2/df比率 =2.61;GFI=.95;CFI=.97;RMSEA=.06;本土品牌 ANTA 購買意愿模型，χ2(67)=139.97，p ＜.001;χ2/df比率=2.09;GFI= .96;CFI= .97;RMSEA= .05。

通過會聚效度和區(qū)別效度評價潛在結(jié)構(gòu)的結(jié)構(gòu)效度(見表3)。對國際品牌NIKE和本土品牌ANTA，結(jié)果表明高會聚度:所有路徑載荷都顯著(p＜.001);所有結(jié)構(gòu)的復(fù)合效度大于最低判定標(biāo)準(zhǔn).70;所有結(jié)構(gòu)的提取變量的均值(AVE)范圍從.57到.67，大于閾限值.50(Fornell and Larcker，1981)。區(qū)分效度用兩種方式確認(rèn)。首先，對所有配對結(jié)構(gòu)進(jìn)行Chi－square差異檢驗(yàn)，檢驗(yàn)無限制模型是否好于限制性模型。所有chi－square差異存在顯著性差異，(NIKE的Δχ2值從13.50 到126.17;ANTA 的 Δχ2值從43.45 到 208.29，p＜.001)，為區(qū)別效度提供了依據(jù)。其次，兩個模型的提取變量的均值A(chǔ)VE大于所有可能結(jié)構(gòu)配對的共享變量。因此，分析確認(rèn)所有潛在結(jié)構(gòu)具有高度結(jié)構(gòu)效度。

表3 國際品牌和本土品牌區(qū)分效度

2.2 結(jié)構(gòu)模型和驗(yàn)證假設(shè)

構(gòu)建結(jié)構(gòu)模型來檢驗(yàn)對國際品牌NIKE和本土品牌ANTA的結(jié)構(gòu)間假設(shè)的相互關(guān)系。表4顯示對兩種品牌的模型顯示出數(shù)據(jù)具有較好的模型適配度。

表4 結(jié)構(gòu)方程模型匹配度

正如H1所表示，來自個性需求的正向系數(shù)評估對國際品牌產(chǎn)品態(tài)度的路徑是顯著的(γ=.25，.24，p＜.01)。這個發(fā)現(xiàn)支持兩個模型中H1假設(shè)。對國際品牌(NIKE)態(tài)度的正向作用存在于感知質(zhì)量(β=.17，p＜.01)和情感價值(β =.29，P＜.001)支持H2a和H3a。對本土品牌ANTA，對國際品牌產(chǎn)品態(tài)度(β =?.15，p ＜ 0.05)和情感價值(β =?.16，p＜.01)的消極作用支持H2b和H3b。

與預(yù)期相反，對國際品牌NIKE，感知質(zhì)量對購買意愿無正向作用，而是負(fù)向作用(β=?.29，p＜.01)。對本土品牌 ANTA，這種作用不顯著(β=?.03，p=.80).因此，研究結(jié)果不支持H4a和H4b。最后，情感價值對購買意愿的積極作用對國際品牌(β=.89，p＜.001)和本土品牌(β =.65，p＜.01)而言都很顯著，支持H5a和 H5b。

3 結(jié)論

我國青少年體育用品消費(fèi)者對國際品牌態(tài)度與其感知質(zhì)量和情感價值具有正向相互關(guān)系。另一方面，對國際品牌具有積極態(tài)度的青少年消費(fèi)者對本土品牌具有較低的感知質(zhì)量和情感價值。

