王晨曦

(吉林體育學(xué)院，吉林 長春 130022)

?

基于認(rèn)同感的本土體育賽事品牌資產(chǎn)驅(qū)動(dòng)模型研究

王晨曦

(吉林體育學(xué)院，吉林 長春 130022)

運(yùn)用問卷調(diào)查法與數(shù)理統(tǒng)計(jì)法重點(diǎn)研究了消費(fèi)者品牌認(rèn)同感對(duì)中國本土體育賽事品牌資產(chǎn)的影響及其作用機(jī)制，構(gòu)建了一個(gè)基于品牌認(rèn)同感和地域認(rèn)同感的體育賽事品牌資產(chǎn)驅(qū)動(dòng)結(jié)構(gòu)模型。通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：消費(fèi)者品牌認(rèn)同感對(duì)體育賽事品牌資產(chǎn)中的“品牌知名度、品牌感知質(zhì)量、品牌聯(lián)想、品牌忠誠度”四個(gè)維度均有顯著正向影響，而消費(fèi)者地域認(rèn)同感對(duì)品牌認(rèn)同感與本土體育賽事品牌資產(chǎn)之間的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用。

品牌認(rèn)同感；地域認(rèn)同感；品牌資產(chǎn)；本土賽事

1 問題的提出

體育賽事是體育產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域中最活躍、最有影響力的重要組成部分，是集競賽平臺(tái)與相關(guān)服務(wù)產(chǎn)品為一體的體育活動(dòng)。與狹義的體育競賽不同，體育賽事的運(yùn)行既涉及到競技比賽的籌備與表演，也涉及到門票銷售、賽事贊助、媒體宣傳及周邊產(chǎn)品推廣等一系列的相關(guān)活動(dòng)，體育賽事市場化運(yùn)作已然成為體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的主流方向。同各領(lǐng)域企業(yè)打造企業(yè)文化與品牌形象一樣，體育賽事經(jīng)營不只是提供高質(zhì)量的競賽產(chǎn)品，還有經(jīng)營體育賽事的品牌理念與品牌資產(chǎn)。通過體育賽事品牌的自身感染力與吸引力帶動(dòng)大眾觀賽與消費(fèi)。因而，體育賽事的經(jīng)營者都為了將市場效益最大化，提升賽事知名度與影響力，越來越重視其賽事品牌的建設(shè)與賽事品牌資產(chǎn)的提升。我國在《競技體育“十三五”規(guī)劃》中提出要轉(zhuǎn)變競技體育發(fā)展方式，發(fā)揮競賽的杠桿作用，調(diào)動(dòng)社會(huì)資源參與辦賽積極性，建設(shè)品牌賽事，實(shí)現(xiàn)社會(huì)效益與經(jīng)濟(jì)效益融合統(tǒng)一。由此見得，在我國推動(dòng)體育產(chǎn)業(yè)化的過程中，不斷創(chuàng)新體育賽事的經(jīng)營方式，充分挖掘體育賽事品牌的無形資產(chǎn)，提升本土體育賽事的品牌資產(chǎn)及品牌效益，使其形成具有自我發(fā)展功能的良性循環(huán)機(jī)制，無疑是推動(dòng)我國體育事業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要驅(qū)動(dòng)力。

基于此，從消費(fèi)者心理視角研究本土體育賽事品牌資產(chǎn)的提升路徑，一方面，是對(duì)現(xiàn)有體育賽事品牌資產(chǎn)影響因素分析的補(bǔ)充，并探究消費(fèi)者地域認(rèn)同感因素在消費(fèi)者品牌認(rèn)同對(duì)體育賽事品牌資產(chǎn)影響效果這一路徑上的調(diào)節(jié)作用。另一方面，在分析消費(fèi)者對(duì)于賽事品牌心理認(rèn)知因素的基礎(chǔ)上，構(gòu)建包括消費(fèi)者品牌認(rèn)同與體育賽事品牌資產(chǎn)內(nèi)部因素的模型，以此把握消費(fèi)者行為偏好，提出提升賽事品牌資產(chǎn)的策略。

