《纺织科技进展》2024年第8期选登：汉服品牌联名对消费者购买行为的影响

文献引用格式:党怡,黎蓉,郁贤君.汉服品牌联名对消费者购买行为的影响[J].纺织科技进展,2024,46(8):50-55.

汉服品牌联名对消费者购买行为的影响

党 怡,黎 蓉* ,郁贤君

(武汉纺织大学服装学院,武汉 430299)

第一作者:党 怡(1998—),女,硕士在读,研究方向为服装设计与品牌运作。

*通信作者:黎 蓉(1971—),女,副教授,研究方向为服装设计与品牌运作。

摘 要:为了探究汉服品牌联名对消费者购买行为的影响,基于ABC态度理论,构建汉服品牌联名对消费者购买行为的影响模型,并通过相关性分析、回归分析和中介效应方法进行验证分析。结果表明,品牌知名度、元素品牌知名度、汉服品牌联名产品属性、汉服品牌联名感知质量和汉服品牌联名匹配度对消费者购买行为有正向影响;情感价值在品牌知名度、元素品牌知名度、汉服品牌联名产品属性、汉服品牌联名感知价值和汉服品牌联名匹配度影响消费者购买行为过程中起部分中介作用。研究结果可以为汉服商家进行品牌联名提供理论依据,从而影响消费者的购买行为。

关键词:汉服;品牌联名;ABC态度理论;消费者购买行为;情感价值

自2003年“汉服运动”开始,目前已经有20余年。经过此期间汉服复兴运动的倡导者和参与者不断地努力,因历史原因几乎消失的汉服再次出现[1]。汉服是汉服运动的基石,汉服运动造就了消费者对汉服的需求,汉服需求催生出了汉服商家,汉服商家创立了汉服品牌[2]。随着汉服市场的不断扩大,汉服商家对汉服品牌的塑造变得日益重要。目前市面上的汉服品牌虽然很多,但由于汉服产业链不完善,汉服品牌之间的差距较大。根据艾媒咨询的10强上榜情况来看,大多数消费者愿意购买知名度较高的汉服品牌,例如十三余、汉尚华莲、重回汉唐、池夏等,这些品牌一方面因其本身拥有一定的知名度,另一方面因其产品属性,获得消费者的一致好评[3]。目前汉服市场相比于其他市场较小,未来的汉服市场仍有较大的上升空间。据艾媒咨询数据显示,2015—2021年中国汉服市场快速发展,2022年市场规模达到125.4亿元,同比增长23.4%,2025年有望达到191.1亿元[3]。汉服本身带有精神文化属性,且此IP号召力一直是其核心。在此情况下,汉服品牌想要扩大消费者规模,除了不断推出新产品之外,还可以与其他品牌联名。这样不仅可以提升汉服品牌自身的流量、增加消费者购买热情,还可以推动汉服文化的传播[4]。    

近几年,有许多汉服品牌正朝着品牌联名这个方向努力。如十三余品牌,正是因为此品牌与流行文化IP联名匹配性好,消费者做出了正面的评价,成功放大声势,才能够在2022年双十一营销活动中销售额达到4000万元,稳居汉服行业第一[5]。但也有一些汉服品牌盲目跟风,导致其销售额不达标,原因是消费者认为其产品质量和服务不好,拒绝为其买单。因此,聚焦“汉服品牌联名对消费者购买行为的影响”问题,在ABC态度模型的基础上,以了解过汉服品牌的消费者为对象,以主品牌知名度、元素品牌知名度、汉服品牌联名产品属性、汉服品牌联名感知质量和汉服品牌联名匹配度为自变量,以消费者情感价值为中介变量,以消费者购买行为为因变量,多维度剖析消费者购买汉服品牌联名款的影响因子以及情感价值在此过程中发挥的中介作用,为后续汉服品牌联名提供坚实的理论依据。

1 理论基础和研究假设    

1.1 理论基础

“ABC 态度模型”模型最早是由Rosenberg 和Hovaland于1960年提出的,此模型强调认知(cognition)、情感(affect)、行为(behavior)之间的关系[6]。杨一翁等[7]对态度模型中的认知、情感和行为的概念进行了界定,即“认知”是指消费者对事物的认识和了解程度;“情感”则是消费者对事物的主观心理感受;“行为”是指消费者对事物的行为倾向和行为意愿。ABC模型中3个因素的重要性不同会导致消费者行为动机有所不同,因此用层级效应来解释3个要素的作用关系。在标准学习层级,认知是前提,行为是结果,情感是中介变量,认知因素通过情感因素来影响行为因素。

在此以ABC态度模型为基础,研究汉服品牌联名对消费者购买行为的影响,以主品牌知名度、元素品牌知名度、汉服品牌联名产品属性、汉服品牌联名感知质量和汉服品牌联名匹配度为认知元素,以情感价值为情感因素,以消费者购买行为为行为阶段。