與研究者Li等［6］人的以前感知質(zhì)量與購買意愿之間正向相互關(guān)系的研究結(jié)果相反，本研究中青少年消費(fèi)者的感知質(zhì)量與購買意愿之間存在負(fù)向相互關(guān)系。這種負(fù)向相互關(guān)系有幾種解釋。首先，盡管消費(fèi)者可能認(rèn)為外國品牌具有較高的質(zhì)量，但是還有一些外部因素可能強(qiáng)烈影響他們對國際品牌的購買意愿。在王海忠［7］的研究中，價格和品牌名稱是影響選擇國際品牌產(chǎn)品的重要因素。其次，那些感知國際品牌NIKE具有更高質(zhì)量的青少年消費(fèi)者也可能根據(jù)性價關(guān)系而感覺其價格過高。這種觀點(diǎn)對于對價格敏感并且對性價比更看重的青少年消費(fèi)群體而言，也可能部分正確。第三，由于與更昂貴的國際品牌相比，價格較為便宜的本土品牌更易于接受，從而影響消費(fèi)者對國際品牌的購買意愿。

令人奇怪的是，感知質(zhì)量并不是影響本土品牌購買意向的一個重要因素。情感價值而非感知質(zhì)量是驅(qū)動青少年消費(fèi)者購買意愿的重要因素。當(dāng)本土品牌質(zhì)量提高時，體育用品其他外部屬性如美觀性、時尚、民族特色等更可能促使消費(fèi)者形成對本土品牌的購買意愿。

情感價值是青少年消費(fèi)者對國際品牌和本土品牌購買意愿的一個顯著預(yù)測指標(biāo)。研究結(jié)果支持Sinha＇s［8］的研究，即青少年消費(fèi)者更多源于情感價值而不是功能性價值。本研究清楚地表明情感價值在形成青少年消費(fèi)者對體育用品品牌購買意愿中起著關(guān)鍵作用，無論其是國際品牌還是本土品牌。

4 建議

國際品牌企業(yè)應(yīng)該關(guān)注本土品牌的獨(dú)特個性和品牌的情感成分。為消弱青少年消費(fèi)者對國際品牌的感知質(zhì)量和購買意愿之間的負(fù)向相互關(guān)系，國際品牌企業(yè)應(yīng)該同時通過促銷等手段減弱消費(fèi)者對它的價格敏感性。體育用品本土品牌企業(yè)應(yīng)該意識到青少年消費(fèi)者在對國際品牌的態(tài)度與對本土品牌的感知質(zhì)量和情感價值方面具有負(fù)向作用。感知質(zhì)量和情感價值對品牌購買意愿具有正向作用。本土品牌應(yīng)該通過市場和促銷活動重塑青少年消費(fèi)者對本土品牌的品牌態(tài)度。同時，增強(qiáng)本土品牌產(chǎn)品質(zhì)量，塑造品牌形象。本土品牌企業(yè)也可以通過廣告宣傳本土品牌形象的方式影響青少年消費(fèi)者對本土產(chǎn)生積極的情感價值。

［1］中國網(wǎng).本土運(yùn)動鞋服品牌面臨競爭抉擇十字路口［EB/OL］.http://www.china.com.cn/sport/zhuanti/2012tbh/2012－05/16/content_25395136.htm

［2］鈕力書，馮偉.晉江市運(yùn)動品牌企業(yè)發(fā)展的回顧與展望［J］.體育學(xué)刊，2011.18(3):78－82.

［3］Dodds WB，Monroe KB，Grewal D.Effect of price，brand，and store information on buyers＇product evaluations［J］.Journal of Marketing Research，1991，28:307－319

［4］Sweeney JC，Soutar G.Consumer perceived value:the development of a multiple item scale［J］.Journal of Retail，2001，77(2):203－220.

［5］Schumacker RE，Lomax RG.A Beginner＇s Guide to Structural Equation Modeling［M］.NJ:Lawrence Erlbaum Associates，2004.

［6］Li W－K，Monroe KB，Chan DKS.The effects of country of origin，brand，and price information:a cognitive–affective model of buying intentions［J］.Adv Consumer Research，1994，21:449 –457.

［7］王海忠，王晶雪，何云.品牌名、原產(chǎn)國、價格對感知質(zhì)量與購買意向的暗示作用［J］.南開管理評論，2007，10(6):26－32.

［8］Sinha PK.Shopping orientation in the evolving Indian market［J］.Journal of Decision Makers，2003，28(2):13 – 22.