基于认同感的本土体育赛事品牌资产驱动模型研究

王晨曦

(吉林体育学院，吉林 长春 130022)



基于认同感的本土体育赛事品牌资产驱动模型研究

王晨曦

(吉林体育学院，吉林 长春 130022)

运用问卷调查法与数理统计法重点研究了消费者品牌认同感对中国本土体育赛事品牌资产的影响及其作用机制，构建了一个基于品牌认同感和地域认同感的体育赛事品牌资产驱动结构模型。通过实证分析发现：消费者品牌认同感对体育赛事品牌资产中的“品牌知名度、品牌感知质量、品牌联想、品牌忠诚度”四个维度均有显著正向影响，而消费者地域认同感对品牌认同感与本土体育赛事品牌资产之间的关系起正向调节作用。

品牌认同感；地域认同感；品牌资产；本土赛事

1 问题的提出

体育赛事是体育产业领域中最活跃、最有影响力的重要组成部分，是集竞赛平台与相关服务产品为一体的体育活动。与狭义的体育竞赛不同，体育赛事的运行既涉及到竞技比赛的筹备与表演，也涉及到门票销售、赛事赞助、媒体宣传及周边产品推广等一系列的相关活动，体育赛事市场化运作已然成为体育产业发展的主流方向。同各领域企业打造企业文化与品牌形象一样，体育赛事经营不只是提供高质量的竞赛产品，还有经营体育赛事的品牌理念与品牌资产。通过体育赛事品牌的自身感染力与吸引力带动大众观赛与消费。因而，体育赛事的经营者都为了将市场效益最大化，提升赛事知名度与影响力，越来越重视其赛事品牌的建设与赛事品牌资产的提升。我国在《竞技体育“十三五”规划》中提出要转变竞技体育发展方式，发挥竞赛的杠杆作用，调动社会资源参与办赛积极性，建设品牌赛事，实现社会效益与经济效益融合统一。由此见得，在我国推动体育产业化的过程中，不断创新体育赛事的经营方式，充分挖掘体育赛事品牌的无形资产，提升本土体育赛事的品牌资产及品牌效益，使其形成具有自我发展功能的良性循环机制，无疑是推动我国体育事业可持续发展的重要驱动力。

基于此，从消费者心理视角研究本土体育赛事品牌资产的提升路径，一方面，是对现有体育赛事品牌资产影响因素分析的补充，并探究消费者地域认同感因素在消费者品牌认同对体育赛事品牌资产影响效果这一路径上的调节作用。另一方面，在分析消费者对于赛事品牌心理认知因素的基础上，构建包括消费者品牌认同与体育赛事品牌资产内部因素的模型，以此把握消费者行为偏好，提出提升赛事品牌资产的策略。

2 文献回顾与研究假设

2.1 消费者品牌认同感与赛事品牌资产关系的研究

随着Schouten(1991)、Aaker(1996)、Keller(2001)等西方学者对认同理论的研究，由认同理论发展而来的品牌认同理论在市场营销与品牌管理等领域得到运用[1-3]，我国学者也基于消费者认同理论进行了品牌效益提升的相关研究。陈志辉等(2014)立足于消费者视角以奥运会这一具有影响力的赛事为依托，进行体育赛事品牌创建与品牌管理经验的探究。并且总结得出建设我国的品牌赛事应以消费者认知为主导，构建赛事品牌内部因素的识别体系，进而将赛事品牌的影响效益与包括人力资源、财力资源等外部资源在内的因素相融合，最终形成赛事品牌资产利益共享的持续机制[4]。康庄、石静(2011)通过实证研究探讨基于消费者视角下的品牌资产提升模型以及影响因素之间的作用关系，其品牌资产驱动模型的构建围绕消费者信任与品牌认知这两个自变量，研究证明由消费者情感信任与认知信任构成的品牌信任对品牌资产的提升有正向的影响[5]。因而，在企业品牌资产的提升战略中不能忽视消费者的认知因素。通过学者以往在消费者视角下对认同感与品牌资产关系的研究，提出如下假设：