2 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

2.1 消費(fèi)者品牌認(rèn)同感與賽事品牌資產(chǎn)關(guān)系的研究

隨著Schouten(1991)、Aaker(1996)、Keller(2001)等西方學(xué)者對(duì)認(rèn)同理論的研究，由認(rèn)同理論發(fā)展而來的品牌認(rèn)同理論在市場營銷與品牌管理等領(lǐng)域得到運(yùn)用[1-3]，我國學(xué)者也基于消費(fèi)者認(rèn)同理論進(jìn)行了品牌效益提升的相關(guān)研究。陳志輝等(2014)立足于消費(fèi)者視角以奧運(yùn)會(huì)這一具有影響力的賽事為依托，進(jìn)行體育賽事品牌創(chuàng)建與品牌管理經(jīng)驗(yàn)的探究。并且總結(jié)得出建設(shè)我國的品牌賽事應(yīng)以消費(fèi)者認(rèn)知為主導(dǎo)，構(gòu)建賽事品牌內(nèi)部因素的識(shí)別體系，進(jìn)而將賽事品牌的影響效益與包括人力資源、財(cái)力資源等外部資源在內(nèi)的因素相融合，最終形成賽事品牌資產(chǎn)利益共享的持續(xù)機(jī)制[4]?？登f、石靜(2011)通過實(shí)證研究探討基于消費(fèi)者視角下的品牌資產(chǎn)提升模型以及影響因素之間的作用關(guān)系，其品牌資產(chǎn)驅(qū)動(dòng)模型的構(gòu)建圍繞消費(fèi)者信任與品牌認(rèn)知這兩個(gè)自變量，研究證明由消費(fèi)者情感信任與認(rèn)知信任構(gòu)成的品牌信任對(duì)品牌資產(chǎn)的提升有正向的影響[5]。因而，在企業(yè)品牌資產(chǎn)的提升戰(zhàn)略中不能忽視消費(fèi)者的認(rèn)知因素。通過學(xué)者以往在消費(fèi)者視角下對(duì)認(rèn)同感與品牌資產(chǎn)關(guān)系的研究，提出如下假設(shè)：

H1：消費(fèi)者品牌認(rèn)同感正向影響本土體育賽事品牌資產(chǎn)。

H1a：消費(fèi)者品牌認(rèn)同感正向影響本土體育賽事品牌知名度。

H1b：消費(fèi)者品牌認(rèn)同感正向影響本土體育賽事品牌感知質(zhì)量。

H1c：消費(fèi)者品牌認(rèn)同感正向影響本土體育賽事品牌聯(lián)想。

H1d：消費(fèi)者品牌認(rèn)同感正向影響本土體育賽事品牌忠誠度。

2.2 基于消費(fèi)者視角的品牌資產(chǎn)驅(qū)動(dòng)關(guān)系研究

品牌資產(chǎn)理論的不斷發(fā)展以及與相關(guān)理論的交叉研究，使學(xué)者們認(rèn)識(shí)到影響品牌資產(chǎn)提升的因素不是單一的，因而展開了對(duì)品牌資產(chǎn)驅(qū)動(dòng)因素的多層次探討。古安偉(2012)基于消費(fèi)者的關(guān)系視角提出了三層級(jí)的品牌資產(chǎn)驅(qū)動(dòng)模型，以此探究消費(fèi)者品牌認(rèn)知、品牌行為與品牌情感對(duì)于品牌資產(chǎn)的作用效果。并且利用這一涵蓋多因素的品牌資產(chǎn)驅(qū)動(dòng)模型來明確塑造消費(fèi)者為主導(dǎo)的品牌資產(chǎn)提升路徑[6]。許正良(2011)通過分析品牌功能、品牌體驗(yàn)、品牌象征三個(gè)維度構(gòu)成的品牌認(rèn)知與品牌信任、品牌依戀構(gòu)成的品牌情感之間的因果線性關(guān)系，探究消費(fèi)者對(duì)于品牌的忠誠度。繼而在構(gòu)建以消費(fèi)者行為反應(yīng)為核心的驅(qū)動(dòng)模型基礎(chǔ)上描繪品牌資產(chǎn)提升路徑[7]?，F(xiàn)階段，我國學(xué)者對(duì)于構(gòu)建品牌資產(chǎn)驅(qū)動(dòng)模型的研究，仍多集中在實(shí)體經(jīng)濟(jì)的市場營銷領(lǐng)域，而對(duì)于消費(fèi)者心理視角的品牌資產(chǎn)內(nèi)部因素的探尋也多是對(duì)于品牌的認(rèn)知，終是沒有放眼于消費(fèi)者其他層面的心理因素。本研究基于消費(fèi)者的地域認(rèn)同感來探究與體育賽事品牌資產(chǎn)之間的驅(qū)動(dòng)關(guān)系，實(shí)為賽事品牌營銷領(lǐng)域的新視角。而筆者之前對(duì)于地域認(rèn)同感與俱樂部品牌資產(chǎn)的關(guān)系研究也為驅(qū)動(dòng)模型的提出建立了基礎(chǔ)[8]。因此，提出如下假設(shè)：

