童装品牌体验营销对顾客重购意向的影响

顾朝晖,籍 博

(西安工程大学 服装与艺术设计学院,陕西 西安 710048)

0 引 言

随着“全面二孩”政策的开放,我国新生儿童人口持续增长。数量庞大的新生儿为我国童装市场的发展带来了新的机会,但童装市场规模的扩大也带来了童装行业的激烈竞争[1]。随着购买力的提升,新一代80后、90后父母品牌意识强烈、对童装品质要求高,注重购物体验和品牌体验的需求也越来越受到童装企业的重视[2]。童装企业为这些童装顾客提供更好的购物体验,使其产生重复购买的意向,并成为企业的忠诚顾客,是童装企业在市场竞争中需要考虑的问题[3]。能否充分实施体验营销策略是童装企业在市场竞争中取得优势的关键。

继被誉为“体验营销之父”的伯特·施密特博士提出“体验营销”概念[4]以来,体验营销相关研究涉及到品牌体验、服务体验、购物过程体验、消费过程体验和产品体验等方面[5-8]。出于企业想要长期留住顾客的考量,学者从对顾客满意度的研究[9-10]发展到顾客重购的研究[11-14],并对其中涉及到的品牌作用越来越重视[15-16]。国内关于顾客重购意向的研究开始于20世纪80年代,学者们将研究精力集中于提高顾客满意度,但对顾客重购意向的研究并不深入。

本文提出以下研究假设：童装品牌体验营销对顾客重购意向具有正向影响;品牌知名度调节童装品牌体验营销对顾客重购意向的影响。根据假设构建研究模型,通过信度检验、效度检验、相关分析、回归分析和调节作用分析等方法验证模型。论证童装品牌体验营销与顾客重购意向之间的关系,为童装企业更好地进行营销策略的选择。

1 问卷设计

1.1 研究假设

根据文献[1]的观点,体验营销主要专注于创造消费者的体验价值,这些体验包括感官、情感、思考、行动和关联等5个部分,本文提出以下假设:

H1:童装品牌体验营销对顾客重购意向具有正向影响。

H1a:感官体验显著正向影响顾客重购意向;

H1b:情感体验显著正向影响顾客重购意向;

H1c:思考体验显著正向影响顾客重购意向;

H1d:行动体验显著正向影响顾客重购意向;

H1e:关联体验显著正向影响顾客重购意向。

品牌知名度影响顾客的购物体验,知名度高的品牌给顾客信赖感,会降低其在购物过程中的消极体验[17]。同时会影响顾客再次购买的意向。因此,根据品牌知名度的调节作用,提出以下假设:

H2:品牌知名度调节童装品牌体验营销和顾客重购意向之间的关系。

H2a:品牌知名度正向调节感官体验对顾客重购意向的影响;

H2b:品牌知名度正向调节情感体验对顾客重购意向的影响;

H2c:品牌知名度正向调节思考体验对顾客重购意向的影响;

H2d:品牌知名度正向调节行动体验对顾客重购意向的影响;

H2e:品牌知名度正向调节关联体验对顾客重购意向的影响。

根据假设得出童装品牌体验营销与顾客重购意向关系架构模型,如图1所示。

图1 架构模型Fig.1 Structure model

1.2 问卷设计

童装购买决策特点同样会对重购意向产生影响。童装购买决策受家长背景特征和孩子背景特征的影响[8],同时受到外界刺激的影响,此外还受家长与孩子之间的互动影响。根据童装分类特点以及童装顾客购买特点的分析,结合体验营销的特点,研究对象设定为4～10岁童装品牌的顾客群体。将童装品牌顾客重购意向定义为，消费者在购买和使用某一童装品牌的产品后,根据本次的使用感受,想再次购买和乐意推荐该童装品牌产品的意向。

根据图1，要素层“品牌体验营销(T)”包括感官体验(A)、情感体验(B)、思考体验(C)、行动体验(D)及关联体验(E)等5个子要素。用德尔菲法设计调查问卷题项,并通过预调研的数据分析结果,对调研问卷进行修正,最终形成调研问卷题项并设计问卷调查表(表1)。调研时间为2018年9月8日至2018年11月4日,调研地点为西安地区的主要商场。本次调研共发放问卷200份,其中无效问卷12份,回收有效问卷188份。

