郭璐 張怡文

基金項(xiàng)目：貴州省科技廳聯(lián)合基金項(xiàng)目“基于合作創(chuàng)新的黔東南州特色優(yōu)勢(shì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化水平提升路徑研究”（黔科合LH字[2014]7233號(hào)研究成果）;凱里學(xué)院博士課題“基于中小投資者利益保護(hù)的融資問題研究”（院科通[2013]42號(hào)文件課題號(hào)：BS201316）

中圖分類號(hào)：F713? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

內(nèi)容摘要：本研究基于農(nóng)產(chǎn)品成分的實(shí)證分析，證實(shí)成分品牌聯(lián)合中存在來源地效應(yīng)。結(jié)論顯示：與工業(yè)產(chǎn)品中的來源地效應(yīng)研究結(jié)論有所不同的是，在農(nóng)產(chǎn)品的來源地效應(yīng)研究中，其來源地形象越高并不能促使其產(chǎn)品評(píng)價(jià)越高，因?yàn)樵趤碓吹匦蜗髽?gòu)成維度中，對(duì)農(nóng)產(chǎn)品評(píng)價(jià)起到關(guān)鍵作用的并不是總體的來源地形象評(píng)價(jià)，而是與該類農(nóng)產(chǎn)品密切相關(guān)的一些要素評(píng)價(jià)。當(dāng)這些要素評(píng)價(jià)較高時(shí)，該地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品評(píng)價(jià)才能獲得消費(fèi)者較高的產(chǎn)品評(píng)價(jià)，進(jìn)而去影響成分品牌聯(lián)合效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：成分品牌聯(lián)合? ?產(chǎn)品來源地? ?實(shí)證檢驗(yàn)

引言

成分品牌聯(lián)合一般是指兩個(gè)品牌同時(shí)出現(xiàn)在一個(gè)產(chǎn)品上，其中一個(gè)是終端產(chǎn)品品牌，而另一個(gè)品牌產(chǎn)品則是其成分或零部件。在以往的成分品牌聯(lián)合研究中，學(xué)者們首先對(duì)成分品牌做出了清晰定義，成分品牌是一個(gè)相對(duì)的概念。其次學(xué)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(lián)合成分品牌模式。還有部分學(xué)者研究了成分品牌聯(lián)合的效應(yīng)，其主要包含主效應(yīng)（對(duì)終端產(chǎn)品的評(píng)價(jià)）和溢出效應(yīng)（對(duì)成分品牌產(chǎn)品的評(píng)價(jià)），以及研究影響成分品牌聯(lián)合效應(yīng)的各種因素，如消費(fèi)者成分品牌聯(lián)合前的態(tài)度、消費(fèi)者對(duì)成分產(chǎn)品的感知重要性等。

但是，上述研究都以工業(yè)產(chǎn)品作為調(diào)查研究對(duì)象，較少以農(nóng)產(chǎn)品作為成分的成分品牌聯(lián)合。因?yàn)檗r(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)較為分散，多以農(nóng)戶為單位進(jìn)行生產(chǎn)和銷售，并且一些初級(jí)農(nóng)產(chǎn)品允許在不注冊(cè)商標(biāo)的情況下進(jìn)入市場(chǎng)銷售，所以很難建立起較為知名的企業(yè)品牌。在這種市場(chǎng)背景下，企業(yè)如果要與農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行成分品牌聯(lián)合，而農(nóng)產(chǎn)品沒有企業(yè)品牌或者影響力不夠，就可以考慮采用地理標(biāo)志商標(biāo)這種集體所有的品牌來進(jìn)行聯(lián)合，如“統(tǒng)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(biāo)志商標(biāo)。因此在農(nóng)產(chǎn)品成分品牌聯(lián)合中，需要考慮成分產(chǎn)品的來源地信息是否會(huì)影響主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)，即成分品牌聯(lián)合中是否存在來源地效應(yīng)。

