.1. Preliminary analysis and measur

.1. Preliminary analysis and measurement modelMean values show that, on average, all measures with one exceptionarequitehigh,averagingabove3onthe5-pointLikertscales(Table 1).Correlations among all concepts are, as expected, positive and significant.Consumers' identification had the strongest relationship with affectivebrand commitment. As presumed, value congruity positively correlateswith consumer–brand identification and commitment. The results showstrong and positive correlations among identificat ion, both dimensionsof commitment, and positive WOM (Table 1).Confirmatory factor analysis (CFA) using Lisrel 8.8 software, and areduced sample of 269 respondents due to listwise deletion asrecommended when the sample is large, further assesses the measures.Each factor in CFA carries three indicators. Three indicators per factorgive proper results for sample size NN 200 (Marsh et al.,1998). CFA testsall scales simultaneously. Each item loads only on its respective factor.CFA results indicate that the measurement model fits the datareasonably well (χ2=159.3; df=79; RMSEA=0.062; CFI=0.97;GFI=0.93). All loadings between indicators and latent variables arestatistically significant (pb0.001). Standardized paths between factorand indicators are all above .40 and are thus meaningful (Chin, 1998).

4.2. Structural model and hypotheses testsStructural equation modeling tests the hypotheses concerning thekey influences among latent variables. The fit indices for the structuralmodel indicate a reasonably good model fit(χ2=153.1; df=79;RMSEA= 0.059; CFI =0.97; GFI=0.93). Results confirm the firsthypothesis: a positive influence of value congruity on consumers’identification with a brand exists (H1: Standardized Path Coefficient[SPC]=0.57; t =4.98; pb 0.001). However, value congruity does notrelate significantly to both types of brand commitment and thus, resultsdo not support the second hypothesis 2 (H2: affective commitmentSPC= 0.02; t =0.17; pN 0.05 and social compliance commitmentSPC = 0.11; t=1.06; pN 0.05). Further, the results show that consumers'identification has a relatively strong and positive influence on brandcommitment, and confirm hypothesis 3 (H3: SPC=0.34; t =3.47;pb 0.001 for affective commitment; SPC=0.35; t=3.02; p b 0.001 forsocial compliance commitment). The results of direct and indirecteffects obtained via effect decomposition also support the suggestionthat consumers' identification with a brand serves as mediator of theeffects of value congruity on brand commitment. The standardizeddirect effects of value congruity on both types of brand commitment arevery low and nonsignificant (pN 0.05). Indirect effects are higher andsignificant (SPC from value congruity to affective commitment was 0.34,t=3.98; pb 0.001; SPC from value congruity to social compliancecommitment was 0.20, t=2.67;pb 0.001), indicating a full mediation ofconsumers' identification (Baron and Kenny, 1986) and thus, leading tofull support for hypothesis 3. Hypothesis 4 suggests that consumers'identification positively influences consumers’ intentions to generatepositive WOM about the brand and the results are consistent with H4(H4: SPC=0.22; t=2.47; p b 0.001). Brand commitment only partiallyinfluences positive WOM (H5); only social compliance commitmentinfluences positive WOM (SPC = 0.44; t= 4.05; p b 0.001), whileaffective commitment does not (SPC=−0.03; t=−0.27; pb 0.05).Additionally, the values of standardized indirect effects of consumers'identification on positive WOM are zero, indicating that commitment toa brand does not mediate the effects of consumers’ identification onpositive WOM as hypothesis 5 suggests. Based on this, the results do notsupport this part of hypothesis five. Fig. 2 summarizes the results.

