邵 丹， 葉紫微， 李 敏

(東華大學 a. 服裝與藝術設計學院,b. 現(xiàn)代服裝設計與技術教育部重點實驗室,c. 海派時尚設計及價值創(chuàng)造協(xié)同創(chuàng)新中心， 上海 200051)

相關統(tǒng)計[1-2]顯示，網(wǎng)絡奢侈品消費中男性單筆消費比女性高6%，消費頻次在3次及以上的男性占比較大。男性奢侈品領域發(fā)展迅速，尤其是“千禧一代”男性消費者更加注重外在形象，將進一步刺激“他經(jīng)濟”的增長。理解消費者個體因素與產(chǎn)品需求可有效幫助設計師、生產(chǎn)商及零售商設計滿足消費者預期的產(chǎn)品，制定合理的市場及營銷策略[3]。

產(chǎn)品屬性是消費者通過購買和使用產(chǎn)品滿足其需求的價值所在。從消費結果來看，消費者在購買與使用過程中對產(chǎn)品屬性是否滿足其需求進行衡量，衡量結果綜合表現(xiàn)為消費者滿意度[4]。楊杰等[5]研究證實消費者對產(chǎn)品屬性的評價會影響品牌態(tài)度及購買意愿；韓春鮮[6]指出，消費過程中產(chǎn)品特性對消費者感知價值有顯著影響；劉新華等[7]研究發(fā)現(xiàn)，感知價值在產(chǎn)品屬性對購后行為的影響中起中介作用。由此可見，產(chǎn)品屬性、感知價值與消費者滿意度之間存在一定的關聯(lián)。

相比普通商品的使用價值，奢侈品以獨特的風格和設計服務于品牌價值和功能，產(chǎn)品和服務往往是評價奢侈程度的重要指標[8]。在奢侈品的產(chǎn)品屬性和感知價值研究領域，Laurent等[9]構建奢侈品感知價值模型，指出奢侈品感知價值包括他人導向的炫耀性價值、獨特性價值和從眾價值，以及個人導向的品質價值和享樂價值；汪濤等[10]認為奢侈品是無形價值大于有形價值的產(chǎn)品，消費者購買奢侈品更多是由于其社會價值；單娟等[11]在研究奢侈品線上易獲得性時，將感知奢侈價值劃分為炫耀價值、獨特價值、質量價值、享樂價值和自我價值；盧長寶等[12]基于社會比較理論將奢侈品消費特性劃分為物理層面上的稀缺性、社會意義上的象征性，以及由象征性衍生出的炫耀性、攀比性和享樂性；趙曉煜[13]在研究奢侈品消費影響因素時將消費者動機歸納為追求生活品質、認同品牌文化、歸屬內群體和規(guī)避風險；李茉等[14]指出，自我建構方式差異對奢侈品購買動機存在影響，而自尊對購買動機及意愿有調節(jié)作用。上述研究表明，奢侈品的價值感知促使消費者對其產(chǎn)品的外在特征進行心理和認知的內化，繼而轉化為購買動機與行為，這是解釋奢侈品消費行為的重要內在機制[15]。

奢侈品男裝具有復雜多元的產(chǎn)品屬性，在消費滿意度和感知價值評價上不同于其他服裝產(chǎn)品。目前學界探究奢侈品產(chǎn)品屬性、感知價值和消費者滿意度三者間相互作用機理的研究成果相對較少。本文借鑒相關研究成果，對奢侈品男裝的產(chǎn)品屬性和感知價值的概念進行界定，構建產(chǎn)品屬性、感知價值和產(chǎn)品滿意度的影響機理研究模型與假設，結合奢侈品男裝的特性，通過深度訪談進一步確定奢侈品男裝的產(chǎn)品屬性分類，設計調查量表實施調研以驗證研究假設，剖析產(chǎn)品屬性與消費需求的相互影響關系，旨在為企業(yè)相關領域開展實踐活動和提升經(jīng)濟效益提供一定的參考。