成分品牌聯(lián)合中來源地模型分析

（一）研究模型

在來源地效應(yīng)研究中，因?yàn)閬碓吹匦蜗蟮臉?gòu)成是一個(gè)多維度的指標(biāo)，所以為了更好研究來源地形象對(duì)產(chǎn)品評(píng)價(jià)的影響，需要在測(cè)量來源地形象時(shí)，盡可能包含不同的維度。結(jié)合前人對(duì)來源地形象的研究，本文認(rèn)為Pisharodi和Parameswaran（1994）對(duì)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(qū)形象、總體產(chǎn)品形象、具體產(chǎn)品形象，對(duì)應(yīng)到量表設(shè)計(jì)時(shí)則為總體地區(qū)評(píng)價(jià)、總體產(chǎn)品評(píng)價(jià)、具體產(chǎn)品評(píng)價(jià)。全面的來源地形象測(cè)量維度有助于分析對(duì)產(chǎn)品評(píng)價(jià)的影響來源于地區(qū)形象中的哪一個(gè)維度?？傮w地區(qū)評(píng)價(jià)反映消費(fèi)者對(duì)一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、歷史文化、人文素質(zhì)等因素的總體認(rèn)知，如“蘇繡”來源于當(dāng)?shù)貍鹘y(tǒng)工藝;總體產(chǎn)品評(píng)價(jià)反映消費(fèi)者對(duì)該地區(qū)整體產(chǎn)品屬性的認(rèn)知，如日本以電子產(chǎn)品出名，因此其來源地形象能夠輻射所有電子產(chǎn)品;具體產(chǎn)品評(píng)價(jià)反映消費(fèi)者對(duì)該地區(qū)某一具體產(chǎn)品類別的認(rèn)知，如“景德鎮(zhèn)”以瓷器出名，所以該地區(qū)形象只能對(duì)瓷器產(chǎn)品的評(píng)價(jià)起到良好作用。本文為了更好分析農(nóng)產(chǎn)品成分來源地形象對(duì)主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)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(gè)不同維度對(duì)產(chǎn)品評(píng)價(jià)的影響。根據(jù)上述分析，研究模型如圖1所示。

（二）研究假設(shè)

在農(nóng)產(chǎn)品行業(yè)，存在來源地名稱或者標(biāo)志比具體的企業(yè)品牌更具市場(chǎng)影響力的現(xiàn)象。部分地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品在其產(chǎn)品類別中本身就是高品質(zhì)的代名詞，或者具備某些特殊屬性。

當(dāng)消費(fèi)者對(duì)某一產(chǎn)品來源地形象評(píng)價(jià)越高，則其對(duì)該地區(qū)的產(chǎn)品評(píng)價(jià)也就越高。因?yàn)樵诔煞制放坡?lián)合中，成分產(chǎn)品成為了主品牌產(chǎn)品的一部分，其來源地形象所代表的屬性信息也就會(huì)被消費(fèi)者采納并用于主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)。因此，本文假設(shè)：

H1：成分產(chǎn)品的來源地形象評(píng)價(jià)越高，消費(fèi)者對(duì)主品牌產(chǎn)品的評(píng)價(jià)越高。

為了更好分析成分產(chǎn)品來源地形象如何影響主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)，在H1的基礎(chǔ)上提出如下假設(shè)：

H1a：成分產(chǎn)品來源地的總體地區(qū)形象評(píng)價(jià)越高，消費(fèi)者對(duì)主品牌產(chǎn)品的評(píng)價(jià)越高。

H1b：成分產(chǎn)品來源地的總體產(chǎn)品形象評(píng)價(jià)越高，消費(fèi)者對(duì)主品牌產(chǎn)品的評(píng)價(jià)越高。

H1c：成分產(chǎn)品來源地的具體產(chǎn)品形象評(píng)價(jià)越高，消費(fèi)者對(duì)主品牌產(chǎn)品的評(píng)價(jià)越高。

