成分品牌聯合中農產品來源地效應實證檢驗

郭璐 張怡文

基金項目：貴州省科技廳聯合基金項目“基于合作創新的黔東南州特色優勢農業產業化水平提升路徑研究”（黔科合LH字[2014]7233號研究成果）;凱里學院博士課題“基于中小投資者利益保護的融資問題研究”（院科通[2013]42號文件課題號：BS201316）

中圖分類號：F713? ?文獻標識碼：A

內容摘要：本研究基于農產品成分的實證分析，證實成分品牌聯合中存在來源地效應。結論顯示：與工業產品中的來源地效應研究結論有所不同的是，在農產品的來源地效應研究中，其來源地形象越高并不能促使其產品評價越高，因為在來源地形象構成維度中，對農產品評價起到關鍵作用的并不是總體的來源地形象評價，而是與該類農產品密切相關的一些要素評價。當這些要素評價較高時，該地區的農產品評價才能獲得消費者較高的產品評價，進而去影響成分品牌聯合效應。

關鍵詞：成分品牌聯合? ?產品來源地? ?實證檢驗

引言

成分品牌聯合一般是指兩個品牌同時出現在一個產品上，其中一個是終端產品品牌，而另一個品牌產品則是其成分或零部件。在以往的成分品牌聯合研究中，學者們首先對成分品牌做出了清晰定義，成分品牌是一個相對的概念。其次學者們探討了成分品牌化的各種模式，主要有自有成分品牌模式和聯合成分品牌模式。還有部分學者研究了成分品牌聯合的效應，其主要包含主效應（對終端產品的評價）和溢出效應（對成分品牌產品的評價），以及研究影響成分品牌聯合效應的各種因素，如消費者成分品牌聯合前的態度、消費者對成分產品的感知重要性等。

但是，上述研究都以工業產品作為調查研究對象，較少以農產品作為成分的成分品牌聯合。因為農產品的生產較為分散，多以農戶為單位進行生產和銷售，并且一些初級農產品允許在不注冊商標的情況下進入市場銷售，所以很難建立起較為知名的企業品牌。在這種市場背景下，企業如果要與農產品進行成分品牌聯合，而農產品沒有企業品牌或者影響力不夠，就可以考慮采用地理標志商標這種集體所有的品牌來進行聯合，如“統一”方便面宣稱其作料中加入了“涪陵榨菜”，“涪陵榨菜”就是地理標志商標。因此在農產品成分品牌聯合中，需要考慮成分產品的來源地信息是否會影響主品牌產品評價，即成分品牌聯合中是否存在來源地效應。

成分品牌聯合中來源地模型分析

（一）研究模型

在來源地效應研究中，因為來源地形象的構成是一個多維度的指標，所以為了更好研究來源地形象對產品評價的影響，需要在測量來源地形象時，盡可能包含不同的維度。結合前人對來源地形象的研究，本文認為Pisharodi和Parameswaran（1994）對來源地形象維度的劃分比較全面，其將來源地形象劃分為總體地區形象、總體產品形象、具體產品形象，對應到量表設計時則為總體地區評價、總體產品評價、具體產品評價。全面的來源地形象測量維度有助于分析對產品評價的影響來源于地區形象中的哪一個維度。總體地區評價反映消費者對一個地區的經濟發展水平、歷史文化、人文素質等因素的總體認知，如“蘇繡”來源于當地傳統工藝;總體產品評價反映消費者對該地區整體產品屬性的認知，如日本以電子產品出名，因此其來源地形象能夠輻射所有電子產品;具體產品評價反映消費者對該地區某一具體產品類別的認知，如“景德鎮”以瓷器出名，所以該地區形象只能對瓷器產品的評價起到良好作用。本文為了更好分析農產品成分來源地形象對主品牌產品評價的影響，將采用Pisharodi和Parameswaran的來源地形象維度劃分，并分別分析三個不同維度對產品評價的影響。根據上述分析，研究模型如圖1所示。

（二）研究假設

在農產品行業，存在來源地名稱或者標志比具體的企業品牌更具市場影響力的現象。部分地區的農產品在其產品類別中本身就是高品質的代名詞，或者具備某些特殊屬性。

當消費者對某一產品來源地形象評價越高，則其對該地區的產品評價也就越高。因為在成分品牌聯合中，成分產品成為了主品牌產品的一部分，其來源地形象所代表的屬性信息也就會被消費者采納并用于主品牌產品評價。因此，本文假設：

