杜維　程鋒?！⊥跤?/p>

摘要：以儒家價值觀作為調(diào)節(jié)變量，分析了我國高技術(shù)服務(wù)業(yè)中品牌資產(chǎn)和感知風(fēng)險的關(guān)系，并通過在中國三地發(fā)放問卷收集數(shù)據(jù)加以驗證。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：品牌認(rèn)知度對感知風(fēng)險有直接作用，儒家價值觀對品牌忠誠度與感知風(fēng)險的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用。

關(guān)鍵詞：高技術(shù)服務(wù)業(yè)；品牌資產(chǎn)；儒家價值觀；感知風(fēng)險

中圖分類號：F719文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1001-8409（2014）05-0015-05

高技術(shù)服務(wù)業(yè)是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展過程中，現(xiàn)代服務(wù)業(yè)與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)相互融合發(fā)展的產(chǎn)物[1]。培養(yǎng)和壯大高技術(shù)服務(wù)業(yè)也是我國“十二五”規(guī)劃中明確提出的發(fā)展重點。深入分析我國高技術(shù)服務(wù)業(yè)的營銷問題，不僅有利于其持續(xù)健康的發(fā)展，也是對相關(guān)營銷理論的豐富和深化。

培育和發(fā)展知名品牌是“十二五”規(guī)劃中提出的我國高技術(shù)服務(wù)業(yè)的發(fā)展方向，品牌資產(chǎn)作為市場營銷中的關(guān)鍵資產(chǎn)[2]，有助于對消費者長期行為的培養(yǎng)。品牌資產(chǎn)是了解市場營銷目標(biāo)、作用機制、整體影響的關(guān)鍵因素，已經(jīng)成為衡量企業(yè)營銷效果的指標(biāo)。

由于知識密集、高技術(shù)的行業(yè)背景，個體消費者在對高技術(shù)服務(wù)產(chǎn)品做出購買決策時，較之一般產(chǎn)品更容易產(chǎn)生感知風(fēng)險。降低感知風(fēng)險是提升企業(yè)營銷效率的重要途徑。雖然品牌資產(chǎn)和感知風(fēng)險在營銷領(lǐng)域受到了一定的關(guān)注，但是少有學(xué)者將兩者聯(lián)系起來研究，對我國高技術(shù)服務(wù)業(yè)中品牌資產(chǎn)與感知風(fēng)險的相關(guān)問題更是缺乏探討。

本文嘗試分析中國高技術(shù)服務(wù)業(yè)中品牌資產(chǎn)對不同類型感知風(fēng)險的作用，并引入儒家價值觀變量，探究其對品牌資產(chǎn)與感知風(fēng)險關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

1理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1品牌資產(chǎn)與感知風(fēng)險

Keller將品牌資產(chǎn)定義為基于不同的品牌知識而導(dǎo)致消費者對品牌營銷措施反應(yīng)不同的效應(yīng)[3]。Bauer把感知風(fēng)險定義為由消費者行為產(chǎn)生的、而其自身不能明確預(yù)期的后果[4]。

擁有較強品牌資產(chǎn)的高技術(shù)服務(wù)企業(yè)，在市場上會有較高的知名度和較好的企業(yè)形象，良好的品牌會使無形的服務(wù)更加形象和易于理解。這能夠降低消費者購買產(chǎn)品和服務(wù)時所產(chǎn)生的財務(wù)、社會和安全方面的感知風(fēng)險[5]。企業(yè)可以通過品牌向消費者傳遞價值，在制定購買決策時，消費者借助品牌對企業(yè)的高技術(shù)服務(wù)進行判斷，高知名度品牌傳遞的價值更大，是對企業(yè)優(yōu)秀服務(wù)品質(zhì)的保證，從而降低感知風(fēng)險[6]。

消費者考慮購買高技術(shù)服務(wù)時，會尋求多種途徑來降低風(fēng)險。如果消費者對產(chǎn)品缺乏足夠的知識和信息，就會尋找一些外部的線索來降低購買產(chǎn)品的風(fēng)險[7]。消費者在無法完整認(rèn)識高技術(shù)服務(wù)的情況下，可以依靠企業(yè)的品牌形象和對其品牌的認(rèn)知程度來降低對高技術(shù)服務(wù)功能方面的風(fēng)險。

