基于品牌知曉度的內(nèi)容營銷與品牌忠誠研究

趙相忠，張 夢

(桂林電子科技大學(xué) 商學(xué)院，廣西 桂林 541004)

內(nèi)容提要：隨著互聯(lián)網(wǎng)影響力的增強(qiáng)，消費(fèi)者更加趨向于在網(wǎng)上搜索有關(guān)產(chǎn)品的相關(guān)信息，而能否創(chuàng)造出激發(fā)消費(fèi)者主動(dòng)分享和傳播的促銷內(nèi)容成為新的營銷挑戰(zhàn)。根據(jù)信息雙重加工理論和SOR理論建立內(nèi)容營銷、品牌認(rèn)同、品牌知曉度和品牌忠誠之間關(guān)系的理論模型，通過對廣西部分企業(yè)發(fā)放問卷的方式收集樣本數(shù)據(jù)，進(jìn)行信效度的分析、相關(guān)性分析、模型的修正與擬合優(yōu)度檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)內(nèi)容營銷對品牌認(rèn)同有積極的正向作用，品牌認(rèn)同對品牌忠誠(行為忠誠和態(tài)度忠誠)有積極的正向作用，品牌知曉度在內(nèi)容營銷和品牌認(rèn)同之間發(fā)揮正向的調(diào)節(jié)作用。因此，組織管理者應(yīng)有效運(yùn)用內(nèi)容營銷策略，從加深消費(fèi)者對品牌知曉度的角度營造有利于消費(fèi)者品牌認(rèn)同的環(huán)境氛圍，進(jìn)一步增強(qiáng)消費(fèi)者的品牌忠誠。

內(nèi)容營銷是通過以消費(fèi)者喜歡的方式向其傳達(dá)有價(jià)值的產(chǎn)品信息，以此使消費(fèi)者更加喜歡該產(chǎn)品，潛在的消費(fèi)者對該產(chǎn)品產(chǎn)生濃厚的興趣[1]?；ヂ?lián)網(wǎng)的發(fā)展為人們增加了選擇商品的機(jī)會(huì)，大部分的消費(fèi)者更加注重品牌的象征利益，而不是將主要的目光集中在產(chǎn)品的功能利益上[2]。內(nèi)容營銷的精髓在于培養(yǎng)、建立與消費(fèi)者之間長期的良好關(guān)系，通過向消費(fèi)者傳遞有價(jià)值的信息，使消費(fèi)者對其產(chǎn)生濃厚的興趣[3]。本文以調(diào)查問卷方式搜集數(shù)據(jù)，通過引入調(diào)節(jié)變量分析不同品牌知曉度對消費(fèi)者品牌認(rèn)同的影響，并利用SPSS和AMOS探析品牌認(rèn)同對品牌忠誠的影響，以期為企業(yè)制定品牌營銷方案提供參考。

一、研究假設(shè)與研究設(shè)計(jì)的提出

(一)研究假設(shè)的提出

內(nèi)容營銷屬于自發(fā)性傳播的營銷策略，可以理解為“內(nèi)容+營銷”，通過向消費(fèi)者傳達(dá)與本企業(yè)品牌產(chǎn)品相關(guān)的有價(jià)值、吸引人的信息，促使消費(fèi)者長期關(guān)注該品牌，令其產(chǎn)生購買行為。品牌認(rèn)同是消費(fèi)者對某一品牌在消費(fèi)過程中產(chǎn)生的情感或心理認(rèn)可，其實(shí)質(zhì)就是消費(fèi)者對于品牌在情感上的依戀程度，或者是消費(fèi)者與品牌相吻合的程度，即企業(yè)借助于多種營銷手段，向消費(fèi)者傳達(dá)和品牌相關(guān)有價(jià)值的產(chǎn)品信息，促使他們感受這些信息與自己的認(rèn)知、情感等方面的需求相一致，從而接受該產(chǎn)品，以便更好地保留客戶、提高消費(fèi)者的品牌認(rèn)同感。參考Wiertz and Ruyter(2007)開發(fā)的信息型內(nèi)容量表[4]和Liu and Amett(2000)開發(fā)的娛樂型內(nèi)容量表[5]，本文將內(nèi)容營銷分為信息型內(nèi)容和娛樂型內(nèi)容兩個(gè)維度來進(jìn)行測量，并提出以下假設(shè)：