Goldsmith和Emrnert（1991）認(rèn)為消費(fèi)者產(chǎn)品卷入是對(duì)某一特定產(chǎn)品類別感興趣和熱愛的程度，在不同的消費(fèi)者產(chǎn)品卷入度下，消費(fèi)者的消費(fèi)行為會(huì)不同。在成分品牌聯(lián)合中，消費(fèi)者的主品牌產(chǎn)品卷入度會(huì)影響消費(fèi)者對(duì)成分產(chǎn)品來源地信息重要程度的認(rèn)知，進(jìn)而影響其對(duì)該信息的處理過程，最終影響成分品牌聯(lián)合效應(yīng)。因此，提出假設(shè)：

H2：消費(fèi)者產(chǎn)品卷入度在成分品牌來源地形象對(duì)主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)的影響中調(diào)節(jié)作用顯著。

結(jié)合上述研究假設(shè)，最終的研究模型如圖2所示。

成分品牌聯(lián)合中來源地模型設(shè)計(jì)

（一）問卷結(jié)構(gòu)

本研究的問卷主要根據(jù)研究的總體需要，依據(jù)相關(guān)理論和前人的研究結(jié)論發(fā)展而來，結(jié)合實(shí)際情況加以修訂最終形成。主要包含五個(gè)部分：第一部分為背景資料閱讀，主要包括藍(lán)莓的介紹、張?jiān)＜瘓F(tuán)出品藍(lán)莓酒的虛擬軟文、藍(lán)莓酒的圖片展示;第二部分為成分產(chǎn)品的來源地形象評(píng)價(jià)，主要由總體地區(qū)評(píng)價(jià)、總體產(chǎn)品評(píng)價(jià)、具體產(chǎn)品評(píng)價(jià)構(gòu)成;第三部分為主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)，主要由感知質(zhì)量、感知價(jià)值、購(gòu)買意愿構(gòu)成;第四部分為消費(fèi)者酒類產(chǎn)品卷入度測(cè)量;第五部分為消費(fèi)者人口統(tǒng)計(jì)特征調(diào)查，主要包括性別、年齡、收入、學(xué)歷、從事行業(yè)等。

消費(fèi)者對(duì)態(tài)度的評(píng)價(jià)具有主觀性，根據(jù)國(guó)際研究的通用慣例，問卷的第二部分到第四部分的問卷測(cè)項(xiàng)都采用李克特5點(diǎn)語(yǔ)義量表進(jìn)行測(cè)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(shù)字高低來測(cè)量被試者對(duì)各個(gè)測(cè)項(xiàng)的同意程度。

（二）變量測(cè)定

在本研究中，對(duì)于所有變量的測(cè)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(jìn)、董俊青、周榮海（2007）等人的量表，分為總體地區(qū)評(píng)價(jià)、總體產(chǎn)品評(píng)價(jià)、具體產(chǎn)品評(píng)價(jià)，其中具體產(chǎn)品評(píng)價(jià)參照總體產(chǎn)品評(píng)價(jià)的測(cè)項(xiàng)，共有15個(gè)問題。主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)主要借鑒Dodds、Monroe、Grewal等（1991）的量表，分為感知質(zhì)量、感知價(jià)值、購(gòu)買意向三個(gè)維度共12個(gè)問題。消費(fèi)者的產(chǎn)品卷入度則參照Z(yǔ)aichkowsky（1985）的量表，共6個(gè)問題。

（三）數(shù)據(jù)來源

受筆者社會(huì)資源、研究時(shí)間等因素影響，本研究選擇三所高校作為樣本進(jìn)行問卷調(diào)查。其中學(xué)生樣本代表了未來的消費(fèi)者群體，通過對(duì)其進(jìn)行問卷調(diào)查，可以很好預(yù)測(cè)未來的消費(fèi)者傾向，同時(shí)其樣本差異較小，便于操控?？紤]到本研究的測(cè)項(xiàng)數(shù)目和研究目的，一般情況下樣本的數(shù)量應(yīng)該是測(cè)項(xiàng)數(shù)目的10-15倍?？紤]到一定比率的無效問卷，本研究通過郵件、電子版、紙質(zhì)版共發(fā)放問卷300份，收回問卷269份，其中通過上述設(shè)立的標(biāo)準(zhǔn)對(duì)問卷進(jìn)行篩除后，剩余有效問卷234份。本文采用SPSS20.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，并對(duì)研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。這些分析主要包括：描述性統(tǒng)計(jì)分析、量表的信度和效度分析、方差分析、相關(guān)分析、回歸分析。

