施建魁

(江西農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院， 南昌 330045)

作為“中國(guó)茶之鄉(xiāng)”的江西省景德鎮(zhèn)市浮梁縣，生態(tài)條件和地理優(yōu)勢(shì)得天獨(dú)厚，森林覆蓋率達(dá)81.4%，產(chǎn)茶歷史悠久，茶成為浮梁最具代表性、最有影響力的“名片”之一。但如何重振“浮梁茶”輝煌，助力“浮梁茶”產(chǎn)業(yè)振興已成為浮梁縣目前需要思考的難題。消費(fèi)升級(jí)必將有力推動(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)，茶葉消費(fèi)者的積極購(gòu)買行為對(duì)助推茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有重要作用。而購(gòu)買行為受到諸多因素影響，如何找尋“浮梁茶”品牌信任的關(guān)鍵性影響因素，并探求各影響因素之間相互作用關(guān)系，并對(duì)癥下藥，對(duì)于進(jìn)一步推廣“浮梁茶”消費(fèi)以促進(jìn)浮梁茶產(chǎn)業(yè)振興具有重要時(shí)代價(jià)值和積極意義。

學(xué)者們從不同角度研究了茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為影響因素。張菊香等[1]認(rèn)為茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為是指消費(fèi)者根據(jù)個(gè)人需要，在經(jīng)濟(jì)條件許可的情形下購(gòu)買茶葉產(chǎn)品的行為。姜友雪[2]通過(guò)調(diào)查統(tǒng)計(jì)表明，茶葉消費(fèi)支出與消費(fèi)者的年凈收入、家庭人口數(shù)量和習(xí)慣喝茶的年齡等均成正相關(guān)性，其中收入是主要影響因素。易耀偉[3]調(diào)研了廈門茶葉城市消費(fèi)，發(fā)掘了人們最關(guān)心的企業(yè)種類、質(zhì)量、社會(huì)經(jīng)濟(jì)意義，以及保健作用。劉青云[4]對(duì)中國(guó)茶的消費(fèi)狀況進(jìn)行了研究，結(jié)果表明消費(fèi)者所受教育程度、收入情況、性別差異、年齡因素，均對(duì)中國(guó)茶的消費(fèi)情況有顯著影響。張香蘭[5]研究表明，茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為是一個(gè)持續(xù)過(guò)程，指出除了可觀測(cè)到的具體行為之外，還包括無(wú)法觀測(cè)到的心理話動(dòng)。梁秀華等[6]的調(diào)查研究表明，茶葉質(zhì)量與口味都是影響制茶消費(fèi)的最主要原因。陳治達(dá)[7]則認(rèn)為茶葉消費(fèi)主要受個(gè)人影響、心理因素、人口特征、社會(huì)因素等因素的影響。毛閆請(qǐng)[8]認(rèn)為專家建議和明星效應(yīng)能夠促使消費(fèi)者產(chǎn)生購(gòu)買茶葉等綠色農(nóng)產(chǎn)品的行為。無(wú)論從哪個(gè)角度，其研究結(jié)果可歸納為：①社會(huì)個(gè)體的人口學(xué)特點(diǎn)，對(duì)茶葉消費(fèi)產(chǎn)生了一定程度的影響；②茶葉口感、品質(zhì)和品牌是茶葉消費(fèi)的重要因素；③親朋好友在一定程度上對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買茶葉造成影響；④茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為受到收入水平以及獲得茶葉的便利程度的影響。

已有研究為本文奠定了一定基礎(chǔ)，對(duì)于人們更好地掌握茶葉消費(fèi)意愿產(chǎn)生影響原因分析具有相當(dāng)重要的參考意義。然而可以看到，目前國(guó)內(nèi)外對(duì)茶葉消費(fèi)群體現(xiàn)象的研究較多地聚焦于個(gè)體特征與產(chǎn)品質(zhì)量關(guān)系上，并沒(méi)有把購(gòu)買行為與品牌信任、消費(fèi)認(rèn)知等放在同一種框架體系中探究三者間的相互關(guān)聯(lián)，僅片面地分析購(gòu)買行為的影響因素，致使無(wú)法發(fā)現(xiàn)購(gòu)買行為發(fā)生的中介因素以及根本原因，而按照計(jì)劃行為理論，活動(dòng)產(chǎn)生過(guò)程往往依賴主體的認(rèn)知程度，而主體的消費(fèi)認(rèn)知又是消費(fèi)意愿形成的重要因素，二者將形成合力共同影響茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為，因此，亟待通過(guò)引入消費(fèi)認(rèn)知、消費(fèi)意愿來(lái)探究茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為的影響因素。為解決已有研究的不足，本文以江西省浮梁縣為研究區(qū)域，以茶葉消費(fèi)者為研究對(duì)象，基于計(jì)劃行為理論和KAP理論，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)實(shí)證研究品牌信任、消費(fèi)認(rèn)知與購(gòu)買行為三者之間相互作用關(guān)系，據(jù)此給出針對(duì)性的對(duì)策建議，以期為政府職能部門制定促進(jìn)茶產(chǎn)業(yè)消費(fèi)的政策提供理論支撐和實(shí)踐指導(dǎo)。