H1：內(nèi)容營銷對品牌認(rèn)同產(chǎn)生積極的正向影響。

H1a：信息型內(nèi)容對品牌認(rèn)同產(chǎn)生積極的正向影響。

H1b：娛樂型內(nèi)容對品牌認(rèn)同產(chǎn)生積極的正向影響。

品牌忠誠包括態(tài)度忠誠和行為忠誠，消費(fèi)者可能因?yàn)槟骋黄放品?wù)上產(chǎn)生的一些不順心而果斷放棄對該品牌的持續(xù)購買。品牌忠誠受消費(fèi)者態(tài)度的直接影響，如果消費(fèi)者對某品牌產(chǎn)生真實(shí)的品牌忠誠，就可能產(chǎn)生購買行為。消費(fèi)者只有購買與自我需求相一致的產(chǎn)品時(shí)才會(huì)對產(chǎn)品產(chǎn)生強(qiáng)烈的情感上或者行為上的回應(yīng)，即為品牌認(rèn)同。品牌認(rèn)同程度越高越會(huì)肯定該品牌，繼而產(chǎn)生對該品牌的正面口碑宣傳和持續(xù)的購買行為，從而產(chǎn)生更高的品牌忠誠[6]。這就要求企業(yè)培養(yǎng)消費(fèi)者的忠誠態(tài)度，通過消費(fèi)者的態(tài)度忠誠推動(dòng)消費(fèi)者的行為忠誠，最終實(shí)現(xiàn)消費(fèi)者的品牌忠誠。其中，若要想在消費(fèi)者與品牌之間建立長久的穩(wěn)固的交換關(guān)系，需要企業(yè)對自己品牌的目標(biāo)群體有充分的了解與認(rèn)識(shí)，結(jié)合目標(biāo)群體的需求來創(chuàng)建品牌形象有利于刺激現(xiàn)實(shí)和潛在的目標(biāo)客戶，使其與該品牌在情感上產(chǎn)生共鳴，進(jìn)而建立忠誠的品牌關(guān)系，做出有利于該品牌的行為。參考Aaker(1991)對品牌忠誠的測量量表，本文將品牌忠誠分為態(tài)度忠誠和行為忠誠兩個(gè)維度來進(jìn)行測量，并提出如下假設(shè)：

H2：品牌認(rèn)同對品牌忠誠產(chǎn)生積極的正向影響。

H2a：品牌認(rèn)同對態(tài)度忠誠產(chǎn)生積極的正向影響。

H2b：品牌認(rèn)同對行為忠誠產(chǎn)生積極的正向影響。

通過對品牌外顯信息的快速化規(guī)則加工、對品牌內(nèi)隱信息的慢速聯(lián)想加工，消費(fèi)者最終形成了品牌的總體表征。雖然內(nèi)容營銷不直接影響企業(yè)的利潤，但卻是企業(yè)獲得高利潤的重要影響因素(Ekrek，2000)。對于潛在的消費(fèi)者，內(nèi)容營銷的主要目的在于培養(yǎng)他們的品牌意識(shí)，通過營銷促使其對該品牌由陌生到關(guān)注、再到喜愛，并產(chǎn)生購買行為[7]；通過新穎更加有價(jià)值的信息留住現(xiàn)有的消費(fèi)群體，使他們感受到該品牌帶給他們的價(jià)值，從而更加鐘愛該品牌，產(chǎn)生品牌忠誠。因此，內(nèi)容營銷更重要的是增加傳播的深度，在傳播的基礎(chǔ)上培養(yǎng)忠誠的客戶。只有當(dāng)商家和顧客建立起聯(lián)系，顧客愿意參與到商家的互動(dòng)中才能實(shí)現(xiàn)傳播的效果。豐富的網(wǎng)絡(luò)資源降低了消費(fèi)者的品牌轉(zhuǎn)換成本，這就要求內(nèi)容營銷不但要注重營銷的廣度，而且要注重營銷的深度[8]。雖然說單純的互動(dòng)并不一定能夠轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)的購買或者盈利，但是通過互動(dòng)使?fàn)I銷活動(dòng)活躍開展，這樣良性的互動(dòng)不僅促進(jìn)品牌和產(chǎn)品的多次傳播，也能培養(yǎng)出一部分與品牌價(jià)值觀相契合的忠實(shí)粉絲，這就是商家盈利的基礎(chǔ)。傳播的范圍固然重要，但傳播所起到的效果更為重要。相比單純只顧及宣傳范圍來說，讓消費(fèi)者更加深入地了解本品牌產(chǎn)品更有利于企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展。因此，本文提出以下假設(shè)：

