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1、中小城市私家車市場消費行為實證研究 　　關鍵詞：私家車市場；消費者行為；中小城市；顧客滿意度；感知價值；購買意愿；消費觀念 下載論文網 　　摘要：近年來，私家車消費已然成為我國消費市場一個新的“亮”點，這在中小城市表現(xiàn)得尤為突出。圍繞購買意愿和使用意愿分別建立有購車計劃和無購車計劃的結構方程模型，并據(jù)此進行實證分析，發(fā)現(xiàn)：在有購車計劃模型中，顧客滿意度對購買意愿的直接正向影響作用最大，購買動機對感知價值則有直接正向影響作用；在無購車計劃模型中，消費者的感知價值對使用意愿的直接正向影響作用最大，而生活方式對顧客滿意度則有直接正向影響作用。 　　中圖

2、分類號：F713.55文獻標志碼：A文章編號：1009-4474（2015）05-0127-06 　　Empirical Study on the Structure Equation Model of 　　Private Car Market in Small and Medium Cities 　　TANG Yiqing， TAN Deqing 　?。⊿chool of Economics and Management，Southwest Jiaotong University，Chengdu 610031， China） 　　Key words： private car mar

3、ket； consumer behavior； small and medium cities； custmor satisfaction； perceived value； purchase intention； consumption concepts 　　Abstract： With the rapid development of economy and the improvement of peoples living standards in China， private car consumption has become a new market "bright spot"，

4、 especially in small and medium cities. With advantage of relaxed consumer policy， lower car use cost and simple consumption concept， there are more positive effects in the thirdfourth tier cities，and these effects influence consumer behaviors. The study focused on digging the main influence factors

5、 of private car consumption behavior in the small and medium cities in China by developing a structural equation modeling. The results show that the factors are consumers subjective feelings and the utility of having private cars. Guidance suggestions from two perspectives of government and automobi

6、le manufacturers are put forward based on the research. 　　隨著中國經濟的快速增長，中國家庭（個人）對私家車的需求越來越大，私家車消費也成為消費市場一個新的“亮”點。近年來，中國汽車市場進入微增長階段，大型城市私家車市場受需求飽和和政策壓力的影響下緩慢發(fā)展，因此中小市場無疑成了新的汽車消費增長區(qū)域。徐長明曾經指出：“中小市場有8億人口已經進入了汽車消費的第一高速增長期。汽車消費增長最快的區(qū)域主要分布在中西部較為發(fā)達的地級城市、東部富裕的縣級城市及轄區(qū)?！绷硪环矫?，隨著各個大型城市紛紛實行限行、搖號等政策，許多汽車廠商逐漸把目光投入到中小

7、城市，并把拓展中小城市汽車銷售市場作為未來發(fā)展的重要市場策略。因此，在我國很多地區(qū)的中小城市相繼出現(xiàn)了汽車購買熱潮。我國中小城市的私家車消費市場存在明顯的正效應，而正效應本身又影響著消費者選購及使用私家車的行為： 　　第一，寬松的政府消費政策。在私家車的購買量不斷增加的情形下，汽車銷售市場受政策影響的作用越來越顯著。近年來在許多中小城市的汽車消費領域，地方政府都想方設法降低私家車消費門檻，積極鼓勵汽車消費，因此購車和用車環(huán)境相對寬松。 　　第二，低廉的用車成本。影響私車消費的重要因素之一是私車使用的費用。在一、二線城市往往存在高昂的私車使用費，如北京、上海，油費、停車費和路橋費用都很高，而

