成分品牌联合中农产品来源地效应实证检验

郭璐 张怡文

基金项目：贵州省科技厅联合基金项目“基于合作创新的黔东南州特色优势农业产业化水平提升路径研究”（黔科合LH字[2014]7233号研究成果）;凯里学院博士课题“基于中小投资者利益保护的融资问题研究”（院科通[2013]42号文件课题号：BS201316）

中图分类号：F713   文献标识码：A

内容摘要：本研究基于农产品成分的实证分析，证实成分品牌联合中存在来源地效应。结论显示：与工业产品中的来源地效应研究结论有所不同的是，在农产品的来源地效应研究中，其来源地形象越高并不能促使其产品评价越高，因为在来源地形象构成维度中，对农产品评价起到关键作用的并不是总体的来源地形象评价，而是与该类农产品密切相关的一些要素评价。当这些要素评价较高时，该地区的农产品评价才能获得消费者较高的产品评价，进而去影响成分品牌联合效应。

关键词：成分品牌联合   产品来源地   实证检验

引言

成分品牌联合一般是指两个品牌同时出现在一个产品上，其中一个是终端产品品牌，而另一个品牌产品则是其成分或零部件。在以往的成分品牌联合研究中，学者们首先对成分品牌做出了清晰定义，成分品牌是一个相对的概念。其次学者们探讨了成分品牌化的各种模式，主要有自有成分品牌模式和联合成分品牌模式。还有部分学者研究了成分品牌联合的效应，其主要包含主效应（对终端产品的评价）和溢出效应（对成分品牌產品的评价），以及研究影响成分品牌联合效应的各种因素，如消费者成分品牌联合前的态度、消费者对成分产品的感知重要性等。

但是，上述研究都以工业产品作为调查研究对象，较少以农产品作为成分的成分品牌联合。因为农产品的生产较为分散，多以农户为单位进行生产和销售，并且一些初级农产品允许在不注册商标的情况下进入市场销售，所以很难建立起较为知名的企业品牌。在这种市场背景下，企业如果要与农产品进行成分品牌联合，而农产品没有企业品牌或者影响力不够，就可以考虑采用地理标志商标这种集体所有的品牌来进行联合，如“统一”方便面宣称其作料中加入了“涪陵榨菜”，“涪陵榨菜”就是地理标志商标。因此在农产品成分品牌联合中，需要考虑成分产品的来源地信息是否会影响主品牌产品评价，即成分品牌联合中是否存在来源地效应。

成分品牌联合中来源地模型分析

（一）研究模型

在来源地效应研究中，因为来源地形象的构成是一个多维度的指标，所以为了更好研究来源地形象对产品评价的影响，需要在测量来源地形象时，尽可能包含不同的维度。结合前人对来源地形象的研究，本文认为Pisharodi和Parameswaran（1994）对来源地形象维度的划分比较全面，其将来源地形象划分为总体地区形象、总体产品形象、具体产品形象，对应到量表设计时则为总体地区评价、总体产品评价、具体产品评价。全面的来源地形象测量维度有助于分析对产品评价的影响来源于地区形象中的哪一个维度。总体地区评价反映消费者对一个地区的经济发展水平、历史文化、人文素质等因素的总体认知，如“苏绣”来源于当地传统工艺;总体产品评价反映消费者对该地区整体产品属性的认知，如日本以电子产品出名，因此其来源地形象能够辐射所有电子产品;具体产品评价反映消费者对该地区某一具体产品类别的认知，如“景德镇”以瓷器出名，所以该地区形象只能对瓷器产品的评价起到良好作用。本文为了更好分析农产品成分来源地形象对主品牌产品评价的影响，将采用Pisharodi和Parameswaran的来源地形象维度划分，并分别分析三个不同维度对产品评价的影响。根据上述分析，研究模型如图1所示。

（二）研究假设

在农产品行业，存在来源地名称或者标志比具体的企业品牌更具市场影响力的现象。部分地区的农产品在其产品类别中本身就是高品质的代名词，或者具备某些特殊属性。

当消费者对某一产品来源地形象评价越高，则其对该地区的产品评价也就越高。因为在成分品牌联合中，成分产品成为了主品牌产品的一部分，其来源地形象所代表的属性信息也就会被消费者采纳并用于主品牌产品评价。因此，本文假设：