H3：內(nèi)容營銷對品牌忠誠產(chǎn)生積極的正向影響。

H3a：信息型內(nèi)容對態(tài)度忠誠產(chǎn)生積極的正向影響。

H3b：信息型內(nèi)容對行為忠誠產(chǎn)生積極的正向影響。

H3c：娛樂型內(nèi)容對態(tài)度忠誠產(chǎn)生積極的正向影響。

H3d：娛樂型內(nèi)容對行為忠誠產(chǎn)生積極的正向影響。

毋庸置疑，內(nèi)容始終是營銷的核心價(jià)值，主要目的是向現(xiàn)有和潛在的目標(biāo)群體提供有價(jià)值的信息，以此讓顧客對其產(chǎn)品產(chǎn)生積極的印象，以期與顧客在情感上產(chǎn)生強(qiáng)烈的感情共鳴，最終也將導(dǎo)致購買行為的產(chǎn)生。這就需要企業(yè)在營銷自己產(chǎn)品的同時(shí)對營銷的內(nèi)容做好把握，提供能夠吸引消費(fèi)者且能激發(fā)消費(fèi)者共鳴的營銷內(nèi)容[9]。消費(fèi)者對品牌的認(rèn)識(shí)絕大部分取決于自己的判斷，品牌傳播的信息可以間接影響消費(fèi)者的行為[10]，品牌認(rèn)同在整個(gè)過程中起到中介作用。因此，本文提出以下假設(shè)：

H4：品牌認(rèn)同在內(nèi)容營銷對品牌忠誠的影響中起中介作用。

品牌是企業(yè)與競爭對手相區(qū)別的一種重要方式，消費(fèi)者在決定購買某種產(chǎn)品時(shí)會(huì)選擇自己以往用過的或者是自己非常熟悉的品牌，熟悉的品牌能夠讓人們產(chǎn)生信任的感覺。大多消費(fèi)者對品牌的認(rèn)識(shí)及了解是從認(rèn)識(shí)品牌名稱開始的，品牌知曉度為顧客估計(jì)產(chǎn)品質(zhì)量提供了重要依據(jù)，人們會(huì)普遍認(rèn)為知名品牌的產(chǎn)品會(huì)更加有保障。目前，與其說大部分消費(fèi)者更在意品牌產(chǎn)品的質(zhì)量，不如說更在意使用該品牌給自身帶來的額外效益，品牌知曉度高的產(chǎn)品往往更受歡迎。對于大部分消費(fèi)者來說，品牌知曉度往往是最終做出選擇的重要依據(jù)，不論是在消費(fèi)者購買產(chǎn)品時(shí)還是在評(píng)價(jià)產(chǎn)品好壞時(shí)都是如此。因此，參考Yoo(2000)等人的測量量表，本文引入品牌知曉度作為調(diào)節(jié)變量，并提出以下假設(shè)：

H5：品牌知曉度在信息型內(nèi)容對品牌認(rèn)同的影響中起正向調(diào)節(jié)作用。

H6：品牌知曉度在娛樂型內(nèi)容對品牌認(rèn)同的影響中起正向調(diào)節(jié)作用。

結(jié)合以上提出的假設(shè)，本文構(gòu)建內(nèi)容營銷對品牌忠誠的影響模型如圖1。

圖1 概念模型

(二)研究設(shè)計(jì)的提出

為了盡量避免測量的誤差，借鑒Wiertz and Ruyter(2007)的信息型內(nèi)容量表[4]和Liu and Amett(2000)開發(fā)的娛樂型內(nèi)容量表[5]對內(nèi)容營銷進(jìn)行測量，并根據(jù)本文的實(shí)際情況對測量題項(xiàng)重新排序，以此來測量消費(fèi)者對于內(nèi)容營銷營銷效果的整體感知。品牌忠誠需要一定方法進(jìn)行測量，本文采用Aaker(1991)對品牌忠誠的測量量表，將品牌忠誠分為態(tài)度忠誠和行為忠誠兩個(gè)維度來進(jìn)行測量，共計(jì)6個(gè)題項(xiàng)。

