体育用品品牌符号消费的结构方程分析——基于文化知识产权竞争优势的视角

符云玲,麦江涛,任爱景

(1.海南大学 管理学院,海口 570228;2.曲阜师范大学 经济学院,山东 日照 276826;3.宁夏师范学院 体育学院,宁夏 固原 756000)

随着劳动力和土地成本的提高,中国产业竞争优势面临着从传统成本优势向技术品牌等高端竞争优势攀越的压力(张其仔,2008)。高端竞争优势依赖知识产权,专利和商标等知识产权的垄断租金是高端产业超额利润的主要来源(卡普林斯凯,2000)。知识产权优势是突出品牌为核心竞争优势(程恩富,2003,2004)。知识产权包括专利、集成电路和软件版权等技术知识产权,以及商标、商号、外观外形和著作权等文化知识产权(马克莱姆利,2012)。文化要素知识产权的影响主要集中在消费品等制造业产业链的终端(李翔等,2012)。因此,突出消费品“知识产权优势”,强调自主品牌的突出地位,是“中国制造”升级的关键竞争优势。

法国思想家鲍德里亚于20世纪70年代(2000)[1]提出符号消费的概念,他认为符号消费是体现自我价值的消费。现代消费受商品品牌和符号宣传所引导,不仅仅是物质性消费,而且是一种符号的系统化操控过程[2]。品牌是“符号价值”最好的承载体。体育用品消费具有显著的符号消费特性。

根据国家统计局和国家体育总局2019年发布的《2017年全国体育产业总规模与增加值数据公告》,2017年全国体育产业总规模为2.2万亿元,占当年国内生产总值的比重约为2.66%。体育用品和相关产品制造占国家体育产业总产出的比重为61.4%。我国是全球第二大体育用品消费市场,但国内体育用品高端市场以国外品牌为主,我国体育品牌国际知名度和认可度低[3]。基于问卷调查,采用结构方程模型(Structural Equation Model,简称SEM)探讨体育用品品牌消费与相关因素的作用路径,以期形成文化知识产权构建的微观视角。

一、体育品牌符号消费的理论分析

关于体育用品品牌符号消费,学界主要观点包括以下几个方面:

第一,品牌消费是体育用品符号消费的主要方式。体育用品符号化是指对体育商品原本具有的使用价值附加某种意义,并以符号将其表示。品牌是“符号价值”最好的承载体,是体育用品符号化的最有效方式。因此,体育用品符号消费主要体现为体育品牌消费。体育用品品牌符号消费是指消费者将消费符号确定为品牌,并根据品牌选择体育用品进行消费的过程。例如,在购买球鞋时,消费者关注的不完全是哪款鞋子更能保护脚踝和更具包裹性等因素,而是更为注重品牌所传递的符号价值。

第二,体育用品符号消费通常成为体现身份的方式。鲍德里亚(2001)指出“它被消费,但被消费的不是它的物质性,而是它的差异性”。符号消费就是对差异性的消费。商品的符号价值体现在其示差性上[4]。商品借助其独特性符号,体现其独特的社会象征。具体到体育产品的符号价值而言,穿戴著名品牌体育用品,在一定程度上代表消费者独特的社会身份和生活品味等。此时,体育用品符号消费体现的是“炫耀性体育消费”。

第三,体育用品符号消费与消费者的体育品牌属性偏好相关。就体育用品品牌的消费而言,有的消费者选择品牌体育用品是因为品牌传递质量可靠性的信息,而有的消费者则完全出于对品牌名气的追求。品牌属性作为最重要的产品属性之一,对体育用品消费的影响较为突出。如大多数发展中国家的消费者认为来自发达国家的品牌意味着高质量的产品和潮流的生活方式[5]。同时这些品牌还意味着象征性地位、现代化和西方文化,因此对其产生较强的偏好。一般而言,消费者对体育品牌属性的偏好与品牌名气、流行时尚、产品功能、产品舒适性和产品的源产地有关。

第四,体育用品品牌消费中包含符号互动。刘国华和王红国将“符号互动论”引入品牌消费研究中,他们认为品牌与消费者之间、消费者与消费者之间的互动或加强了消费者对品牌符号的记忆,对消费意愿产生影响[6]。在选择体育用品时,消费者更愿意以互动的方式去解读和筛选品牌信息进而做出最优决策。例如,体育用品的消费者与所在的消费环境和传媒环境产生互动,与所处消费群体形成共同认可的符号记忆,这些符号记忆进一步指向并转换成共同认可的体育用品品牌。另一方面,消费者通过处理体育品牌各自所代表的符号意义并对其进行诠释来逐步修成和形成对品牌的理解。简单而言,体育品牌消费中的符号互动,表现为消费者与品牌之间的态度和行为互动。具体可通过消费者在购买决策中对品牌的态度以及对品牌的熟悉程度等方面进行考察。