品牌忠誠不僅意味著顧客的重復(fù)購買，還意味著對品牌、企業(yè)或產(chǎn)品的一種歸屬感或情感[8]。在高技術(shù)服務(wù)業(yè)中，顧客對品牌的忠誠源于對企業(yè)服務(wù)的重復(fù)購買和對企業(yè)品牌的認(rèn)知，他們往往對企業(yè)及其服務(wù)有較深入的了解，知道企業(yè)的服務(wù)是否能夠真正滿足自己的需求，在購買過程中會降低對服務(wù)的感知風(fēng)險。因此本文提出如下假設(shè)：

H1：在中國高技術(shù)服務(wù)業(yè)中，品牌忠誠度對感知風(fēng)險具有負(fù)向的影響。

H2：在中國高技術(shù)服務(wù)業(yè)中，品牌認(rèn)知度對感知風(fēng)險具有負(fù)向的影響。

1.2儒家價值觀的調(diào)節(jié)作用

價值觀對消費者的行為具有決定作用。價值觀不僅影響人們對風(fēng)險的反應(yīng)方式，還影響如何評價感知風(fēng)險[9]，Lonnqvist等學(xué)者認(rèn)為價值觀對行為的影響方式主要是調(diào)節(jié)[10]，因此本文擬分析儒家價值觀對消費行為的調(diào)節(jié)作用。

“好面子”是儒家價值觀的重要特征[11]。Dubois等的研究發(fā)現(xiàn)，很多中國人購買奢侈品是為了外在可視的象征意義[12]。但高技術(shù)服務(wù)由于知識密集性和無形性，很難滿足消費者對外在可視意義的訴求。因此高技術(shù)服務(wù)并不像一些高檔有型商品，不易滿足消費者“好面子”的心理需求。

儒家價值觀的另一特征是強調(diào)集體主義[13]。在這一特征的影響下，中國消費者表現(xiàn)出從眾消費行為[14]。消費者面對新的服務(wù)時，更愿意在購前向朋友和家人咨詢，但中國高技術(shù)服務(wù)市場正處于發(fā)展階段，使用過和正在使用服務(wù)的消費者人數(shù)較少，因此很難有從眾心理來促使購買。因此本文提出如下假設(shè)：

H3：在中國高技術(shù)服務(wù)業(yè)中，儒家價值觀對品牌忠誠度與感知風(fēng)險的關(guān)系有負(fù)向的調(diào)節(jié)作用。

H4：在中國高技術(shù)服務(wù)業(yè)中，儒家價值觀對品牌認(rèn)知度與感知風(fēng)險的關(guān)系有負(fù)向的調(diào)節(jié)作用。

綜上所述，本研究變量間的關(guān)系可歸納為圖1。

2研究設(shè)計

2.1變量測量

本研究以通信行業(yè)的3G業(yè)務(wù)為例，對假設(shè)進行驗證。為了更好地對變量進行測度，對消費者和專家進行了訪談，確定了量表。在分析了100份小樣本調(diào)查的問卷之后，對量表進行了修正。最終以Yoo等的品牌資產(chǎn)量表為基礎(chǔ)[15]，選取了品牌認(rèn)知度和品牌忠誠度兩個維度；以Featherman等和徐國偉的感知風(fēng)險量表為基礎(chǔ)[16，17]，選取了財務(wù)、功能、心理、時間、身體等5個風(fēng)險維度，及總體感知風(fēng)險維度；采用潘煜等的儒家價值觀的量表，包含了行為與身份相匹配、好面子、傾聽他人3個維度[11]。調(diào)查問卷均采用Likert7級量表衡量。

2.2數(shù)據(jù)收集

大樣本抽樣委托重慶某調(diào)查公司實施，在重慶、成都、貴陽三地進行，共發(fā)放問卷600份。三地調(diào)查均由督導(dǎo)帶隊，采用攔截的方式，最終回收有效問卷515份，有效率為85.8%。調(diào)查問卷來自重慶188份、成都210份、貴陽117份。中國移動的3G業(yè)務(wù)用戶比例達(dá)61.2%，中國電信和中國聯(lián)通各占19.4%。受訪者的年齡在18～24歲區(qū)間比例為51.8%，25～30歲區(qū)間比例為21.6%。調(diào)查的男女比例較為平均，分別是52.6%和47.4%。綜上所述，本次調(diào)查具有一定的代表性，以調(diào)查的數(shù)據(jù)來驗證本文的假設(shè)，具有一定的可靠性。