1.2 研究假设

1.2.1 品牌知名度与购买行为

品牌知名度是指品牌被消费者知晓且了解,又称为“品牌知晓度”,体现了消费者对品牌的熟悉和了解程度[8]。杨伟文等[9]提出品牌知名度对消费者当前购买行为有直接影响,但不会直接影响到未来的购买行为。Cobb-Walgren等[10]对2个酒店品牌进行对比分析,结果发现高知名度品牌比低知名度品牌有更高的感知价值,更加吸引消费者去消费。由此提出以下假设。

H1:主品牌知名度正向影响着消费者购买行为。

H2:元素品牌知名度正向影响着消费者购买行为。    

1.2.2 汉服品牌联名产品属性与购买行为

产品属性是产品内外特征的总和,是消费者能够通过购买产品来满足自己需求的特性[11]。Fischer等[12]将产品属性区分为外在属性和内在属性2 类。外在属性包括价格、颜色、样式等;内在属性包括实用性、面料、制作工艺等。王静进等[13]认为产品属性是以内外线索向消费者传达不同的信息和判断,进而促进消费者产生购买行为。杜宴青[14]在探究汽车产品属性对消费者购买意愿的影响中,认为汽车产品属性正向影响着消费者购买意愿。由此提出以下假设。

H3:汉服品牌联名产品属性正向影响着消费者购买行为。

1.2.3 汉服品牌联名感知质量与购买行为

Steenkamp[15]提出感知质量是个人在价值层面的判断,是消费者在个人和环境下对产品或服务的相关质量属性经过分析后,对消费者行为作出的判断。毕雪梅[16]认为只有提高消费者对产品或服务的感知质量,才能增加消费者购买行为频率。栾阿诗等[17]认为消费者在网络环境下无法真实地触摸产品,只有提高消费者感知质量,才能影响消费者购买行为。由此提出以下假设。

H4:汉服品牌联名感知质量正向影响着消费者购买行为。

1.2.4 汉服品牌联名匹配度与购买行为

品牌联名匹配度是消费者对联合中的主品牌、元素品牌之间的形象黏合度和联想一致性的感知[17]。柴寿升等[18]指出品牌联合的关键因素之一是品牌匹配度,高品牌匹配度能有效提升2个及以上品牌的联合反应,为主品牌、元素品牌均带来经济效益。相关学者在此基础上认为主品牌与元素品牌的低匹配度会造成不可忽视的消极影响,甚至会损害联名品牌的利益[19]。姚梦洁[20]认为本土品牌进行跨国联名时,感知契合度会提升消费者对联合品牌的购买意愿。由此提出以下假设。    

H5:汉服品牌联名匹配度正向影响着消费者购买行为。

1.2.5 情感价值的中介作用

情感价值是指消费者能够从该产品或服务中得到愉悦心情,愉悦感觉维持的时间越长久,其对该品牌产品的情感价值就越高[21]。郭香梅等[22]认为在服装实体店内购物,情感交互体验正向影响着消费者的购买意愿。袁璐华[23]提出直播和观众之间的亲密度、忠诚度等因素通过影响观众对产品信息的情感评估,从而对消费者的购买行为有影响。由此提出以下假设。

H6:情感价值在主品牌知名度和消费者购买行为关系中具有中介作用。

H7:情感价值在元素品牌知名度和消费者购买行为关系中具有中介作用。

H8:情感价值在汉服品牌联名产品属性和消费者购买行为关系中具有中介作用。

H9:情感价值在汉服品牌联名感知质量和消费者购买行为关系中具有中介作用。

H10:情感价值在品牌联名匹配度和消费者购买行为关系中具有中介作用。

基于理论基础和研究假设,提出的研究模型如图1所示。

图1 研究模型    

2 研究设计

2.1 问卷设计

采用的量表均来自相关研究的成熟量表,同时与汉服深度爱好者进行深度访谈并对问卷进行修改和补充。受访者根据自身情况对题项进行评分,问卷题项采用李克特5级量表对变量进行调研,“1”表示“非常不同意”,“5”表示“非常同意”。各变量的定义如表1所示。

2.2 数据收集和描述性统计

根据研究主题,将研究对象限定为了解过汉服品牌的人群,且问卷主要是在汉服社区和同袍群聊中进行发放。为了确保调查结果的准确性,本次调查问卷设置了甄别题,若受访者第一题选择没有了解过汉服品牌,则直接结束作答,以此确保填写问卷的受访者对汉服品牌联名有一定的认识。除去25人放弃作答,有效问卷数为226份,问卷有效率为88.9%。结果显示受访者大多是女性,比例72.6%;受访者年龄段主要集中在18~25岁,比例44.2%;学历主要为本科,比例53.5%。样本统计信息显示,了解汉服品牌联名的人群大多为年轻且受教育程度偏高的女性。

2.3 信效度检验

采用SPSS27.0软件对采集数据进行信效度检验,利用信度系数法得到Cronbach'α信度系数。各个变量的Cronbach'α值均大于0.700,问卷整体的Cronbach'α值为0.898(表2)。对采集数据进行探索性因子分析,结果显示提取后的因子载荷量均大于0.700,组合信度均大于0.700,收敛效度均大于0.500,表明问卷的信度和效度达标,不需要修正。    