表1 调研问卷题项设计Table 1 Design of the survey questionnaire

注：要素A,B,C,D,E等构成要素品牌体验营销T。

2 数据分析

2.1 描述性统计分析

2.1.1 被调查者人口特征统计 被调查者人口特征见表2,调查统计结果见表3。被调查者中,男性59人,占比31.4%,女性129人,占比68.6%。女性多于男性,符合童装顾客的性别特征,即大部分童装购买决策者为女性消费者。从年龄分布上看,童装顾客年龄主要分布在26～30这一年龄段,占比达47.9%。符合顾客年龄群体特征,即80、90后父母,他们年轻且对童装购买有一定的审美需求和体验需求。被调查者的学历分布中占比最大的学历档为本科学历,其次为大专学历,累计占比高达71.9%。表明童装消费市场的主要顾客群大部分受过高等教育,对童装购买有自己的要求和想法。

在童装店铺光顾频率中,每季度3次和4次光顾频次人数累计高达71.3%,即大多数顾客每季度光顾童装店铺大约为2～4次,与童装消费者普遍的购物频次相吻合,即每月1次到每2个月1次。童装顾客在每次光顾童装店铺时的消费金额中,有半数的人消费金额在200～499元之间。而消费金额在500～799元之间的人数占比也达到22.3%。表明大部分顾客每次光顾店铺的消费金额在500元以内,符合26～30年龄段的童装顾客群体,童装消费较强的消费能力特点。

2.1.2 问卷题项调查结果的描述性统计 本研究25个题项均值均介于 3.66～4.16之间,说明被调查者对童装店铺体验营销、品牌知名度、顾客重购意向的认可程度较高。所有测量项目的标准差都小于1,说明变量存在变异,但变异程度较小,平均值可以代表样本的特征。意味着被调查者对童装店铺体验营销、品牌知名度、顾客重购意向的认可一致性程度较高。

表2 被调查者人口特征Table 2 Demographic characteristics of respondents

表3 被调查者消费特征Table 3 Consumer characteristics of respondents

2.2 信度分析

本次调研中总量表共涉及25个题项(见表1)。根据统计学原理,当Cronbach′α系数在0.800以上时,表示问卷的信度结果比较理想,可以用作后续的研究和分析变量关系。问卷信度分析结果表明，Cronbach′α系数为0.921,信度较好。

2.3 效度分析

本研究涉及童装品牌体验营销(T)、品牌知名度(D)、顾客重购意向(R)等3个变量,3个变量各自由不同的分量表组成。问卷表效度分析结果见表4。从表4可以看出,3个变量量表的KMO值均大于0.7,巴特莱特球形检验的P值均为0.000,达到显著水平。表明3个量表均适合做因子分析。

表4 问卷表效度分析结果Table 4 Results of questionnaire validity analysis

注：对于要素T,KMO=0.926,Sig.=0.000；对于要素P，KMO=0.760,Sig.=0.000;对于要素R,KMO=0.778,Sig.=0.000。

自变量童装品牌体验营销提取了5个子要素,每个子要素题项的因子载荷值都大于0.5,并且没有出现明显交叉负荷。说明童装品牌体验营销可以有效地区分5个要素维度的变量,该结果与本文的设定一致。同时,调节变量品牌知名度和因变量顾客重购意向只生成一个因子,且其对应各题项的因子载荷均大于0.5,表明与本研究的设定一致,即二者变量都是单维度变量(见图1，表1)。综上,本研究设计的量表效度良好,可以对其进行因子分析。

2.4 相关分析

用相关分析检验自变量童装品牌体验营销、调节变量品牌知名度和因变量顾客重购意向之间的紧密程度。自变量由5个子要素维度组成。对5个维度以及顾客重购意向和品牌知名度共7个变量进行相关分析,得到各变量间的相关系数及显著性。

问卷相关性分析结果见表5。7个研究变量中,体验营销的5个子要素变量均与顾客重购意向呈正相关,相关系数分别为0.613，0.605，0.594，0.582和0.576(P=0.000<0.05)。相比较而言,感官体验(A)与顾客重购意向的相关性要高于其他4个变量。表明感官体验与顾客重购意向的关系比其他4个体验要素要紧密。

表5 问卷相关性分析结果Table 5 Results of questionnaire correlation analysis

注:除数字1,其余数字表示在0.01水平(双侧)上显著相关。

同时,体验营销的5wh 体验维度变量与品牌知名度也呈正相关,相关系数分别为0.561，0.574，0.526，0.550，0.603(P=0.000<0.05)。相比较而言,关联体验与品牌知名度的相关性高于其他4个变量。表明关联体验与品牌知名度更加紧密。品牌知名度与顾客重购意向也呈显著正相关,相关系数为0.615。