H1：成分产品的来源地形象评价越高，消费者对主品牌产品的评价越高。

为了更好分析成分产品来源地形象如何影响主品牌产品评价，在H1的基础上提出如下假设：

H1a：成分产品来源地的总体地区形象评价越高，消费者对主品牌产品的评价越高。

H1b：成分产品来源地的总体产品形象评价越高，消费者对主品牌产品的评价越高。

H1c：成分产品来源地的具体产品形象评价越高，消费者对主品牌产品的评价越高。

Goldsmith和Emrnert（1991）认为消费者产品卷入是对某一特定产品类别感兴趣和热爱的程度，在不同的消费者产品卷入度下，消费者的消费行为会不同。在成分品牌联合中，消费者的主品牌产品卷入度会影响消费者对成分产品来源地信息重要程度的认知，进而影响其对该信息的处理过程，最终影响成分品牌联合效应。因此，提出假设：

H2：消费者产品卷入度在成分品牌来源地形象对主品牌产品评价的影响中调节作用显著。

结合上述研究假设，最终的研究模型如图2所示。

成分品牌联合中来源地模型设计

（一）问卷结构

本研究的问卷主要根据研究的总体需要，依据相关理论和前人的研究结论发展而来，结合实际情况加以修订最终形成。主要包含五个部分：第一部分为背景资料阅读，主要包括蓝莓的介绍、张裕集团出品蓝莓酒的虚拟软文、蓝莓酒的图片展示;第二部分为成分产品的来源地形象评价，主要由总体地区评价、总体产品评价、具体产品评价构成;第三部分为主品牌产品评价，主要由感知质量、感知价值、购买意愿构成;第四部分为消费者酒类产品卷入度测量;第五部分为消费者人口统计特征调查，主要包括性别、年龄、收入、学历、从事行业等。

消费者对态度的评价具有主观性，根据国际研究的通用惯例，问卷的第二部分到第四部分的问卷测项都采用李克特5点语义量表进行测量。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，以数字高低来测量被试者对各个测项的同意程度。

（二）变量测定

在本研究中，对于所有变量的测量，均借鉴前人成熟的量表。成分品牌来源地形象借鉴Martin和Eroglul（1993）、Parameswaran R和Pisharodi R（1994）、李东进、董俊青、周荣海（2007）等人的量表，分为总体地区评价、总体产品评价、具体产品评价，其中具体产品评价参照总体产品评价的测项，共有15个问题。主品牌产品评价主要借鉴Dodds、Monroe、Grewal等（1991）的量表，分为感知质量、感知价值、购买意向三个维度共12个问题。消费者的产品卷入度则参照Zaichkowsky（1985）的量表，共6个问题。

（三）数据来源

受笔者社会资源、研究时间等因素影响，本研究选择三所高校作为样本进行问卷调查。其中学生样本代表了未来的消费者群体，通过对其进行问卷调查，可以很好预测未来的消费者倾向，同时其样本差异较小，便于操控。考虑到本研究的测项数目和研究目的，一般情况下样本的数量应该是测项数目的10-15倍。考虑到一定比率的无效问卷，本研究通过邮件、电子版、纸质版共发放问卷300份，收回问卷269份，其中通过上述设立的标准对问卷进行筛除后，剩余有效問卷234份。本文采用SPSS20.0对数据进行分析，并对研究假设进行检验。这些分析主要包括：描述性统计分析、量表的信度和效度分析、方差分析、相关分析、回归分析。

实证检验

（一）信度和效度分析

信度分析是指运用数据分析软件对数据进行一致性和稳定性检验，信度越高表明数据结果的可信程度越高，测量的误差越小，在市场营销领域，李克特量表的信度测量一般采用Cronbachsα系数来检测。当α系数小于0.5时，数据非常不理想，信度较低;当α系数大于0.5小于0.7时，数据勉强接受，最好进行修改语句或者增加题项;当α大于0.7时表示数据理想，量表可信程度较高。本研究运用SPSS20.0软件对收集的234份问卷进行Cronbachsα系数检验，其结果显示各测项的系数均大于0.7，表示问卷的信度较高，可以进行进一步分析。

