性别对音乐广播频率品牌忠诚的调节作用：概念模型检验

2025-09-30 理论教育版权反馈

【摘要】：本研究还进一步探索性别对于变量之间关系的调节作用。首先对男、女两组样本分别进行结构方程检验，均取得可接受的模型拟合度。这组研究旨在检验男女两组样本的结构模型是否具有差异，即性别是否对模型具有调节作用。接下来要比较限制模型和基准模型的拟合指数；χ2的变化为23.5，df的变化为12，显示出对于男女两个组别路径系数是不同的，即性别确实调节了变量之间的关系。

本研究还进一步探索性别对于变量之间关系的调节作用。首先对男、女两组样本分别进行结构方程检验，均取得可接受的模型拟合度（男：χ2＝571.0，df＝286，χ2／df＝2.00，CFI＝0.88，GFI＝0.82，TLI＝0.87，RMSEA＝0.07；女：χ2＝709.2，df＝286，χ2／df＝2.48，CFI＝0.85，GFI＝0.85，TLI＝0.83，RMSEA＝0.07）。

这组研究旨在检验男女两组样本的结构模型是否具有差异，即性别是否对模型具有调节作用。这一步的检验是用比较基准模型和限制模型的拟合度差异来实现的。第一个模型是基准模型，这个模型同时估算男女两组数据的结构模型，所有路径的回归参数被自由估算。这个模型的拟合指数是：χ2＝1 280.4，df＝572，χ2／df＝2.24，CFI＝0.87，GFI＝0.84，TLI＝0.85，RMSEA＝0.05，较好地拟合了数据。第二个模型是限制模型，在这个模型中男女两个组别间所有相应的路径参数被限制为相等。将两组间所有相应的参数设为相等是假设两组间不存在差别，即没有调节效应。限制模型的拟合指数是：χ2＝1 303.9，df＝584，χ2／df＝2.23，CFI＝0.87，GFI＝0.84，TLI＝0.85，RMSEA＝0.05。接下来要比较限制模型和基准模型的拟合指数；χ2的变化为23.5，df的变化为12，显示出对于男女两个组别路径系数是不同的，即性别确实调节了变量之间的关系。

表5-5　男女单独模型结果

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p＜0.001，p＜0.05，ap＜0.10

表5-5列出了前述假设中变量之间的关系：①男性外向型性格的强度，在使用与满足的需求维度上，对信息需求在0.1的显著水平上表现出负影响（β＝－0.12），对娱乐的需求在0.05的显著水平上表现出正影响（β＝0.41），对社交需求、信息需求的影响不显著；②女性外向型性格的强度，对使用与满足的四个需求方面都在0.01的显著水平上，表现出高度的正影响，其中信息需求、娱乐需求、社交需求和个人需求的β值分别为0.45、0.47、0.45和0.55；③男性开放型性格的强度，在使用与满足的四个需求维度上，对信息需求、社交需求和个人需求在0.01的水平上都呈现出较高的正影响，β值分别为0.69、0.62、0.61，对娱乐需求没有表现出显著影响；④女性开放型性格的强度，对使用与满足影响的检验结果与男性群体类似，对信息需求、社交需求、个人需求在0.01的水平上都呈现出正影响，β值分别为0.33、0.27、0.23，对娱乐需求没有表现出显著影响；第五，男性听众使用与满足各个需求的强度对音乐广播频率品牌忠诚的影响中，信息需求和娱乐需求在0.01的显著水平上，表现出高度的正影响，其中信息需求和娱乐需求的β值分别为0.43和0.54），个人需求在0.1的显著水平上，呈现出较弱的正影响，β值为0.12；第六，女性听众使用与满足各个需求的强度对音乐广播频率品牌忠诚的影响中，信息需求和娱乐需求在0.01的显著水平上，表现出高度的正影响，其中信息需求和娱乐需求的β值分别为0.42和0.41，社交需求在0.05的显著水平上，表现出正影响（β＝0.16），而个人需求没有表现出对音乐广播频率的显著影响。

其中，大部分的假设得到了支持，与假设不同的有以下两点：①受众的外向型性格，与对音乐广播信息需求的动机，呈现出正相关，而非假设中的负相关，也就是说，在听音乐广播时受众性格的外向型强度，表现出对信息需求更强的动机，而值得一提的是，在之后的分性别样本讨论中，男性群体的检验结果支持了假设，即性格越内向（即外向型强度越低），对于收听音乐广播的信息需求动机越高；②受众收听音乐广播的自我需求动机，对于音乐广播频率品牌的忠诚，没有显著的关系，也就是说，听众在音乐广播中自我的感知，对音乐广播频率品牌的忠诚没有影响，而值得一提的是，在之后的分性别样本讨论中，男性群体呈现出一定的正影响，即满足男性听众收听音乐广播频率更高的自我需求动机，更易形成其对音乐广播频率的品牌忠诚。

性别对音乐广播频率品牌忠诚的调节作用：概念模型检验

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