3研究結(jié)果

3.1信度與效度分析

研究采用Cronbachs α系數(shù)來檢驗變量的信度，各變量的α系數(shù)在0.696～0.932之間，表明量表有較好的信度水平。對于量表的效度，采用驗證性因子分析進行考察，LISREL8.7的計算結(jié)果顯示，各題項的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷在0.57～0.85之間，且在P<0.01的水平下顯著，各變量的擬合情況都較好。之后，對3個變量的11個維度進行了相關(guān)系數(shù)計算，各維度間存在顯著的相關(guān)性。表明研究所用量表的效度較好。

3.2假設(shè)檢驗

由于本研究含有交互作用的假設(shè)，采用層級回歸來進行假設(shè)檢驗。為了便于對假設(shè)1至假設(shè)4進行驗證，取總體感知風(fēng)險維度來替代感知風(fēng)險變量進入回歸模型加以分析?；貧w分析的結(jié)果見表1，分析軟件采用了SPSS16.0。

表1中，模型1為只包含控制變量的基準(zhǔn)模型，模型2為包含了主效應(yīng)的模型，模型3為加入了交互效應(yīng)的模型。3個模型中，各變量的VIF最大值為4.016，表明多重共線性的影響并不嚴(yán)重，研究的結(jié)果可靠。由表1可以看出，品牌忠誠度對感知風(fēng)險的影響并不顯著，H1沒有得到支持。品牌認(rèn)知度對感知風(fēng)險有顯著的負(fù)向作用（β=-0.105，p<0.1），假設(shè)H2得到支持。品牌忠誠度與儒家價值觀的交互作用對感知風(fēng)險有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用（β=-0.085，p<0.1），假設(shè)H3得到支持。最后，品牌認(rèn)知度與儒家價值觀的交互作用對感知風(fēng)險的影響不顯著，H4沒有得到支持。本文假設(shè)驗證情況見表2。

4結(jié)論與討論

本文以3G業(yè)務(wù)為例，分析了我國高技術(shù)服務(wù)業(yè)中品牌資產(chǎn)與感知風(fēng)險的關(guān)系，并引入了儒家價值觀考察其對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①品牌認(rèn)知度直接影響感知風(fēng)險，促使高技術(shù)服務(wù)消費者對風(fēng)險的感知有所降低；②品牌忠誠度雖然對感知風(fēng)險沒有顯著的直接影響，但能夠在儒家價值觀的調(diào)節(jié)下，間接影響消費者的感知風(fēng)險；③儒家價值觀對品牌忠誠度與感知風(fēng)險的關(guān)系有負(fù)向的調(diào)節(jié)作用；④儒家價值觀負(fù)向調(diào)節(jié)品牌忠誠度與財務(wù)、功能、心理、時間等風(fēng)險的關(guān)系；⑤儒家價值觀還負(fù)向調(diào)節(jié)品牌認(rèn)知度與功能風(fēng)險的關(guān)系。

在已有文獻(xiàn)中，學(xué)者們探討價值觀對消費者行為的直接作用，對于儒家價值觀的分析也多從該視角開展[11]。而本文基于Lonnqvist等的研究視角[10]，認(rèn)為價值觀更多的是對消費者行為具有調(diào)節(jié)作用，并在中國高技術(shù)服務(wù)業(yè)中進行了驗證。本文這一結(jié)論為品牌資產(chǎn)與感知風(fēng)險關(guān)系的研究提供了新的解釋，豐富了相關(guān)理論。

本文的局限之處為：在對品牌資產(chǎn)與感知身體風(fēng)險的關(guān)系研究中，構(gòu)建模型并不顯著，因此無法判定變量之間到底存在何種關(guān)系，后繼研究可適當(dāng)加入其他變量或建立新的模型加以探討。

參考文獻(xiàn)：

[1]王仰東，楊躍承，趙志強. 高技術(shù)服務(wù)業(yè)的內(nèi)涵特征及成因分析[J]. 科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理， 2007， 11： 10-13.

[2]Ambler T. Marketing and the Bottom Line： Creating the Measures of Success[M]. London： Financial Times/Prentice Hall， 2003.