H2：消費(fèi)者地域認(rèn)同感對(duì)品牌認(rèn)同感與本土體育賽事品牌資產(chǎn)之間的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用。

H2a：消費(fèi)者地域認(rèn)同感對(duì)品牌認(rèn)同感與本土體育賽事品牌知名度之間的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用。

H2b：消費(fèi)者地域認(rèn)同感對(duì)品牌認(rèn)同感與本土體育賽事品牌感知質(zhì)量之間的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用。

H2c：消費(fèi)者地域認(rèn)同感對(duì)品牌認(rèn)同感與本土體育賽事品牌聯(lián)想之間的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用。

H2d：消費(fèi)者地域認(rèn)同感對(duì)品牌認(rèn)同感與本土體育賽事品牌忠誠度之間的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用。

H3：消費(fèi)者地域認(rèn)同感高與低，在品牌認(rèn)同感與本土體育賽事品牌資產(chǎn)關(guān)系上的影響強(qiáng)度不同。

根據(jù)以上假設(shè)，提出本研究概念模型，見圖1。

圖1 研究概念模型

3 數(shù)據(jù)獲取與處理

3.1 問卷設(shè)計(jì)

首先，根據(jù)假設(shè)提出問卷的維度、問題項(xiàng)目，問卷為結(jié)構(gòu)型封閉問卷，問卷借鑒Mael&Ashforth(1992)量表、Wann和Branscombe的《身份認(rèn)同感量表》[13]。其次，通過專家訪談的形式對(duì)問卷進(jìn)行期初檢驗(yàn)，并根據(jù)專家意見修正量表。第三，選定吉林主場職業(yè)男子籃球賽事的現(xiàn)場觀眾對(duì)其進(jìn)行問卷的預(yù)測試，并根據(jù)測驗(yàn)結(jié)果修訂成為正式量表。問卷第一部分為人口基本信息，第二部分由地域認(rèn)同感與品牌認(rèn)同感的相關(guān)題項(xiàng)構(gòu)成，第三部分是包括品牌知名度、品牌忠誠度、品牌感知質(zhì)量與品牌聯(lián)想四個(gè)維度在內(nèi)的品牌資產(chǎn)相關(guān)題項(xiàng)構(gòu)成。問卷采用李克特5級(jí)量表，從1(非常不同意)到5(非常同意)，共計(jì)20個(gè)條目。

以男子籃球職業(yè)聯(lián)賽為背景，選取預(yù)測試與正式測試的調(diào)查對(duì)象，這出于3方面考慮。1)中國男子籃球職業(yè)聯(lián)賽(即CBA，英文全稱China Basketball Association)，簡稱中職籃，是中國最高等級(jí)的籃球聯(lián)賽，因而，選取其作為被調(diào)查的對(duì)象，具有代表性；2)中國男子籃球職業(yè)聯(lián)賽在我國具有廣泛的群眾吸引力，具有一定的球迷基礎(chǔ)與群眾知曉度，有利于排除被調(diào)查消費(fèi)者不熟知的干擾；3)中國男子籃球職業(yè)聯(lián)賽是大型知名品牌賽事，在各省、市都有職業(yè)俱樂部與眾多球迷觀眾，便于對(duì)其進(jìn)行消費(fèi)者認(rèn)同感、地域認(rèn)同感與品牌資產(chǎn)的相關(guān)研究。