關(guān)于品牌認(rèn)同的測量，借鑒Tuskej等的研究，本文采用“我的個(gè)性和該品牌的個(gè)性很相似”、“我與該品牌的顧客有很多共同點(diǎn)”、“我的價(jià)值觀與該品牌的價(jià)值觀很相近”題項(xiàng)來進(jìn)行測量。品牌知曉度是顧客面臨選擇困境時(shí)估計(jì)產(chǎn)品質(zhì)量，并最終做出選擇的重要依據(jù)，對品牌知曉度的測量主要參考Yoo(2000)等人的測量量表，共計(jì)5個(gè)題項(xiàng)。

Gorsuch(1983)指出問卷調(diào)查中需滿足有效問卷的數(shù)量，至少是測量題項(xiàng)的五倍，十倍為最優(yōu)，樣本量不得少于100。本文運(yùn)用SPSS進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，并運(yùn)用AMOS對模型進(jìn)行檢驗(yàn)，樣本量將是最終數(shù)據(jù)結(jié)果準(zhǔn)確性的重要影響因素。所以，樣本需滿足樣本總量大于260份的要求。本文問卷共收回467份、447份有效問卷，總體有效率達(dá)到95.7%。問卷統(tǒng)計(jì)了被訪者的描述性統(tǒng)計(jì)信息，包括性別、年齡、受教育程度等如表1所示。

二、分析方法與描述性統(tǒng)計(jì)

本文主要運(yùn)用SPSS23.0和Amos23.0數(shù)據(jù)分析軟件，以及描述性統(tǒng)計(jì)、信效度檢驗(yàn)、驗(yàn)證性因素分析、結(jié)構(gòu)方程模型與假設(shè)證明的分析方法，試圖達(dá)到量表驗(yàn)證和假設(shè)驗(yàn)證的目的。

(一)信效度分析

1．各量表的信度分析

本文通過克隆巴赫Alpha系數(shù)對量表的信度進(jìn)行判斷，信度的大小直接決定了結(jié)果是否可靠、平穩(wěn)，值越大表明偏差越小[11]，結(jié)果如表2所示。信息型內(nèi)容、娛樂型內(nèi)容、品牌認(rèn)同、品牌知曉度、行為忠誠、態(tài)度忠誠的克隆巴赫 Alpha系數(shù)分別為0.920、0.858、0.895、0.860、0.804、0.871，均在0.8以上，表明各量表信度理想，其中信息型內(nèi)容的克隆巴赫 Alpha系數(shù)超過了0.9。因此，各個(gè)量表的信度系數(shù)符合相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)。

表1 被訪者個(gè)體信息描述性統(tǒng)計(jì)

表2 各量表的可靠性統(tǒng)計(jì)

表3 各量表的KMO與巴特利特檢驗(yàn)

2．各量表的探索性因素分析

進(jìn)行因子分析之前需要采用KMO和Bartlett球形度檢驗(yàn)所得的數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3。信息型內(nèi)容、娛樂型內(nèi)容、品牌知曉度的KMO統(tǒng)計(jì)量分別為0.853、0.819、0.869，均在0.800以上，顯著性均為0.000，表明信息型內(nèi)容、娛樂型內(nèi)容、品牌知曉度適合做因子分析；品牌認(rèn)同、行為忠誠、態(tài)度忠誠的KMO統(tǒng)計(jì)量分別為0.750、0.709、0.741，均在0.700以上，顯著性為0.000，表明品牌認(rèn)同、行為忠誠、態(tài)度忠誠適合做探索性因素分析。

