基于情緒營銷的農產品市場驅動策略研究

□王 燕，王 昆

（長春大學 吉林 長春 130022）

1 理論背景、研究模型與假設

1.1 情緒的理論研究

對于情緒的研究，一般心理學家將情緒歸納為人之于事態的主觀態度，是心理學研究的重要對象。阿德諾（1960）認為情緒是消費者的一種情感體驗，且不同的情緒伴隨著不同的生理變化。利柏（1977）明確了情緒的作用，將情緒歸納為具有動力的積極力量，與消費者的直覺和反饋動作相適應，形成消費模式。中國心理學家孟昭蘭對于情緒的解讀與國外大體一致，強調了情緒成分的多樣性與多維量，是人類進行社交活動的主要心理動力[1-3]。

1.2 國內農產品的現實背景

隨著社會經濟快速發展，居民在農產品方面的消費水平日益提升，導致農產品市場的發展進程逐漸加快，農產品市場供大于求[4]。

據調查，目前消費者已經從“量食”轉向“質食”，從可食用需求轉向農產品的營養價值以及安全需求，消費需求向高端化發展。大多數家庭對兒童、孕婦、老年人的膳食結構和農產品營養價值極為重視，有較高的養生意識和品牌意識[5]。

1.3 研究模型與假設

研究主要探討基于情緒營銷的農產品市場驅動策略，著重分析影響農產品公司實施情緒營銷的因素[6-7]。借鑒Beatty 和Ferrell 在1988 年提出的研究模型，在其基礎上重新進行假設，將影響農產品企業實施情緒營銷的因素劃分為兩大類，從公司內部約束和消費者約束兩大方面進行研究。借鑒羅勝對消費者沖動型購物的研究模型，將農產品設計作為自變量，消費者購買行為作為應因變量，將消費者的情緒標識“愉悅感”“喚起感”作為中間變量，研究消費者情緒在促進購買力過程中的重要作用。在情緒營銷的理論背景下，提出以下假設。

H1：消費者購買農產品過程中，產品設計定位正向顯著影響消費者的購買意愿。

H2a：消費者購買農產品過程中，產品設計定位正向顯著影響消費者的喚起感。

H2b：消費者購買農產品過程中，產品設計定位正向顯著影響消費者的愉悅感。

H3a：消費者購買農產品過程中，消費者的愉悅感正向顯著影響消費者的購買意愿。

H3b：消費者購買農產品過程中，消費者的喚起感正向顯著影響消費者的購買意愿。

H4a：消費者購買農產品過程中，消費者的愉悅感在產品設計定位與購買意愿中具有中介作用。

H4b：消費者購買農產品過程中，消費者的喚起感在產品設計定位與購買意愿中具有中介作用。

2 研究方法

2.1 問卷設計

問卷主要包括兩大部分。第一部分為被調查者的個人基本資料。第二部分利用量表測量公司內部約束力，即廣告、包裝、文案、促銷等對于消費者情緒的影響度。

采用問卷形式進行實證研究，參照Rook（1987）、Dittmar 和Beattie（1996）提出的量表，每個維度設定3個問題，共計12 個問題，探討情緒營銷對農產品市場驅動的重要程度。

2.2 數據收集與變量測定

利用“問卷星”調研軟件隨機發放調查問卷，共回收150 份且均為有效。

3 數據分析結果

3.1 信度與效度分析

為驗證相關變量衡量的信度，為后續研究提供更加準確的研究，進行Cronbach’α 檢驗。結果顯示，除廣告投入外，Cronbach’α 均超過0.70。將廣告排除后，相關變量信度良好，因此暫不對廣告進行研究，以下實證僅基于包裝、文案及促銷。

通過分析發現，產品設計對消費者購買意愿具有正向顯著影響（F＞Fcrit（0.05），P＜0.05），各組間差異性顯著，相關變量具有良好的區分效度，說明產品設計定位對消費者購買意愿的影響具有顯著性差異，假設H1 成立。

為了研究消費者的情緒對其購買行為的影響力，以Baron、Kenny（1986）的中介作用檢驗方法對消費者愉悅感和喚起感的中介作用進行分步驟檢驗。

對愉悅感和喚起感的中介作用檢驗采用回歸分析方法，通過構建回歸方程，并對相關數據進行分析。其中，自變量（X1），產品設計；因變量（Y），消費者購買意愿；中介變量（M），愉悅感（M1），喚起感（M2）。所構建的方程如下。

式中：a代表X對M的回歸系數，b代表M對Y的回歸系數，c代表X對Y的回歸系數。

式（1）用來檢驗產品設計X對中介變量愉悅感M的影響作用。由統計結果可知，a=0.693，t=9.102，p＜0.01。因此，產品設計對愉悅感具有正向顯著作用，假設H2a 成立。

式（2）用來檢驗愉悅感M1的中介作用。由統計分析結果可知，c=0.13，t=1.239，p＜0.05；b=0.57，t=4.006，p＜0.01。因此，愉悅感對消費者購買意愿具有正向顯著影響，假設H3a 成立。

式（3）用來檢驗產品設計X對喚起感M2的影響作用，由統計分析結果可知，a=0.472，t=4.378，p＜0.01，因此，產品設計對喚起感具有正向顯著影響，假設H2b 成立。

式（4）用來檢驗喚起感M2的中介作用。由統計結果可知，c=-0.045，t=-0.264，p＜0.01；b=0.705，t=4.111，p＜0.01。因此，喚起感對沖動性購買意愿具有正向顯著影響，假設H3b 成立。

3.2 消費者情緒的中介作用檢驗

BootLLCI=0.374＞0，BootULCI=0.980 8＞0，因此，愉悅感在產品設計與消費者購買意愿之間具有中介作用，假設H4a 成立。

同上文檢驗辦法，得到統計分析結果BootLLCI=-0.088 2＜0，BootULCI=0.755 3＞0，因此，喚起感在產品設計與消費者購買意愿之間具有部分中介作用，假設H4b 成立。

3.3 假設檢驗

研究假設驗定結果見表1。

4 理論貢獻與總結

除廣告投入外，產品設計其他設定維度（價格或促銷、包裝、文案）[8-9]對于消費者的購買意愿具有正向顯著影響。通過對市場的走訪調查發現，廣告之所以不具備完全影響，是因為農產品屬于低消費品（生活必需品），消費者難以花費太多精力在選擇上。廣告的作用是將新產品廣為人知，農產品在生活中的活躍度決定了消費者不需要靠廣告決定生活質量[10-11]。從企業角度看，農產品作為低回報率產品，利潤有限，無法支撐龐大的廣告支出。因而，無基礎的農產品企業應該慎投廣告。

表1 相關假設與結果