1 研究假設

1.1 研究概念界定

產(chǎn)品屬性?？紤]奢侈品男裝區(qū)別于大眾服裝產(chǎn)品的特性，借鑒相關研究成果[16-18]，將產(chǎn)品屬性劃分為功能屬性、享樂屬性和象征屬性。功能屬性是指產(chǎn)品的基礎物理要素，是產(chǎn)品本身所固有的屬性，以滿足實際需求為目標；享樂屬性是自我愉悅的虛擬要素，主要滿足自我表達、自我贈禮的精神需求；象征屬性是社會價值的抽象要素，服務于身份象征、炫耀和人際交往等社會需求。

感知價值。感知價值是消費者在購買和使用產(chǎn)品或服務過程中權衡感知利得和感知利失后形成的對產(chǎn)品績效的綜合評價[19]。借鑒感知價值研究成果[20-22]，將奢侈品男裝感知價值劃分為功能價值、情感價值、社會價值和感知成本。其中：功能價值是消費者對產(chǎn)品購買和使用過程中質量的評價；情感價值是消費者基于產(chǎn)品或服務產(chǎn)生的感情；社會價值是產(chǎn)品和服務所強化的社會自我意識；感知成本是消費過程中價格、時間、精力和購買風險的成本付出概括，包括貨幣和非貨幣成本。

消費者滿意度。消費者滿意度與消費者的經(jīng)驗和評估有關，是消費者對產(chǎn)品或服務的感知預期、使用效應和預期成本三要素綜合評價的心理狀態(tài)[23-25]。從情感角度出發(fā)，消費者滿意度不僅包括認知評價，還涉及消費者的心理活動、情感態(tài)度和過去的購物經(jīng)驗，是一種與過去消費經(jīng)驗有關的情感狀態(tài)[23]。本文界定消費者滿意度是消費者對產(chǎn)品或服務的購前預期與購后獲得感知相權衡的一種情感評價，包括對過去購買經(jīng)驗的考量。

1.2 研究模型與假設

產(chǎn)品屬性的主體是產(chǎn)品，感知價值的主體是消費者；感知價值評價源于產(chǎn)品功能、質量或服務等有形和無形屬性的表現(xiàn)，而產(chǎn)品屬性是消費者產(chǎn)生感知的基礎；消費者對產(chǎn)品屬性的評價會在一定程度上影響消費者品牌態(tài)度和滿意度：不同產(chǎn)品屬性對消費者滿意度的影響也存在差異。消費者滿意度和感知價值評價不僅是對產(chǎn)品的客觀評價，還積累了消費者的主觀情感。感知價值對品牌忠誠度而言有著更好的消費者儲備作用[26]。感知價值能夠提高消費者滿意度，消費者滿意度是消費者對產(chǎn)品的情感判斷，是感知價值的結果。綜合上述研究文獻對產(chǎn)品屬性、感知價值和消費滿意度的關系梳理結果可知，產(chǎn)品屬性影響感知價值，而感知價值對消費者滿意度有直接影響，故需對感知價值的中介作用展開討論。結合前文對產(chǎn)品屬性和感知價值維度的劃分，提出相關研究模型和假設，探討奢侈品男裝的產(chǎn)品屬性、感知價值與消費者滿意度之間的關系。構建產(chǎn)品屬性、感知價值與消費者滿意度研究模型，如圖1所示。相關變量間研究假設如表1和表2所示。

圖1 奢侈品男裝的產(chǎn)品屬性、感知價值與消費者滿意度研究模型Fig.1 Research model of product attributes in luxury menswear, perceived value and consumer satisfaction

表1 變量間假設列表Table 1 List of hypotheses between variables

表2 中介效應假設列表Table 2 List of mediating effect hypothesis

2 奢侈品男裝的產(chǎn)品屬性調查

2.1 訪談設計

為更全面準確地描述奢侈品男裝的產(chǎn)品屬性，參考相關研究成果和產(chǎn)品屬性分類，擬定深度訪談的開放性問題[27]，根據(jù)不同訪談對象、不同內容的深度訪談結果進行梳理、匯總與修正。訪談樣本分為兩類：一是奢侈品男裝行業(yè)專業(yè)人士及高校專家；二是奢侈品資深消費者。兩類受訪者共20人，其中專業(yè)人士和消費者各10人。

