胡振濤，項(xiàng)喜章※，吳素春

(1．武漢輕工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，武漢 430023;2．華中科技大學(xué)管理學(xué)院，武漢 430074)

茶葉，與其他農(nóng)產(chǎn)品相比，被賦予了更豐富的文化內(nèi)涵，且其物理性狀易受地理區(qū)位和氣候變化的影響，所以自古就形成了不少傳統(tǒng)的區(qū)域品牌，如西湖龍井、信陽毛尖等。這些茶葉區(qū)域品牌不僅具有和其他農(nóng)產(chǎn)品一樣的資源依賴特征，而且還具有更加顯著的文化資源依賴特征，所以對(duì)于茶葉區(qū)域品牌的研究應(yīng)區(qū)別于一般農(nóng)產(chǎn)品［1］。就目前的研究現(xiàn)狀來看，國(guó)內(nèi)關(guān)于茶葉區(qū)域品牌的研究很少，僅有少部分理論研究，尚未形成系統(tǒng)的理論框架。如陳太勝和鐘誠(chéng) (2012)雖然將茶葉區(qū)域品牌的成長(zhǎng)路徑做了階段劃分［2］，但并未找出各發(fā)展階段的影響因素;鐘艷 (2012)基于產(chǎn)業(yè)集群角度研究了安徽茶葉的區(qū)域品牌建設(shè)，并指出產(chǎn)業(yè)鏈不完整、茶葉企業(yè)組織化程度低等是影響安徽茶葉區(qū)域品牌建設(shè)的主要因素［3］，但是缺乏量化依據(jù);蘇寶財(cái)、林春桃 (2013)通過調(diào)查問卷的方式，實(shí)證分析了福建烏龍茶區(qū)域品牌的影響因素，指出烏龍茶感官品質(zhì)、消費(fèi)者飲茶年限等對(duì)烏龍茶區(qū)域品牌忠誠(chéng)具有極顯著的影響［4］，豐富了茶葉區(qū)域品牌的量化研究［5-9］。

該文借鑒前人的研究成果，結(jié)合武當(dāng)?shù)啦枳鳛橹袊?guó)兩大宗教名茶之一的特點(diǎn)，從消費(fèi)者視角提出了影響武當(dāng)?shù)啦鑵^(qū)域品牌忠誠(chéng)的4個(gè)主要因素，即區(qū)域文化感知、茶葉知名度、茶葉品質(zhì)體驗(yàn)和茶葉文化體驗(yàn)，并利用結(jié)構(gòu)方程模型揭示了四大因素之間的關(guān)系，以及這些因素對(duì)武當(dāng)?shù)啦鑵^(qū)域品牌忠誠(chéng)的影響。

1 研究假設(shè)與理論模型

1.1 武當(dāng)?shù)啦鑵^(qū)域品牌忠誠(chéng)影響因素模型的研究假設(shè)

茶葉作為飲食類消費(fèi)品，消費(fèi)者對(duì)其品質(zhì)的體驗(yàn) (色、香、味等)必然顯著影響消費(fèi)選擇。事實(shí)上，蘇寶財(cái)、林春桃 (2013)也通過實(shí)證分析證明了這一點(diǎn)，該文將之稱為消費(fèi)者的品質(zhì)體驗(yàn)。武當(dāng)?shù)啦枳鳛橹袊?guó)兩大宗教名茶之一 (與寺院禪茶并列)，消費(fèi)者對(duì)其所蘊(yùn)含的文化內(nèi)涵的體驗(yàn)，也會(huì)對(duì)消費(fèi)者的消費(fèi)行為產(chǎn)生一定的影響，稱之為消費(fèi)者的文化體驗(yàn)。作為消費(fèi)者，往往對(duì)知名度較高的產(chǎn)品有先入為主的觀念，所以產(chǎn)品知名度在一定程度上會(huì)影響消費(fèi)者的品質(zhì)體驗(yàn)和文化體驗(yàn)。此外，消費(fèi)者對(duì)武當(dāng)風(fēng)景及武當(dāng)文化、道家文化的感知程度的不同，會(huì)導(dǎo)致其對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧睦斫獯嬖诓町?，從而影響消費(fèi)者的品質(zhì)體驗(yàn)和文化體驗(yàn)。以上4個(gè)因素互相作用并最終影響消費(fèi)者對(duì)武當(dāng)?shù)啦鑵^(qū)域品牌的忠誠(chéng)度。