H1：消费者品牌认同感正向影响本土体育赛事品牌资产。

H1a：消费者品牌认同感正向影响本土体育赛事品牌知名度。

H1b：消费者品牌认同感正向影响本土体育赛事品牌感知质量。

H1c：消费者品牌认同感正向影响本土体育赛事品牌联想。

H1d：消费者品牌认同感正向影响本土体育赛事品牌忠诚度。

2.2 基于消费者视角的品牌资产驱动关系研究

品牌资产理论的不断发展以及与相关理论的交叉研究，使学者们认识到影响品牌资产提升的因素不是单一的，因而展开了对品牌资产驱动因素的多层次探讨。古安伟(2012)基于消费者的关系视角提出了三层级的品牌资产驱动模型，以此探究消费者品牌认知、品牌行为与品牌情感对于品牌资产的作用效果。并且利用这一涵盖多因素的品牌资产驱动模型来明确塑造消费者为主导的品牌资产提升路径[6]。许正良(2011)通过分析品牌功能、品牌体验、品牌象征三个维度构成的品牌认知与品牌信任、品牌依恋构成的品牌情感之间的因果线性关系，探究消费者对于品牌的忠诚度。继而在构建以消费者行为反应为核心的驱动模型基础上描绘品牌资产提升路径[7]。现阶段，我国学者对于构建品牌资产驱动模型的研究，仍多集中在实体经济的市场营销领域，而对于消费者心理视角的品牌资产内部因素的探寻也多是对于品牌的认知，终是没有放眼于消费者其他层面的心理因素。本研究基于消费者的地域认同感来探究与体育赛事品牌资产之间的驱动关系，实为赛事品牌营销领域的新视角。而笔者之前对于地域认同感与俱乐部品牌资产的关系研究也为驱动模型的提出建立了基础[8]。因此，提出如下假设：

H2：消费者地域认同感对品牌认同感与本土体育赛事品牌资产之间的关系起正向调节作用。

H2a：消费者地域认同感对品牌认同感与本土体育赛事品牌知名度之间的关系起正向调节作用。

H2b：消费者地域认同感对品牌认同感与本土体育赛事品牌感知质量之间的关系起正向调节作用。

H2c：消费者地域认同感对品牌认同感与本土体育赛事品牌联想之间的关系起正向调节作用。

H2d：消费者地域认同感对品牌认同感与本土体育赛事品牌忠诚度之间的关系起正向调节作用。

H3：消费者地域认同感高与低，在品牌认同感与本土体育赛事品牌资产关系上的影响强度不同。

根据以上假设，提出本研究概念模型，见图1。

图1 研究概念模型

3 数据获取与处理

3.1 问卷设计

首先，根据假设提出问卷的维度、问题项目，问卷为结构型封闭问卷，问卷借鉴Mael&Ashforth(1992)量表、Wann和Branscombe的《身份认同感量表》[13]。其次，通过专家访谈的形式对问卷进行期初检验，并根据专家意见修正量表。第三，选定吉林主场职业男子篮球赛事的现场观众对其进行问卷的预测试，并根据测验结果修订成为正式量表。问卷第一部分为人口基本信息，第二部分由地域认同感与品牌认同感的相关题项构成，第三部分是包括品牌知名度、品牌忠诚度、品牌感知质量与品牌联想四个维度在内的品牌资产相关题项构成。问卷采用李克特5级量表，从1(非常不同意)到5(非常同意)，共计20个条目。

以男子篮球职业联赛为背景，选取预测试与正式测试的调查对象，这出于3方面考虑。1)中国男子篮球职业联赛(即CBA，英文全称China Basketball Association)，简称中职篮，是中国最高等级的篮球联赛，因而，选取其作为被调查的对象，具有代表性；2)中国男子篮球职业联赛在我国具有广泛的群众吸引力，具有一定的球迷基础与群众知晓度，有利于排除被调查消费者不熟知的干扰；3)中国男子篮球职业联赛是大型知名品牌赛事，在各省、市都有职业俱乐部与众多球迷观众，便于对其进行消费者认同感、地域认同感与品牌资产的相关研究。

3.2 数据描述

正式测试在CBA联赛2015-2016赛季第12-32轮比赛中，选取吉林、新疆、广东共20场主场比赛的现场观众球迷进行随机抽样，发放问卷共400份，回收问卷378份，回收率94.5%。剔除填写不完整等无效问卷后，有效问卷313份，有效率为82.8%。调查选取的球队无论在地理位置分布、球队的建队历史，还是实力水平上都具有一定的代表性。被调查对象的选取在样本年龄分布、职业层次分布等方面较广，文化程度涵盖从高中以下至研究生以上学历。证明了本次调查样本的真实性、稳定性与代表性。

3.3 测量模式检验

在假设检定之前，首先针对数据用克朗巴赫α系数法进行信度检验(表1)。因素负荷量介于0.677至0.882之间，根据Tabachnica与Fidell(2007)的建议，因素负荷量大于0.55即为良好；组合信度介于0.808至0.889，符合Bagozzi与Yi(1998)所建议达0.60以上的稳定性，说明各变量的内部一致性较高。综上，本研究所选取的观测变量具有较好的稳定性与内部一致性。