采取開放式深度訪談，針對不同對象分別設計訪談內容，預先設置提綱，確定訪談對象并在訪談結束后對訪談資料進行整理、編制和關鍵詞提取。訪談過程中詢問受訪者對奢侈品男裝的認知度、概念理解、產(chǎn)品特點認知、購買決策、品牌風格描述、購買動因、產(chǎn)品評價標準、購買體驗等。對消費者在訪談中提到的有關奢侈品男裝的產(chǎn)品屬性關鍵詞按照功能屬性、享樂屬性和象征屬性維度進行篩選，剔除頻次低于5的關鍵詞；對于從專業(yè)人士訪談內容中篩選所得的關鍵詞在進一步討論后確定是否保留。

2.2 奢侈品男裝產(chǎn)品屬性訪談結果匯總

根據(jù)深度訪談調查結果概括影響消費者購買的主要產(chǎn)品屬性，結合文獻和深度訪談得出消費者在購買奢侈品男裝時最關心的20個產(chǎn)品屬性，進一步根據(jù)產(chǎn)品屬性將其分為3類，結果如表3所示。

表3 奢侈品男裝的產(chǎn)品屬性匯總

3 奢侈品男裝的產(chǎn)品屬性、感知價值與消費者滿意度測量

3.1 問卷設計與量表修正

問卷包含3部分：一是導語，告知調查目的和調查內容，解釋有關問卷的基本情況；二是問卷主體，由奢侈品男裝的產(chǎn)品屬性、感知價值和消費者滿意度量表組成，測量項均采用李克特7級量表，1代表非常不同意，7代表非常同意；三是個人基本信息。

基于第1.1節(jié)：在產(chǎn)品屬性量表中，將奢侈品男裝的產(chǎn)品屬性分為功能屬性(FUN)、享樂屬性(HED)和象征屬性(SYM)；在感知價值量表中，從顧客感知價值維度的功能價值(QUA)、情感價值(EMO)、社會價值(SOC)、感知成本(PER)等3方面設計題項；在滿意度(SAT)量表中，從整體購買感覺、與消費前預期對比、對購買決策正確與否的認知等3方面衡量消費者滿意度。表4為量表測量題項的示例。

表4 產(chǎn)品屬性、感知價值和消費者滿意度量表測量題項(示例)Table 4 Scale of product attributes, perceived value and consumer satisfaction (partial)

通過預調研分析，問卷中各變量及維度的Cronbach′sα值均大于0.7，信度系數(shù)符合要求。結合校正的項總計相關性CITC指標凈化題項，刪除功能屬性題項“該品牌產(chǎn)品易于保養(yǎng)”、享樂屬性題項“我對這次售后服務十分滿意”以及象征屬性題項“我認為該會員制度合理”“我喜歡該品牌名稱”。感知價值和消費者滿意度測量題項的信度和效度檢驗結果均符合標準，保留相應題項。修正后量表共40個題項。KMO值和Bartlett的球形度檢驗結果顯示，產(chǎn)品屬性、感知價值、消費者滿意度的KMO值均大于0.8，p值均小于0.001，說明修正后的量表適合進行因子分析。

3.2 調研結果驗證性因子分析

奢侈品男裝的產(chǎn)品屬性與消費滿意度的問卷調研包括線上和線下兩種方式，于2019年6—9月累計發(fā)放問卷412份，篩選后得到有效問卷360份。經(jīng)檢驗所有量表都具有較好的信度(產(chǎn)品屬性量表、感知價值量表、消費者滿意度量表的Cronbach′s α系數(shù)分別為0.918、0.912和0.840)和結構效度(3組量表的整體樣本KMO值分別為0.931、0.914和0.885)，適合進行后續(xù)研究與分析。

利用AMOS 20.0軟件對假設模型進行驗證性因子分析，根據(jù)結構方程模型的擬合情況判斷研究變量的因子結構是否符合要求。選取擬合優(yōu)度卡方檢驗χ2/df、擬合優(yōu)度指數(shù)IGFI、近似均方根誤差ERMSEA、調整擬合優(yōu)度指數(shù)IAGFI、常規(guī)擬合指數(shù)INFI、比較擬合指數(shù)ICFI、增量擬合指數(shù)IIFI、Tucker-Lewis指數(shù)ITLI等指標分析結構方程模型的擬合情況。整體研究模型的驗證性因子分析結果表明，觀測變量中最小的因子負荷為0.63，χ2/df=1.893、IGFI=0.861、ERMSEA=0.058、IAGFI=0.828、INFI=0.839、ICFI=0.916、IIFI=0.917、ITLI=0.908。各項指標擬合度均在可接受范圍內，表明量表的擬合度較為理想。

