相关假设验证

第四节　相关假设验证

本部分对第五章中所提出的相关假设进行了大样本分析验证。

一、大样本测量信度与效度分析

由于已经对品牌社群融入的表现相关内容进行了信度及效度的分析，在此不必再行重复。在本章中，只是对品牌社群影响下的品牌忠诚部分问卷进行信度及效度分析。具体分析方法同上一章，在此不再赘述，结果如表5－7、5－8、5－9所示。

（一）品牌忠诚量表的测量信度分析

表5－7　行为忠诚相关量表的CITC和信度分析

续　表

表5－8　意向忠诚相关量表的CITC和信度分析

表5－9　反向品牌忠诚相关量表的CITC和信度分析

（二）品牌忠诚量表的测量效度分析

在此，同样对品牌社群影响下的品牌忠诚部分问卷进行了效度分析，具体过程不再赘述，只是将结果以列表形式展示。

从表5－10中可以看出，品牌忠诚表现的验证性因子分析的拟合效果比较好，各类拟合指数均超过评价标准。绝对拟合指数χ2／df＝2．265＜3，RMSEA＝0．064＜0．1，GFI＝0．970＞0．9，均优于最佳评价标准；相对拟合指数NFI＝0．950＞0．9，CFI＝0．971＞0．9，NNFI＝0．953＞0．9，这些指标也均优于最佳评价标准。

表5－10　品牌忠诚表现的模型拟合结果

续　表

表5－11　品牌忠诚表现模型的收敛效度指标

根据表5－11可知，各维度的CR值均高于0．6，AVE值均高于0．5，说明该问卷品牌社群融入影响因素部分的收敛效度不错。

表5－12列出了品牌忠诚表现各因子间的相关系数和AVE的均方根（以粗体显示于对角线），从中首先可以发现，没有两个维度之间的相关系数特别大，相关系数的取值均在0．485—0．791之间；其次可以发现，各因子的AVE值的均方根均大于其与其他因子之间的相关系数，表明品牌社群融入影响因素的区分效度较好。具体的品牌忠诚表现的因子分析整体拟后指数结果见图5－1。

表5－12　品牌忠诚表现模型AVE的均方根与影响因素因子相关系数比较

图5－1　品牌忠诚表现的因子分析整体拟合指数结果图

通过上述测量信度及效度的分析可以发现，品牌社群影响下的品牌忠诚问卷是符合要求的。接下来，使用回归分析法对产品使用时间在品牌社群融入对品牌忠诚的影响中的调节作用进行分析。在本部分中，所使用的软件是SPSS 15．0。在证明产品使用时间的调节作用时，笔者还引入了调节变量。并且在做调节效应分析时，将自变量和调节变量都做了中心化后再代入回归方程。（温忠麟、侯杰泰、张雷，2005）在本书中，产品使用时间就是指拥有汽车时间的长短，在本书问卷的设计中已经考虑了这一问题，以D9来表示问题项即对品牌社群成员使用产品的时间进行了考察。

二、相关假设验证

对于品牌社群融入对品牌忠诚的影响，本书采用了多元线性回归的方式进行了假设验证。在进行验证之前，笔者对所有的结果都进行了标准化以减少回归分析中所不能容忍的多重共线性问题。因此，本部分所得出的结果均是标准化后数据分析结果。

（一）品牌社群融入对品牌行为忠诚的影响分析

对于品牌社群融入对品牌行为忠诚的影响，需要进行无调节作用下的分析及产品使用时间、产品价格（以D4表示）调节作用下的分析才能够验证上述假设。

1．品牌社群融入对品牌行为忠诚的无调节作用影响分析

如上所述，品牌社群融入的各种表现（同类意识、社群责任、社群精神）都会对品牌行为忠诚产生正向影响。表5－13反映了在不考虑产品使用时间的调节作用时，同类意识、社群责任及社群精神对品牌行为忠诚影响的大小。

表5－13　品牌社群融入的各种表现对品牌行为忠诚的回归分析（无调节）

注：因变量＝行为忠诚。

上述多元回归模型中的R2＝0．420，调整后的R2＝0．414，方差分析的F值为72．775，显著性概率为0．000，表明回归模型具有统计显著性。并且，各自变量的方差膨胀因子（VIF）的最小值和最大值分别为1．316和1．479，均小于10，表明模型不存在严重多重共线性的问题。

因此，根据表5－13，可以得到如下回归方程：

品牌行为忠诚＝1．148＋0．095×同类意识＋0．508×社群精神＋0．160×社群责任

从回归结果可以看出，同类意识、社群责任及社群精神三个变量的回归系数都显著不为零（P＜0．001）。同类意识、社群责任、社群精神也与品牌行为忠诚正相关。原假设得到实证支持。