基于以上分析，提出武當(dāng)?shù)啦鑵^(qū)域品牌忠誠(chéng)影響因素模型的研究假設(shè):

H1a:消費(fèi)者的文化感知正向影響其對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧钠焚|(zhì)體驗(yàn);

H1b:消費(fèi)者的文化感知正向影響其對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧闹獣猿潭?(知名度);

H1c:消費(fèi)者的文化感知正向影響其對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧奈幕w驗(yàn);

H2a:消費(fèi)者對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧闹獣猿潭?(知名度)正向影響其對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧钠焚|(zhì)體驗(yàn);

H2b:消費(fèi)者對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧闹獣猿潭?(知名度)正向影響其對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧奈幕w驗(yàn);

H3:消費(fèi)者的品質(zhì)體驗(yàn)正向影響其對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧钠放浦艺\(chéng)度;

H4:消費(fèi)者對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧闹獣猿潭?(知名度)正向影響其對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧钠放浦艺\(chéng)度;

H5:消費(fèi)者的文化體驗(yàn)正向影響其對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧钠放浦艺\(chéng)度;

H6:消費(fèi)者的文化感知通過中介變量間接影響其對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧钠放浦艺\(chéng)度。

1.2 武當(dāng)?shù)啦鑵^(qū)域品牌忠誠(chéng)影響因素的理論模型

根據(jù)研究假設(shè)，從消費(fèi)者感知視角，提出了包括品質(zhì)體驗(yàn)、文化體驗(yàn)、知名度、文化感知、區(qū)域品牌忠誠(chéng)5個(gè)潛變量和14個(gè)觀察變量在內(nèi)的武當(dāng)?shù)啦鑵^(qū)域品牌忠誠(chéng)影響因素的結(jié)構(gòu)方程模型 (SEM模型)，具體變量指標(biāo)及問卷題項(xiàng)如表1，理論模型如圖1。

圖1 武當(dāng)?shù)啦杵放浦艺\(chéng)影響因素初始理論模型

表1 武當(dāng)?shù)啦杵放浦艺\(chéng)影響因素模型的指標(biāo)體系

2 研究方法與數(shù)據(jù)收集

2.1 研究方法

利用結(jié)構(gòu)方程模型 (SEM)的方法來研究武當(dāng)?shù)啦鑵^(qū)域品牌。區(qū)別于其他統(tǒng)計(jì)方法，SEM模型不僅可以揭示武當(dāng)?shù)啦鑵^(qū)域品牌忠誠(chéng)的影響因素對(duì)其直接或間接的影響機(jī)理，還可顯示各因素之間的交互作用，對(duì)前文中理論模型的驗(yàn)證是一種比較理想的方法。

建立的模型是包括測(cè)量模型、結(jié)構(gòu)模型和殘差項(xiàng)在內(nèi)的一個(gè)完整的SEM模型，并通過SPSS16．0軟件對(duì)數(shù)據(jù)質(zhì)量進(jìn)行分析，依托AMOS17．0軟件完成模型的構(gòu)建與參數(shù)的估計(jì)。

2.2 數(shù)據(jù)收集及數(shù)據(jù)質(zhì)量評(píng)價(jià)

2．2．1 數(shù)據(jù)收集

全部數(shù)據(jù)來自于隨機(jī)問卷調(diào)查。為了減少問卷填寫人的心理反感，問卷的設(shè)計(jì)盡量簡(jiǎn)潔明了，共設(shè)有14道題項(xiàng)和5道個(gè)人信息項(xiàng)，具體見表1。問卷采取Likert5級(jí)量表法，選項(xiàng)設(shè)為1(強(qiáng)烈反對(duì))、2(反對(duì))、3(既不反對(duì)也不同意)、4(同意)、5(非常同意)。