3.3 結構方程模型驗證

3.3.1 結構方程模型檢驗

產(chǎn)品屬性、感知價值和消費者滿意度間兩兩相關分析結果表明，所有變量的相關系數(shù)均達到0.01的顯著水平，適合作進一步討論。采用固定負荷法和極大似然法對參數(shù)估計模型的數(shù)據(jù)進行擬合，利用逐步檢驗、系數(shù)乘積檢驗、差異系數(shù)檢驗和Bootstrap法對感知價值的中介作用進行檢驗。由于研究不僅驗證產(chǎn)品屬性、感知價值和消費者滿意度之間的關系，還將產(chǎn)品屬性和感知價值分別劃分為多個維度進行驗證，因此分別進行整體結構模型檢驗和自變量不同維度的結構模型檢驗。

結構方程初始模型。以產(chǎn)品屬性為自變量、消費者滿意度為因變量，構建主效應路徑如圖2所示。由圖2可知：產(chǎn)品屬性對消費者滿意度的路徑系數(shù)為0.663，且p<0.001，表明路徑系數(shù)顯著。路徑模型各項指標擬合情況良好，χ2/df=1.676(<5)，達到卡方統(tǒng)計量的要求；IGFI=0.975，IAGFI=0.956，INFI=0.959，IIFI=0.983，ITLI=0.976，ICFI=0.983，均大于0.9，而ERMSEA=0.077(<0.08)。綜合判定產(chǎn)品屬性對消費者滿意度的路徑模型整體上擬合度為優(yōu)，假設H2成立。

圖2 產(chǎn)品屬性對消費者滿意度的主效應路徑模型Fig.2 Path model of product attributes affecting consumer satisfaction

構建產(chǎn)品屬性、感知價值和消費者滿意度的關系模型，討論增加感知價值后路徑的變化情況，對該模型的擬合指標等進行觀察，分析產(chǎn)品屬性、感知價值和消費者滿意度之間的關系，驗證提出的假設。初始模型M1a的檢測結果如圖3所示。各項指標的擬合情況較好，χ2/df=3.162(<5)，IGFI=0.925,IAGFI=0.890(≥0.8)，INFI=0.889(>0.9)，IIFI=0.921，ITLI=0.900、ICFI=0.921，ERMSEA=0.078(<0.08)，表明模型結構合理。

圖3 初始結構方程模型M1aFig.3 Initial structural equation model of M1a

初始模型M1a標準化路徑系數(shù)及假設檢驗情況如表5所示。由表5可知：產(chǎn)品屬性→感知價值的路徑系數(shù)估計值為0.821>0，p<0.001，表明路徑系數(shù)顯著，初步證實假設H1成立。感知價值→消費者滿意度的路徑系數(shù)的估計值為0.723>0，p<0.001，表明路徑系數(shù)顯著，初步證實假設H3成立。產(chǎn)品屬性→消費者滿意度的路徑系數(shù)為0.078，p=0.575>0.05，故此路徑系數(shù)不顯著。但是如果結構方程中存在完全中介作用，則感知價值作為中介變量的介入會降低產(chǎn)品屬性對消費者滿意度的影響，路徑系數(shù)可能因此變得不顯著，故假設H2是否成立還需進一步分析。

表5 初始模型M1a標準化路徑系數(shù)及假設檢驗情況Table 5 Standardized path coefficient and hypothesis testing result of M1a

3.3.2 結構方程模型修正

根據(jù)初始模型M1a的檢驗結果對模型進行修正，剔除路徑系數(shù)不顯著的路徑[28]。在初始結構方程模型M1a中，產(chǎn)品屬性對消費者滿意度的路徑系數(shù)為0.078，p=0.575>0.05，因此考慮刪去產(chǎn)品屬性對消費者滿意度的直接路徑。修正后模型為完全中介模型，如圖4所示。

