高科技BtoB品牌信任承諾機制研究

王 毅

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高科技BtoB品牌信任承諾機制研究

王 毅

在品牌理論和關系理論的基礎上，提出并驗證了高科技BtoB品牌信任承諾機制的概念模型，以探索不同的品牌信任維度如何影響不同類型的顧客承諾。研究結果表明，能力信任、關系信任和經濟信任等品牌信任維度都對顧客的算計承諾產生正向影響，但只有關系信任能夠正向影響情感承諾，經濟信任甚至對情感承諾具有負向影響。上述結論解釋了三成分品牌信任和二維顧客承諾之間的因果關系。

高科技； BtoB ； 品牌； 信任； 承諾

一、文獻回顧

承諾作為信任的產出，信任作為承諾的前提在關系研究中已經得到普遍認同，信任被看作是任何長期關系的核心結構。在實證研究中，單成分的信任對單成分或多成分承諾關系受到較多關注。但目前還比較缺乏實證研究來調查信任的不同維度對顧客承諾的作用機制。

二、理論模型、研究假設與研究方法

信任承諾作為指向顧客行為傾向的傳遞變量能夠體現(xiàn)顧客對高科技BtoB品牌的態(tài)度。因此，本文將建立高科技BtoB品牌的信任與承諾機制概念模型。

1.理論模型

(1)信任與承諾的結構維度。根據對前文對信任和承諾的文獻研究和企業(yè)訪談，按照信任的不同來源，本文將品牌信任劃分為由能力信任、關系信任和經濟信任構成的相互獨立的三成分結構；對于承諾的結構維度，則采用Mathieu和Zajac(1990)的劃分方法，將承諾分為情感承諾和算計承諾。

2.研究假設

根據對品牌信任與顧客承諾變量結構維度和因果關系的討論，本文提出了高科技BtoB品牌信任承諾機制的理論模型，如圖所示。

高科技BtoB品牌信任承諾機制的理論模型

品牌能力信任越高，買方感知的對于產品性能和質量的不確定風險將下降；品牌關系信任越高，買方感知的對于契約和社會關系以及需求頻繁變動的不確定性的感知將下降；經濟信任越高，買方感知的對于交易經濟性的風險性將下降；面向不同組織目標的顧客可能基于不同的信任維度做出承諾，但該承諾的前提必然與買方的組織目標相匹配。同時，不同維度的信任所驅動的顧客承諾維度也可能存在差異。本文試圖發(fā)現(xiàn)三成分品牌信任與二維顧客承諾間的關系，找到影響不同類型承諾的信任維度。同時，專業(yè)訪談表明情感承諾與算計承諾間可能存在關聯(lián)關系，即情感承諾影響算計承諾或反之。本文也試圖探究二成分承諾間是否存在某種關聯(lián)。如圖所示，本文提出的混合路徑分析模型為非遞歸模型，采用了單群組多種模型的設定，模型假定“情感承諾”與“算計承諾”之間存在影響關系。為了便于進行實證檢驗，在概念模型的基礎上，本文提出了相應的研究假設：

H1a能力信任正向影響顧客的情感承諾；H1b能力信任正向影響顧客的算計承諾；

H2a經濟信任負向影響顧客的情感承諾；H2b經濟信任正向影響顧客的算計承諾；

H3a關系信任正向影響顧客的情感承諾；H3b關系信任正向影響顧客的算計承諾；

H4a算計承諾正向影響顧客的情感承諾；H4b情感承諾正向影響顧客的算計承諾。

3.研究方法

(1)研究范圍和對象。通過企業(yè)訪談，本文發(fā)現(xiàn)自動化控制系統(tǒng)、通訊解決方案和電力設備系統(tǒng)在產品特征、顧客類型、顧客購買行為和使用過程較為相似。為了避免概念不清、研究范圍寬泛帶來的操作困難以及結論外部有效性的不足，本文把研究范圍聚焦在上述包含有形產品和服務的綜合性解決方案市場。實證研究對象確定為高科技BtoB市場的買方組織。

(3)樣本選擇。本文樣本來自2009年10月至2010年4月間對9家高科技BtoB品牌企業(yè)顧客的問卷調查。調查主要采取實地調查取證、電子郵件、郵寄等方式進行。共計向9家高科技公司的BtoB客戶發(fā)放了196份問卷，回收問卷142份，其中有效問卷117份。