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

.1 เบื้องต้นการวิเคราะห์และวัดค่า modelMean แสดงว่า เฉลี่ย ทุกวัด มีหนึ่ง exceptionarequitehigh, averagingabove3onthe5-pointLikertscales(Table 1) ความสัมพันธ์ระหว่างแนวคิดทั้งหมดได้ คาด บวกและงมาก Identification ของผู้บริโภคมีความสัมพันธ์ที่แข็งแกร่งมุ่ง affectivebrand เป็นการสันนิษฐานว่า มูลค่า congruity correlateswith identification ผู้บริโภค – แบรนด์ในเชิงบวกและมุ่งมั่น Showstrong ผลและความสัมพันธ์ในเชิงบวกระหว่างไอออน identificat, dimensionsof ความมุ่งมั่น และ WOM บวก (ตารางที่ 1) วิเคราะห์ปัจจัย Confirmatory (CFA) โดยใช้ซอฟต์แวร์ Lisrel 8.8 และตัวอย่าง areduced 269 ผู้เนื่องจาก asrecommended ลบ listwise เมื่อตัวอย่างมีขนาดใหญ่ การประเมินมาตรการ แต่ละปัจจัยใน CFA มี 3 ตัวชี้วัด ตัวชี้วัดที่ 3 ต่อ factorgive ผลลัพธ์ที่เหมาะสมสำหรับตัวอย่างขนาด 200 NN (Marsh et al. 1998) CFA testsall เครื่องชั่งพร้อมกัน สินค้าแต่ละรายการโหลดเฉพาะในปัจจัยเกี่ยวข้อง CFA ผลลัพธ์บ่งชี้ว่า การวัดแบบ fits datareasonably ดี (χ2 = 159.3; df = 79 RMSEA = 0.062 CFI = 0.97 GFI = 0.93) Loadings ทั้งหมดระหว่างตัวชี้วัดและตัวแปรแฝง arestatistically งมาก (pb0.001) มาตรฐานเส้นทางระหว่าง factorand ตัวชี้วัดทั้งหมดข้างต้น.40 และจึง มีความหมาย (Chin, 1998)4.2. โครงสร้างแบบจำลองและสมมติฐาน testsStructural สมการการสร้างโมเดลทดสอบสมมติฐานเกี่ยวกับ thekey influences ระหว่างตัวแปรแฝง ดัชนีพอสำหรับ structuralmodel การบ่งชี้พอเป็นรุ่นที่ดีพอสมควร (χ2 = 153.1; df = 79 RMSEA = 0.059 CFI = 0.97 GFI = 0.93) Confirm ผล firsthypothesis: โน้มเป็นบวกของค่า congruity บน identification ของผู้บริโภคกับแบรนด์ที่มีอยู่ (H1: มาตรฐานเส้นทาง Coefficient [SPC] = 0.57; t = 4.98; pb 0.001) อย่างไรก็ตาม ค่า congruity ไม่ notrelate significantly ทั้งสองชนิดของความมุ่งมั่นของแบรนด์ และดังนั้น resultsdo สนับสนุนสมมติฐานสอง 2 (H2: เวบ commitmentSPC = 0.02; t = 0.17; pN 0.05 และปฏิบัติตามกฎระเบียบสังคม commitmentSPC = 0.11; t = 1.06; pN 0.05) เพิ่มเติม ผลแสดง identification ของผู้บริโภคที่มีโน้มน้าวใจกลุ่มบวก และค่อนข้างแข็งแกร่งใน brandcommitment และ confirm สมมติฐาน 3 (H3: SPC = 0.34; t = 3.47; pb 0.001 สำหรับความมุ่งมั่นตลอด SPC = 0.35 t = 3.02 p b 0.001 forsocial ปฏิบัติตามข้อผูกมัด) ผลตรงและได้ผ่านการสลายตัวของผล indirecteffects ยังสนับสนุน suggestionthat identification ของผู้บริโภคกับแบรนด์ที่ทำหน้าที่เป็นคนกลางของ theeffects ของค่า congruity ในความมุ่งมั่นของแบรนด์ ผล standardizeddirect ของ congruity ค่าชนิดของแบรนด์มุ่งมั่น arevery ต่ำและ nonsignificant (pN 0.05) ผลทางอ้อมสูง andsignificant (SPC จากค่า congruity เพื่อมุ่งมั่นตลอดคือ 0.34, t = 3.98; pb 0.001 SPC จากค่า congruity เพื่อ compliancecommitment สังคมคือ 0.20, t = 2.67; pb 0.001), ระบุ ofconsumers' mediation เต็ม identification (บารอนและเคนนี 1986) และ นำ tofull สนับสนุนสมมติฐาน 3 สมมติฐาน 4 แนะนำ identification ของผู้บริโภคที่บวกความตั้งใจของผู้บริโภค influences เพื่อ generatepositive WOM เกี่ยวกับแบรนด์และผลลัพธ์สอดคล้องกับ H4 (H4: SPC = 0.22; t = 2.47; p b 0.001) Partiallyinfluences เพียงความมุ่งมั่นของแบรนด์บวก WOM (H5); เพียงปฏิบัติตามสังคม commitmentinfluences WOM บวก (SPC = 0.44; t = 4.05; p b 0.001), ไม่มุ่งมั่น whileaffective (SPC = −0.03; t = −0.27; pb 0.05) นอกจากนี้ ค่าของมาตรฐานผลกระทบทางอ้อมของผู้บริโภค onpositive identification 'identification ใน WOM บวกเป็นศูนย์ ระบุยี่ห้อ toa ที่มุ่งมั่นเป็นสื่อกลางผลกระทบของผู้บริโภค' WOM เป็นสมมติฐาน 5 แนะนำ ตามนี้ ผลลัพธ์ได้ notsupport นี้เป็นส่วนหนึ่งของสมมติฐานด้าน รูปที่ 2 สรุปผล

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

0.1 การวิเคราะห์เบื้องต้นและการวัดค่า modelMean แสดงให้เห็นว่าโดยเฉลี่ยมาตรการทั้งหมดที่มีหนึ่ง exceptionarequitehigh, averagingabove3onthe5-pointLikertscales (ตารางที่ 1) .Correlations หมู่แนวคิดทั้งหมดจะเป็นไปตามคาดในเชิงบวกและมีนัยสำคัญ Fi cant.Consumers 'ไอออนบวก Fi ระบุมีความสัมพันธ์ที่แข็งแกร่งกับ affectivebrand ความมุ่งมั่น ในฐานะที่เป็นสันนิษฐานว่าค่าความเหมาะสมในเชิงบวก correlateswith แบรนด์ของผู้บริโภคไอออนบวก Fi ระบุและความมุ่งมั่น ผล showstrong และความสัมพันธ์ทางบวกในหมู่ระบุ Fi แมวไอออนทั้งความมุ่งมั่น dimensionsof และ WOM บวก (ตารางที่ 1) .Con Fi วิเคราะห์ปัจจัย rmatory (CFA) โดยใช้ลิสเรล 8.8 ซอฟต์แวร์และตัวอย่าง areduced 269 ผู้ตอบแบบสอบถามเนื่องจาก listwise ลบ asrecommended เมื่อกลุ่มตัวอย่างที่มีขนาดใหญ่ เพิ่มเติมประเมินปัจจัย measures.Each ใน CFA ดำเนินสามตัวชี้วัด สามตัวชี้วัดที่เหมาะสมต่อผล factorgive ขนาดตัวอย่าง NN 200 (มาร์ช et al., 1998) CFA testsall ตาชั่งพร้อมกัน แต่ละโหลดรายการเฉพาะในผล factor.CFA ตามลำดับแสดงให้เห็นว่ารูปแบบการวัด Fi การ TS datareasonably ดี (χ2 = 159.3; DF = 79; RMSEA = 0.062; CFI = 0.97; GFI = 0.93) ภาระทั้งหมดระหว่างตัวชี้วัดและตัวแปรแฝง arestatistically ลาดเทมีนัยสำคัญ (pb0.001) เส้นทางระหว่างตัวชี้วัดมาตรฐาน factorand มีทั้งหมดข้างต้น 0.40 และจึงมีความหมาย (Chin, 1998). 4.2 รูปแบบโครงสร้างและสมมติฐานการสร้างแบบจำลองสม testsStructural ทดสอบสมมติฐานเกี่ยวกับ thekey ในฟลอริด้า uences ระหว่างตัวแปรแฝง ดัชนี Fi T สำหรับ structuralmodel บ่งชี้ที่ดีพอสมควรรุ่น Fi T (χ2 = 153.1; DF = 79; RMSEA = 0.059; CFI = 0.97; GFI = 0.93) ผลการค้นหา Con Fi RM rsthypothesis Fi: เป็นบวกในฟลอริด้าอิทธิพลต่อความเหมาะสมของค่าในไอออนบวก Fi consumers'identi ที่มีตราสินค้าที่มีอยู่ (H1: มาตรฐานเส้นทาง COEF Fi ประสิทธิภาพ [SPC] = 0.57; t = 4.98; PB 0.001) อย่างไรก็ตามค่าความเหมาะสมไม่อย่างมีนัยสำคัญ notrelate ไปทั้งสองประเภทของความมุ่งมั่นของแบรนด์และทำให้ resultsdo ไม่สนับสนุนสองสมมติฐาน 2 (H2: อารมณ์ commitmentSPC = 0.02; t = 0.17; PN 0.05 และการปฏิบัติทางสังคม commitmentSPC = 0.11; t = 1.06; PN 0.05 ) นอกจากนี้ผลการศึกษาแสดงให้เห็นว่าไอออนบวก Fi consumers'identi มีค่อนข้างแข็งแกร่งและในเชิงบวกในอิทธิพลต่อชั้นบน brandcommitment และ Con Fi RM สมมติฐาน 3 (H3: SPC = 0.34; t = 3.47; PB 0.001 สำหรับความมุ่งมั่นอารมณ์; SPC = 0.35; t = 3.02; PB 0.001 ความมุ่งมั่นในการปฏิบัติตาม forsocial) ผลการโดยตรงและ indirecteffects ได้รับผ่านทางผลการสลายตัวนอกจากนี้ยังสนับสนุนไอออนบวก Fi ผู้บริโภค suggestionthat 'ระบุมีแบรนด์ที่ทำหน้าที่เป็นคนกลางของ theeffects ของความเหมาะสมคุ้มค่ากับความมุ่งมั่นแบรนด์ ผลกระทบของความเหมาะสม standardizeddirect ค่าในทั้งสองประเภทของความมุ่งมั่นแบรนด์ arevery ต่ำและ nonsigni ลาดเท Fi (PN 0.05) ผลกระทบทางอ้อมจะสูง andsigni Fi ลาดเท (SPC จากมูลค่าความเหมาะสมถึงความมุ่งมั่นของอารมณ์เป็น 0.34 t = 3.98; PB 0.001; SPC จากความเหมาะสมคุ้มค่าให้กับ compliancecommitment สังคมเป็น 0.20 t = 2.67; PB 0.001) แสดงให้เห็นเต็มไกล่เกลี่ย ofconsumers 'ไอออนบวกระบุ Fi (บารอน และเคนนี, 1986) ดังนั้นการสนับสนุน tofull ชั้นนำสำหรับสมมติฐาน 3. สมมติฐานที่ 4 แสดงให้เห็นว่า consumers'identi ไอออนบวก Fi ในเชิงบวกในฟลอริด้า uences ความตั้งใจของผู้บริโภคที่จะ generatepositive WOM เกี่ยวกับแบรนด์และผลที่มีความสอดคล้องกับ H4 (H4: SPC = 0.22; t = 2.47 ; PB 0.001) ความมุ่งมั่นของยี่ห้อเดียว partiallyin FL uences WOM บวก (H5); เพียงปฏิบัติตามสังคม commitmentin FL uences WOM บวก (SPC = 0.44; t = 4.05; PB 0.001) ความมุ่งมั่น whileaffective ไม่ (SPC = -0.03; t = -0.27; PB 0.05) .Additionally ค่าของผลกระทบทางอ้อมที่ได้มาตรฐานของไอออนบวก Fi consumers'identi ใน WOM บวกเป็นศูนย์แสดงให้เห็นว่าแบรนด์ TOA ความมุ่งมั่นไม่ได้เป็นสื่อกลางในผลกระทบของการระบุ Fi ไอออนบวก WOM onpositive ของผู้บริโภคเป็นสมมติฐานที่ 5 แสดงให้เห็น จากนี้ผลการทำ notsupport ส่วนหนึ่งของสมมติฐาน Fi นี้ได้ มะเดื่อ. 2 สรุปผล

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

1 . การวิเคราะห์และการวัดค่า modelmean เบื้องต้น พบว่า โดยเฉลี่ยแล้ว มาตรการทั้งหมดที่มีหนึ่ง exceptionarequitehigh averagingabove3onthe5 , pointlikertscales ( ตารางที่ 1 ) . ความสัมพันธ์ระหว่างแนวคิดทั้งหมด , ตามที่คาดไว้ บวก และ signi จึงไม่ได้ ผู้บริโภคจึงมี identi การจบความสัมพันธ์กับความมุ่งมั่น affectivebrand . โดยสันนิษฐานว่าค่า correlateswith ผู้บริโภค–มีความเหมาะสม , identi แบรนด์จึงไอออนบวกและความมุ่งมั่น ผล showstrong และความสัมพันธ์ระหว่าง identi จึงแมวไอออนทั้งบวกและ dimensionsof ความมุ่งมั่น WOM ( ตารางที่ 1 ) คอน จึง rmatory การวิเคราะห์ตัวประกอบ ( CFA ) โดยใช้โปรแกรมลิสเรล 8.8 ซอฟต์แวร์และ areduced จำนวน 269 คน เนื่องจาก listwise การลบตามเมื่อตัวอย่างมีขนาดใหญ่ เพิ่มเติม ประเมินมาตรการ แต่ละปัจจัยใน CFA ประกอบ สามตัวชี้วัด สามตัวชี้วัดต่อผลลัพธ์ที่ถูกต้อง factorgive