8、中小城市的用車費用則相對低很多。并且有些中小城市由于蘊含比較豐富的天然氣資源，如四川境內的一些城市，以壓縮天然氣替代常規(guī)汽油或柴油作為汽車燃料相當流行。 　　第三，樸實的消費觀念。在我國大城市很多消費者購買私家車都講究價格與身份的體現(xiàn)。而中小城市的私家車購買者由于經濟水平的原因，購買觀念相對簡樸，僅僅關注汽車的實用性，而對汽車的品牌和功能并不過多注重，即“有車就行，能開就好”。大部分消費者注重的是擁有私家車的生活享受，而不是用其品牌價格來標示身價。在中小城市購置私家車的炫耀型消費相對較少，更多的是經濟實用。由于中小城市的私家車市場消費氛圍的濃厚，刺激了人們的購車欲望，并形成了良好的消費循環(huán)。

9、 　　西南交通大學學報（社會科學版）第16卷第5期唐毅青中小城市私家車市場消費行為實證研究隨著汽車時代的到來，汽車進入人們的生活是一個必然趨勢。對于生活在中小城市的人們來說，擁有私家車是一個“幸福的享受”。本文基于我國中小城市私家車市場的正效應，通過結構方程模型深入研究影響私家車消費的主要因素。 　　一、文獻評述及假設提出影響消費者行為因素的理論觀點主要可分為二因素論、三因素論和科特勒（Kotler）的四層面說等。早在1968年，Nicosia和Clock對購買行為模式中的變量進行分析歸類，提出了影響消費者行為的兩類因素：心理因素，包括需求、動機、個性、態(tài)度等；環(huán)境因素，包括社會、家庭、

10、文化、經濟等〔1〕。消費者的行為決策是個人、社會、文化與心理因素共同作用的結果。基于以上理論觀點，國內學者對私家車消費行為進行了相關研究。邵世風從中國汽車消費環(huán)境的視角分析了影響消費者購買行為的因素，發(fā)現(xiàn)價格和品牌、居住環(huán)境和使用目的、消費者的經濟實力、汽車的經濟燃油性能等是影響消費者購車行為的顯著因素〔2〕。鮑月以個人價值觀為研究點，總結了我國中等收入居民私家車的購買動機，大致可以分為以下幾種：生理需求動機、社會需求動機、象征需求動機、享受需求動機和認知需求動機〔3〕。許亞志基于計劃行為理論和ABC行為理論，結合我國居民私家車消費狀況，分析了我國私家車可持續(xù)消費行為特點，發(fā)現(xiàn)主觀規(guī)范和城市配

11、套對購車行為意向產生顯著正向影響，但消費者的購買態(tài)度傾向、廣告宣傳、廠商營銷策略均對行為意向的影響程度沒有顯著的區(qū)分〔4〕。王穎從購買者對新能源汽車的感知風險和涉入程度的角度討論了消費者的購買意向問題。她認為，消費者的感知風險對新能源汽車的購買意愿是負向影響，而產品象征、產品知識對新能源汽車的涉入程度有正向影響，進而涉入程度又正向影響新能源汽車的購買意愿〔5〕。徐國虎和許芳研究我國新能源汽車購買決策的影響因素，認為影響新能源汽車的購買意的因素可以分為：能源耗費成本、參照群體效應、政府優(yōu)惠政策、質量保障、銷售價格、安全性能、品牌效應等〔6〕。嚴巋從消費者認知價值的角度出發(fā)，把購買私家車過程中影響

12、消費者認知價值的主要因素歸結為汽車產品價值、品牌價值、關系價值、參照群體，并提出提高消費者認知價值的兩項措施：以消費者為主體加強汽車產品管理，以提高品牌核心價值為目的加強汽車品牌管理〔7〕。楊媚茹等研究補貼政策下節(jié)能環(huán)保汽車購買行為，發(fā)現(xiàn)政府補貼政策對汽車購買動機影響最顯著，產品認知次顯著，而環(huán)保意識不顯著〔8〕。 　　在商品分類中，私家車屬于可以向他人展示社會階層、個人形象、消費者個性等個人信息的“自我符號型產品”。到目前為止，國內外學者對私家車消費研究主要是以經濟水平、社會影響、環(huán)境保護為研究背景，大多數(shù)研究是分析宏觀政策對汽車產業(yè)、消費政策的影響，而較少的研究以消費者的視角從微觀層次討

