品牌形象嬗变前因的定量研究
品牌形象嬗变前因的定量研究
赵亚翔1a ，高素英2，靳竹萱1b
(1.北京大学a.政府管理学院；b.数学科学学，北京100871；2.河北工业大学管理学院，天津300130)
摘要：通过调查问卷采集了141份有效样本数据。探索性因子分析结果表明，导致品牌形象在消费者心
目中发生嬗变的前因变量可抽象为五个因子，即社会舆论、品牌传播、消费体验、销售网点和消费始觉。多元回归分析结果表明：社会舆论和品牌传播这二个因子对品牌形象三个维度的嬗变均具有显著的影响效力；消费体验仅对“物有所值度”维度的嬗变具有显著的影响效力；销售网点和消费始觉这二个因子对品牌形象三个维度的嬗变均不具有显著的影响效力。
关键词：品牌形象；品牌资产；嬗变；前因变量；定量研究中图分类号：F405文献标识码：A 文章编号：1002-6487（2013）03-0182-04
基金项目：教育部人文社会科学研究规划基金项目(09YJA790058)
作者简介：赵亚翔（1976-），男，重庆人，博士后，副教授，研究方向：公共问题治理。
高素英（1958-），女，天津人，教授，博士生导师，研究方向：企业战略与组织竞争优势。0引言
在一个品牌存续的生命周期里，其名称并无变化，但是其资产却往往表现出动态变化的特征。品牌形象影响着人们的购买和消费行为，独特的品牌形象可以帮助企业形成市场竞争优势和改善市场绩效，是解释品牌资产差异的重要变量[1-2]。有学者早就意识到了品牌形象具有易碎的特性，即在特定的条件下无论是重大事件还是微小事件都可能完全、迅速地改变消费者心目中原有的品牌形象
[3-4]
。换言之，品牌形象在消费者心目中具有随时嬗变进而
生成新的品牌形象的可能，而正是此种嬗变，既带给良好的品牌形象以威胁，亦为品牌成长、品牌再定位或品牌形象再造提供了契机，因而通过定量分析揭示品牌形象嬗变的前因变量及其影响效力，将有助于企业防范品牌在成长过程中的风险，促进品牌形象在消费者心目中发生良性嬗变进而实现品牌资产的有效累积。1数据来源1.1
调查问卷的开发湖南大暴雨
测量条目的来源为：品牌形象嬗变前因的测量条目根据笔者前期的质性研究结果进行编制；品牌形象嬗变度的测量条目则在笔者前期基于符号学理论所建构的品牌形象三因子结构模型的基础上进行编制。
测量条目的赋值方法为：李克特7点法。此外，社会心理特征与人口统计特征会影响消费者的品牌信念与感知风险[5]，故将性别、婚姻状况、年龄、受教育程度、收入状况、在购买过程中对品牌的重视程度等变量作为控制变量纳入了问卷。需要特别说明的是，尽管在品牌的生命周期中，其在消费者心目
中的形象存在着多次嬗变的可能，但鉴于问卷调查采集样
本数据的局限性，本研究最终只采集了同一个品牌在消费者心目中发生一次（或1轮）嬗变的数据，此乃实现本研究的目的之最低要求。1.2
数据的采集
数据的正式采集以滚雪球式的方便抽样方式完成，共发放调查问卷400份（其中京津冀250份，其它省区150份），最后实际回收307份（其中京津冀206份，其它省区101份）。在剔除数据缺失和明显回答不真实的166份调查问卷之后，最终141份（其中京津冀102份，其它省区39份）有效调查问卷进入正式的数据分析过程，其有效回收率为35.3%。对于调查问卷有效回收率偏低的原因，在此分析如下：(1)问卷整体而言仍然不够通俗易懂，对被调查者的阅读理解能力要求较高。(2)由于需要被调查者对同一个品牌前后不同的印象做出回忆性的比较评判，所以调查结果难免受到被调查者的记忆偏误的影响。(3)由于条件所限，未能培训一批专门的调查人员大范围地展开深度调查，而是通过熟人网络滚