2.4 相关性分析

如表3所示,各变量之间的相关系数显著异于0,各变量之间的膨胀系数(VIF)均小于5,说明各变量之间没有共线性关系。主品牌知名度、元素品牌知名度、汉服品牌联名产品属性、汉服品牌联名感知价值和汉服品牌联名匹配度与消费者购买行为存在着正向影响,假设H1~H5得到初步验证。

2.5 回归分析

如表4可知,主品牌知名度(β=0.202,t=3.312,P =0.001)、元素品牌知名度(β=0.164,t=2.840,P =0.005)、汉服品牌联名产品属性(β=0.178,t=3.109,P =0.002)、汉服品牌联名感知价值(β =0.160,t =2.765,P =0.006)、汉服品牌联名匹配度(β =0.226,t=3.592,P =0.000)与消费者购买行为的回归分析中P 均小于0.05,说明主品牌知名度、元素品牌知名度、汉服品牌联名产品属性、汉服品牌联名感知价值和汉服品牌联名匹配度对消费者购买行为的影响正向显著,即假设H1~H5成立。根据各自变量的标准化系数可知,各自变量对消费者购买行为影响的大小排序如下:汉服品牌联名匹配度(0.226)>主品牌知名度(0.202)>汉服品牌联名产品属性(0.178)>元素品牌知名度(0.164)>汉服品牌联名感知价值(0.160)。    

2.6 中介效应

根据本研究提出的理论模型,自变量为主品牌知名度、元素品牌知名度、汉服品牌联名产品属性、汉服品牌联名感知价值和汉服品牌联名匹配度,中介变量为情感价值,消费者购买行为为因变量。运用SPSS27.0软件的Process进行中介检验,结果如表5所示。

情感价值在主品牌认知度和消费者购买行为之间的间接效应区间为[0.0405,0.2090],上下限区间均不包含0,P 小于0.05,具有显著的部分中介作用;情感价值在元素品牌认知度和消费者购买行为之间的间接效应区间为[0.0319,0.1739],上下限区间均不包含0,P 小于0.05,具有显著的部分中介作用;情感价值在汉服品牌联名产品属性和消费者购买行为之间的间接效应区间为[0.0231,0.1414],上下限区间均不包含0,P 小于0.05,具有显著的部分中介作用;情感价值在汉服品牌联名感知价值和消费者购买行为之间的间接效应区间为[0.0328,0.1593],上下限区间均不包含0,P 小于0.05,具有显著的部分中介作用;情感价值在汉服品牌联名匹配度和消费者购买行为之间的间接效应区间为[0.0366,0.1817],上下限区间均不包含0,P 小于0.05,具有显著的部分中介作用。即假设H6~H10成立。

3 结束语

基于ABC态度理论,构建了以主品牌知名度、元素品牌知名度、汉服品牌联名产品属性、汉服品牌联名感知价值和汉服品牌联名匹配度为自变量,消费者购买行为为因变量,情感价值为中介变量的概念模型,并提出研究假设。通过相关性分析、回归分析和中介效应对问卷数据进行验证分析,得出以下结论:①品牌知名度、元素品牌知名度、汉服品牌联名产品属性、汉服品牌联名感知价值和汉服品牌联名匹配度对消费者购买行为有正向影响,且其影响重要性程度为汉服品牌联名匹配度>主品牌知名度>汉服品牌联名产品属性>元素品牌知名度>汉服品牌联名感知价值。②情感价值在品牌知名度、元素品牌知名度、汉服品牌联名产品属性、汉服品牌联名感知价值和汉服品牌联名匹配度影响消费者购买行为过程中起部分中介作用。根据以上结果,对汉服品牌提出以下建议:①提高汉服品牌知名度。汉服商家要提高品牌宣传意识,利用互联网加大市场推广力度,比如利用抖音、淘宝、小红书等直播平台讲好品牌故事、分享汉服文化,使汉服品牌理念渗入消费者内心。②与潮流品牌/IP 联名。汉服品牌在选择合作品牌/IP 时,选择既有较高知名度,又有较多话题度和粉丝量的品牌。③提高汉服联名产品属性和服务。从消费者角度出发,好的产品品质会影响消费者的选择。汉服品牌还可以根据消费者的个性,提供个性化定制和个性化服务,以此来提升消费者对汉服品牌的忠诚度。④注重汉服品牌与元素品牌的匹配度。汉服品牌与元素品牌要在品牌特征上相似、消费者人群相近或形象代言人定位上相同,从而达到品牌形象一致。    

研究存在一定的不足和局限性,研究问卷多集中在18~30岁的人群之中,没有对全部年龄段的消费者进行调研,在后续的研究中可以扩大受访者的年龄段,对不同年龄段的人群进行调研,丰富研究方法,为汉服品牌联名营销提供可靠的建议。此外,收集的问卷数量较少,结果并不能全面反映汉服品牌联名对消费者购买行为的影响,分析结论的效度有待提高。    

参考文献见《纺织科技进展》2024年第8期。

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