問卷的發(fā)放分為湖北省內(nèi)和省外。針對(duì)省內(nèi)，分別在武昌、漢口、漢陽3區(qū)各發(fā)放問卷50份，發(fā)放地點(diǎn)為各大茶館、茶樓以及茶葉批發(fā)市場(chǎng);針對(duì)省外，作者委托某些院校的在校研究生分別在天津、北京、上海、廣東、浙江5地各發(fā)放問卷20份，發(fā)放地點(diǎn)為各大茶館及茶樓。問卷的發(fā)放持續(xù)6周，共發(fā)放問卷250份，回收228份，剔除無效問卷21份，共回收有效問卷207份，有效回收率82．8%。

有效問卷中男性比例為76．8%，30歲以上者占88．4%，家庭月收入6 000元以上者所占比例為85%，?？萍耙陨蠈W(xué)歷者占38．6%，樣本分布結(jié)構(gòu)符合愛茶人群標(biāo)準(zhǔn)。

2．2．2 數(shù)據(jù)質(zhì)量評(píng)價(jià)

(1)數(shù)據(jù)信度分析。信度分析通過SPSS16．0軟件，采用常用的內(nèi)部一致性指標(biāo)Cronbach’s系數(shù)進(jìn)行檢查，具體結(jié)果如表2。如表中所示，除了文化感知由于題項(xiàng)較少，Cronbach’s系數(shù)較小外，其他都在0．8以上，總體量表的Cronbach’s系數(shù)更是達(dá)到了0．937，說明數(shù)據(jù)的信度極好，通過了信度檢驗(yàn)。

(2)數(shù)據(jù)效度檢驗(yàn)。效度分析通過SPSS16．0軟件，采用因子分析法，對(duì)量表的結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行分析，分析結(jié)果如表3所示，可以看出除文化感知外，其他潛變量的KMO值都大于0．6，Bartlett球體檢驗(yàn)的顯著性水平都小于0．001，且其累計(jì)方差貢獻(xiàn)率都高于60%(未在表3列出);文化感知由于只有兩個(gè)顯示變量，KMO值不能較好地體現(xiàn)其效度，但可以查看到其累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)到了73．56%，故量表總體通過了結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)。

表2 問卷量表的信度檢驗(yàn)

表3 問卷量表的效度檢驗(yàn)

通過信度和效度檢驗(yàn)之后，說明通過調(diào)查問卷所獲得的數(shù)據(jù)具有較好的穩(wěn)定性和有效性，適合做進(jìn)一步的模型分析。

3 SEM模型分析

3.1 SEM模型構(gòu)建及修正

為了研究武當(dāng)?shù)啦柘M(fèi)者對(duì)該區(qū)域品牌忠誠(chéng)度的影響因素，模型共設(shè)計(jì)以忠誠(chéng)度為內(nèi)生潛變量，以文化感知、品質(zhì)體驗(yàn)、知名度、文化體驗(yàn)為外生潛變量的結(jié)構(gòu)模型，由于潛變量無法被直接觀察，模型就通過構(gòu)建包含有14個(gè)觀測(cè)變量的多個(gè)測(cè)量模型來衡量各個(gè)潛變量，最后根據(jù)研究假設(shè)，利用AMOS17．0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)初始模型的路徑顯著性進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，知名度→文化體驗(yàn)的路徑未通過檢驗(yàn)，其P值高達(dá)0．125。由于本模型數(shù)據(jù)主要來源于湖北省內(nèi)及其他發(fā)達(dá)地區(qū)的茶館茶樓，所以被調(diào)查者多是飲茶愛好者，亦對(duì)各類名茶多有了解，茶葉知名度對(duì)消費(fèi)者體驗(yàn)影響便不再顯著，故而考慮刪除知名度→文化體驗(yàn)、知名度→品質(zhì)體驗(yàn)兩條路徑。

最終根據(jù)AMOS17．0中的修正指數(shù)，對(duì)模型經(jīng)過反復(fù)擬合和多次修正，得到擬合理論與數(shù)據(jù)的武當(dāng)?shù)啦柘M(fèi)者忠誠(chéng)影響因素路徑圖及標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)，具體如圖2所示。