雪球式的便利抽样方式采集数据，所以其中一些被调查者可能基于人际间的“面子”因素，是在不便直接拒绝的情况下敷衍了事地完成了问卷的填写，从而使调查结果的信度被削弱。总之，问卷调查方法本身所固有的缺乏弹性、容易误读、回收率低等固有缺陷在本研究中体现得较为明显。1.3
样本的描述性统计特征
在全部有效问卷中：女性样本数为73（占51.8%），男性样本数为68（占48.2%）；已婚的样本数为53（占37.6%），未婚的样本数为88（占62.4%）；年龄在18-24岁的样本数为41（占29.1%），年龄在25-39岁的样本数为92（占65.2%），年龄在40-59岁的样本数为8（占5.7%）；学历为高中、中专及以下的样本数为11（占7.8%），学历为专科
的样本数为23（占16.3%），学历为本科的样本数为76（占53.9%），学历为硕士研究生的样本数为24（占17.0%），学历为博士研究生的样本数为7（占5.0%）；月经济收入在2500元以下的样本数为74（占52.5%），月经济收入在2500-4999元之间的样本数为37（占26.2%），月经济收入在5000-9999元之间的样本数为20（占14.2%），月经济收入在10000元以上的样本数为10（占7.1%）；购买商品时对品牌非常重视的样本数为17（占12.1%），购买商品时对品牌比较重视的样本数为106（占75.2%），购买商品时对品牌比较不重视的样本数为16（占11.3%），购买商品时对品牌非常不重视
的样本数为2（占1.4%）。可见，除了高收入样本比例偏低外，样本具有较高的代表性。
2前因变量的探索性因子分析
有19个测量条目通过了量表项目分析的t检验[6]。KMO检验(KMO值=0.775＞0.7)和Bartlett's球型检验(χ2= 1051.299，df=171，P值＜0.001)的结果表明，这19个测量条目之间可能存在潜在的公因子。
在提取公因子之前，采用主成分分析法并通过最大平衡值法(Equamax)进行正交旋转后，采用以下标准对测量条目进行纯化：(1)因子负荷≥0.4，即对于因子负荷小于0.4的测量条目予以删除；(2)对于那些在两个或两个以上因子上的负荷大于0.35且相互之间非常接近的测量条目予以删除。之后对剩余的测量条目继续做主成分分析，直到全部测量条目达到纯化标准。然后取特征值大于1的标准从进行纯化处理后被保留的15个测量条目中提取公因子：从碎石图的走势来看，前5个因子的波动较大，从第6个因子开始波动开始趋缓，说明提取前5个主成份作为公因子比较恰当；从方差解释累积贡献率来看，前5个因子累积解释了72.124%的信息，超过了60%的可接受水平；此外，从因子负荷矩阵来看，各因子负荷均在0.4以上且无双重负荷，可判定经纯化处理后留下的15个测量条目有效地实现了分离聚合。
在充分考虑各因子所涵括的测量条目的意蕴后，对各因子的命名如下：
(1)因子f1由新闻报道和口碑这二个条目构成，其体现了非商业性质的社会舆论对品牌形象的影响，故将其命名为“社会舆论”，属于外在诱因变量。
(2)因子f2由广告和品牌形象代言人这二个条目构成，其均与品牌形象的传播直接相关，故将其命名为“品牌传播”，属于外在诱因变量。
(3)因子f3由功能满意和感官满意这二个条目构成，其与消费者的实际消费体验结果直接相关，故将其命名为“消费体验”，属于外在诱因变量。
(4)因子f4由销售网点档次和销售网点正规性这二个条目构成，其体现了产品销售网点对品牌形象的影响，故将其命名为“销售网点”，属于外在诱因变量。
(5)因子f5由社会身份和道德观念这二个条目构成，其体现了消费者的社会性学习活动结果对品牌形象的内在影响，故将其命名为“消费始觉”，属于内在动因变量。