3.2 數(shù)據(jù)描述

正式測試在CBA聯(lián)賽2015-2016賽季第12-32輪比賽中，選取吉林、新疆、廣東共20場主場比賽的現(xiàn)場觀眾球迷進(jìn)行隨機(jī)抽樣，發(fā)放問卷共400份，回收問卷378份，回收率94.5%。剔除填寫不完整等無效問卷后，有效問卷313份，有效率為82.8%。調(diào)查選取的球隊(duì)無論在地理位置分布、球隊(duì)的建隊(duì)歷史，還是實(shí)力水平上都具有一定的代表性。被調(diào)查對(duì)象的選取在樣本年齡分布、職業(yè)層次分布等方面較廣，文化程度涵蓋從高中以下至研究生以上學(xué)歷。證明了本次調(diào)查樣本的真實(shí)性、穩(wěn)定性與代表性。

3.3 測量模式檢驗(yàn)

在假設(shè)檢定之前，首先針對(duì)數(shù)據(jù)用克朗巴赫α系數(shù)法進(jìn)行信度檢驗(yàn)(表1)。因素負(fù)荷量介于0.677至0.882之間，根據(jù)Tabachnica與Fidell(2007)的建議，因素負(fù)荷量大于0.55即為良好；組合信度介于0.808至0.889，符合Bagozzi與Yi(1998)所建議達(dá)0.60以上的穩(wěn)定性，說明各變量的內(nèi)部一致性較高。綜上，本研究所選取的觀測變量具有較好的穩(wěn)定性與內(nèi)部一致性。

表1 各變量信度檢驗(yàn)結(jié)果

其次針對(duì)數(shù)據(jù)用驗(yàn)證性因子分析進(jìn)行效度檢驗(yàn)(表2)。平均方差抽取量是潛在變量可以解釋其指標(biāo)變量變異量的比值，是一種收斂效度的指標(biāo)，其數(shù)值愈大，表示測量指標(biāo)愈能有效反映其共同因素構(gòu)面的潛在特質(zhì)[9]。平均方差抽取量介于0.585至0.714之間，符合Hair等人(2006)建議的平均方差抽取量要大于0.5的良好收斂效度要求；根據(jù)以任意兩個(gè)潛在變量間的相關(guān)系數(shù)來檢定觀測變量區(qū)別效度的標(biāo)準(zhǔn)，可以說明本研究所選取的變量具有良好的區(qū)別效度。

表2 潛在變量間相關(guān)系數(shù)

注：*表示P<0.05，**表示P<0.01(下同)。

4 結(jié)果與分析

4.1 結(jié)構(gòu)方程模型參數(shù)檢定

本研究運(yùn)用AMOS23.0軟件并采用極大似然法(ML)對(duì)假設(shè)路徑進(jìn)行SEM分析。 以極大似然法估計(jì)各回歸系數(shù)參數(shù)結(jié)果(表3)，除5個(gè)參照指標(biāo)值設(shè)為1不予估計(jì)外(參照指標(biāo)指的是潛在變量有兩個(gè)以上指標(biāo)變量時(shí)，限制其中一個(gè)觀察變量與潛在變量的關(guān)系為1，即將回歸權(quán)重值設(shè)定等于1，以方便其余參數(shù)的估計(jì))，其余回歸加權(quán)值均達(dá)顯著，結(jié)構(gòu)模型中4條回歸加權(quán)值均達(dá)顯著，其估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤介于0.079至0.082之間。所有觀測變量與其所屬的潛在外生變量或潛在內(nèi)生變量的因素負(fù)荷量(λ)在顯著水平α=0.01時(shí)均達(dá)到顯著。

在結(jié)構(gòu)方程模型分析之前，對(duì)模型適配度的檢驗(yàn)十分必要。適配度指標(biāo)是評(píng)價(jià)假設(shè)的路徑分析模型圖與搜集的數(shù)據(jù)是否相互適配，而不是說明路徑分析模型圖的正確與否，一個(gè)適配度完全符合評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)的模型圖只能說明研究者假設(shè)的模型圖比較符合實(shí)際數(shù)據(jù)的現(xiàn)況。本研究對(duì)整體模型的適配度進(jìn)行檢驗(yàn)：χ2=293.907，df=108，(P<0.01)，χ2/df=2.721，小于3具有良好水準(zhǔn)，RMSEA=0.074，小于可接受水準(zhǔn)0.08；增值適配度指數(shù)：NFI=0.925，RFI=0.905，IFI=0.951，TLI=0.938，CFI=0.951，均大于0.90；簡約適配度指數(shù)：PGFI=0.635，PNFI=0.734，PCFI=0.755，均大于0.50。根據(jù)以上適配度檢驗(yàn)，研究模型具有良好的適配度。