二、数量模型与研究假设

(一)模型选择

本文采用SEM对体育用品品牌消费进行分析。SEM的一个重要特性是能够估计和检定抽象的构念(construct),并将难以避免的误差纳入模型来进行分析。SEM的变量可分为观测变量和潜在变量,又可分为内生变量和外源变量。因此,SEM中的变量包括内生测量变量、外源测量变量、内生潜在变量和外源潜在变量。SEM分为两个部分:测量模型和结构模型。前者指实际观测变量与潜在变量的关系。后者说明潜在变量之间的结构关系。观测变量是研究者通过问卷调查实际得到的变量资料,潜在变量需要通过测量变量所估推。

结构方程模型由如下3个矩阵方程组成:

X=Λxξ+δ,

(1)

Y=Λyη+ε,

(2)

η=βη+Γξ+ζ。

(3)

式子(1)和(2)是反映测量模型的一般方程式。其中,X为外源潜变量的可测变量,Y为内生潜变量的可测变量。Λx和Λy均为系数矩阵,分别反映外源潜变量和内生潜变量与其可测变量的关系。δ和ε是测量残差。式子(3)为反映结构模型的一般方程式,η为内生潜变量,ξ为外源潜变量,β和τ为系数矩阵,ζ为估计误差。基于测量模型,潜变量可以通过测量变量来推估。

(二)研究假设

基于体育品牌符号消费的理论分析和本文研究主题,将体育品牌消费设定为内生潜变量,以消费者个人禀赋、收入特征和体育用品品牌属性偏好为外源潜变量。其中消费者个人禀赋包括个人学历、工作单位所在行业及对体育活动的爱好程度等。消费者收入特征包括个人月收入和家庭年收入。品牌代表了产品的差异化和产品的附加价值等。消费者在消费决策中的消费对象不是产品而是品牌[7]。一般而言,品牌的差异化体现在产品名气、流行时尚、产品功能、产品舒适性等方面。因此,消费者对体育用品品牌属性的偏好与上述因素有关。 基于以上分析,本文提出如下假设:

假设H1:消费者的学历、工作单位所在行业和对体育活动的爱好程度等个人禀赋对体育品牌消费有正向关系;假设H2:消费者个人月收入和家庭年收入所表示的收入特征对体育品牌消费有正向关系;假设H3:产品名气、流行时尚、产品功能和产品舒适性对体育品牌消费有正向关系。

三、研究设计

(一)数据来源和说明

山东省各地市经济的不均衡状态可视为我国经济不均衡状态的缩影。采用分层抽样和随机抽样相结合的方法以保证样本合理性。基于《山东省统计年鉴(2017)》中各城镇和农村居民人均可支配收入数据,将山东省各地市经济发展情况分成高、中和低三个水平,从中依次选取两个城市展开调研。人均可支配收入较高的城市是青岛和威海,中等的是临沂和日照,较低的是聊城和菏泽。调研地区的样本分布见表1。

表1 调研地区的样本分布

为科学调整问卷和调研方案,2018年5月于在日照市随机选择85名消费者进行预调研。2018年12月在上述6个城市展开正式调研。基于体育用品消费目标群体的特点,在上述城市商业区的体育用品卖场附近展开调研。为保证问卷发放的随机性,选取进入视线范围内的第一个消费者作为受访者,让其现场填写问卷。调查共发放问卷300份,有效回收问卷280份,有效回收率为93.33%。由于被调查消费者样本均为对体育用品有需求的消费者,因此其人口结构特征(见表2)与中国总体人口结构并不完全一致。

表2 调查样本的基本统计特征

(二)样本变量说明

基于研究假设,问卷设计三个维度的外源潜变量和一个维度的内生潜变量。

外源潜变量和内生潜变量均通过观测变量进行测度。为简化分析,用相应的符号表示变量(见表3)。

表3 模型变量定义

四、模型分析

首先对280个样本数据进行描述性统计、信度分析和探索性因子分析。基于探索性因子分析,提取公因子。上述过程通过SPSS17.0软件窗口操作实现。然后利用LISREL8.7对数据进行结构方程模型分析。

(一)描述性统计

为更形象具体地说明可测变量,现将其描述性统计结果列于表4。

表4 可测变量的描述性统计

(二)信度分析

在实证分析前,需要检验调查问卷的信度以了解问卷各变量之间的一致性和稳定性。克朗巴哈a系数常被用来评估量表的内部一致性信度。当克朗巴哈a系数在0.7以上时,量表具有较高可靠性;在0.35与0.7之间时,量表的信度尚可;低于0.35时,就认为量表的信度低[8]。

基于问卷数据,所求得各潜变量和总问卷的克朗巴哈a系数见表5。可见,各潜变量的克朗巴哈a系数均大于0.4,总问卷的克朗巴哈a系数大于0.8,说明问卷内部一致性信度较好。

(三)探索性因子分析

为确定本研究是否适合因子分析,需要检验变量间的相关性。KMO样本测度和巴特莱特球形检验是常用的统计检验方法。通常而言,KMO值大于0.9则认为样本非常适合做因子分析;KMO值在0.80～0.9,则认为很适合;KMO值在0.7～0.8,则认为适合;KMO值在0.6～0.7,则认为不太适合;KMO值在0.5～0.6,则认为很勉强;KMO值在0.5以下,则认为不适合[9]。