表4 各量表的探索性因素分析結(jié)果

各量表的探索性因素分析結(jié)果如表4所示，信息型內(nèi)容量表所屬的題項(xiàng)因子載荷分別為0.838、0.826、0.818、0.847，均超過了0.800，公因子載荷平方和為80.743，超過了70%，表明公因子可以很好地代表原始題項(xiàng)的信息；品牌認(rèn)同量表所屬的題項(xiàng)因子載荷分別為0.840、0.827、0.815，均超過了0.800，公因子載荷平方和為82.735，超過了70%，表明公因子可以很好地代表原始題項(xiàng)的信息；態(tài)度忠誠量表所屬的題項(xiàng)因子載荷分別為0.800、0.790、0.795，均超過了0.700，公因子載荷平方和為79.483，超過了70%，表明公因子可很好地代表原始題項(xiàng)的信息；娛樂型內(nèi)容量表所屬的題項(xiàng)因子載荷分別為0.655、0.699、0.703、0.753，均超過了0.600，公因子載荷平方和為70.263，超過了70%，表明公因子可以很好地代表原始題項(xiàng)的信息；品牌知曉度量表所屬的題項(xiàng)因子載荷分別為0.679、0.660、0.656、0.601、0.621，均超過了0.600，公因子載荷平方和為64.226，超過了60%，表明公因子可以代表原始題項(xiàng)的信息；行為忠誠量表所屬的題項(xiàng)因子載荷分別為0.687、0.742、0.729，均超過了0.600，公因子載荷平方和為71.915，超過了70%，表明公因子可以很好地代表原始題項(xiàng)的信息。因此，各個(gè)量表的結(jié)構(gòu)效度符合理論構(gòu)建，結(jié)構(gòu)效度較好。

3．驗(yàn)證性因素分析

在克隆巴赫Alpha系數(shù)和探索性因素分析的基礎(chǔ)上，本文運(yùn)用Amos23.0軟件構(gòu)建驗(yàn)證性因素分析模型，進(jìn)一步檢驗(yàn)測量量表的結(jié)構(gòu)效度。根據(jù)理論模型構(gòu)建Amos模型，通過帶入數(shù)據(jù)來進(jìn)行擬合，模型的擬合指數(shù)結(jié)果如表5所示。

表5 驗(yàn)證性因素分析模型擬合指數(shù)結(jié)果

表6 測量模型的驗(yàn)證性因素分析結(jié)果

本次擬合模型的RMSEA值、GFI值、AGFI值、NFI值、CFI值、χ2/df分別為0.093、0.847、0.823、0.816、0.830、2.853，均符合標(biāo)準(zhǔn)。由此判斷理論構(gòu)建的結(jié)構(gòu)模型與數(shù)據(jù)是相適配的，驗(yàn)證性因素模型擬合結(jié)果較好。根據(jù)表6，每個(gè)觀察變量在所屬潛在變量上因素負(fù)荷量介于0.5到0.95范圍內(nèi)，組合信度均為0.7以上，平均變異抽取量也大于0.5，各項(xiàng)數(shù)據(jù)均符合相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)，說明測量模型的驗(yàn)證性因素模型的適配理想，研究量表的整體效度較好，可以進(jìn)行下一步的分析。

表7 各變量之間的相關(guān)性與區(qū)分效度檢驗(yàn)

注：括號(hào)中數(shù)字為該潛在變量的平均抽取量開平方值。

根據(jù)表7各變量之間的相關(guān)性和區(qū)分效度檢驗(yàn)的結(jié)果，潛在變量的平均變異提取量的開平方值均大于其余相關(guān)系數(shù)值，測量模型的區(qū)分效度較好，各個(gè)潛在變量的區(qū)分效度與聚合效度均較好，可以進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型假設(shè)的研究。