表1 各变量信度检验结果

其次针对数据用验证性因子分析进行效度检验(表2)。平均方差抽取量是潜在变量可以解释其指标变量变异量的比值，是一种收敛效度的指标，其数值愈大，表示测量指标愈能有效反映其共同因素构面的潜在特质[9]。平均方差抽取量介于0.585至0.714之间，符合Hair等人(2006)建议的平均方差抽取量要大于0.5的良好收敛效度要求；根据以任意两个潜在变量间的相关系数来检定观测变量区别效度的标准，可以说明本研究所选取的变量具有良好的区别效度。

表2 潜在变量间相关系数

注：*表示P<0.05，**表示P<0.01(下同)。

4 结果与分析

4.1 结构方程模型参数检定

本研究运用AMOS23.0软件并采用极大似然法(ML)对假设路径进行SEM分析。 以极大似然法估计各回归系数参数结果(表3)，除5个参照指标值设为1不予估计外(参照指标指的是潜在变量有两个以上指标变量时，限制其中一个观察变量与潜在变量的关系为1，即将回归权重值设定等于1，以方便其余参数的估计)，其余回归加权值均达显著，结构模型中4条回归加权值均达显著，其估计标准误介于0.079至0.082之间。所有观测变量与其所属的潜在外生变量或潜在内生变量的因素负荷量(λ)在显著水平α=0.01时均达到显著。

在结构方程模型分析之前，对模型适配度的检验十分必要。适配度指标是评价假设的路径分析模型图与搜集的数据是否相互适配，而不是说明路径分析模型图的正确与否，一个适配度完全符合评价标准的模型图只能说明研究者假设的模型图比较符合实际数据的现况。本研究对整体模型的适配度进行检验：χ2=293.907，df=108，(P<0.01)，χ2/df=2.721，小于3具有良好水准，RMSEA=0.074，小于可接受水准0.08；增值适配度指数：NFI=0.925，RFI=0.905，IFI=0.951，TLI=0.938，CFI=0.951，均大于0.90；简约适配度指数：PGFI=0.635，PNFI=0.734，PCFI=0.755，均大于0.50。根据以上适配度检验，研究模型具有良好的适配度。

表3 潜在变量衡量模式的参数检定

注：***表示p<0.001(下同)。

4.2 品牌认同感假设路径关系检定

在品牌认同感结构模型中，依照品牌资产四个维度的划分，共有4条假设路径。从表4的研究结果可知，“认同感→品牌知名度”(H1a)、“认同感→品牌感知质量”(H1b)、“认同感→品牌联想”(H1c)和“认同感→品牌忠诚度”(H1d)4条路径关系均在0.001水平上显著，即品牌认同感正向影响品牌知名度、品牌感知质量、品牌联想和品牌忠诚度。因此，研究假设H1、H1a、H1b、H1c与H1d均成立。

表4 各变量假设路径关系检定

4.3 地域认同感的调节效果分析

4.3.1 调节模型路径系数

假设H2推测地域认同感会调节消费者品牌认同感对本土体育赛事品牌资产的相对影响强度，因此首先验证地域认同感是否具有调节作用，进而检验地域认同感作为调节变量对品牌认同感与品牌资产之间关系的影响强度。现阶段，众多学者参考Wann等人的方法[10]，运用中位数均分法将调节变量分为高和低两组进行分析，而为了更全面严谨地检验调节作用的显著性，本研究采用Edward E.Cureton(1957)验证的27与73分位划分标准，将假设的地域认同感这一调节变量分为高地域认同感与低地域认同感两组进行分析(表5)。在分析方法上，参照Olsen(2007)和金立印(2007)的方法，借助结构方程模型检验显著路径的相对大小，即检验品牌认同感到品牌资产的路径系数差异的显著程度[11]。约束品牌认同感对品牌资产路径系数等同，对于消费者地域认同感，Δχ2(1)=4.274，差异显著，消费者品牌认同感对本土体育赛事品牌资产的路径系数有显著差别，即H2得到支持。由表5可知，在地域认同感的调节作用下，“认同感→品牌知名度”(H2a)、“认同感→品牌感知质量”(H2b)、“认同感→品牌联想”(H2c)和“认同感→品牌忠诚度”(H2d)4条路径关系均在0.001水平上显著，即地域认同感正向调节品牌认同感对品牌知名度、品牌感知质量、品牌联想和品牌忠诚度之间的关系。因此，研究假设H2a、H2b、H2c与H2d均成立。

表5 地域认同感结构统计模型路径系数

4.3.2 模型交叉效度

为了进一步验证调节作用模型的稳定度，本研究验证两群样本的不变性，包括测量模型的“因素负荷量”、“结构(路径)系数”及“因素共变异数”，若之间没有差异，则表示模型具有相当的稳定性(交叉效度)。