表3 潛在變量衡量模式的參數(shù)檢定

注：***表示p<0.001(下同)。

4.2 品牌認(rèn)同感假設(shè)路徑關(guān)系檢定

在品牌認(rèn)同感結(jié)構(gòu)模型中，依照品牌資產(chǎn)四個(gè)維度的劃分，共有4條假設(shè)路徑。從表4的研究結(jié)果可知，“認(rèn)同感→品牌知名度”(H1a)、“認(rèn)同感→品牌感知質(zhì)量”(H1b)、“認(rèn)同感→品牌聯(lián)想”(H1c)和“認(rèn)同感→品牌忠誠度”(H1d)4條路徑關(guān)系均在0.001水平上顯著，即品牌認(rèn)同感正向影響品牌知名度、品牌感知質(zhì)量、品牌聯(lián)想和品牌忠誠度。因此，研究假設(shè)H1、H1a、H1b、H1c與H1d均成立。

表4 各變量假設(shè)路徑關(guān)系檢定

4.3 地域認(rèn)同感的調(diào)節(jié)效果分析

4.3.1 調(diào)節(jié)模型路徑系數(shù)

假設(shè)H2推測地域認(rèn)同感會(huì)調(diào)節(jié)消費(fèi)者品牌認(rèn)同感對(duì)本土體育賽事品牌資產(chǎn)的相對(duì)影響強(qiáng)度，因此首先驗(yàn)證地域認(rèn)同感是否具有調(diào)節(jié)作用，進(jìn)而檢驗(yàn)地域認(rèn)同感作為調(diào)節(jié)變量對(duì)品牌認(rèn)同感與品牌資產(chǎn)之間關(guān)系的影響強(qiáng)度?，F(xiàn)階段，眾多學(xué)者參考Wann等人的方法[10]，運(yùn)用中位數(shù)均分法將調(diào)節(jié)變量分為高和低兩組進(jìn)行分析，而為了更全面嚴(yán)謹(jǐn)?shù)貦z驗(yàn)調(diào)節(jié)作用的顯著性，本研究采用Edward E.Cureton(1957)驗(yàn)證的27與73分位劃分標(biāo)準(zhǔn)，將假設(shè)的地域認(rèn)同感這一調(diào)節(jié)變量分為高地域認(rèn)同感與低地域認(rèn)同感兩組進(jìn)行分析(表5)。在分析方法上，參照Olsen(2007)和金立印(2007)的方法，借助結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)顯著路徑的相對(duì)大小，即檢驗(yàn)品牌認(rèn)同感到品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)差異的顯著程度[11]。約束品牌認(rèn)同感對(duì)品牌資產(chǎn)路徑系數(shù)等同，對(duì)于消費(fèi)者地域認(rèn)同感，Δχ2(1)=4.274，差異顯著，消費(fèi)者品牌認(rèn)同感對(duì)本土體育賽事品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)有顯著差別，即H2得到支持。由表5可知，在地域認(rèn)同感的調(diào)節(jié)作用下，“認(rèn)同感→品牌知名度”(H2a)、“認(rèn)同感→品牌感知質(zhì)量”(H2b)、“認(rèn)同感→品牌聯(lián)想”(H2c)和“認(rèn)同感→品牌忠誠度”(H2d)4條路徑關(guān)系均在0.001水平上顯著，即地域認(rèn)同感正向調(diào)節(jié)品牌認(rèn)同感對(duì)品牌知名度、品牌感知質(zhì)量、品牌聯(lián)想和品牌忠誠度之間的關(guān)系。因此，研究假設(shè)H2a、H2b、H2c與H2d均成立。

表5 地域認(rèn)同感結(jié)構(gòu)統(tǒng)計(jì)模型路徑系數(shù)

4.3.2 模型交叉效度

為了進(jìn)一步驗(yàn)證調(diào)節(jié)作用模型的穩(wěn)定度，本研究驗(yàn)證兩群樣本的不變性，包括測量模型的“因素負(fù)荷量”、“結(jié)構(gòu)(路徑)系數(shù)”及“因素共變異數(shù)”，若之間沒有差異，則表示模型具有相當(dāng)?shù)姆€(wěn)定性(交叉效度)。