3前因变量影响效力的回归分析
采用多元回归分析的方法对品牌形象在消费者心目中嬗变的前因变量影响效力的研究假设进行检验，并且采用强迫进入法将全部前因变量强制进入回归模型以衡量其对品牌形象在消费者者心目中嬗变的影响效力[6]。此外，考虑到不同的人购买同一种产品或同一个人购买不同的产品，其感知风险与感知
价值均可能不同[7-9]，将受访者的性别等人口统计以及产品类型、品牌重视程度等类别变量作为控制变量与“虚拟化”后进入回归模型，从而将前因变量的影响效力从这些类别变量的影响中分离出来。
3.1前因-诚信度回归分析结果
以社会舆论、品牌传播、消费体验、销售网点和消费始觉等为预测变量，以诚信度为因变量的回归分析结果表明：模型1解释了诚信度方差变异量的15.7%，可见对控制变量进行控制是必要的；模型2在模型1的基础上引入前因变量后，多元回归的决定系数R2增加了0.303(= 0.460-0.157)，F值为13.232而具有统计上的显著性(p= 0.000＜0.05)。
5个前因变量中对诚信度嬗变具有预测力的变量共有2个，依序为“社会舆论”(β=0.514,p=0.000＜0.05)和“品牌传播”(β=0.197,p=0.014＜0.05)，这2个预测变量有效解释了“诚信度嬗变”30.3%的方差变异量。这一结果是否可靠，还需要进一步检验回归模型是否存在多重共线性、异方差以及序列相关等问题。
首先，对模型是否存在多元共线性进行检验。采用容忍度(Tolerance)、方差膨胀因子(Variance inflation factor; VIF)这二个常用指标来对前因-诚信度嬗变的回归模型是否存在多元共线性进行检验，检验的结果表明：各前因变量的容忍度介于0.550-0.753之间(＞0.1)；方差膨胀因子介于1.328-1.819之间(＜10)。故可以认为回归模型不存在多重共线性问题。
动宾搭配不当
其次，对模型的样本观察值是否存在异方差进行检验。以诚信度的标准化预测值为横坐标，以其回归标准化残差为纵坐标绘制交叉散点图，可见图中的点在0值上下呈水平的随机分布且绝大部分观察变量都随机落在[-2,2]这一区间范围，故可以认为样本观察值符合正态性及方差齐性的假设前提。
再次，对回归模型的样本观察值是否存在序列相关问题进行检验。回归模型的Durbln-Watson值为2.040，非常接近2，这说明相邻编号的样本值残差之间不存在序列相关问题。
综上所述，回归模型不存在多重共线性、异方差问题以及序列相关问题，回归分析结果的可靠性得到了检验，在此基础上，提出前因-诚信度嬗变的回归模型。
前因-诚信度嬗变模型的非标准化回归模型如下：
诚信度嬗变=0.468+0.431社会舆论+0.201品牌传播
前因-诚信度嬗变模型的标准化回归模型如下：
诚信度嬗变=0.514社会舆论+0.197品牌传播
穿越宝典
可以看出，对品牌诚信度在消费者心目中生嬗变具有预测力的“社会舆论”和“品牌传播”这二个变量的标准化回归系数β值来看均为正值，表示消费者对这些前因变量的感知结果愈正面，品牌的诚信度在其心目中愈可能发生正向嬗变，反之亦然。尤其是社会舆论的影响效力颇为强烈。
3.2前因-名望度回归分析结果
以社会舆论、品牌传播、消费体验、销售网点和消费始觉等为预测变量，以名望度为因变量的回归分析结果表明：模型1解释了名望度方差变异量的23.1%，可见对控制变量进行控制是必要的；模型2在模型1的基础上引入前因变量后，多元回归的决定系数R2增加了0.410(= 0.641-0.231)，F值为26.935而具有统计上的显著性(p= 0.000＜0.05)。