2.5 回归分析

通过对统计数据进行回归分析，判断童装品牌体验营销对顾客重购意向影响中各变量间的回归系数。根据陈希孺先生的经验,当VIF小于5时,可以排除各自变量间的多重共线性问题。问卷回归分析结果见表6。

表6 问卷回归分析结果Table 6 Results of questionnaire regression analysis

从表6可以看出，模型的F值为73.471,且显著性P值为0.000,说明模型建立的回归方程具有显著的线性。并且判定系数R2调整后值为0.523,即自变量可以解释52.3%的因变量。

自变量童装品牌体验营销的每个维度要素变量的容忍度都大于0.1,VIF都小于5,可以推断各变量之间没有多重共线性,即每个自变量可以单独解释因变量。由B*值可知,感官体验对重购意向的回归作用最强,其次是情感体验、关联体验、行动体验。由于自变量C思考体验的Sig.=0.534>0.01,可知思考体验和顾客重购意向的回归关系并不显著,则假设H1c没有得到支撑,即思考体验对顾客重购意向没有统计学意义上的显著影响。因而，得到标准化回归方程:

R=0.306A+0.213B+0.108D+0.125E

根据回归分析的结果,得出第一组假设H1:童装品牌体验营销对顾客重购意向具有正向影响,得到支持。其中假设H1a、H1b、H1d和H1e均得到支持，但H1c没有得到支持。

2.6 调节作用

将自变量的5个子维度要素变量和调节变量(P)进行均值中心化处理,并通过构建分层多元回归方程模型的方式进行调节作用的分析。第一步，计算自变量的5个维度要素变量和调节变量的算术平均值,并将其放入多元回归方程中,生成模型1;第二步，将经过均值中心化处理的调节变量分别与5个维度要素变量的交乘项代入方程,得到模型2。问卷变量分层回归分析结果见表7。

表7 问卷变量分层回归分析结果Table 7 Results of stratified regression analysis of questionnaire variables

注：T*为回归参数的显著性检验值。

从表7可以看出，模型1数据显示，自变量童装品牌体验营销的5个子维度要素变量中感官体验、情感体验、行动体验、关联体验和品牌知名度的T*值显著性明显,Sig.<0.01,表示5个变量的进入对模型影响显著;而思考体验T*值显著性不明显,Sig.=0.361>0.01,代表其进入对模型没有显著影响。

模型2数据显示感官体验、情感体验、行动体验、关联体验与调节变量品牌知名度的交乘项对应的T*值显著性明显,Sig<0.01,代表4个交乘项的进入对模型具有显著影响。并且,模型2的R2更改数值为0.054,对应的 Sig.F<0.01,代表品牌知名度对感官体验、情感体验、行动体验和关联体验与顾客重购意向之间的关系有显著的调节作用；4个交乘项相应的B*>0.13,所以调节的方向为正向,假设H2a、H2b、H2d和H2e得到支持。而思考体验交乘项的T*值显著性不明显,Sig.>0.892,代表其进入对模型没有显著影响,假设H2c没有得到支持。由交乘项的B*值可知,调节变量品牌知名度对感官体验、情感体验、行动体验、关联体验和顾客重购意向之间的关系的调节作用不一样,其调节作用依次为0.137,0.158,0.175,0.209。即对关联体验的调节作用最大,对感官体验的调节作用最小。

根据回归分析的结果,得出第二组假设的成立情况:H2a、H2b、H2d和H2e均得到支持，而H2c没有得到支持，则假设H2:品牌知名度调节童装品牌体验营销和顾客重购意向之间的关系成立。童装品牌体验营销对顾客重购意向影响关系修正模型如图2所示。

图2 修正模型Fig.2 Modified model

3 结 论

(1) 童装品牌体验营销对顾客重购意向具有正向影响,其影响程度为0.523。表明童装品牌体验营销越好,顾客重复购买的意向越大,体验营销可以影响52.3%的重购意向。

(2) 在童装品牌体验营销中，感官体验、情感体验、关联体验和行动体验是对顾客重购意向具有正向影响作用的4个因子，其标准化回归系数分别为0.306,0.213,0.137,0.108。

(3) 品牌知名度对童装品牌体验营销和顾客重购意向具有正向调节作用。对具体体验维度的调节作用按从小到大排列依次为感官体验<情感体验<行动体验<关联体验。对关联体验的调节作用最大,对感官体验的调节作用最小。