(二)結(jié)構(gòu)方程模型與假設(shè)研究分析

1．模型構(gòu)建

根據(jù)理論研究模型，信息型內(nèi)容、娛樂型內(nèi)容為自變量，品牌認(rèn)同為中介變量，品牌知曉度為調(diào)節(jié)變量，態(tài)度忠誠、行為忠誠為因變量。信息型內(nèi)容、娛樂型內(nèi)容分別對品牌認(rèn)同有直接影響，信息型內(nèi)容、娛樂型內(nèi)容、品牌認(rèn)同分別對態(tài)度忠誠、行為忠誠有直接影響。此外，為了探究品牌知曉度的調(diào)節(jié)作用，本文采用Klein和Moosbrugger推薦的潛變量調(diào)節(jié)模型來對調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，在對信息型內(nèi)容、娛樂型內(nèi)容、品牌知曉度等潛在變量所屬題項(xiàng)中心化的基礎(chǔ)上，分別構(gòu)建信息型內(nèi)容與品牌知曉度的交互項(xiàng)1、娛樂型內(nèi)容與品牌知曉度的交互項(xiàng)2，品牌知曉度、交互項(xiàng)1、交互項(xiàng)2分別對品牌認(rèn)同具有直接影響。初始模型如圖2所示。

圖2 初始模型

2．模型的修正與擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

對于初始模型，代入觀察變量的數(shù)據(jù)進(jìn)行第一次擬合，通過刪除不顯著路徑與建立各個(gè)變量之間的關(guān)系來提供模型的擬合優(yōu)度，使模型與數(shù)據(jù)相匹配。通過第一次擬合發(fā)現(xiàn)交互項(xiàng)2對品牌認(rèn)同的影響系數(shù)是Estimate=-0.123，P=0.366>0.05，該路徑并不顯著，說明品牌知曉度在娛樂型內(nèi)容對品牌認(rèn)同的影響不具備明顯的調(diào)節(jié)作用，故將交互項(xiàng)2刪除，再次進(jìn)行擬合。再次擬合后發(fā)現(xiàn)信息型內(nèi)容對態(tài)度忠誠的影響系數(shù)是Estimate=0.014，P=0.538>0.05，該路徑并不顯著，說明信息型內(nèi)容對態(tài)度忠誠不具有顯著的直接影響，故將信息型內(nèi)容對態(tài)度忠誠的路徑刪除；信息型內(nèi)容對行為忠誠的影響系數(shù)是Estimate=0.032，P=0.243>0.05，該路徑并不顯著，說明信息型內(nèi)容對行為忠誠不具有顯著的直接影響，故將信息型內(nèi)容對行為忠誠的路徑刪除；娛樂型內(nèi)容對行為忠誠的影響系數(shù)是Estimate=0.049，P=0.250>0.05，該路徑并不顯著，說明娛樂型內(nèi)容對行為忠誠不具有顯著的直接影響，故將娛樂型內(nèi)容對行為忠誠的路徑刪除。

通過模型的輸出MI結(jié)果，發(fā)現(xiàn)信息型內(nèi)容和娛樂型內(nèi)容的MI值為75.735，信息型內(nèi)容與娛樂型內(nèi)容變量之間的相關(guān)性影響模型的擬合優(yōu)度，故建立兩個(gè)變量之間的相關(guān)性，提高模型擬合優(yōu)度。建立后再次進(jìn)行擬合，并檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛿M合優(yōu)度。

如表8所示，本次擬合模型的RMSEA值、GFI值、AGFI值、NFI值、CFI值、χ2/df分別為0.066、0.853、0.827、0.869、0.909、2.305，均符合標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)構(gòu)模型與數(shù)據(jù)相適配，結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果真實(shí)可靠。經(jīng)過修正后模型的各項(xiàng)擬合均達(dá)到了擬合的標(biāo)準(zhǔn)，且比修正前更優(yōu)，故結(jié)構(gòu)方程模型確定。

最終模型的標(biāo)準(zhǔn)化擬合結(jié)果如圖3。

圖3 最終模型的標(biāo)準(zhǔn)化擬合圖

3．模型的結(jié)果分析

模型中各條路徑擬合結(jié)果如表9所示，信息型內(nèi)容對品牌認(rèn)同的標(biāo)準(zhǔn)化影響系數(shù)為0.346，C.R.為8.320，P<0.01，說明信息型內(nèi)容對品牌認(rèn)同有明顯的正向影響，假設(shè)H1a成立；娛樂型內(nèi)容對品牌認(rèn)同的標(biāo)準(zhǔn)化影響系數(shù)為0.265，C.R.為6.168，P<0.01，說明娛樂型內(nèi)容對品牌認(rèn)同有明顯的正向影響，假設(shè)H1b成立。所以，假設(shè)H1成立。