實(shí)證檢驗(yàn)

（一）信度和效度分析

信度分析是指運(yùn)用數(shù)據(jù)分析軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行一致性和穩(wěn)定性檢驗(yàn)，信度越高表明數(shù)據(jù)結(jié)果的可信程度越高，測(cè)量的誤差越小，在市場(chǎng)營(yíng)銷領(lǐng)域，李克特量表的信度測(cè)量一般采用Cronbachsα系數(shù)來檢測(cè)。當(dāng)α系數(shù)小于0.5時(shí)，數(shù)據(jù)非常不理想，信度較低;當(dāng)α系數(shù)大于0.5小于0.7時(shí)，數(shù)據(jù)勉強(qiáng)接受，最好進(jìn)行修改語(yǔ)句或者增加題項(xiàng);當(dāng)α大于0.7時(shí)表示數(shù)據(jù)理想，量表可信程度較高。本研究運(yùn)用SPSS20.0軟件對(duì)收集的234份問卷進(jìn)行Cronbachsα系數(shù)檢驗(yàn)，其結(jié)果顯示各測(cè)項(xiàng)的系數(shù)均大于0.7，表示問卷的信度較高，可以進(jìn)行進(jìn)一步分析。

本文KMO值和Bartlett氏球體檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，其KMO值均高于0.5，Bartlett氏球體檢驗(yàn)，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(zhí)行正交旋轉(zhuǎn)。發(fā)現(xiàn)除成分品牌來源地總體評(píng)價(jià)可以執(zhí)行正交旋轉(zhuǎn)以外，其它組別的測(cè)項(xiàng)都只提取到一個(gè)成分，因此除了成分產(chǎn)品來源地總體評(píng)價(jià)以外，其它組別都不能進(jìn)行因子正交旋轉(zhuǎn)。成分產(chǎn)品來源地總體評(píng)價(jià)的探索性因子分析顯示，通過正交旋轉(zhuǎn)萃取成分的結(jié)果來看，正好驗(yàn)證了前人在來源地形象研究中提出的地區(qū)形象硬要素和地區(qū)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(qū)分效度較好，因此說明整個(gè)量表具有良好的構(gòu)建效度。

（二）假設(shè)檢驗(yàn)

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(chǎn)品來源地形象對(duì)主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)的影響。方差分析主要為了檢驗(yàn)青島、武漢、張家界三個(gè)來源地的地區(qū)形象和產(chǎn)品評(píng)價(jià)之間是否存在顯著差異。運(yùn)用統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)三個(gè)來源地的各個(gè)變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，其結(jié)果顯示其中來源地均值形象評(píng)價(jià)M青島=4.06、M武漢=3.56、M張家界=3.44。產(chǎn)品評(píng)價(jià)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(píng)價(jià)作為因變量，檢驗(yàn)三個(gè)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(yàn)及方差檢驗(yàn)的結(jié)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(gè)成分產(chǎn)品的來源地有顯著差異。為了更好檢驗(yàn)其差異性，對(duì)三個(gè)來源地進(jìn)行兩兩比較分析，因?yàn)槠浞讲畈幌嗟?，故選擇DunnettS C未假定方差齊性檢驗(yàn)。其結(jié)果如表1所示。

從表1可以看出，青島地區(qū)的來源地形象與武漢、張家界地區(qū)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(qū)的形象有差異但不顯著，其均值差為0.11。根據(jù)來源地形象的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，武漢地區(qū)的地區(qū)形象硬要素為4.13，地區(qū)總體產(chǎn)品評(píng)價(jià)為3.67，均高于張家界的2.54和3.49。但是武漢地區(qū)的地區(qū)形象軟要素為3.23，地區(qū)具體產(chǎn)品評(píng)價(jià)為3.24，均低于張家界的3.73和3.82。因此導(dǎo)致武漢地區(qū)的來源地形象和張家界地區(qū)形象無顯著差異。