ขนาดตัวอย่าง 200 NN ( Marsh et al . , 1998 ) ระดับ CFA testsall พร้อมกัน แต่ละรายการของแต่ละ factor.cfa โหลดเท่านั้น ผลการวิจัยพบว่า แบบวัดการ datareasonably จึง TS ( χ 2 = 159.3 ; df = 79 ; RMSEA = 0.062 ; CFI = 0.97 ; GFI = 0.93 ) ทั้งหมดที่กระทำระหว่างดัชนีและตัวแปรแฝง arestatistically signi จึงไม่สามารถ ( pb0.001 ) มาตรฐานตัวชี้วัดเส้นทางระหว่างมีสติทั้งหมดข้างต้น และจึงมีความหมาย ( คาง , 1998 )4.2 . รูปแบบโครงสร้างและสมมติฐานการทดสอบสมมติฐานเกี่ยวกับโมเดลสมการ testsstructural เพิ่ใน uences flระหว่างตัวแปรแฝง จึงไม่ดัชนีสำหรับ structuralmodel แสดงแบบจำลองที่ดีพอสมควรจึง T ( χ 2 = 153.1 ; df = 79 ; RMSEA = 0.059 ; CFI = 0.97 ; GFI = 0.93 ) ผลลัพธ์ con จึง RM จึง rsthypothesis : บวกในfl uence ค่าความเหมาะสมใน consumers"identi จึงบวกกับแบรนด์ที่มีอยู่ ( H1 : มาตรฐานเส้นทาง coef จึง cient [ จีน ] = 0.57 ; t = 4.98 ; Pb 0.001 ) อย่างไรก็ตาม มูลค่าไม่ notrelate ออกข้อสอบ signi จึงลดลงอย่างมีนัยสําคัญเมื่อทั้งชนิดของความมุ่งมั่นของแบรนด์ ดังนั้น resultsdo ไม่สนับสนุนสมมุติฐานที่ 2 ( H2 : อารมณ์ commitmentspc = 0.02 ; t = 0.17 ; PN 0.05 และสังคมตาม commitmentspc = 0.11 ; t = 1.06 ; ? 0.05 ) เพิ่มเติม พบว่า การ consumers"identi จึงมีค่อนข้างแข็งแรง และเป็นบวกในfl uence บน brandcommitment และคอนจึง RM สมมติฐาน 3 ( H3 : SPC = 0.34 ; t = 3.47 ; Pb 0.001 สำหรับความมุ่งมั่น ด้านเอสพี = 0.35 ; t = 3.02 ; P B 4 ด้าน ตามความมุ่งมั่น ) ผลโดยตรงและอิทธิผลทางอ้อมที่ได้ผ่านการย่อยสลายยังสนับสนุนผลของผู้บริโภค suggestionthat identi จึงบวกกับแบรนด์ เป็นสื่อกลางของผลของค่าความเหมาะสมในความมุ่งมั่นของแบรนด์ การ standardizeddirect ผลของค่าความเหมาะสมในทั้งสองชนิดของความมุ่งมั่นของแบรนด์ arevery ต่ำและ nonsigni จึงไม่สามารถ ( PN ) ) ผลกระทบทางอ้อมจะสูงขึ้น andsigni จึงไม่สามารถ ( SPC จากความเหมาะสมค่าความมุ่งมั่น ) เท่ากับ 0.34 , t = 3.98 ; Pb 0.001 ; SPC จากความเหมาะสมค่า compliancecommitment สังคมเท่ากับ 0.20 , t = 2.67 ; Pb 0.001 ) ระบุว่าการไกล่เกลี่ยมาก " เต็ม identi จึงไอออนบวก ( บารอนและเคนนี่ , 1986 ) และ จึง นำ tofull สนับสนุนสมมติฐาน 3 . สมมติฐานที่ 3 แสดงให้เห็นว่า การ consumers"identi จึงบวกความตั้งใจfl uences ผู้บริโภคใน generatepositive WOM เกี่ยวกับแบรนด์และผลลัพธ์ที่สอดคล้องกับ H4 ( H4 : SPC = 0.22 ; t = 1 ; P B 0.001 ) แบรนด์มุ่งมั่นเพียง partiallyin fl uences WOM บวก ( h5 ) ; เพียงการปฏิบัติทางสังคม commitmentin fl uences WOM บวก ( SPC = 0.44 ; t = 4.05 ; P B 0.001 ) ความมุ่งมั่น whileaffective ไม่ได้ ( SPC = − 0.03 ; t = − 0.27 ; Pb ตามลำดับ นอกจากนี้ค่าของผลกระทบทางอ้อม จึง consumers"identi มาตรฐานของ ประจุบวกใน WOM ศูนย์ ระบุว่า ความมุ่งมั่น ทีโอเอ แบรนด์ไม่ไกล่เกลี่ยผลกระทบของผู้บริโภค การ identi จึง onpositive WOM เป็นสมมติฐาน 5 ชี้ให้เห็น โดยการทำในส่วนนี้จึง notsupport สมมติฐานได้ รูปที่ 2 สรุปผล