H1：成分產品的來源地形象評價越高，消費者對主品牌產品的評價越高。

為了更好分析成分產品來源地形象如何影響主品牌產品評價，在H1的基礎上提出如下假設：

H1a：成分產品來源地的總體地區形象評價越高，消費者對主品牌產品的評價越高。

H1b：成分產品來源地的總體產品形象評價越高，消費者對主品牌產品的評價越高。

H1c：成分產品來源地的具體產品形象評價越高，消費者對主品牌產品的評價越高。

Goldsmith和Emrnert（1991）認為消費者產品卷入是對某一特定產品類別感興趣和熱愛的程度，在不同的消費者產品卷入度下，消費者的消費行為會不同。在成分品牌聯合中，消費者的主品牌產品卷入度會影響消費者對成分產品來源地信息重要程度的認知，進而影響其對該信息的處理過程，最終影響成分品牌聯合效應。因此，提出假設：

H2：消費者產品卷入度在成分品牌來源地形象對主品牌產品評價的影響中調節作用顯著。

結合上述研究假設，最終的研究模型如圖2所示。

成分品牌聯合中來源地模型設計

（一）問卷結構

本研究的問卷主要根據研究的總體需要，依據相關理論和前人的研究結論發展而來，結合實際情況加以修訂最終形成。主要包含五個部分：第一部分為背景資料閱讀，主要包括藍莓的介紹、張裕集團出品藍莓酒的虛擬軟文、藍莓酒的圖片展示;第二部分為成分產品的來源地形象評價，主要由總體地區評價、總體產品評價、具體產品評價構成;第三部分為主品牌產品評價，主要由感知質量、感知價值、購買意愿構成;第四部分為消費者酒類產品卷入度測量;第五部分為消費者人口統計特征調查，主要包括性別、年齡、收入、學歷、從事行業等。

消費者對態度的評價具有主觀性，根據國際研究的通用慣例，問卷的第二部分到第四部分的問卷測項都采用李克特5點語義量表進行測量。其中，1表示非常不同意、2表示不同意、3表示一般、4表示同意、5表示非常同意，以數字高低來測量被試者對各個測項的同意程度。

（二）變量測定

在本研究中，對于所有變量的測量，均借鑒前人成熟的量表。成分品牌來源地形象借鑒Martin和Eroglul（1993）、Parameswaran R和Pisharodi R（1994）、李東進、董俊青、周榮海（2007）等人的量表，分為總體地區評價、總體產品評價、具體產品評價，其中具體產品評價參照總體產品評價的測項，共有15個問題。主品牌產品評價主要借鑒Dodds、Monroe、Grewal等（1991）的量表，分為感知質量、感知價值、購買意向三個維度共12個問題。消費者的產品卷入度則參照Zaichkowsky（1985）的量表，共6個問題。

（三）數據來源

受筆者社會資源、研究時間等因素影響，本研究選擇三所高校作為樣本進行問卷調查。其中學生樣本代表了未來的消費者群體，通過對其進行問卷調查，可以很好預測未來的消費者傾向，同時其樣本差異較小，便于操控。考慮到本研究的測項數目和研究目的，一般情況下樣本的數量應該是測項數目的10-15倍。考慮到一定比率的無效問卷，本研究通過郵件、電子版、紙質版共發放問卷300份，收回問卷269份，其中通過上述設立的標準對問卷進行篩除后，剩余有效問卷234份。本文采用SPSS20.0對數據進行分析，并對研究假設進行檢驗。這些分析主要包括：描述性統計分析、量表的信度和效度分析、方差分析、相關分析、回歸分析。

實證檢驗

（一）信度和效度分析

信度分析是指運用數據分析軟件對數據進行一致性和穩定性檢驗，信度越高表明數據結果的可信程度越高，測量的誤差越小，在市場營銷領域，李克特量表的信度測量一般采用Cronbachsα系數來檢測。當α系數小于0.5時，數據非常不理想，信度較低;當α系數大于0.5小于0.7時，數據勉強接受，最好進行修改語句或者增加題項;當α大于0.7時表示數據理想，量表可信程度較高。本研究運用SPSS20.0軟件對收集的234份問卷進行Cronbachsα系數檢驗，其結果顯示各測項的系數均大于0.7，表示問卷的信度較高，可以進行進一步分析。