[3]Keller K L. Conceptualizing， Measuring， and Managing Customer-based Brand Equity[J]. Journal of Marketing， 1993， 57（1）： 1-22.

[4]Bauer R A. Consumer Behavior as Risk Raking in Hancock， R S （Ed.）， Dynamic Marketing for a Changing World[C]. Proceedings of the 43rd Conference of the American Marketing Association， 1960.389-398.

[5]Berry L L. Cultivating Service Brand Equity[J]. Journal of Academy of Marketing Science， 2000， 28（1）： 128–137.

[6]龔艷萍， 范書利. 品牌延伸對消費者品牌忠誠的影響——基于品牌信任和品牌象征價值的實證研究[J].軟科學(xué)， 2008， 22（3）： 63-67， 72.

[7]Kotler P. Marketing Management： Analysis， Planning， Implementation and Control[J]. Journal of Business Research， 1996， 49： 101–111.

[8]徐彪， 李心丹， 張珣. 基于顧客承諾的IT業(yè)品牌忠誠形成機制研究[J]. 管理學(xué)報， 2011， 8（11）： 1675-1681.

[9]Choi J， Geistfeld L V. A Cross-Cultural Investigation of Consumer E-Shopping Adoption[J]. Journal of Economic Psychology， 2004， 25 （6）： 821–838.

[10]Lonnqvist J E， Walkowitz G， Wichardt P， et al. The Moderating Effect of Conformism Values on the Relations Between other Personal Values， Social Norms， Moral Obligation， and Single Altruistic Behaviors[J]. British Journal of Social Psychology， 2009， 48： 525-546.

[11]潘煜， 高麗， 王方華. 生活方式、顧客感知價值對中國消費者購買行為影響[J]. 系統(tǒng)管理學(xué)報， 2009， 18（6）：601-607.

[12]Dubois B， Duquesne P. The Market for Luxury Goods： Income Versus Culture[J]. European Journal of Marketing， 1993， 27（1）： 35-44.

[13]Chung J E， Pysarchik D T. A Model of Behavioral Intention to Buy Domestic Versus Importedproducts in a Confucian Culture[J]. Marketing Intelligence and Planning， 2000， 18（5）： 281–291.

[14]李東進， 吳波， 武瑞娟. 中國消費者購買意向模型-對Fishbein合理行為模型的修正[J]. 管理世界， 2009（1）：121-129， 161.

[15]Yoo B， Donthu N， Lee S. An Examination of Selected Marketing Mix Elements and Brand Equity[J]. Journal of the Academy of Marketing Science， 2000， 28（Spring）： 195-211.

[16]Featherman M， Pavlou P A. Predicting E-services Adoption：A Perceived Risk Facts Perceptive[J]. International Journal of Human–Computer Studies， 2003， 59： 451-474.

[17]徐國偉. 產(chǎn)品卷入度與感知風(fēng)險下顧客忠誠研究[J]. 軟科學(xué)， 2012， 26（2）： 140-144.

（責(zé)任編輯：張勇）

3研究結(jié)果

3.1信度與效度分析

研究采用Cronbachs α系數(shù)來檢驗變量的信度，各變量的α系數(shù)在0.696～0.932之間，表明量表有較好的信度水平。對于量表的效度，采用驗證性因子分析進行考察，LISREL8.7的計算結(jié)果顯示，各題項的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷在0.57～0.85之間，且在P<0.01的水平下顯著，各變量的擬合情況都較好。之后，對3個變量的11個維度進行了相關(guān)系數(shù)計算，各維度間存在顯著的相關(guān)性。表明研究所用量表的效度較好。

3.2假設(shè)檢驗

由于本研究含有交互作用的假設(shè)，采用層級回歸來進行假設(shè)檢驗。為了便于對假設(shè)1至假設(shè)4進行驗證，取總體感知風(fēng)險維度來替代感知風(fēng)險變量進入回歸模型加以分析?；貧w分析的結(jié)果見表1，分析軟件采用了SPSS16.0。