三、數(shù)據分析與研究結果

1.信度和效度檢驗

測量模型主要對各觀測變量對結構變量的權重進行估計，并根據相關指標對測量模型的信度和效度進行檢驗。能力信任和關系信任的測量具有復雜性，不同主體對能力的界定往往差異較大。

由表可見，本文將能力信任結構變量定義為由可持續(xù)性和技術水平兩個成分構成，各結構成分的觀測指標標準負載都大于規(guī)定的0.6最低要求，因此，各觀測變量對其結構變量具有收斂效度。各結構變量的Cronbachα系數(shù)都大于0.6，達到了探索研究的取值要求；CR的取值都大于0.6，各結構變量通過了一致性信度檢驗，各結構的平均提取方差都大于0.5的取值要求。因此，持續(xù)性和技術水平兩個結構成分的取值符合信度效度要求。

本研究試圖采用上述兩個成分測量品牌能力信任，最終內部一致性檢驗、收斂效度都通過了檢驗要求；AVE取值大于0.5，但AVE取值為0.521，判別效度不高，印證了對能力信任測量難度的估計。根據結構變量相關矩陣，能力信任結構變量與其他變量的相關系數(shù)小于相應的AVE平方根值，滿足判別要求，盡管AVE取值偏低，可以認為采用技術水平和可持續(xù)性測量品牌能力信任具有判別效度。

由表可見，本文將品牌關系信任結構變量定義為由可靠性和匹配性兩個成分構成，其信度和效度檢驗過程與能力信任相同，結果也通過了檢驗。

綜上所述，盡管能力信任和關系信任維度的判別效度不夠高，印證了對上述兩個信任維度測量復雜性的估計。但測量結果都通過了信度和效度檢驗。因此，可以采用相應結構變量進行結構模型估計。

外因變量“經濟信任”與內因變量“情感承諾”均只有一個觀測變量，根據對模型信度、效度及適配度的檢驗，直接以觀測變量作為結構模型的變量進行模型估計更為合適。因此，“經濟信任”和“情感承諾”采用觀測指標直接測度。“經濟信任”和“情感承諾”的測量都通過了信度和效度檢驗，可以采用該結構變量進行結構模型估計。

由表可見，本文將算計承諾定義為由收益承諾和轉換成本承諾兩個結構成分構成，測量結果也通過了信度和效度檢驗。因此，可以采用該結構變量進行結構模型估計。

模型內在結構適配度檢驗

2.結構模型擬合優(yōu)度檢驗

本文采用結構方程模型對研究假設進行了檢驗。運用AMOS 18.0軟件對數(shù)據進行處理后，得到了結構模型適配度的相關統(tǒng)計量。

從絕對適配指數(shù)角度看，模型的自由度等于13(=36-23)，整體模型適配度的卡方值為13.890，顯著性概率值P=0.382 > 0.05，未達到0.05的顯著水平，接受虛無假設，表示假設模型與樣本數(shù)據可以適配。RMSEA值=0.024 < 0.080，AGFI值=0.921 > 0.900，GFI值=0.972 > 0.900，均達到模型適配標準。

從增值適配度指數(shù)看，除RFI值=0.900，基本滿足要求外，其余指標，NFI值=0.953， IFI值=0.997，TLI值=0.993，CFI值=0.997，均完全滿足大于0.90的適配標準。

從簡約適配度指數(shù)看，PGFI值=0.351，PNFI值=0.443，PCFI值=0.463，均未達到大于0.50的要求。但對于CN，當α=0.05時，CN=187，未達到大于200的要求，但當α=0.01時，CN=232>200，符合要求。AIC值要求理論模型值小于獨立模型值，且同時小于飽和模型值，結果是，59.890<72.000，59.890<314.479，均達到要求。CAIC值也要求理論模型值小于獨立模型值，且同時小于飽和模型值，結果是，146.420<207.438，146.420<344.576，均達到要求。因此，簡約適配度指數(shù)大部分達到要求。

卡方自由度比值=1.068< 2.00，均達到模型適配標準，表示假設的模型圖可以被接受。內因潛在變量“算計承諾”的R2等于0.51，大于50%，內因觀測變量“情感承諾”的R2等于0.64，“情感承諾”對“算計承諾”影響的標準化回歸系數(shù)等于0.29。