表5 体育品牌消费问卷的克朗巴哈a系数

基于14个测量项目(见表3),使用spss17.0进行KMO样本测度,结果为KMO=0.859(Sig.=0.000),确定问卷适合做因子分析。采用主成分分析法,基于最大方差法进行旋转,参照Kaiser的准则标准提取特征值大于1的因素[10],共提取了4个公因子,能够解释65.780%总方差,说明问卷的结构效度良好。

因子负载表明测量变量和公因子之间的相关性。测量表变量的对应因子负载见表6,可见各测量变量在对应因子的负载远大于在其他因子的交叉负载。前者均大于0.5(以黑体斜体字突出显示),后者均小于0.5。表明各测量变量对对应因子的影响较大,量表的效度较好[11]。

表6 旋转后的因子载荷矩阵

(四)结构方程模型分析

1. 模型拟合检验

基于前文提取的公因子,利用LISREL8.7对数据进行结构方程模型分析。根据Bentler评估标准[12](卡方/自由度χ2/df≤3.0、GFI≥0.85、AGFI≥0.85、CFI≥0.90、RMSEA≤0.05),结构方程模型整体拟合良好(见表7)。

2. 假设检验和结果讨论

表7 SEM模型拟合评价指标体系及结果

结构方程模型分析中,路径模型解释变量的相互影响关系(以路径系数表示),并以结构方式呈现。通常情况下,标准化回归系数(路径系数)在0.2以上,理想回归系数在0.3以上。路径分析中,自变量对因变量的解释力可由t值检验。若变量的t绝对值大于2,意味着该路径系数具有统计显著性[13]。结构模型的标准化系数路径见图1。

图1 体育品牌消费模型的标准化系数路径

使用结构方程模型对本研究中所有假设路径进行检验。标准化路径系数和显著性检验(t检验)结果见表7。

结合图1和表8分析,表明各外源潜变量对内生潜变量均有直接效应。

基于结构方程模型的路径估计(见表8),结合上文的三个假设,得出以下结论:

表 8 结构方程模型路径系数和t检验

第一,消费者的学历、工作单位所在行业和对体育活动的爱好程度所表示的个人禀赋到体育用品品牌消费的路径系数比较理想(系数为0.48,大于0.3;t值为4.41,大于参考值2),与模型假设H1相符。

第二,消费者的个人月收入和家庭年收入所表示的消费者收入特征到体育用品品牌消费的路径系数比较理想(系数为0.21,大于0.2;t值为2.83,大于参考值2),与模型假设H2相符。

第三,产品名气、流行时尚、产品功能和产品舒适性所表示的体育品牌属性偏好到体育品牌消费的路径系数比较理想(路径系数为0.31,大于0.3;t值为3.90,大于参考值2),与模型假设H3相符。

五、结论和建议

本文以体育用品为研究对象,根据280个消费样本数据,研究体育品牌符号消费的影响因素。结果表明,消费者的个人禀赋、收入特征和消费者体育品牌属性偏好均不同程度地正向影响体育用品品牌符号消费。结论和建议归纳如下:

第一,符号消费的象征性和示差性使得消费者基于自我身份定位进行消费决策。消费者进行体育用品品牌消费时,通常将自身关于品牌的认知与个人社会身份、生活品味和社会认同相匹配。我国作为体育用品制造大国和品牌小国,应突出“知识产权优势”,强调自主品牌的突出地位。具体到体育品牌企业而言,应基于目标消费群体自我身份定位赋予体育用品品牌独特的符号意义,并建立对应的文化象征,以突出自主品牌与消费者身份的关联,使得消费者在消费中获得自我认同,这是体育用品“中国制造”升级的关键竞争优势。

第二,消费者个人禀赋、收入特征和体育品牌属性偏好对体育用品的符号消费具有正向影响。具体而言,除了学历、所在行业、对体育活动的爱好和收入水平等主观因素对体育用品符号消费产生影响外。体育用品的品牌名气、流行时尚、产品功能和产品舒适度也是重要的影响因素。这对体育用品行业而言,构建知识产权优势应从上述角度赋予品牌独特的符号意义和文化特征。

第三,体育品牌消费中存在符号互动。一方面,体育用品的消费者经由传媒和运动环境的影响,形成自身所认可的符号进而指向特定的品牌,进而决定消费者对特定品牌的消费态度;另一方面,消费者还可以通过处理体育品牌各自所代表的符号意义并对其进行诠释来逐步形成和修正对品牌的理解,进而影响消费者对特定品牌的熟悉程度。对体育用品行业而言,一方面,可通过参考群体、品牌圈和品牌社区等强化消费者对品牌的认同;另一方面,通过符号互动发掘品牌本身不具有的象征意义,并对其进行加强,以突出品牌独特的符号意义和文化特征。