表1中，模型1為只包含控制變量的基準(zhǔn)模型，模型2為包含了主效應(yīng)的模型，模型3為加入了交互效應(yīng)的模型。3個模型中，各變量的VIF最大值為4.016，表明多重共線性的影響并不嚴(yán)重，研究的結(jié)果可靠。由表1可以看出，品牌忠誠度對感知風(fēng)險的影響并不顯著，H1沒有得到支持。品牌認(rèn)知度對感知風(fēng)險有顯著的負(fù)向作用（β=-0.105，p<0.1），假設(shè)H2得到支持。品牌忠誠度與儒家價值觀的交互作用對感知風(fēng)險有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用（β=-0.085，p<0.1），假設(shè)H3得到支持。最后，品牌認(rèn)知度與儒家價值觀的交互作用對感知風(fēng)險的影響不顯著，H4沒有得到支持。本文假設(shè)驗證情況見表2。

4結(jié)論與討論

本文以3G業(yè)務(wù)為例，分析了我國高技術(shù)服務(wù)業(yè)中品牌資產(chǎn)與感知風(fēng)險的關(guān)系，并引入了儒家價值觀考察其對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①品牌認(rèn)知度直接影響感知風(fēng)險，促使高技術(shù)服務(wù)消費者對風(fēng)險的感知有所降低；②品牌忠誠度雖然對感知風(fēng)險沒有顯著的直接影響，但能夠在儒家價值觀的調(diào)節(jié)下，間接影響消費者的感知風(fēng)險；③儒家價值觀對品牌忠誠度與感知風(fēng)險的關(guān)系有負(fù)向的調(diào)節(jié)作用；④儒家價值觀負(fù)向調(diào)節(jié)品牌忠誠度與財務(wù)、功能、心理、時間等風(fēng)險的關(guān)系；⑤儒家價值觀還負(fù)向調(diào)節(jié)品牌認(rèn)知度與功能風(fēng)險的關(guān)系。

在已有文獻(xiàn)中，學(xué)者們探討價值觀對消費者行為的直接作用，對于儒家價值觀的分析也多從該視角開展[11]。而本文基于Lonnqvist等的研究視角[10]，認(rèn)為價值觀更多的是對消費者行為具有調(diào)節(jié)作用，并在中國高技術(shù)服務(wù)業(yè)中進行了驗證。本文這一結(jié)論為品牌資產(chǎn)與感知風(fēng)險關(guān)系的研究提供了新的解釋，豐富了相關(guān)理論。

本文的局限之處為：在對品牌資產(chǎn)與感知身體風(fēng)險的關(guān)系研究中，構(gòu)建模型并不顯著，因此無法判定變量之間到底存在何種關(guān)系，后繼研究可適當(dāng)加入其他變量或建立新的模型加以探討。

參考文獻(xiàn)：

[1]王仰東，楊躍承，趙志強. 高技術(shù)服務(wù)業(yè)的內(nèi)涵特征及成因分析[J]. 科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理， 2007， 11： 10-13.

[2]Ambler T. Marketing and the Bottom Line： Creating the Measures of Success[M]. London： Financial Times/Prentice Hall， 2003.

[3]Keller K L. Conceptualizing， Measuring， and Managing Customer-based Brand Equity[J]. Journal of Marketing， 1993， 57（1）： 1-22.

[4]Bauer R A. Consumer Behavior as Risk Raking in Hancock， R S （Ed.）， Dynamic Marketing for a Changing World[C]. Proceedings of the 43rd Conference of the American Marketing Association， 1960.389-398.

[5]Berry L L. Cultivating Service Brand Equity[J]. Journal of Academy of Marketing Science， 2000， 28（1）： 128–137.

[6]龔艷萍， 范書利. 品牌延伸對消費者品牌忠誠的影響——基于品牌信任和品牌象征價值的實證研究[J].軟科學(xué)， 2008， 22（3）： 63-67， 72.

[7]Kotler P. Marketing Management： Analysis， Planning， Implementation and Control[J]. Journal of Business Research， 1996， 49： 101–111.

[8]徐彪， 李心丹， 張珣. 基于顧客承諾的IT業(yè)品牌忠誠形成機制研究[J]. 管理學(xué)報， 2011， 8（11）： 1675-1681.

[9]Choi J， Geistfeld L V. A Cross-Cultural Investigation of Consumer E-Shopping Adoption[J]. Journal of Economic Psychology， 2004， 25 （6）： 821–838.

[10]Lonnqvist J E， Walkowitz G， Wichardt P， et al. The Moderating Effect of Conformism Values on the Relations Between other Personal Values， Social Norms， Moral Obligation， and Single Altruistic Behaviors[J]. British Journal of Social Psychology， 2009， 48： 525-546.

