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第 34 卷摇 第 1 期 张摇 燚, 刘进平, 卢方杰: 中国自主品牌形象提升的关键驱动因素及对策研究

表 2摇 样本的人口统计特征 0郾 01),表明潜变量在概念上的衡量具有差异。

统计变量 细分变量 样本量 占比 综上,经由验证性因素分析的标准化因素负荷量
和 Pearson 相关系数均符合标准,表明衡量问项符
男 166 39郾 4%
性别 合建构效度。
女 255 60郾 6%
(三) 结果分析
18 岁及以下 21 5郾 0%
使用 SPSS 22郾 0 对 5 个模型进行假设检验。
19 ~ 29 岁 214 50郾 8%
其中,模型 1 以自主品牌负面刻板印象为因变
30 ~ 45 岁 133 31郾 6%
年龄 量,以负面企业形象与负面国货形象为自变量;
46 ~ 60 岁 50 11郾 9% 模型 2 以自主品牌负面刻板印象为因变量,以
60 岁以上 3 0郾 7% 负面政府形象为自变量;模型 3 以自主品牌负
面刻板印象为因变量,以媒介渲染为自变量;模
3 000 元以下 197 50郾 5%
型 4 以自主品牌刻板印象为因变量,以国货意
3 000 ~ 5 999 元 93 23郾 8%
识淡漠为自变量;模型 5 将自主品牌负面刻板
6 000 ~ 8 999 元 51 13郾 1%
月均收入 印象作为因变量,将社会规范压力作为自变量。
9 000 ~ 11 999 元 25 6郾 4% 自变量和因变量主要通过计算其测量问项的均
12 000 元及以上 24 6郾 2% 值得到。
于
高中及以下 65 15郾 4% 结果 显示,负面企业形象、负面国货形象与
受教育 大专 79 18郾 8% 自主品牌刻板印象变量之间的相关系数(即回归
系数)分别是 0郾 324(T 值 = 5郾 741,p = 0郾 000) 和
程度 大学本科 186 44郾 2%
0郾 115(T 值 = 2郾 141,p = 0郾 012);负面政府形象与
研究生 91 21郾 6%
自主品牌刻板印象变量之间的相关系数是 0郾 462(T
公务员 17 4郾 0%
值 =9郾 266,p = 0郾 000);媒介渲染与自主品牌刻板
教师 78 18郾 5%
印象 变 量 之 间 的 相 关 系 数 是 0郾 509 ( T 值 =
全日制学生 109 25郾 9% 11郾 163,p = 0郾 000);国货意识淡漠与自主品牌负
企业普通职员 77 18郾 3% 面刻板 印 象 变 量 之 间 的 相 关 系 数 是 0郾 560 ( T
职业
企业中高层管理 值 = 12郾 866,p = 0郾 000);社会规范压力与自主品
36 8郾 6%
或技术人员 牌负面刻板印象变量之间的相关系数是 0郾 666(T
个体户/ 私营业主 30 7郾 1% 值 = 120郾 117,p = 0郾 000)。 从显著性来看,除负面
国货形象与自主品牌负面刻板印象之间的相关系
其他 74 17郾 6%
数在 95% 的置信条件下显著(p < 0郾 05) 外,其余

础,根据语义资料整理出来的概念、范畴、主范畴 变量的相关系数均在 99% 的置信条件下显著
进行问卷设计,因此本研究所使用的衡量问项和 (p < 0郾 01)。 这表明,负面企业形象、负面国货形
象、负面政府形象、媒介渲染、国货意识淡漠和社
潜在变量符合内容效度的要求。
(2) 建构效度。 对于收敛效度,本文运用 会规范压力等 6 个主范畴对公众自主品牌负面刻
Amos 5郾 0验证性因素分析(CFA),计算出潜变量 板印象的生成均有显著的正向影响。
测量问项的标准化因素负荷量。 结果显示,问项 四、关键驱动因素的提炼、影响效应及对策
x4、x8 的效度系数小于 0郾 6,表明其可衡量对应潜 建议

在变量的程度较低,加之信度系数也低于标准值, (一)关键驱动因素的提炼
故予以删除;其余问项的标准化因素负荷量均大 从传播学的矫形—塑形视角可知,自主品牌
于 0郾 6,表明其可衡量对应潜在变量的程度较高 负面刻板印象生成的影响因素实际上就是提升自
(或可接受)。 对于区别效度,所有潜变量之间的 主品牌形象的矫形内容。 自主品牌形象的提升首
皮尔森 ( Pearson) 相关系数均显著小于 1 ( p < 先需要矫正和改变现有的负面形象(如负面企业

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