在地域认同感群组不变性比较上，从表6可以得到在假设研究者的模型是正确的情形下，将其分为两个群组做比较。1)先将两群因素负荷量设定等同，地域认同结构模型共计有12个因素负荷量予以设定等同(DF=12)，卡方值(CMIN)增加12.364，检定结果P=0.417，未达到0.05显著水平，表示这12个因素负荷量予以设定等同是可以接受的，因此12个因素负荷量全等；2)维持测量模型的限制外，再加13个结构路径系数的设定，卡方值增加20.035，检定结果P=0.094，未达到0.05显著水平，表示这13个结构路径系数是全等；3)维持结构系数模型的限制外，再加14个变异数及共变异数的设定，卡方值增加22.341，检定结果P=0.072，未达到0.05显著水平，表示这14个变异数及共变异数予以设定等同是可以接受的，因此14个变异数及共变异数全等。

上述的分析皆符合Kline(2005)所提的温和检定，资料分两群显现是为同质，因此两群组全等。当两组愈比较的模型通过交叉效度的验证之后，表示模型没有设定错误的问题发生，因此进行竞争模型的后续比较。

表6 地域认同感群组不变性比较

4.3.3 竞争模型系数差异比较

本研究经过前面的探讨，两组竞争模型都有相当良好的信、效度及模型配适度，因此可以进一步检定竞争模型之间的差异。这一部分研究在探讨地域认同感是否在品牌认同感对品牌资产的影响之间具有调节作用的同时，将进一步分析高地域认同感与低地域认同感对两者关系上的影响是否有所不同。根据Duncan(1975)的建议，不同模型的系数比较可用标准化系数及非标准化系数来比较。在分析方法上，参照Olsen(2007)和金立印(2007)的方法，借助结构方程模型检验显著路径的相对大小，即检验品牌认同感到品牌资产的路径系数差异的显著程度(表7)。分别约束在地域认同感高与低的两群组中，品牌认同感对品牌资产路径系数等同，对于地域认同感高的消费者，Δχ2(3)=11.800，差异显著，而对于地域认同感低的消费者，Δχ2(3)=6.509，差异不显著。因此，高地域认同感与低地域认同感对品牌认同感与本土体育赛事品牌资产关系上的影响不同。也就是说，相较于地域认同感低的消费者，地域认同感高的消费者，赛事品牌认同感对品牌资产的影响强度较大。因此，研究假设H3成立。

表7 路径系数等同性检验一览表

5 结语

我国体育赛事无疑是资源高度集中的体育竞赛业核心，其作为一种提供体育观赏产品与相关服务的特殊事件，在促进我国体育产业增速发展的同时，更能够促使观赛人群向体育参与型人群转化，继而推动我国全民健身事业的良性发展，建设体育赛事品牌能够在提升赛事质量的同时，为体育赛事产业培养稳定的观赛群体与消费群体。因而深入体育赛事系统内部，在探究赛事品牌资产与消费者心理认知关系的基础上，构建体育赛事品牌资产驱动模型，以此来明确体育赛事品牌资产的提升路径十分必要。本研究构建了一个基于品牌认同感和地域认同感的体育赛事品牌资产驱动结构模型，通过实证分析发现：消费者品牌认同感对体育赛事品牌资产中的“品牌知名度、品牌感知质量、品牌联想、品牌忠诚度”四个维度均有显著正向影响，而消费者地域认同感对品牌认同感与本土体育赛事品牌资产之间的关系起正向调节作用。因而，我国本土体育赛事的举办发展，在保证赛事拥有良好质量的同时还应体现地域优势与特点。

本研究的不足之处是，假设模型中没有将消费者认同感的维度细化，以及没有引入认同感相关的影响变量。其次，研究问卷收集的数据来源于CBA联赛单个赛季中的三次主场比赛，没有涉及其他类型的体育赛事，这在研究的全面性上稍显不足。

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A Local Sports Events Brand Equity Driving Model Based on Identification

WANG Chen-xi

(Jilin Sport University，Changchun 130022，China)

Used questionnaire survey and mathematical statistics，this paper examined how brand identification influence Chinese local sports events brand equity. In this study, a local sports events brand equity model is proposed and tested based on brand identification and ethnic identity. The results show that brand identification have prominent influences on all four dimensions of brand equity，Ethnic identity between brand identity and local sports events brand equity has positive moderating effect.

brand identification；ethnic identity；brand equity；local event

2017-02-19；

2017-03-26

王晨曦(1992-)，女，硕士研究生，研究方向：体育人文社会学。

G80-053

A

1672-1365(2017)02-0039-06

◀体育人文社会学