本文KMO值和Bartlett氏球體檢驗的結果顯示，其KMO值均高于0.5，Bartlett氏球體檢驗，各變量的顯著水平均小于0.05，表示變量適合做因子分析。本文采用主成分法萃取公因子，用最大方差法執行正交旋轉。發現除成分品牌來源地總體評價可以執行正交旋轉以外，其它組別的測項都只提取到一個成分，因此除了成分產品來源地總體評價以外，其它組別都不能進行因子正交旋轉。成分產品來源地總體評價的探索性因子分析顯示，通過正交旋轉萃取成分的結果來看，正好驗證了前人在來源地形象研究中提出的地區形象硬要素和地區形象軟要素。其它組別的因子分析顯示所有因子載荷都大于0.5，區分效度較好，因此說明整個量表具有良好的構建效度。

（二）假設檢驗

方差分析。本研究選取青島、武漢、張家界作為來源地，研究不同成分產品來源地形象對主品牌產品評價的影響。方差分析主要為了檢驗青島、武漢、張家界三個來源地的地區形象和產品評價之間是否存在顯著差異。運用統計軟件對三個來源地的各個變量進行描述性統計分析，其結果顯示其中來源地均值形象評價M青島=4.06、M武漢=3.56、M張家界=3.44。產品評價M青島=4.00、M武漢=3.19、M張家界=3.89。

以來源地形象作為因子，來源地形象評價作為因變量，檢驗三個來源地的來源地形象是否存在顯著差異。其方差齊次性檢驗及方差檢驗的結果看出顯著性=0.000小于0.05的顯著水平，所以其方差不相等，說明三個成分產品的來源地有顯著差異。為了更好檢驗其差異性，對三個來源地進行兩兩比較分析，因為其方差不相等，故選擇DunnettS C未假定方差齊性檢驗。其結果如表1所示。

從表1可以看出，青島地區的來源地形象與武漢、張家界地區形象有顯著差異，其均值差分別為武漢0.50、張家界0.61。但是張家界與武漢地區的形象有差異但不顯著，其均值差為0.11。根據來源地形象的描述性統計分析結果可以發現，武漢地區的地區形象硬要素為4.13，地區總體產品評價為3.67，均高于張家界的2.54和3.49。但是武漢地區的地區形象軟要素為3.23，地區具體產品評價為3.24，均低于張家界的3.73和3.82。因此導致武漢地區的來源地形象和張家界地區形象無顯著差異。

對采用三個來源地成分產品的主品牌產品進行方差齊次性檢驗和方差檢驗，以來源地作為因子，主品牌產品評價作為因變量，其結果表明方差齊次性檢驗的顯著度為0.000小于0.05的顯著水平，所以其方差不相等。說明采用不同來源地成分產品的主品牌產品評價有顯著差異。對采用不同來源地成分產品的主品牌產品評價進行兩兩比較分析，其結果如表2所示。

如表2所示，采用武漢地區成分產品的產品評價與青島、張家界差異顯著，其均值差青島為0.82、張家界為0.70，但是采用青島和張家界成分產品的產品評價有差異但不顯著，均值差為0.12。對數據進行方差分析的結果表明，不同成分產品來源地形象的主品牌產品評價有差異。但是進行兩兩比較分析結果顯示，不同地區的差異顯著程度不同，導致這種現象的原因還需要進行進一步的數據分析。

相關分析。在上述方差分析中，除了青島與“來源地形象越高，產品評價越好”這一假設相佐以外，武漢和張家界均出現了偏差。為了更好地解釋這一現象，也為了之后的回歸分析打下基礎，有必要對各變量進行相關分析，檢驗其相關度。為了更好的分析數據，在進行相關分析時，按照不同來源地對數據進行拆分。對成分產品來源地形象和主品牌產品評價做Pearson相關系數分析，結果如表3所示。

表3顯示，成分產品來源地形象與主品牌產品評價的相關系數為0.668大于0，且顯著度0.000小于0.01.說明兩個變量正向相關，即成分產品來源地形象顯著正向影響主品牌產品評價，H1得到驗證。