13、論影響私家車消費的因素和可持續(xù)消費行為。本文以消費者行為理論為基礎，利用結構方程實證分析方法，研究我國中小城市私家車市場中的消費行為及其影響因素。文中提出的理論包含了兩個方面變量之間的相互關系：第一，顧客滿意度與私家車消費者購買意愿之間的關系；第二，購買動機與私家車消費者購買意愿之間的關系。而顧客滿意度與購買動機又受其他變量的影響，如：生活方式、感知價值和環(huán)境刺激。因此，本文提出如下假設： 　　Hc1：顧客滿意度對購買意愿是正向影響作用； 　　Hc2：購買動機對購買意愿是正向影響作用； 　　Hc3：感知價值對顧客滿意度是正向影響作用； 　　Hc4：生活方式對感知價值是正向影響作用；

14、　　Hc5：購買動機對感知價值是正向影響作用； 　　Hc6：生活方式和購買動機是相互影響作用； 　　Hc7：生活方式和環(huán)境刺激是相互影響作用； 　　Hc8：環(huán)境刺激和購買動機是相互影響作用。 　　Hd1：感知價值對使用意愿是正向影響作用； 　　Hd2：顧客滿意度對使用意愿是正向影響作用； 　　Hd3：生活方式對顧客滿意度是正向影響作用。 　　二、模型的建立根據(jù)研究需要，本文把私家車消費者分為兩類：有購車計劃和無購車計劃。 　　1.有購車計劃模型 　　基于中小城市私家車市場特點，本文建立了如圖1所示的有購車計劃的結構方程模型。圖1中，顧客滿意度和購買動機直接作用于購買意愿。而購

15、買動機受兩個方面的影響：（1）受個人生活方式的影響，如生活態(tài)度、消費方式、工作態(tài)度、自我認知和對科技的敏感程度；（2）受環(huán)境刺激影響，具體表現(xiàn)在汽車促銷活動、經濟大環(huán)境、政府補貼政策和汽車質量及性能的提高等是否促使消費者有了購車的欲望?？梢钥吹?，生活方式和環(huán)境刺激是基礎，它們會通過購買動機、感知價值間接作用顧客滿意度和購買意愿，進而影響消費者行為。 　　圖1中小城市有購車計劃模型2.無購車計劃模型 　　圖2為本文根據(jù)基于中小城市私家車市場特點建立的無購車計劃結構方程模型。圖2中，顧客滿意度和感知價值直接作用于使用意愿，而生活方式通過感知價值或者顧客滿意度間接作用于使用意愿。與有購車計劃的結

16、構方程模型相比，無購車計劃的結構方程模型結構關系簡單。 　　圖2中小城市無購車計劃模型三、調查方法本文采用抽樣調查研究方法，對四川省崇州、金堂，河北省廊坊，廣東省珠海等中小城市的私家車消費者，采用實地調查問卷作答和網絡問卷調查相結合的方式，歷經6個月時間，隨機針對性別、年齡層次、收入水平和學歷等不同的樣本，總計發(fā)放調查問卷580份，回收有效問卷566份，有效問卷回收率為975%，總體情況良好。 　　本文采用Likert7級量表，包括顧客滿意度、使用意愿、感知價值、生活方式、環(huán)境刺激、購買意愿七個維度，而每個維度又設置了若干相關問項進行詳細闡述。對于每個觀點有7個量化的指標表示被調查者認同陳