圖2 武當(dāng)?shù)啦柘M(fèi)者忠誠(chéng)影響因素路徑

3.2 模型擬合度檢驗(yàn)

模型擬合度檢驗(yàn)是通過相關(guān)擬合度指標(biāo)來驗(yàn)證模型是否符合標(biāo)準(zhǔn)，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)軟件AMOS17．0以極大似然法對(duì)SEM模型進(jìn)行了估計(jì)，由于模型樣本較大，故選取χ2/df為指標(biāo)，同時(shí)選取AMOS17．0提供的絕對(duì)適配度指標(biāo):GFI(良性適配指數(shù))、RMSEA(近似誤差均方根)，增值適配度指標(biāo):NFI(規(guī)準(zhǔn)適配指數(shù))、CFI(比較適配指數(shù))，簡(jiǎn)約適配指標(biāo):PGFI(簡(jiǎn)約適配指數(shù))，PNFI(簡(jiǎn)約調(diào)整后的規(guī)準(zhǔn)適配指數(shù))等7個(gè)指標(biāo)［10-12］，結(jié)合溫忠麟 (2004)指出的理想指標(biāo)的特點(diǎn)［13］，對(duì)模型進(jìn)行擬合檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表4?？梢钥闯觯薘MSEA略大于0．05外，其他適配指數(shù)均在最優(yōu)擬合標(biāo)準(zhǔn)內(nèi)，且RMSEA小于0．1，說明模型具有較好的擬合度。總體上看，模型和樣本數(shù)據(jù)的擬合度較好，模型構(gòu)建得比較理想。

表4 模型適配度檢驗(yàn)

3.3 模型結(jié)果分析

AMOS17．0輸出的模型標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)如表5所示。

由表5可知，除了知名度→忠誠(chéng)度的路徑系數(shù)大于0．001外，其他路徑系數(shù)都達(dá)到了0．001的顯著性水平，而在顯著性水平0．05情況下，所有路徑系數(shù)均可通過檢驗(yàn)。結(jié)合圖2所示的模型路徑圖，證明研究假設(shè)H1a、H1b、H1c、H3、H4、H5、H6均得到了證實(shí)，而H2a、H2b則被拒絕。

首先，由分析結(jié)構(gòu)模型可知，消費(fèi)者的文化感知對(duì)其品質(zhì)體驗(yàn)、文化體驗(yàn)以及對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧闹獣猿潭鹊挠绊懧窂较禂?shù)分別為0．800、0．880、0．805，說明消費(fèi)者對(duì)武當(dāng)及道家文化的感知程度對(duì)其武當(dāng)?shù)啦璧南M(fèi)體驗(yàn)有很強(qiáng)的正向促進(jìn)作用。這是由于道家思想流傳千年，在中國(guó)文化中根深蒂固，而武當(dāng)?shù)啦枳鳛榈澜堂璞毁x予了極其深厚的中國(guó)傳統(tǒng)文化內(nèi)涵，導(dǎo)致其文化表征超越了表象本身。

從表5可以看出，武當(dāng)?shù)啦柘M(fèi)者的品牌忠誠(chéng)受消費(fèi)者文化體驗(yàn)、品質(zhì)體驗(yàn)以及其對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧闹獣猿潭鹊闹苯佑绊?，影響路徑系?shù)分別為 0．531、0．368、0．140，其中文化體驗(yàn)的影響大于品質(zhì)體驗(yàn)，這再次說明武當(dāng)?shù)啦桦m是物質(zhì)形態(tài)的消費(fèi)品，但其文化屬性更受消費(fèi)者關(guān)注。此外，武當(dāng)?shù)啦柘M(fèi)者的品牌忠誠(chéng)還受消費(fèi)者文化感知的間接影響，影響路徑系數(shù)為 0．874(0．8*0．368+0．805*0．14+0．88*0．531)，遠(yuǎn)大于其他三者的直接影響程度，這表明，對(duì)武當(dāng)風(fēng)景、武當(dāng)文化及道家文化越了解或者越感興趣的消費(fèi)者，對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧闹艺\(chéng)度越高，這也是武當(dāng)?shù)啦杷哂械奶厣幕瘍?nèi)涵所導(dǎo)致的。