5个前因变量中对名望度嬗变具有预测力的变量共有2个，依序为“社会舆论”(β=0.661,p=0.000＜0.05)和“品牌传播”(β=0.125,p=0.054＜0.10)，这2个预测变量有效解释了“名望度嬗变”41.0%的方差变异量。
这一结果是否可靠，还需要进一步检验回归模型是否存在多重共线性、异方差以及序列相关等问题。
首先，对回归模型是否存在多元共线性进行检验。采用容忍度(Tolerance)、方差膨胀因子(Variance inflation fac-tor;VIF)这二个常用指标来对前因-名望度嬗变的回归分析模型是否存在多元共线性进行检
验，检验的结果表明：各前因变量的容忍度介于0.550-0.753之间(＞0.1)；方差膨胀因子介于1.328-1.819之间(＜10)。故可以认为回归模型不存在多重共线性问题。
其次，对回归模型的样本观察值是否存在异方差进行检验。以名望度的标准化预测值为横坐标，以其回归标准化残差为纵坐标绘制交叉散点图，可见图中的点在0值上下呈水平的随机分布且绝大部分观察变量都随机落在[-2, 2]这一区间范围，故可以认为样本观察值符合正态性及方差齐性的假设前提。
再次，对回归模型的样本观察值是否存在序列相关问题进行检验。回归模型的Durbln-Watson值为1.985，非常接近2，这说明相邻编号的样本值残差之间不存在序列相关问题。
综上所述，回归模型不存在多重共线性、异方差问题以及序列相关问题，回归分析结果的可靠性得到了检验，在此基础上，提出前因-名望度嬗变的回归模型。
前因-名望度嬗变模型的非标准化回归模型如下：
名望度嬗变=0.301+0.718社会舆论+0.166品牌传播
前因-诚信度嬗变模型的标准化回归模型如下：
名望度嬗变=0.661社会舆论+0.125品牌传播
可以看出，对品牌的名望度在消费者心目中生嬗变具有预测力的的“社会舆论”和“品牌传播”这二个变量的标
准化回归系数β值来看均为正值，表示消费者对这些前因变量的感知结果愈正面，品牌的名望度在其心目中愈可能发生正向嬗变，反之亦然。尤其是社会舆论的影响效力颇为强烈。
3.3前因-物有所值度回归分析结果
以社会舆论、品牌传播、消费体验、销售网点和消费始觉等为预测变量，以物有所值度为因变量的回归分析结果表明：模型1解释了物有所值度方差变异量的6.9%，可见对控制变量进行控制是必要的；模型2在模型1的基础上引入前因变量后，多元回归的决定系数R2增加了0.315(= 0.384-0.069)，F值为12.080而具有统计上的显著性(p= 0.000＜0.05)。
5个前因变量中对物有所值度嬗变具有预测力的变量共有3个，依序为“消费体验”(β=0.524,p=0.000＜0.05)、“社会舆论”(β=0.199,p=0.043＜0.05)和“品牌传播”(β=0.181,p=0.039＜0.05)，这3个前因变量有效解释了“物有所值度嬗变”31.5%的方差变异量。这一结果是否可靠，还需要进一步检验回归模型是否存在多重共线性、异方差以及序列相关等问题。
首先，对回归模型是否存在多元共线性进行检验。采用容忍度(Tolerance)、方差膨胀因子(Variance inf
lation fac-tor;VIF)这二个常用指标来对前因-物有所值度嬗变的回归分析模型是否存在多元共线性进行检验，检验的结果表明：各前因变量的容忍度介于0.550-0.753之间(＞0.1)；方差膨胀因子介于1.328-1.819之间(＜10)。故可以认为回归模型不存在多重共线性问题。