17、述的程度，分別用數(shù)字1代表“完全不贊同”，2代表“不贊同”，3代表“有點不贊同”，4代表“一般”，5代表“有點贊同”，6代表“贊同”，7代表“完全贊同”。由被調查者對問卷陳述的觀點進行打分，從而了解其對各項調查維度的態(tài)度。問卷設計為兩套問卷，第一套問卷針對有購車意愿的消費者，共設計了64個問項；第二套問卷針對使用意愿的消費者，共設計了50個問項。在問卷設計過程中，為了保證問卷的有效性，先設計了小規(guī)模的預調查。預調查選取35人為調查對象，通過網上問卷調查法來進行，通過預調查發(fā)現(xiàn)問卷設計中的語言錯誤和表達不清晰的問項并對其進行修改。 　　四、檢驗性因子分析及結果分析本研究采用克朗巴哈信度（Cr

18、onbachs α）系數(shù)檢驗問卷信度。關于α的接受值，按照學術界公認的檢驗通過指標α>7為高信度〔9〕。一、二線城市有模型測量量表的內部一致性檢驗結果，所有信度系數(shù)均大于經驗臨界值07，表明測量信度可接受。表1是對中小城市有購車計劃結構模型的驗證性因子分析。事實上，驗證性因子分析也是一種理論導向的建構效度檢驗方法。從表1可以看出，本文針對中小城市私家車市場上有購車計劃所作的驗證性因子分析，以檢驗量表的建構效度。表1是對結構模型的擬合指標，其中GFI、AGFI、PGFI、NFI、RFI和PNFI均達到標準值，而卡方與自由度之比、IFI、TLI與CFI接近標準值，但在可接受的范圍內。因此，從整體模

19、型擬合度來看，模型與數(shù)據(jù)擬合度良好。表1中小城市有購車計劃結構模型擬合指標 　　指標指標值判別標準χ2/df31651～3（可適當放寬至5）RMR04660.90AGFI0.925>0.90PGFI0.592>0.50NFI0.929>0.90RFI0.914>0.50IFI0.894>0.90TLI0.877>0.90CFI0.893>0.90PNFI0.741>0.50表2是結構模型的擬合指標，其中GFI、AGFI、PGFI、NFI、RFI、TLI和PNFI均達到標準值，而卡方表2中小城市無購車計劃結構模型擬合指標 　　指標指標值判別標準χ2/df3.8151～3（可適當放寬至5）RM

20、R0.4760.90AGFI0.937>0.90PGFI0.807>0.50NFI0.915>0.90RFI0.910>0.50IFI0.856>0.90TLI0.906>0.90CFI0.855>0.90PNFI0.719>0.50與自由度之比、RMR、IFI、與CFI接近標準值，但在可接受的范圍內。表明所構建的中小城市無購車計劃結構模型較合理。本文用路徑系數(shù)來判定各潛變量間的相關性，因為路徑系數(shù)能反映各潛變量間相關性的大?。郝窂较禂?shù)越大，表示這兩個潛變量之間具有較強的相關性，說明相關性顯著。關于中小城市有購車計劃結構模型的潛變量之間的路徑系數(shù)擬合結果見表3。 　　表3中，購買意愿←顧客滿

21、意度、購買意愿←購買動機、顧客滿意度←感知價值、感知價值←生活方、感知價值←購買動機之間的標準化路徑系數(shù)值均在000l的水平上顯著，表明其相關關系極顯著，且均為正向影響關系，假設Hc1、Hc2、Hc3、Hc4、Hc5成立；生活方式購買動機、生活方式環(huán)境刺激、環(huán)境刺激購買動機之間的標準化路徑系數(shù)值均在000l的水平上顯著，表明其相關關系極顯著，且均為雙向影響關系，假設Hc6、Hc7、Hc8成立。表4中，顧客滿意度←感知價值、使用意愿←感知價值、使用意愿←顧客滿意度、感知價值←生活方式、顧客滿意度←生活方式之間的標準化路徑系數(shù)值均在000l的水平上顯著，表明其相關關系極顯著，且均為正向影響關系，假