3.模型假設驗證情況分析

(1)假設驗證情況。采用結構模型對BtoB品牌成長機制各結構變量之間的路徑關系進行了估計，檢驗品牌成長模型各個因素的因果傳遞關系。其中，假設H1b、H2a、H2b、H3a、H3b均得到支持。

關于“能力信任正向影響情感承諾”的假設，整體模型未能通過信度和效度檢驗。其中，測量變量“技術水平”及內因潛在變量“算計承諾”的R2均未達到0.50。同時，該假設對應的路徑系數(shù)為-0.14，與理論假設及一般常識相違背，且未通過顯著性檢驗，因此，假設H1a未得到支持。

分析該模型，可見算計承諾的原因包含了能力信任、經濟信任和關系信任三個維度的品牌信任，且“算計承諾”的R2等于0.51，說明上述三個維度的品牌信任能夠解釋算計承諾方差的51%。情感承諾則受到關系信任高度的正向推動，但經濟信任對其具有負向影響，“情感承諾”的R2等于0.64，表明上述路徑能夠解釋情感承諾方差的64%，具有較高解釋能力。

(2)結果分析。通過結構方程分析和檢驗，驗證了信任承諾范式的機制，結構方程分析表明，三成分的品牌信任較好地解釋了顧客承諾的原因。如圖所示，品牌信任成分對顧客算計承諾的影響依次為，關系信任(路徑系數(shù)為0.379，P值=0.047)、能力信任(路徑系數(shù)為0.335，P值=0.011)、經濟信任(路徑系數(shù)為0.232，P值=0.045)。品牌信任成分對顧客情感承諾的影響依次為，關系信任(路徑系數(shù)為0.600，P值<0.01)、經濟信任(路徑系數(shù)為-0.386，P值<0.01)。作為品牌信任的結果，顧客承諾體現(xiàn)了顧客對未來行為的預期。不同的信任成分對不同維度的顧客承諾的影響不同。

研究結果表明，關系信任在三成分信任中對顧客承諾的影響最大。顧客對與品牌之間關系的信任可以促使同時向其產生算計承諾和情感承諾，保持和發(fā)展雙方間的關系。包括產生向其他顧客推薦、重復購買、關聯(lián)購買等積極購后行為的發(fā)生。這些結果一方面促進了賣方企業(yè)市場績效的提高，表現(xiàn)為市場份額的提高等；另一方面也促進了品牌意識信息在各利益相關者之間的傳遞，加快了品牌在顧客中的成長。品牌能力信任也能夠推動上述結果的產生，但對情感承諾的貢獻不明確。經濟信任則顯示了對算計承諾顯著的正向影響，對情感承諾則具有負向影響。其原因可能是產品特征或顧客組織目標的差異。

高科技BtoB品牌的信任承諾機制，體現(xiàn)為三成分品牌信任與二維顧客承諾的因果傳遞關系。由能力信任、關系信任和經濟信任構成的三成分信任結構更符合BtoB品牌的特征，有利于更明確地分析顧客承諾的動因。而算計承諾和情感承諾被認為是有差別的，因此，不同信任維度及其組合所形成的顧客承諾是有差別的。一般認為情感承諾是積極的，而算計承諾往往是消極的。如果僅獲得算計承諾并不足以形成良好的品牌資產。因此，必須注意獲得能夠驅動情感承諾的信任類型及其組合。根據本文的結論，關系信任是情感承諾的顯著的積極影響因素，而單純的經濟信任則對情感承諾具有顯著的消極影響。

總之，只有將關系信任、經濟信任和能力信任結合起來，才能共同驅動算計承諾和情感承諾。理清高科技BtoB品牌的信任承諾機制可以幫助企業(yè)合理制定和實施品牌成長戰(zhàn)略，更有效地贏得顧客的信任與承諾，進而推動品牌的成長。

[責任編輯：張愛琴]

WANG Yi
(School of Management, Shandong University, Jinan 250100, P.R.China)

2011-06-30

山東省社科規(guī)劃項目(批準號 10DJGJ10)；國家自然科學基金資助項目(批準號 70872062)。

王毅，山東大學管理學院講師，管理學博士(濟南 250100)。