[11]潘煜， 高麗， 王方華. 生活方式、顧客感知價值對中國消費者購買行為影響[J]. 系統(tǒng)管理學(xué)報， 2009， 18（6）：601-607.

[12]Dubois B， Duquesne P. The Market for Luxury Goods： Income Versus Culture[J]. European Journal of Marketing， 1993， 27（1）： 35-44.

[13]Chung J E， Pysarchik D T. A Model of Behavioral Intention to Buy Domestic Versus Importedproducts in a Confucian Culture[J]. Marketing Intelligence and Planning， 2000， 18（5）： 281–291.

[14]李東進， 吳波， 武瑞娟. 中國消費者購買意向模型-對Fishbein合理行為模型的修正[J]. 管理世界， 2009（1）：121-129， 161.

[15]Yoo B， Donthu N， Lee S. An Examination of Selected Marketing Mix Elements and Brand Equity[J]. Journal of the Academy of Marketing Science， 2000， 28（Spring）： 195-211.

[16]Featherman M， Pavlou P A. Predicting E-services Adoption：A Perceived Risk Facts Perceptive[J]. International Journal of Human–Computer Studies， 2003， 59： 451-474.

[17]徐國偉. 產(chǎn)品卷入度與感知風(fēng)險下顧客忠誠研究[J]. 軟科學(xué)， 2012， 26（2）： 140-144.

（責(zé)任編輯：張勇）

3研究結(jié)果

3.1信度與效度分析

研究采用Cronbachs α系數(shù)來檢驗變量的信度，各變量的α系數(shù)在0.696～0.932之間，表明量表有較好的信度水平。對于量表的效度，采用驗證性因子分析進行考察，LISREL8.7的計算結(jié)果顯示，各題項的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷在0.57～0.85之間，且在P<0.01的水平下顯著，各變量的擬合情況都較好。之后，對3個變量的11個維度進行了相關(guān)系數(shù)計算，各維度間存在顯著的相關(guān)性。表明研究所用量表的效度較好。

3.2假設(shè)檢驗

由于本研究含有交互作用的假設(shè)，采用層級回歸來進行假設(shè)檢驗。為了便于對假設(shè)1至假設(shè)4進行驗證，取總體感知風(fēng)險維度來替代感知風(fēng)險變量進入回歸模型加以分析?；貧w分析的結(jié)果見表1，分析軟件采用了SPSS16.0。

表1中，模型1為只包含控制變量的基準(zhǔn)模型，模型2為包含了主效應(yīng)的模型，模型3為加入了交互效應(yīng)的模型。3個模型中，各變量的VIF最大值為4.016，表明多重共線性的影響并不嚴(yán)重，研究的結(jié)果可靠。由表1可以看出，品牌忠誠度對感知風(fēng)險的影響并不顯著，H1沒有得到支持。品牌認(rèn)知度對感知風(fēng)險有顯著的負(fù)向作用（β=-0.105，p<0.1），假設(shè)H2得到支持。品牌忠誠度與儒家價值觀的交互作用對感知風(fēng)險有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用（β=-0.085，p<0.1），假設(shè)H3得到支持。最后，品牌認(rèn)知度與儒家價值觀的交互作用對感知風(fēng)險的影響不顯著，H4沒有得到支持。本文假設(shè)驗證情況見表2。

4結(jié)論與討論

本文以3G業(yè)務(wù)為例，分析了我國高技術(shù)服務(wù)業(yè)中品牌資產(chǎn)與感知風(fēng)險的關(guān)系，并引入了儒家價值觀考察其對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①品牌認(rèn)知度直接影響感知風(fēng)險，促使高技術(shù)服務(wù)消費者對風(fēng)險的感知有所降低；②品牌忠誠度雖然對感知風(fēng)險沒有顯著的直接影響，但能夠在儒家價值觀的調(diào)節(jié)下，間接影響消費者的感知風(fēng)險；③儒家價值觀對品牌忠誠度與感知風(fēng)險的關(guān)系有負(fù)向的調(diào)節(jié)作用；④儒家價值觀負(fù)向調(diào)節(jié)品牌忠誠度與財務(wù)、功能、心理、時間等風(fēng)險的關(guān)系；⑤儒家價值觀還負(fù)向調(diào)節(jié)品牌認(rèn)知度與功能風(fēng)險的關(guān)系。