對(duì)采用三個(gè)來源地成分產(chǎn)品的主品牌產(chǎn)品進(jìn)行方差齊次性檢驗(yàn)和方差檢驗(yàn)，以來源地作為因子，主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)作為因變量，其結(jié)果表明方差齊次性檢驗(yàn)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(chǎn)品的主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)有顯著差異。對(duì)采用不同來源地成分產(chǎn)品的主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)進(jìn)行兩兩比較分析，其結(jié)果如表2所示。

如表2所示，采用武漢地區(qū)成分產(chǎn)品的產(chǎn)品評(píng)價(jià)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(chǎn)品的產(chǎn)品評(píng)價(jià)有差異但不顯著，均值差為0.12。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行方差分析的結(jié)果表明，不同成分產(chǎn)品來源地形象的主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)有差異。但是進(jìn)行兩兩比較分析結(jié)果顯示，不同地區(qū)的差異顯著程度不同，導(dǎo)致這種現(xiàn)象的原因還需要進(jìn)行進(jìn)一步的數(shù)據(jù)分析。

相關(guān)分析。在上述方差分析中，除了青島與“來源地形象越高，產(chǎn)品評(píng)價(jià)越好”這一假設(shè)相佐以外，武漢和張家界均出現(xiàn)了偏差。為了更好地解釋這一現(xiàn)象，也為了之后的回歸分析打下基礎(chǔ)，有必要對(duì)各變量進(jìn)行相關(guān)分析，檢驗(yàn)其相關(guān)度。為了更好的分析數(shù)據(jù)，在進(jìn)行相關(guān)分析時(shí)，按照不同來源地對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行拆分。對(duì)成分產(chǎn)品來源地形象和主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)做Pearson相關(guān)系數(shù)分析，結(jié)果如表3所示。

表3顯示，成分產(chǎn)品來源地形象與主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)的相關(guān)系數(shù)為0.668大于0，且顯著度0.000小于0.01.說明兩個(gè)變量正向相關(guān)，即成分產(chǎn)品來源地形象顯著正向影響主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)，H1得到驗(yàn)證。

為了分析在方差分析中出現(xiàn)的偏差，將對(duì)數(shù)據(jù)按照來源地進(jìn)行拆分后，按來源地進(jìn)行Pearson相關(guān)系數(shù)分析，結(jié)果顯示三個(gè)來源地都對(duì)主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)有正向顯著影響。其中，青島和張家界作為成分產(chǎn)品的來源地，其形象對(duì)主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)的影響程度最大;但是武漢地區(qū)的影響雖然顯著但是其程度不高。

根據(jù)因子分析結(jié)果，將來源地形象構(gòu)成維度中的總體地區(qū)形象評(píng)價(jià)分為地區(qū)硬要素和地區(qū)軟要素。然后，進(jìn)行Pearson相關(guān)系數(shù)分析，其結(jié)果顯示，地區(qū)形象硬要素與主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)相關(guān)系數(shù)較低，為0.045，其顯著度為0.23大于0.05的水平，所以地區(qū)形象硬要素與主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)不相關(guān);地區(qū)形象軟要素與主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.615，P值小于0.01，因此H1a得到部分支持。地區(qū)總體產(chǎn)品評(píng)價(jià)與主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)顯著正向關(guān)，相關(guān)系為0.538，P值小于0.01，H1b得到驗(yàn)證。地區(qū)具體產(chǎn)品評(píng)價(jià)與主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)顯著正向關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.818，P值小于0.01，H1c得到驗(yàn)證。