本文KMO值和Bartlett氏球体检验的结果显示，其KMO值均高于0.5，Bartlett氏球体检验，各变量的显著水平均小于0.05，表示变量适合做因子分析。本文采用主成分法萃取公因子，用最大方差法执行正交旋转。发现除成分品牌来源地总体评价可以执行正交旋转以外，其它组别的测项都只提取到一个成分，因此除了成分产品来源地总体评价以外，其它组别都不能进行因子正交旋转。成分产品来源地总体评价的探索性因子分析显示，通过正交旋转萃取成分的结果来看，正好验证了前人在来源地形象研究中提出的地区形象硬要素和地区形象软要素。其它组别的因子分析显示所有因子载荷都大于0.5，区分效度较好，因此说明整个量表具有良好的构建效度。

（二）假设检验

方差分析。本研究选取青岛、武汉、张家界作为来源地，研究不同成分产品来源地形象对主品牌产品评价的影响。方差分析主要为了检验青岛、武汉、张家界三个来源地的地区形象和产品评价之间是否存在显著差异。运用统计软件对三个来源地的各个变量进行描述性统计分析，其结果显示其中来源地均值形象评价M青岛=4.06、M武汉=3.56、M张家界=3.44。产品评价M青岛=4.00、M武汉=3.19、M张家界=3.89。

以来源地形象作为因子，来源地形象评价作为因变量，检验三个来源地的来源地形象是否存在显著差异。其方差齐次性检验及方差检验的结果看出显著性=0.000小于0.05的显著水平，所以其方差不相等，说明三个成分产品的来源地有显著差异。为了更好检验其差异性，对三个来源地进行两两比较分析，因为其方差不相等，故选择DunnettS C未假定方差齐性检验。其结果如表1所示。

从表1可以看出，青岛地区的来源地形象与武汉、张家界地区形象有显著差异，其均值差分别为武汉0.50、张家界0.61。但是张家界与武汉地区的形象有差异但不显著，其均值差为0.11。根据来源地形象的描述性统计分析结果可以发现，武汉地区的地区形象硬要素为4.13，地区总体产品评价为3.67，均高于张家界的2.54和3.49。但是武汉地区的地区形象软要素为3.23，地区具体产品评价为3.24，均低于张家界的3.73和3.82。因此导致武汉地区的来源地形象和张家界地区形象无显著差异。

对采用三个来源地成分产品的主品牌产品进行方差齐次性检验和方差检验，以来源地作为因子，主品牌产品评价作为因变量，其结果表明方差齐次性检验的显著度为0.000小于0.05的显著水平，所以其方差不相等。说明采用不同来源地成分产品的主品牌产品评价有显著差异。对采用不同来源地成分产品的主品牌产品评价进行两两比较分析，其结果如表2所示。

如表2所示，采用武汉地区成分产品的产品评价与青岛、张家界差异显著，其均值差青岛为0.82、张家界为0.70，但是采用青岛和张家界成分产品的产品评价有差异但不显著，均值差为0.12。对数据进行方差分析的结果表明，不同成分产品来源地形象的主品牌产品评价有差异。但是进行两两比较分析结果显示，不同地区的差异显著程度不同，导致这种现象的原因还需要进行进一步的数据分析。

相关分析。在上述方差分析中，除了青岛与“来源地形象越高，产品评价越好”这一假设相佐以外，武汉和张家界均出现了偏差。为了更好地解释这一现象，也为了之后的回归分析打下基础，有必要对各变量进行相关分析，检验其相关度。为了更好的分析数据，在进行相关分析时，按照不同来源地对数据进行拆分。对成分产品来源地形象和主品牌产品评价做Pearson相关系数分析，结果如表3所示。

表3显示，成分产品来源地形象与主品牌产品评价的相关系数为0.668大于0，且显著度0.000小于0.01.说明两个变量正向相关，即成分产品来源地形象显著正向影响主品牌产品评价，H1得到验证。

为了分析在方差分析中出现的偏差，将对数据按照来源地进行拆分后，按来源地进行Pearson相关系数分析，结果显示三个来源地都对主品牌产品评价有正向显著影响。其中，青岛和张家界作为成分产品的来源地，其形象对主品牌产品评价的影响程度最大;但是武汉地区的影响虽然显著但是其程度不高。

根据因子分析结果，将来源地形象构成维度中的总体地区形象评价分为地区硬要素和地区软要素。然后，进行Pearson相关系数分析，其结果显示，地区形象硬要素与主品牌产品评价相关系数较低，为0.045，其显著度为0.23大于0.05的水平，所以地区形象硬要素与主品牌产品评价不相关;地区形象软要素与主品牌产品评价显著正相关，相关系数为0.615，P值小于0.01，因此H1a得到部分支持。地区总体产品评价与主品牌产品评价显著正向关，相关系为0.538，P值小于0.01，H1b得到验证。地区具体产品评价与主品牌产品评价显著正向关，相关系数为0.818，P值小于0.01，H1c得到验证。