2．产品使用时间对品牌行为忠诚的调节作用分析

如上所述，为了验证产品使用时间的调节作用，笔者将原有问卷中的产品使用时间计作1，2，3，4，5。为了验证产品使用时间的调节作用，笔者对同类意识、社群精神及社群责任与产品使用时间的交互作用进行了考察。为了消除其中所存在的多重共线性问题，首先对相关数据进行了标准化。随后，利用多元线性回归的方法得出相关结果，如表5－14所示。

表5－14　产品使用时间对品牌行为忠诚的调节作用分析

注：第一，预测值：社群责任＊产品使用时间，社群精神＊产品使用时间，同类意识＊产品使用时间，社群责任，社群精神，同类意识。第二，因变量：行为忠诚。

从表5－14中可以看出，在考虑产品使用时间后的回归模型具有统计显著性，各自变量的方差膨胀因子（VIF）的最小值和最大值分别为1．291和1．507，均小于10，表明模型不存在严重的多重共线性。从回归结果还可以看出，产品使用时间与社群责任交互项的系数不显著，社群责任对品牌行为忠诚的影响不会因为产品使用时间不同而有所不同。

3．产品价格对品牌行为忠诚的调节作用分析

为了验证产品价格的调节作用，笔者将产品价格计作1，2，3。并对同类意识、社群精神及社群责任与产品价格的交互作用进行了考察。为了消除其中所存在的多重共线性问题，首先对相关数据进行了标准化。在随后，利用多元线性回归的方法得出相关结果。最终得到的回归分析结果见表5－15。

表5－15　产品价格对品牌行为忠诚的调节作用分析

注：第一，预测值：社群责任＊产品价格，社群精神＊产品价格，同类意识＊产品价格，社群责任，社群精神，同类意识。第二，因变量：行为忠诚。

从表5－15中可以看出，在考虑产品价格后的回归模型具有统计显著性，各自变量的方差膨胀因子（VIF）的最小值和最大值分别为1．291和1．507，均小于10，表明模型不存在严重的多重共线性。从回归结果还可以看出，产品价格与社群责任交互项的系数不显著，社群责任对品牌行为忠诚的影响不会因为产品价格的不同而有所不同。

（二）品牌社群融入对品牌意向忠诚的影响分析

对于品牌社群融入对品牌意向忠诚的影响，需要进行无调节作用下的分析及产品使用时间、产品价格调节作用下的分析才能够验证上述假设。

1．品牌社群融入对品牌意向忠诚的无调节作用影响分析

如上所述，品牌社群融入的各种表现（同类意识、社群责任、社群精神）都会对品牌意向忠诚产生正向影响。表5－16反映了在不考虑产品使用时间的调节作用时，同类意识、社群责任及社群精神对品牌意向忠诚影响的大小。

表5－16　品牌社群融入的各种表现对品牌意向忠诚的回归分析（无调节）

注：因变量：意向忠诚。

上述多元回归模型中的R2＝0．461，调整后的R2＝0．456，方差分析的F值为86．198，显著性概率为0．000，表明回归模型具有统计显著性。各自变量的方差膨胀因子（VIF）的最小值和最大值分别为1．316和1．479，均小于10，表明模型不存在严重多重共线性的问题。根据表5－16，最终得到的回归方程为：

品牌意向忠诚＝0．471＋0．054×同类意识＋0．526×社群精神＋0．223×社群责任

从表5－16的回归结果可以看出，同类意识、社群责任及社群精神三个变量的回归系数都显著不为零（P＜0．001）。则同类意识、社群责任能够正向影响到品牌意向忠诚的发生，社群精神也与品牌意向忠诚正相关。原假设得到实证支持。

2．产品使用时间对品牌意向忠诚的调节作用分析

如上所述，为了验证产品使用时间的调节作用，笔者将原有问卷中的产品使用时间计作1，2，3，4，5。为了验证产品使用时间的调节作用，笔者对同类意识、社群精神及社群责任与产品使用时间的交互作用进行了考察。为了消除其中所存在的多重共线性问题，首先对相关数据进行了标准化。在随后，利用多元线性回归的方法得出相关结果。最终得到的回归分析结果见表5－17。

表5－17　产品使用时间对品牌意向忠诚的调节作用分析

注：第一，预测值：社群责任＊产品使用时间，社群精神＊产品使用时间，同类意识＊产品使用时间，社群责任，社群精神，同类意识。第二，因变量：意向忠诚。

从表5－17中可以看出，在考虑产品使用时间后的回归模型具有统计显著性，各自变量的方差膨胀因子（VIF）的最小值和最大值分别为1．291和1．507，均小于10，表明模型不存在严重的多重共线性。从表中还可以看出，产品使用时间同样与同类意识交互项的系数不显著，社群责任对品牌意向忠诚的影响不会因为产品使用时间不同而有所不同。主要原因在于同类意识不是由于使用产品时间长短而感受得来，一个人属于哪种类型更具有先天性的特点。