消費(fèi)者產(chǎn)品卷入度的調(diào)節(jié)作用分析。因?yàn)樽宰兞俊俺煞之a(chǎn)品來源地形象”、因變量“主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)”、調(diào)節(jié)變量“消費(fèi)者產(chǎn)品卷入度”為連續(xù)變量，所以要用帶有乘積的回歸模型做層次回歸分析來進(jìn)行檢驗(yàn)（溫忠麟，2005）。首先，做主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)與成分產(chǎn)品來源地形象與消費(fèi)者主品牌產(chǎn)品卷入度的回歸分析得到R12，再做主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)與成分產(chǎn)品來源地形象、消費(fèi)者主品牌產(chǎn)品卷入度、以及成分產(chǎn)品的來源地形象與消費(fèi)者主品牌產(chǎn)品卷入乘積的回歸分析得到R22，若R22大于R12，則調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。運(yùn)用SPSS20.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，然后按上述方法做來源地形象層次回歸系數(shù)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(jié)果顯示，乘積項(xiàng)的非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為-0.17，sig值為0.524大于0.05，所以消費(fèi)者主品牌產(chǎn)品卷入度在成分產(chǎn)品來源地形象對(duì)主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)中的調(diào)節(jié)作用不顯著，故H2不成立。

以成分產(chǎn)品來源地形象構(gòu)成維度：地區(qū)形象硬要素、地區(qū)形象軟要素、地區(qū)總體產(chǎn)品評(píng)價(jià)、地區(qū)具體產(chǎn)品評(píng)價(jià)作為自變量，產(chǎn)品評(píng)價(jià)作為因變量，消費(fèi)者主品牌產(chǎn)品卷入度作為調(diào)節(jié)變量，做帶乘積的層次回歸分析，分析結(jié)果如下：

第一，消費(fèi)者主品牌產(chǎn)品卷入度與地區(qū)形象硬要素和主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)的回歸分析顯示：其中R12=0.161，R22=0.170，第二個(gè)模型優(yōu)于第一個(gè)模型，其sig值為0.006小于0.05。所以，消費(fèi)者主品牌產(chǎn)品卷入度在成分產(chǎn)品來源地，地區(qū)硬要素對(duì)主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)影響中調(diào)節(jié)作用顯著。因?yàn)檎{(diào)節(jié)效應(yīng)的非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為負(fù)且顯著，而主效應(yīng)為正，表明消費(fèi)者產(chǎn)品卷入度越高，成分產(chǎn)品來源地的地區(qū)硬要素對(duì)主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)正向效應(yīng)越弱。

第二，消費(fèi)者主品牌產(chǎn)品卷入度與地區(qū)形象軟要素和主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)的回歸分析顯示：其中R12=0.253，R22=0.277，第二個(gè)模型優(yōu)于第一個(gè)模型，其sig值為0.000小于0.05。說明消費(fèi)者主品牌產(chǎn)品卷入度在成分產(chǎn)品來源地地區(qū)軟要素對(duì)主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)影響中調(diào)節(jié)作用顯著，其中乘積項(xiàng)的非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.145，地區(qū)形象的軟要素回歸系數(shù)為0.388，所以消費(fèi)者主品牌產(chǎn)品卷入越高，成分產(chǎn)品來源地地區(qū)軟要素對(duì)主品牌產(chǎn)品評(píng)價(jià)的正向影響越大。

管理建議

一是在傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)鏈中，成分產(chǎn)品供應(yīng)商往往并不直接面向終端消費(fèi)者市場(chǎng)，而企業(yè)營(yíng)銷宣傳的對(duì)象也多是企業(yè)客戶，其品牌溢價(jià)也較低，所以成分產(chǎn)品的供應(yīng)商往往在產(chǎn)業(yè)鏈條中處于弱勢(shì)地位。二是由于成分產(chǎn)品多不直接面向終端消費(fèi)者，沒有消費(fèi)者市場(chǎng)基礎(chǔ)，所以在與終端消費(fèi)品制造商的談判中也難有話語(yǔ)權(quán)。三是當(dāng)供應(yīng)商們認(rèn)識(shí)到需要面向終端市場(chǎng)做營(yíng)銷宣傳，以期提高其品牌權(quán)益的時(shí)候，又受到諸多限制，所以當(dāng)供應(yīng)商想要進(jìn)行成分品牌化策略時(shí)，可以充分考慮產(chǎn)品的來源地效應(yīng)，將自己的生產(chǎn)基地設(shè)立在有較高來源地形象的地區(qū)，或者有產(chǎn)品規(guī)模效應(yīng)的地區(qū)，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(chǎn)品評(píng)價(jià)。

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