在已有文獻(xiàn)中，學(xué)者們探討價值觀對消費者行為的直接作用，對于儒家價值觀的分析也多從該視角開展[11]。而本文基于Lonnqvist等的研究視角[10]，認(rèn)為價值觀更多的是對消費者行為具有調(diào)節(jié)作用，并在中國高技術(shù)服務(wù)業(yè)中進行了驗證。本文這一結(jié)論為品牌資產(chǎn)與感知風(fēng)險關(guān)系的研究提供了新的解釋，豐富了相關(guān)理論。

本文的局限之處為：在對品牌資產(chǎn)與感知身體風(fēng)險的關(guān)系研究中，構(gòu)建模型并不顯著，因此無法判定變量之間到底存在何種關(guān)系，后繼研究可適當(dāng)加入其他變量或建立新的模型加以探討。

參考文獻(xiàn)：

[1]王仰東，楊躍承，趙志強. 高技術(shù)服務(wù)業(yè)的內(nèi)涵特征及成因分析[J]. 科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理， 2007， 11： 10-13.

[2]Ambler T. Marketing and the Bottom Line： Creating the Measures of Success[M]. London： Financial Times/Prentice Hall， 2003.

[3]Keller K L. Conceptualizing， Measuring， and Managing Customer-based Brand Equity[J]. Journal of Marketing， 1993， 57（1）： 1-22.

[4]Bauer R A. Consumer Behavior as Risk Raking in Hancock， R S （Ed.）， Dynamic Marketing for a Changing World[C]. Proceedings of the 43rd Conference of the American Marketing Association， 1960.389-398.

[5]Berry L L. Cultivating Service Brand Equity[J]. Journal of Academy of Marketing Science， 2000， 28（1）： 128–137.

[6]龔艷萍， 范書利. 品牌延伸對消費者品牌忠誠的影響——基于品牌信任和品牌象征價值的實證研究[J].軟科學(xué)， 2008， 22（3）： 63-67， 72.

[7]Kotler P. Marketing Management： Analysis， Planning， Implementation and Control[J]. Journal of Business Research， 1996， 49： 101–111.

[8]徐彪， 李心丹， 張珣. 基于顧客承諾的IT業(yè)品牌忠誠形成機制研究[J]. 管理學(xué)報， 2011， 8（11）： 1675-1681.

[9]Choi J， Geistfeld L V. A Cross-Cultural Investigation of Consumer E-Shopping Adoption[J]. Journal of Economic Psychology， 2004， 25 （6）： 821–838.

[10]Lonnqvist J E， Walkowitz G， Wichardt P， et al. The Moderating Effect of Conformism Values on the Relations Between other Personal Values， Social Norms， Moral Obligation， and Single Altruistic Behaviors[J]. British Journal of Social Psychology， 2009， 48： 525-546.

[11]潘煜， 高麗， 王方華. 生活方式、顧客感知價值對中國消費者購買行為影響[J]. 系統(tǒng)管理學(xué)報， 2009， 18（6）：601-607.

[12]Dubois B， Duquesne P. The Market for Luxury Goods： Income Versus Culture[J]. European Journal of Marketing， 1993， 27（1）： 35-44.

[13]Chung J E， Pysarchik D T. A Model of Behavioral Intention to Buy Domestic Versus Importedproducts in a Confucian Culture[J]. Marketing Intelligence and Planning， 2000， 18（5）： 281–291.

[14]李東進， 吳波， 武瑞娟. 中國消費者購買意向模型-對Fishbein合理行為模型的修正[J]. 管理世界， 2009（1）：121-129， 161.

[15]Yoo B， Donthu N， Lee S. An Examination of Selected Marketing Mix Elements and Brand Equity[J]. Journal of the Academy of Marketing Science， 2000， 28（Spring）： 195-211.

[16]Featherman M， Pavlou P A. Predicting E-services Adoption：A Perceived Risk Facts Perceptive[J]. International Journal of Human–Computer Studies， 2003， 59： 451-474.

[17]徐國偉. 產(chǎn)品卷入度與感知風(fēng)險下顧客忠誠研究[J]. 軟科學(xué)， 2012， 26（2）： 140-144.

（責(zé)任編輯：張勇）