表8 驗(yàn)證性因素分析修正后模型擬合指數(shù)結(jié)果

表9 模型中各路徑擬合結(jié)果

品牌認(rèn)同對態(tài)度忠誠的標(biāo)準(zhǔn)化影響系數(shù)為0.543，C.R.為8.716，P<0.01，說明品牌認(rèn)同對態(tài)度忠誠有明顯的正向影響，假設(shè)H2a成立；品牌認(rèn)同對行為忠誠的標(biāo)準(zhǔn)化影響系數(shù)為0.549，C.R.為10.123，P<0.01，說明品牌認(rèn)同對行為忠誠有明顯的正向影響，假設(shè)H2b成立。所以，假設(shè)H2成立。

娛樂型內(nèi)容對態(tài)度忠誠的標(biāo)準(zhǔn)化影響系數(shù)為0.172，C.R.為4.751，P<0.01，說明娛樂型內(nèi)容對態(tài)度忠誠有明顯的正向影響，假設(shè)H3c成立。信息型內(nèi)容與品牌知曉度的交互項(xiàng)1對品牌認(rèn)同的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.513，C.R.為10.952，P<0.01,說明品牌知曉度在信息型內(nèi)容對品牌認(rèn)同的影響中存在正向的調(diào)節(jié)作用。所以，假設(shè)H5成立。

4．中介作用的檢驗(yàn)

依據(jù)溫忠麟等檢驗(yàn)中介效應(yīng)的方法，本文利用SPSS22.0軟件檢驗(yàn)品牌認(rèn)同的中介效應(yīng)。第一步：自變量內(nèi)容營銷與因變量行為忠誠的回歸分析，分別引入控制變量與自變量信息型內(nèi)容、控制變量與自變量娛樂型內(nèi)容(見表10中的M1和M2)；自變量內(nèi)容營銷與因變量態(tài)度忠誠的回歸分析，分別引入控制變量與自變量信息型內(nèi)容、控制變量與自變量娛樂型內(nèi)容(見表10中的M3和M4)。第二步：檢驗(yàn)品牌認(rèn)同的中介效應(yīng)，分別引入控制變量和自變量信息型內(nèi)容、控制變量和自變量娛樂型內(nèi)容，品牌認(rèn)同作因變量(見表10中的M5和M6)。第三步：將控制變量、自變量信息型內(nèi)容、自變量娛樂型內(nèi)容、中介變量品牌認(rèn)同放入模型(見表10中的M7、M8、M9和M10)。

表10 品牌認(rèn)同中介作用的回歸結(jié)果

表11 模型中的品牌認(rèn)同中介作用研究

表12 假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果匯總

根據(jù)表10可知信息型內(nèi)容與品牌認(rèn)同共同作用于行為忠誠的β值小于不加入中介變量的β值，說明品牌認(rèn)同在信息型內(nèi)容與行為忠誠之間的中介效應(yīng)顯著；信息型內(nèi)容與品牌認(rèn)同共同作用于態(tài)度忠誠的β值小于不加入中介變量的β值，說明品牌認(rèn)同在信息型內(nèi)容與態(tài)度忠誠之間的中介效應(yīng)顯著；娛樂型內(nèi)容與品牌認(rèn)同共同作用于行為忠誠的β值小于不加入中介變量的β值，說明品牌認(rèn)同在娛樂型內(nèi)容與行為忠誠之間的中介效應(yīng)顯著；娛樂型內(nèi)容與品牌認(rèn)同共同作用于態(tài)度忠誠的β值小于不加入中介變量的β值，說明品牌認(rèn)同在信息型內(nèi)容與態(tài)度忠誠之間的中介效應(yīng)顯著，故品牌認(rèn)同在內(nèi)容營銷與品牌忠誠之間具有顯著中介作用，假設(shè)H4成立。