在地域認(rèn)同感群組不變性比較上，從表6可以得到在假設(shè)研究者的模型是正確的情形下，將其分為兩個(gè)群組做比較。1)先將兩群因素負(fù)荷量設(shè)定等同，地域認(rèn)同結(jié)構(gòu)模型共計(jì)有12個(gè)因素負(fù)荷量予以設(shè)定等同(DF=12)，卡方值(CMIN)增加12.364，檢定結(jié)果P=0.417，未達(dá)到0.05顯著水平，表示這12個(gè)因素負(fù)荷量予以設(shè)定等同是可以接受的，因此12個(gè)因素負(fù)荷量全等；2)維持測量模型的限制外，再加13個(gè)結(jié)構(gòu)路徑系數(shù)的設(shè)定，卡方值增加20.035，檢定結(jié)果P=0.094，未達(dá)到0.05顯著水平，表示這13個(gè)結(jié)構(gòu)路徑系數(shù)是全等；3)維持結(jié)構(gòu)系數(shù)模型的限制外，再加14個(gè)變異數(shù)及共變異數(shù)的設(shè)定，卡方值增加22.341，檢定結(jié)果P=0.072，未達(dá)到0.05顯著水平，表示這14個(gè)變異數(shù)及共變異數(shù)予以設(shè)定等同是可以接受的，因此14個(gè)變異數(shù)及共變異數(shù)全等。

上述的分析皆符合Kline(2005)所提的溫和檢定，資料分兩群顯現(xiàn)是為同質(zhì)，因此兩群組全等。當(dāng)兩組愈比較的模型通過交叉效度的驗(yàn)證之后，表示模型沒有設(shè)定錯(cuò)誤的問題發(fā)生，因此進(jìn)行競爭模型的后續(xù)比較。

表6 地域認(rèn)同感群組不變性比較

4.3.3 競爭模型系數(shù)差異比較

本研究經(jīng)過前面的探討，兩組競爭模型都有相當(dāng)良好的信、效度及模型配適度，因此可以進(jìn)一步檢定競爭模型之間的差異。這一部分研究在探討地域認(rèn)同感是否在品牌認(rèn)同感對(duì)品牌資產(chǎn)的影響之間具有調(diào)節(jié)作用的同時(shí)，將進(jìn)一步分析高地域認(rèn)同感與低地域認(rèn)同感對(duì)兩者關(guān)系上的影響是否有所不同。根據(jù)Duncan(1975)的建議，不同模型的系數(shù)比較可用標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)及非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)來比較。在分析方法上，參照Olsen(2007)和金立印(2007)的方法，借助結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)顯著路徑的相對(duì)大小，即檢驗(yàn)品牌認(rèn)同感到品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)差異的顯著程度(表7)。分別約束在地域認(rèn)同感高與低的兩群組中，品牌認(rèn)同感對(duì)品牌資產(chǎn)路徑系數(shù)等同，對(duì)于地域認(rèn)同感高的消費(fèi)者，Δχ2(3)=11.800，差異顯著，而對(duì)于地域認(rèn)同感低的消費(fèi)者，Δχ2(3)=6.509，差異不顯著。因此，高地域認(rèn)同感與低地域認(rèn)同感對(duì)品牌認(rèn)同感與本土體育賽事品牌資產(chǎn)關(guān)系上的影響不同。也就是說，相較于地域認(rèn)同感低的消費(fèi)者，地域認(rèn)同感高的消費(fèi)者，賽事品牌認(rèn)同感對(duì)品牌資產(chǎn)的影響強(qiáng)度較大。因此，研究假設(shè)H3成立。