3．产品价格对品牌意向忠诚的调节作用分析

同样，为了验证产品价格的调节作用，笔者对同类意识、社群精神及社群责任与产品价格的交互作用进行了考察。为了消除其中所存在的多重共线性问题，首先对相关数据进行了标准化。在随后，利用多元线性回归的方法得出相关结果。最终得到的回归分析结果见表5－18。

表5－18　产品价格对品牌意向忠诚的调节作用分析

注：第一，预测值：社群责任＊产品价格，社群精神＊产品价格，同类意识＊产品价格，社群责任，社群精神，同类意识。第二，因变量：意向忠诚。

从表5－18中可以看出，在考虑产品价格后的回归模型具有统计显著性，各自变量的方差膨胀因子（VIF）的最小值和最大值分别为1．291和1．507，均小于10，表明模型不存在严重的多重共线性。从回归结果还可以看出，产品价格与同类意识交互项的系数不显著，也就是说产品价格对于同类意识没有明显的调节作用，同类意识对品牌行为忠诚的影响不会因为产品价格不同而有所不同。

（三）品牌社群融入对反向品牌忠诚的影响分析

对于品牌社群融入对品牌反向品牌忠诚的影响，需要进行无调节作用下的分析及产品使用时间、产品价格调节作用下的分析才能够验证上述假设。

1．品牌社群融入对反向品牌忠诚的无调节作用影响分析

如上所述，品牌社群融入的各种表现（同类意识、社群责任、社群精神）都会对反向品牌忠诚产生正向影响。表5－19反映了在不考虑产品使用时间的调节作用时，同类意识、社群责任及社群精神对反向品牌忠诚影响的大小。

表5－19　品牌社群融入对反向品牌忠诚的回归分析

注：因变量：反向品牌忠诚。

上述多元回归模型中的R2＝0．093，调整后的R2＝0．084，方差分析的F值为10．337，显著性概率为0．000，表明回归模型具有统计显著性。并且，各自变量的方差膨胀因子（VIF）的最小值和最大值分别为1．316和1．479，均小于10，表明模型不存在严重多重共线性的问题。从表5－19的回归结果可以看出，在原有假设中，只有社群精神的回归系数显著不为零（P＜0．001），而同类意识及社群责任的回归系数则不存在这一特点。因此，可以说，原有假设中的社群精神与反向品牌忠诚之间存在着正向关系，而同类意识及社群责任与反向品牌忠诚不存在这种正向关系。

2．产品使用时间对反向品牌忠诚的调节作用分析

如上所述，为了验证产品使用时间的调节作用，笔者将原有问卷中的产品使用时间计作1，2，3，4，5。为了验证产品使用时间的调节作用，笔者对同类意识、社群精神及社群责任与产品使用时间的交互作用进行了考察。为了消除其中所存在的多重共线性问题，首先对相关数据进行了标准化。在随后，利用多元线性回归的方法得出相关结果。最终得到的回归分析结果见表5－20。

表5－20　产品使用时间对反向品牌忠诚的调节作用分析

注：第一，预测值：社群责任＊产品使用时间，社群精神＊产品使用时间，同类意识＊产品使用时间，社群责任，社群精神，同类意识。第二，因变量：反向品牌忠诚。

从表5－20可以看出，在考虑产品使用时间后的回归模型具有统计显著性，各自变量的方差膨胀因子（VIF）的最小值和最大值分别为1．291和1．507，均小于10，表明模型不存在严重的多重共线性。从回归结果还可以看出，产品使用时间与同类意识、社群责任及社群精神交互项的系数都不显著，也就是说，产品使用时间对于品牌社群融入的三个维度都没有明显的调节作用，品牌社群融入对反向品牌忠诚的影响不会因为产品使用时间不同而有所不同。

3．产品价格对反向品牌忠诚的调节作用分析

同样，为了验证产品价格的调节作用，笔者将原有问卷中的产品使用价格计作1，2，3，4，5。为了验证产品使用价格的调节作用，笔者对同类意识、社群精神及社群责任与产品的交互作用进行了考察。为了消除其中所存在的多重共线性问题，首先对相关数据进行了标准化。在随后，利用多元线性回归的方法得出相关结果。最终得到的回归分析结果见表5－21。

表5－21　产品价格对反向品牌忠诚的调节作用分析

注：第一，预测值：社群责任＊产品价格，社群精神＊产品价格，同类意识＊产品价格，社群责任，社群精神，同类意识。第二，因变量：反向品牌忠诚。

从表5－21可以看出，在考虑产品使用时间后的回归模型具有统计显著性，各自变量的方差膨胀因子（VIF）的最小值和最大值分别为1．291和1．507，均小于10，表明模型不存在严重的多重共线性。根据回归结果还可以看出，产品价格与同类意识、社群责任及社群精神交互项的系数都不显著，也就是说产品价格对于品牌社群融入的三个维度都没有明显的调节作用，品牌社群融入对反向品牌忠诚的影响不会因为产品价格不同而有所不同。

从上所述得出模型的路径和假设检验结果，如表5－22所示。

表5－22　模型的路径检验和假设检验结果

续　表