其次，对回归模型的样本观察值是否存在异方差进行检验。以物有所值度的标准化预测值为横坐标，以其回归标准化残差为纵坐标绘制交叉散点图，可见图中的点在0值上下呈水平的随机分布且绝大部分观察变量都随机落在[-2,2]这一区间范围，故可以认为样本观察值符合正态性及方差齐性的假设前提。
再次，对回归模型的样本观察值是否存在序列相关问题进行检验。回归模型的Durbln-Watson值为2.122，非常接近2，这说明相邻编号的样本值残差之间不存在序列相关问题。好冷的朋友圈说说心情
综上所述，回归模型不存在多重共线性、异方差问题以及序列相关问题，回归分析结果的可靠性得到了检验，在此基础上，提出前因-物有所值度嬗变的回归模型。
前因-物有所值度嬗变模型的非标准化回归模型如下：
物有所值度嬗变=-0.169+0.507消费体验+0.203社会舆论+0.252品牌传播
前因-物有所值度嬗变模型的标准化回归模型如下：
物有所值度嬗变=0.524消费体验+0.199社会舆论+ 0.181品牌传播
可以看出，对品牌物有所值度在消费者心目中生嬗变具有预测力的“消费体验”、“社会舆论”、“品牌传播”这三个前因变量的标准化回归系数β值为正值，表示消费者对
这些前因变量的感知结果愈正面，品牌的物有所值度在其心目中愈可能发生正向嬗变，反之亦然。尤其是消费体验的影响效力颇为强烈。
4研究结论
综上分析，本研究得出如下二点结论：
（1）探索性因子分析的结果表明，导致品牌形象在消费者心目中嬗变的前因变量可抽象为五个因子，即：社会舆论因子、品牌传播因子、消费体验因子、销售网点因子和消费始觉因子。此外，笔者在前期的质性研究中所提出的“品牌形象嬗变机理及效能概念模型”[10]将品牌形象嬗变的外在诱因归纳为三大网络，即：个人生活网络（包括产品消费体验、口碑等因子）、市场营销网络（包括广告的发布、品牌形象代言人的选择、售后服务的提供等因子）和社会公共网络（包括公共舆论或新闻报道等因子）”，该定性研究结论并未得到本研究定量分析结果的完全支持。究其原因，一是本研究在对品牌
形象嬗变前因进行探索性因子分析时，对聚类到同一个因子的测量条目的分数进行了加总处理，这种数据处理方式可能屏蔽了一些次级影响因子；二是新闻报道与口碑之间因相关性较强而在本研究中被合并为社会舆论这个因子，这说明在现代传媒业高度发达的今天，人际间的口碑与源于传媒业的公共信息之间已高度交互栔入，源于现代传媒业的公共信息甚至取代了传统口碑中主要传播个人消费经历而成为了口碑传播的基本内容。
（2）五个前因变量对于品牌形象嬗变的影响效力各有不同，具体而言：其一，社会舆论和品牌传播这二个因子对于品牌形象三个维度嬗变均具有显著的影响效力。换言之，对社会舆论和品牌传播这二类感知线索，风险规避机制、名望映射机制和价值计算机制将同时发挥消费心理评价效应。其二，消费体验仅对品牌形象的物有所值度这个维度嬗变具有显著的影响效力。换言之，对消费体验这个感知线索，仅价值计算机制发挥消费心理评价效应。其三，销售网点和消费始觉这二个因子对于品牌形象三个维度嬗变均不具有显著的影响效力。需要特别说明的是，在前期的质性研究结果中，消费始觉作为品牌形象嬗变的内驱因子而被提出。尽管本研究的定量分析结果并不支持消费始觉对品牌形象嬗变的影响效力，但本研究认为这或许与内在动因更具内隐性而不易测量有关，故后续可采用更为有效的方法对品牌形象嬗变的内在动因及其影响效力进行更加深入的研究。
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（责任编辑/易永生）移动网上营业

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