圖4 修正后的結構方程模型M1bFig.4 Modified structural equation model M1b

經(jīng)擬合指標檢驗后綜合判定修改的假設模型M1b整體上擬合度為優(yōu)，具有一定的實際應用價值。結構方程模型M1b擬合后的標準化路徑系數(shù)及其顯著性結果如表6所示。由表6可知，產(chǎn)品屬性對感知價值以及感知價值對消費者滿意度的路徑系數(shù)均大于0，p<0.001，路徑系數(shù)顯著，因此假設H1和H3成立。

表6 模型M1b標準化路徑系數(shù)及假設檢驗情況

對比M1a和M1b的擬合結果發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品屬性→感知價值的路徑系數(shù)由0.821增大至0.829，感知價值→消費者滿意度的路徑系數(shù)由0.723增大至0.795，即產(chǎn)品屬性通過感知價值增大其對消費者滿意度的影響。由此可見，M1a模型中產(chǎn)品屬性對消費者滿意度標準化路徑系數(shù)不顯著是由完全中介作用引起的，故表5中假設H2不成立的結果有誤。通過對比分析M1a和M1b的各項擬合指標，認為修正后的完全中介結構方程模型M1b優(yōu)于部分中介結構方程M1a，擬合效果更佳，由此確定M1b為本研究最終模型。

產(chǎn)品屬性的中介效應檢驗結果如表7所示。由表7可知，產(chǎn)品屬性通過感知價值對消費者滿意度的影響顯著，而產(chǎn)品屬性對消費者滿意度的直接影響不顯著，根據(jù)中介效應判斷規(guī)則得出感知價值在產(chǎn)品屬性與消費者滿意度中起完全中介作用，因此假設H4成立。

表7 產(chǎn)品屬性的中介效應Table 7 Mediation effect analysis of product attribute

3.3.3 感知價值維度中介作用檢驗

自變量產(chǎn)品屬性包含3個維度，中介變量感知價值包含4個維度，因研究假設不涉及中介變量各維度間的相關性討論，故采用多重中介模型的檢驗方法，將一個多重中介變量拆解為多個簡單中介變量(只含1個中介變量)，再對多個簡單中介模型進行分析[29]。以功能價值維度中介作用為例闡釋檢驗過程及結果。

(1)功能價值維度中介作用分析。以感知價值維度中的功能價值為中介的方程模型M2如圖5所示。

圖5 功能價值維度的中介結構方程模型M2Fig.5 Mediated structural equation model M2 of functional value dimension

所得模型擬合指數(shù)如下：χ2/df=1.185(<5)；ERMSEA=0.023(<0.08)；IGFI=0.968、IAGFI=0.952、INFI=0.956、IIFI=0.993、ITLI=0.991、ICFI=0.993，均大于0.95。根據(jù)上述指標判定功能價值中介模型整體上擬合效果十分理想，說明產(chǎn)品屬性各維度與感知價值的功能價值維度及消費者滿意度之間的關系模型擬合度很好。

以功能價值維度為中介變量時，得出的中介結構方程模型M2的標準化路徑系數(shù)及假設檢驗結果如表8所示。由表8可知，享樂屬性對功能價值以及功能屬性對消費者滿意度的路徑系數(shù)不顯著，即拒絕假設H1-2a和H2-1，其他假設均成立。

表8 M2標準化路徑系數(shù)及假設檢驗情況Table 8 Standardized path coefficient and hypothesis testing result of M2

對于模型M2，采用BC(bias-corrected)偏差校正法估計標準化總效應、直接效應、間接效應及雙尾檢驗結果，如表9所示。由表9可知，路徑功能屬性→消費者滿意度的間接效應(0.156)顯著，但總效應(0.076)不顯著。進一步采用偏差校正的百分位Bootstrap法進行中介效應檢驗[30]，發(fā)現(xiàn)路徑功能屬性→消費者滿意度的直接中介效應a、b的不對稱置信區(qū)間為[-0.182，0.054]，由于置信區(qū)間包括0，認為功能價值對功能屬性和消費者滿意度之間起完全中介作用。此外功能價值對象征屬性和消費者滿意度間起部分中介作用，而享樂屬性不符合中介變量的判斷標準，無法證明享樂屬性與功能價值之間的中介關系。故假設H4-1a和H4-1c成立。