表7 路徑系數(shù)等同性檢驗(yàn)一覽表

5 結(jié)語

我國體育賽事無疑是資源高度集中的體育競賽業(yè)核心，其作為一種提供體育觀賞產(chǎn)品與相關(guān)服務(wù)的特殊事件，在促進(jìn)我國體育產(chǎn)業(yè)增速發(fā)展的同時(shí)，更能夠促使觀賽人群向體育參與型人群轉(zhuǎn)化，繼而推動(dòng)我國全民健身事業(yè)的良性發(fā)展，建設(shè)體育賽事品牌能夠在提升賽事質(zhì)量的同時(shí)，為體育賽事產(chǎn)業(yè)培養(yǎng)穩(wěn)定的觀賽群體與消費(fèi)群體。因而深入體育賽事系統(tǒng)內(nèi)部，在探究賽事品牌資產(chǎn)與消費(fèi)者心理認(rèn)知關(guān)系的基礎(chǔ)上，構(gòu)建體育賽事品牌資產(chǎn)驅(qū)動(dòng)模型，以此來明確體育賽事品牌資產(chǎn)的提升路徑十分必要。本研究構(gòu)建了一個(gè)基于品牌認(rèn)同感和地域認(rèn)同感的體育賽事品牌資產(chǎn)驅(qū)動(dòng)結(jié)構(gòu)模型，通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：消費(fèi)者品牌認(rèn)同感對(duì)體育賽事品牌資產(chǎn)中的“品牌知名度、品牌感知質(zhì)量、品牌聯(lián)想、品牌忠誠度”四個(gè)維度均有顯著正向影響，而消費(fèi)者地域認(rèn)同感對(duì)品牌認(rèn)同感與本土體育賽事品牌資產(chǎn)之間的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用。因而，我國本土體育賽事的舉辦發(fā)展，在保證賽事?lián)碛辛己觅|(zhì)量的同時(shí)還應(yīng)體現(xiàn)地域優(yōu)勢(shì)與特點(diǎn)。

本研究的不足之處是，假設(shè)模型中沒有將消費(fèi)者認(rèn)同感的維度細(xì)化，以及沒有引入認(rèn)同感相關(guān)的影響變量。其次，研究問卷收集的數(shù)據(jù)來源于CBA聯(lián)賽單個(gè)賽季中的三次主場比賽，沒有涉及其他類型的體育賽事，這在研究的全面性上稍顯不足。

[1] Schouten J.W.Selves in transition：symbolic consumption in personal rites of passage and identity reconstruction[J].Joumal of Consumer Research. 1991，17(3)：412-425.

[2] Aaker，A.D.Measuring brand equity across products and markets[J].California Management Review. 1996，38(3)：102-120.

[3] Keller，K.Building customer based brand equity[J].Marketing Management 2001，10(2)：15-19.

[4] 陳志輝，張宇，李兵，資武成.奧運(yùn)會(huì)品牌管理經(jīng)驗(yàn)及對(duì)我國體育賽事品牌創(chuàng)建的啟示[J]. 體育與科學(xué)，2014，35(3)：57-59.

[5] 康莊，石靜.品牌資產(chǎn)、品牌認(rèn)知與消費(fèi)者品牌信任關(guān)系實(shí)證研究[J]. 華東經(jīng)濟(jì)管理，2011，25(3)：99-103.

[6] 古安偉.基于消費(fèi)者關(guān)系視角的品牌資產(chǎn)概念模型及其驅(qū)動(dòng)關(guān)系研究[D].長春：吉林大學(xué)博士學(xué)位論文，2012：57.

[7] 許正良，古安偉.基于關(guān)系視角的品牌資產(chǎn)驅(qū)動(dòng)模型研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011，25(10)：109-118.

[8] 王晨曦.本土球星對(duì)中國職業(yè)籃球俱樂部品牌資產(chǎn)的影響——球隊(duì)認(rèn)同感的中介和地域認(rèn)同感的調(diào)節(jié)[J].體育研究與教育，2016，31(6)：9-16.

[9] 陳勝可.SPSS統(tǒng)計(jì)分析從入門到精通[M].北京：清華大學(xué)出版社，2010：379-380.

[10] Wann D L，Koch K，Knoth T，et al.The impact of team identification on biased predications of player performance[J].Psychol Rec.2010，56(1)：55-66.

[11] 金立印.虛擬品牌社群的價(jià)值維度對(duì)成員社群意識(shí)、忠誠度及行為傾向的影響[J].管理科學(xué)，2007，19(2)：36-45.

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，碩士研究生，研究方向：體育人文社會(huì)學(xué)。

G80-053

A

1672-1365(2017)02-0039-06

?體育人文社會(huì)學(xué)