消费者产品卷入度的调节作用分析。因为自变量“成分产品来源地形象”、因变量“主品牌产品评价”、调节变量“消费者产品卷入度”为连续变量，所以要用带有乘积的回归模型做层次回归分析来进行检验（温忠麟，2005）。首先，做主品牌产品评价与成分产品来源地形象与消费者主品牌产品卷入度的回归分析得到R12，再做主品牌产品评价与成分产品来源地形象、消费者主品牌产品卷入度、以及成分产品的来源地形象与消费者主品牌产品卷入乘积的回归分析得到R22，若R22大于R12，则调节效应显著。运用SPSS20.0对数据进行标准化处理，然后按上述方法做来源地形象层次回归系数a，如表4所示。

模型汇总中R12=0.454，R22=0.454，没有显著差异。分层回归结果显示，乘积项的非标准化系数为-0.17，sig值为0.524大于0.05，所以消费者主品牌产品卷入度在成分产品来源地形象对主品牌产品评价中的调节作用不显著，故H2不成立。

以成分产品来源地形象构成维度：地区形象硬要素、地区形象软要素、地区总体产品评价、地区具体产品评价作为自变量，产品评价作为因变量，消费者主品牌产品卷入度作为调节变量，做带乘积的层次回归分析，分析结果如下：

第一，消费者主品牌产品卷入度与地区形象硬要素和主品牌产品评价的回归分析显示：其中R12=0.161，R22=0.170，第二个模型优于第一个模型，其sig值为0.006小于0.05。所以，消费者主品牌产品卷入度在成分产品来源地，地区硬要素对主品牌产品评价影响中调节作用显著。因为调节效应的非标准化系数为负且显著，而主效应为正，表明消费者产品卷入度越高，成分产品来源地的地区硬要素对主品牌产品评价正向效应越弱。

第二，消费者主品牌产品卷入度与地区形象软要素和主品牌产品评价的回归分析显示：其中R12=0.253，R22=0.277，第二个模型优于第一个模型，其sig值为0.000小于0.05。說明消费者主品牌产品卷入度在成分产品来源地地区软要素对主品牌产品评价影响中调节作用显著，其中乘积项的非标准化系数为0.145，地区形象的软要素回归系数为0.388，所以消费者主品牌产品卷入越高，成分产品来源地地区软要素对主品牌产品评价的正向影响越大。

管理建议

一是在传统产业链中，成分产品供应商往往并不直接面向终端消费者市场，而企业营销宣传的对象也多是企业客户，其品牌溢价也较低，所以成分产品的供应商往往在产业链条中处于弱势地位。二是由于成分产品多不直接面向终端消费者，没有消费者市场基础，所以在与终端消费品制造商的谈判中也难有话语权。三是当供应商们认识到需要面向终端市场做营销宣传，以期提高其品牌权益的时候，又受到诸多限制，所以当供应商想要进行成分品牌化策略时，可以充分考虑产品的来源地效应，将自己的生产基地设立在有较高来源地形象的地区，或者有产品规模效应的地区，并将来源地信息作为主要的宣传突破口，来提高自身品牌的知名度和产品评价。

参考文献：

1.吴坚，符国群，丁嘉莉.基于属性水平的品牌来源国作用机制研究—信息处理的视角[J].管理评论，2010（3）

2.汪涛，周玲，周南等.来源国形象是如何形成的？—基于美、印消费者评价和合理性理论视角的扎根研究[J].管理世界，2012（3）

3.袁胜军，符国群.中国消费者对同一品牌国产与进口产品认知差异的原因及分析[J].软科学，2012（6）

4.诺曼·布拉德伯恩，西摩·萨德曼，布莱恩·万辛克著.赵峰，沈崇麟译.问卷设计手册—市场研究、民意调查、社会调查、健康调查指南[M].重庆大学出版社，2011

5.纳雷希·K·马尔霍特拉著.涂平译.市场营销研究：应用导向[M].电子工业出版社，2011

6.李东进，董俊青，周荣海.地区形象与消费者产品评价关系研究—以上海和郑州为例[J].南开管理评论，2007（2）