從表11結(jié)果來看，以品牌認(rèn)同為中介，信息型內(nèi)容對消費(fèi)者態(tài)度忠誠的中介作用是0.188，信息型內(nèi)容對消費(fèi)者行為忠誠的中介作用是0.190，娛樂型內(nèi)容對消費(fèi)者態(tài)度忠誠的中介作用是0.144，娛樂型內(nèi)容對消費(fèi)者行為忠誠的中介作用是0.146，故品牌認(rèn)同具有顯著中介作用，假設(shè)H4成立。

針對假設(shè)檢驗(yàn)的實(shí)證分析結(jié)果，匯總表12。

三、結(jié)論的討論

本文的假設(shè)大部分都是成立的，但是有三個(gè)需要進(jìn)一步討論的問題：一是信息型內(nèi)容對態(tài)度忠誠不具有直接影響，而娛樂型內(nèi)容對態(tài)度忠誠的直接影響較為顯著。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因可能是隨著廣大消費(fèi)者受教育程度和審美的不斷提高，產(chǎn)生了很大一部分追求個(gè)性化消費(fèi)的消費(fèi)者，他們不滿足于市場上千篇一律的產(chǎn)品，而是希望能找到與自己個(gè)性相匹配的產(chǎn)品，這就促使他們更加偏向于傳播方式較為獨(dú)特的品牌，并愿意和大家分享該品牌。二是內(nèi)容營銷對消費(fèi)者的行為忠誠不具有直接影響。原因可能是隨著替代品的增多，消費(fèi)者越來越習(xí)慣在多種品牌之間進(jìn)行比較，以期獲得自己最中意的商品，這種行為將會(huì)間接影響內(nèi)容營銷的傳播效果。三是消費(fèi)者品牌知曉度在娛樂型內(nèi)容對品牌認(rèn)同的影響中未起到調(diào)節(jié)作用。消費(fèi)者品牌知曉度在理論上會(huì)正向調(diào)節(jié)娛樂型內(nèi)容對品牌認(rèn)同的影響，之所以會(huì)出現(xiàn)與之相反的結(jié)果，可能是隨著消費(fèi)者的自我保護(hù)意識(shí)以及對信息真?zhèn)蔚谋孀R(shí)能力的增強(qiáng)，他們在誘惑面前顯得更加從容淡定，簡單憑借品牌知曉度并不能對消費(fèi)者的行為產(chǎn)生顯著影響。當(dāng)然，出現(xiàn)這種結(jié)果也可能是由于調(diào)查問卷本身存在的誤差或失真。

四、管理啟示

1．內(nèi)容營銷要兼顧信息內(nèi)容的相關(guān)性和信息傳播方式的恰當(dāng)性。首先，內(nèi)容營銷所傳播的信息要有價(jià)值，選題要與品牌、生活密切結(jié)合。在實(shí)施內(nèi)容營銷之前，企業(yè)要清楚地認(rèn)識(shí)到自己的產(chǎn)品與消費(fèi)者有何內(nèi)在聯(lián)系，抓住消費(fèi)者的心理做有針對性的營銷，給消費(fèi)者一種強(qiáng)烈的歸屬感；同時(shí)，還要注意選用適當(dāng)?shù)臓I銷方式，推進(jìn)企業(yè)循環(huán)發(fā)展。其次，要選擇消費(fèi)者樂于接受的方式傳播信息。關(guān)于營銷方式的選擇，企業(yè)可以將品牌信息與當(dāng)下流行元素融合在一起，以取得事半功倍的效果。對于品牌知名度相對較低的企業(yè)，應(yīng)更加注重營銷方式的選擇，注重內(nèi)容營銷選題與消費(fèi)者的契合度。

2．從上述的調(diào)節(jié)效應(yīng)可以看出提高企業(yè)品牌知曉度對品牌認(rèn)同有提升作用，企業(yè)可以邀請名人做代言，將名人的光環(huán)延伸到自己的品牌上，或者不定期地開展公關(guān)活動(dòng)，這些都對提升組織品牌形象、品牌忠誠、持續(xù)提高品牌知曉度有顯著促進(jìn)作用。品牌知曉度的提高不僅僅會(huì)增加消費(fèi)者對品牌感興趣的程度，還會(huì)促使消費(fèi)者對品牌做出有利的評(píng)價(jià)，并對品牌所在企業(yè)形成良好的印象以及穩(wěn)定而又持久的顧客忠誠。