22、設Hd1、Hd2、Hd3成立。表3潛變量之間的負載擬合結果（中小城市有購車計劃） 　　潛變量間 　　的關系標準化 　　路徑系數(shù)非標準化 　　路徑系數(shù)標準誤 　　S.E.臨界值 　　C.R.P值購買意愿← 　　顧客滿意度0.6280.5930.0847.040***購買意愿← 　　購買動機0.3020.1000.0253.879***顧客滿意度← 　　感知價值0.7660.9700.08511.387***感知價值← 　　生活方式0.2220.0370.0142.620***感知價值← 　　購買動機0.7160.1990.0267.548***生活方式 　　購買動機0.7

23、9115.3771.9088.056***生活方式 　　環(huán)境刺激0.6841.5790.2156.539***環(huán)境刺激 　　購買動機0.6361.9990.3106.431******表示P<0.001，下同。表4潛變量之間的負載擬合結果（中小城市無購車計劃） 　　潛變量間 　　的關系標準化 　　路徑系數(shù)非標準化 　　路徑系數(shù)標準誤 　　S.E.臨界值 　　C.R.P值顧客滿意度← 　　感知價值0.4430.5050.0955.283***使用意愿← 　　感知價值0.4600.6020.0886.801***使用意愿← 　　顧客滿意度0.4120.4620.0716.48

24、7***感知價值← 　　生活方式0.6160.2840.0446.390***顧客滿意度← 　　生活方式0.3450.1850.0473.884***另外，表3表明購買意愿的直接相關變量是購買動機和顧客滿意度，它們對購買意愿的作用是正向因果關系。生活方式、購買動機和環(huán)境刺激構成了相互影響的三角型關系。除此以外，感知價值、生活方式和環(huán)境刺激三個變量通過或者購買動機或者通過顧客滿意度來間接影響購買意愿。可以看到，在直接正向因果關系中，購買動機對購買意愿的作用較小，其標準路徑系數(shù)僅為030；而顧客滿意度對購買意愿的作用較大，其標準路徑系數(shù)為063。感知價值通過中間變量顧客滿意度間接影響購買意愿，

25、可以表示為：購買意愿←顧客滿意度←感知價值，其路徑系數(shù)為077063=049。環(huán)境刺激通過中間變量購買動機間接影響購買意愿，可以表示為：購買意愿←購買動機←環(huán)境刺激，其路徑系數(shù)為064030=019。生活方式可以看成是其他各個變量的基礎，從生活方式出發(fā)有三條路徑影響購買意愿，分別是：購買意愿←顧客滿意度←感知價值←生活方式，其路徑系數(shù)為022077063=011；購買意愿←購買動機←生活方式，其路徑系數(shù)為079030=023；購買意愿←購買動機←環(huán)境刺激←生活方式，其路徑系數(shù)為068064030=013。取生活方式影響購買意愿的最大的路徑系數(shù)max（011，023，013）=023，作為生活方

26、式對購買意愿的最大影響程度。綜合分析以上7個潛變量間的相互關系可知，顧客滿意度對購買意愿的正向影響最大，為063；其次是感知價值，為049；生活方式通過環(huán)境刺激正向影響購買意愿的程度最小，僅為013。以上信息說明消費者的切身體驗、主觀感受與感知價值對購買意愿的影響起主要作用，而客觀的環(huán)境刺激對購買意愿的影響效果相對不明顯。表4表明：使用意愿的直接相關變量是感知價值和顧客滿意度，他們對使用意愿的作用是正向因果關系的。生活方式通過感知價值或者顧客滿意度來間接影響使用意愿。可以看到，在直接正向因果關系中，顧客滿意度對使用意愿的標準路徑系數(shù)為041；感知價值對使用意愿的標準路徑系數(shù)為046。說明使用意愿受感知價值和顧客滿意度的影響差異程度不大。生活方式通過中間變量感知價值間接影響使用意愿，可以表示為：使用意愿←感知價值←生活方式，其路徑系數(shù)為062046=029。生活方式通過中間變量顧客滿意度間接影響使用意愿，可以表示為：使用意愿←顧客滿意度←生活方式，其路徑系數(shù)為035041=014。