為了分析在方差分析中出現的偏差，將對數據按照來源地進行拆分后，按來源地進行Pearson相關系數分析，結果顯示三個來源地都對主品牌產品評價有正向顯著影響。其中，青島和張家界作為成分產品的來源地，其形象對主品牌產品評價的影響程度最大;但是武漢地區的影響雖然顯著但是其程度不高。

根據因子分析結果，將來源地形象構成維度中的總體地區形象評價分為地區硬要素和地區軟要素。然后，進行Pearson相關系數分析，其結果顯示，地區形象硬要素與主品牌產品評價相關系數較低，為0.045，其顯著度為0.23大于0.05的水平，所以地區形象硬要素與主品牌產品評價不相關;地區形象軟要素與主品牌產品評價顯著正相關，相關系數為0.615，P值小于0.01，因此H1a得到部分支持。地區總體產品評價與主品牌產品評價顯著正向關，相關系為0.538，P值小于0.01，H1b得到驗證。地區具體產品評價與主品牌產品評價顯著正向關，相關系數為0.818，P值小于0.01，H1c得到驗證。

消費者產品卷入度的調節作用分析。因為自變量“成分產品來源地形象”、因變量“主品牌產品評價”、調節變量“消費者產品卷入度”為連續變量，所以要用帶有乘積的回歸模型做層次回歸分析來進行檢驗（溫忠麟，2005）。首先，做主品牌產品評價與成分產品來源地形象與消費者主品牌產品卷入度的回歸分析得到R12，再做主品牌產品評價與成分產品來源地形象、消費者主品牌產品卷入度、以及成分產品的來源地形象與消費者主品牌產品卷入乘積的回歸分析得到R22，若R22大于R12，則調節效應顯著。運用SPSS20.0對數據進行標準化處理，然后按上述方法做來源地形象層次回歸系數a，如表4所示。

模型匯總中R12=0.454，R22=0.454，沒有顯著差異。分層回歸結果顯示，乘積項的非標準化系數為-0.17，sig值為0.524大于0.05，所以消費者主品牌產品卷入度在成分產品來源地形象對主品牌產品評價中的調節作用不顯著，故H2不成立。

以成分產品來源地形象構成維度：地區形象硬要素、地區形象軟要素、地區總體產品評價、地區具體產品評價作為自變量，產品評價作為因變量，消費者主品牌產品卷入度作為調節變量，做帶乘積的層次回歸分析，分析結果如下：

第一，消費者主品牌產品卷入度與地區形象硬要素和主品牌產品評價的回歸分析顯示：其中R12=0.161，R22=0.170，第二個模型優于第一個模型，其sig值為0.006小于0.05。所以，消費者主品牌產品卷入度在成分產品來源地，地區硬要素對主品牌產品評價影響中調節作用顯著。因為調節效應的非標準化系數為負且顯著，而主效應為正，表明消費者產品卷入度越高，成分產品來源地的地區硬要素對主品牌產品評價正向效應越弱。

第二，消費者主品牌產品卷入度與地區形象軟要素和主品牌產品評價的回歸分析顯示：其中R12=0.253，R22=0.277，第二個模型優于第一個模型，其sig值為0.000小于0.05。說明消費者主品牌產品卷入度在成分產品來源地地區軟要素對主品牌產品評價影響中調節作用顯著，其中乘積項的非標準化系數為0.145，地區形象的軟要素回歸系數為0.388，所以消費者主品牌產品卷入越高，成分產品來源地地區軟要素對主品牌產品評價的正向影響越大。

管理建議

一是在傳統產業鏈中，成分產品供應商往往并不直接面向終端消費者市場，而企業營銷宣傳的對象也多是企業客戶，其品牌溢價也較低，所以成分產品的供應商往往在產業鏈條中處于弱勢地位。二是由于成分產品多不直接面向終端消費者，沒有消費者市場基礎，所以在與終端消費品制造商的談判中也難有話語權。三是當供應商們認識到需要面向終端市場做營銷宣傳，以期提高其品牌權益的時候，又受到諸多限制，所以當供應商想要進行成分品牌化策略時，可以充分考慮產品的來源地效應，將自己的生產基地設立在有較高來源地形象的地區，或者有產品規模效應的地區，并將來源地信息作為主要的宣傳突破口，來提高自身品牌的知名度和產品評價。

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