表9 功能價值維度的效應分析Table 9 Effect analysis of functional value dimension

(2)其他維度中介作用分析結果。以感知價值維度中的情感價值、社會價值、感知成本為中介，利用AMOS 20.0軟件分別構建產(chǎn)品屬性的3個維度和消費者滿意度的模型M3、M4和M5，參照上述檢驗、分析方法得出結論。將不成立的假設匯總于表10。

由表10可知：功能屬性對除功能價值外的消費者感知價值沒有顯著正向影響，反映了功能屬性作為產(chǎn)品本身固有的物理屬性，直接作用于消費者的功能感知，而對其他感知價值沒有顯著影響的特點；同時，功能屬性對消費者滿意度無顯著影響，且功能價值在享樂屬性和消費者滿意度間的中介作用不顯著，這是由于奢侈品作為一種非生活必需品并不滿足消費者對日常生活的需求，往往更多是寄托消費者精神層面的享受以及作為社會地位的象征。因此，在具體表現(xiàn)上享樂屬性和象征屬性對消費者滿意度的影響更甚于功能屬性，以上結論在一定程度上契合奢侈品男裝消費者的心理需求特征。

表10 不成立假設匯總Table 10 List of incorrect hypotheses

享樂屬性屬于個人自我取悅層面的需求滿足，因此對功能價值并無顯著影響。奢侈品作為非生活必需品，主要是滿足消費者的心理需求，因此產(chǎn)品屬性對消費者滿意度的影響主要表現(xiàn)在滿足自我價值的享樂屬性和滿足社會價值的象征屬性兩方面。

奢侈品核心價值在于稀缺性，往往被用作社會地位和物質象征的符號。社會價值契合消費者自我意識的稀缺性表達，而感知成本代表消費者對奢侈品價格成本的衡量取向，相比之下功能價值對于產(chǎn)品本身物理特性的評價和情感價值的情緒寄托對滿意度的影響更為明顯。

研究過程中，感知成本對功能屬性和象征屬性的相關路徑不符合中介變量的判斷標準，無法證明其中有中介關系，這可能是由于感知成本還受消費者收入水平等客觀因素的影響。在后續(xù)研究中可以結合消費者的人口統(tǒng)計特征進一步展開分析。

4 結 語

探索奢侈品男裝的產(chǎn)品屬性與感知價值以及消費者滿意度之間的影響關系，結合文獻研究和深度訪談，對奢侈品男裝的產(chǎn)品屬性指標進行完善，構建產(chǎn)品屬性、感知價值與消費者滿意度關系的研究模型并提出假設。對結構方程模型進行擬合與修正，探討各變量間的相互關系。結果表明，不同產(chǎn)品屬性對應的感知價值維度有所區(qū)別。產(chǎn)品屬性正向影響消費者滿意度，其中享樂屬性和象征屬性對消費者滿意度的影響最為顯著；感知價值正向影響消費者滿意度，并在產(chǎn)品屬性對消費者滿意度的影響中起完全中介作用。得益于感知價值的介入，產(chǎn)品屬性表現(xiàn)特征能夠被納入消費者習慣性思維語言中加以理解消化，從而形成對品牌整體的認知進而影響消費者滿意度。

以上結論可拓展奢侈品男裝的產(chǎn)品屬性與消費者感知價值關系的相關研究，并豐富奢侈品的產(chǎn)品屬性相關理論研究成果。在實踐層面上，企業(yè)可利用上述產(chǎn)品屬性、感知價值之間的相互影響及促進關系，結合相應的營銷策略，在保證產(chǎn)品功能屬性與價值認知的同時，凸顯奢侈品男裝的品牌產(chǎn)品及服務的享樂屬性和象征屬性，強化消費者對品牌社會價值、情感價值的認知，進而提升消費者滿意度，抓住核心消費者的同時吸引潛在消費群體，從而獲取更好的經(jīng)營效益和市場影響力。