表5 模型標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)

其次，分析各測(cè)量模型可知，各題項(xiàng)的因子載荷都超過了0．5，說明模型潛變量能較好地反應(yīng)各觀測(cè)變量。需要注意的是，在品質(zhì)體驗(yàn)的3個(gè)觀測(cè)變量的因子載荷中，X9遠(yuǎn)低于其他兩項(xiàng)，說明X9對(duì)品質(zhì)體驗(yàn)這一主因子的方差貢獻(xiàn)率不如X7、X8，回溯問卷設(shè)計(jì)，X9代表武當(dāng)?shù)啦璧陌b體驗(yàn)，分析問卷調(diào)查的原始數(shù)據(jù)，消費(fèi)者對(duì)包裝的評(píng)價(jià)普遍低于對(duì)茶葉口味、茶葉外觀的評(píng)價(jià)，這可能是由于武當(dāng)?shù)啦璧漠a(chǎn)品包裝并不能滿足消費(fèi)者的心理預(yù)期。結(jié)合以上研究結(jié)果，消費(fèi)者對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧奈幕V求較高，相應(yīng)的，對(duì)茶葉包裝的品味要求自然較高。

4 結(jié)論及建議

通過以上分析可知，基于消費(fèi)者感知視角，消費(fèi)者對(duì)武當(dāng)?shù)啦杵放浦艺\(chéng)的直接影響因素有:消費(fèi)者對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧闹獣猿潭龋M(fèi)者對(duì)茶葉品質(zhì)的體驗(yàn)和對(duì)武當(dāng)?shù)啦杷峁┑奈幕?wù)的體驗(yàn);間接影響因素有:消費(fèi)者對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧奈幕阁w (即道家文化和武當(dāng)文化)的感知程度。

研究還表明:消費(fèi)者對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧奈幕阁w (即道家文化和武當(dāng)文化)的感知程度會(huì)直接影響消費(fèi)者對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧闹獣猿潭取?duì)茶葉品質(zhì)的體驗(yàn)以及對(duì)武當(dāng)?shù)啦杷峁┑奈幕?wù)的體驗(yàn)。

由此可以看出，消費(fèi)者對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧奈幕V求超過了功能訴求。因此，為提高消費(fèi)者對(duì)武當(dāng)?shù)啦璧闹艺\(chéng)，應(yīng)從加強(qiáng)產(chǎn)品質(zhì)量和豐富品牌文化內(nèi)涵方面著手，比如開發(fā)道茶特色配套茶具，提高產(chǎn)品包裝品味，打造品牌故事等［14］。

［1］ 郭錦墉．江西特色農(nóng)產(chǎn)品區(qū)域品牌經(jīng)營(yíng)的思考．中國(guó)農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2005，(4):51～54

［2］ 陳太勝，鐘誠(chéng)．茶葉區(qū)域品牌的成長(zhǎng)路徑和發(fā)展研究．臺(tái)灣農(nóng)業(yè)探索，2012，(5):39～42

［3］ 鐘艷．基于產(chǎn)業(yè)集群的安徽茶葉區(qū)域品牌建設(shè)研究．皖西學(xué)院學(xué)報(bào)，2012，(6):41～45

［4］ 蘇寶才，林春桃．福建烏龍茶區(qū)域品牌忠誠(chéng)的影響因素研究．中國(guó)農(nóng)學(xué)通報(bào)，2013，(20):105～108

［5］ 管曦，楊江帆．中國(guó)精制茶加工企業(yè)技術(shù)效率的分析．茶葉科學(xué)，2011，31(2):160～165

［6］ 孫威江，張翠香．茶資源利用及茶產(chǎn)品開發(fā)現(xiàn)狀與趨勢(shì)．福建茶葉，2004，(1):35～37

［7］ 姜愛芹，應(yīng)華軍．競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)理論與我國(guó)茶葉國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的影響因素．茶葉科學(xué)，2009，29(6):475～482

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