基于口碑再传播评估决策机理的结构方程模型,以口碑类型作为调节变量,对口碑再传播评估决策机理进行SEM多组分析检验。将全部正面口碑样本设定为正面口碑组,全部负面口碑样本设定为负面口碑组。全部实验样本共1467份,其中正面口碑样本757份,负面口碑样本710份。设定M0为未做任何限定模型,即模型拟合未做任何参数限制;M1为限定结构权重模型,即模型假定正面口碑组与负面口碑组具有相同的路径系数。
运用AMOS17．0软件,采取固定负荷法和极大似然法(ML),对正负口碑两个群组样本数据进行SEM多组检验,M0与M1假设模型均得到有效识别。
在未做任何限定情况下,模型M0中正面口碑组与负面口碑组各路径系数及其显著性检验如表5．14所示。
表5．14 未设限模型分组路径结果
注:∗代表P＜0．05;∗∗代表P＜0．01;∗∗∗代表P＜0．001。
由表5．14的结果可以看出,未设限模型M0中,正面口碑组与负面口碑组的相关路径系数、路径方向与显著性结果,与上一节中正面口碑总体与负面口碑总体的结构方程分析结果完全一致,此部分研究关注的重点则在于,这两组的路径系数是否存在显著性差异。
口碑类型对再传播评估决策调节作用多组检验模型拟合结果如表5．15所示。
表5．15 正负口碑多组分析模型拟合结果
注:M0:不设限;M1:限定路径系数相等。
由表5．15的结果中可以看出,未设限模型M0的x2/df指数为3．409,达到较理想标准,其余各项拟合指标均达到了理想标准;限定路径系数相等模型M1的x2/df指数为4．432,达到较理想标准,AGFI指数为0．894,也达到较理想标准,其余各项拟合指标均达到理想标准。从整体模型拟合角度,两个模型的拟合效果均较为理想。在具体的拟合指标上,受限模型的拟合指标略有下降,但并没有产生较大差别。由此可以判断,施加路径系数等同限定并没有造成模型拟合效果的显著下降。
施加路径系数相等限制后,模型M1与未设限模型M0之间卡方差Δx2在Δdf上的显著性检验结果如表5．16所示。
表5．16 正负口碑多组分析Δx2显著性检验
注:∗代表P＜0．05;∗∗代表P＜0．01;∗∗∗代表P＜0．001;ns代表不显著。
从表5．16的结果来看,限定结构权重的模型M1与未做任何限定的模型M0之间,卡方差Δx2达到显著水平(P＜0．001),这说明施加路径等同限定后的模型与未做任何限定的模型之间存在显著差异,说明正面口碑组与负面口碑组的路径系数存在着显著差异。继续查验“参数配对”,对每一条路径关系做出进一步考察。路径系数差异的临界比率值如表5．17所示。
表5．17 正负口碑多组分析路径系数差异临界比率值
注:∗0．05显著性水平;∗∗0．01显著性水平;∗∗∗0．001显著性水平。
由表5．17的结果中可以看出,路径系数b4与b6的组间差异临界比率值的绝对值均大于3．29,意味着在0．001显著性水平上,两组路径系数b4与b6存在显著性差异。这表明,正面口碑组与负面口碑组在感知契合性对品牌态度的路径关系(b6)以及品牌态度对再传意愿的路径关系(b4)上均存在显著性差异。
由未设限模型中两组路径的结果可知,在感知契合性对品牌态度的影响上(b6),正面口碑组该路径是正向影响关系,负面口碑组该路径是负向影响关系,影响的绝对程度上正面口碑组略大;在品牌态度对再传意愿的影响上(b4),正面口碑组该路径的影响程度更大,并且负面口碑组该路径系数不显著。
综合以上分析与验证,正面口碑组与负面口碑组在路径系数上存在显著差异,说明口碑类型对口碑再传播评估决策过程具有调节作用。
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