1 理論分析、研究假設(shè)與框架建立

1.1 理論分析

根據(jù)研究目標(biāo)與研究?jī)?nèi)容，計(jì)劃行為理論與“知-信-行”(KAP)理論相契合。計(jì)劃行為理論(TPB)由Icek Ajzen創(chuàng)立，TPB模型指出行為規(guī)范、行動(dòng)意識(shí)、信任活動(dòng)三者共同控制意愿，其中行動(dòng)意志對(duì)主體行動(dòng)可能造成干擾，另外，活動(dòng)信任也可能會(huì)對(duì)主體行動(dòng)造成干擾[9]?！爸?信-行”(KAP)理論表明主體行為變化取決于初步認(rèn)知、形成信心和產(chǎn)生行動(dòng)3個(gè)逐步遞進(jìn)的步驟流程，其中，行為變化的關(guān)鍵是信心建立和態(tài)度改變，而態(tài)度改變和信心建立需要以獲得認(rèn)識(shí)、產(chǎn)生信任為前提，即行為變化需要以信心建立、態(tài)度改變?yōu)閯?dòng)力，以獲得認(rèn)知、產(chǎn)生信任為基礎(chǔ)[10]。

1.2 研究假設(shè)

根據(jù)計(jì)劃行為理論，品牌信任控制指?jìng)€(gè)體考慮自身的經(jīng)歷去施行某特定行為的容易程度。在茶葉購(gòu)買過(guò)程中，消費(fèi)者的知覺(jué)行為控制是對(duì)自身是否具有能力、渠道等資源購(gòu)買品牌茶葉的主觀判斷，當(dāng)消費(fèi)者感知自己對(duì)該茶葉信任程度較高時(shí)，其對(duì)該產(chǎn)品的認(rèn)知程度也會(huì)增加[11]?；诖?，提出研究假說(shuō)H1：茶葉消費(fèi)者品牌信任對(duì)消費(fèi)認(rèn)知具有正向影響。

信任是指?jìng)€(gè)體對(duì)購(gòu)買茶葉的了解程度，積極的態(tài)度將促進(jìn)購(gòu)買行為發(fā)生的可能性，反之，行為態(tài)度變?nèi)?，則行為意向也就變?nèi)?。McKnight等[12]指出信任以認(rèn)知為基礎(chǔ)。Lewis等[13]認(rèn)為信任的基礎(chǔ)是認(rèn)知。張波[14]在計(jì)劃行為理論視角下，研究了網(wǎng)紅茶飲產(chǎn)品廣告對(duì)消費(fèi)者接受意向的作用，結(jié)果表明計(jì)劃行為方式對(duì)消費(fèi)意向具有重要的正向作用?；诖?，給出研究假設(shè)H2：茶葉消費(fèi)者品牌信任對(duì)茶葉消費(fèi)意愿具有正向影響。

Rogers[15]的保護(hù)動(dòng)機(jī)理論、Ajzen[16]的計(jì)劃行動(dòng)論、Triandis[17]的態(tài)度行為理論和Fishbein[18]的理性行為理論都指出了個(gè)人的自由意志對(duì)行動(dòng)具有正面作用，且影響的范圍也具有明顯差異。劉增金等[19]和吳林海等[20]的研究顯示，信任對(duì)消費(fèi)意愿具有顯著的正向影響。消費(fèi)意愿即消費(fèi)者愿意購(gòu)買茶葉的概率程度，消費(fèi)者對(duì)茶葉產(chǎn)品的選擇意向越低，產(chǎn)生實(shí)際購(gòu)物行為的可能性也越少。侯大為等[21]在研究消費(fèi)者飲茶行為中家庭環(huán)境的影響機(jī)制時(shí)，提出家庭購(gòu)物意愿正向影響購(gòu)物行為?；诖耍岢鲅芯考僭O(shè)H3：茶葉消費(fèi)者消費(fèi)意愿對(duì)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為具有正向影響。

主觀規(guī)范是指?jìng)€(gè)體的主觀判斷，具體判斷行為指對(duì)執(zhí)行特定行為能否得到重要參考群體的認(rèn)可或反對(duì)。在品牌茶葉購(gòu)買過(guò)程中，個(gè)體受到來(lái)自親人、同事、朋友等的影響。康麗云[22]發(fā)現(xiàn)親朋好友的推薦對(duì)消費(fèi)意愿有顯著正向影響，很顯然，在親朋好友的推薦下，茶葉消費(fèi)者更認(rèn)知該產(chǎn)品，也就更樂(lè)意購(gòu)買該產(chǎn)品?；诖耍岢鲅芯考僬f(shuō)H4：茶葉消費(fèi)者消費(fèi)認(rèn)知對(duì)茶葉消費(fèi)意愿具有正向影響。

茶葉的品質(zhì)包括口感、營(yíng)養(yǎng)、香氣、湯色、葉底、凈度、完整度等。梁秀華等[23]在紹興城鄉(xiāng)居民茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為調(diào)查分析中發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)者在購(gòu)買聲譽(yù)好的茶葉時(shí)便注重茶葉質(zhì)量，其中口感在影響茶葉消費(fèi)的因素中最為重要。茶葉的質(zhì)量越高，消費(fèi)者的購(gòu)買意愿就相對(duì)越高，購(gòu)買的可能性就較大?；诖耍岢鲅芯考僬f(shuō)H5：茶葉消費(fèi)者消費(fèi)認(rèn)知對(duì)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為具有正向影響。

在茶葉購(gòu)買過(guò)程中，茶業(yè)企業(yè)自身良好的產(chǎn)品形象和社會(huì)形象能夠促進(jìn)購(gòu)買行為的產(chǎn)生。楊偉文等[24]提出信任是購(gòu)買行為的主要影響核心因素。錢麗媛等[25]在安吉白茶的品牌忠誠(chéng)度研究中證實(shí)，茶葉信任對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買茶葉有顯著正向影響?；诖耍岢鲅芯考僬f(shuō)H6：茶葉消費(fèi)者品牌信任對(duì)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為具有正向影響。

在茶葉消費(fèi)者購(gòu)買茶葉的過(guò)程中，其消費(fèi)認(rèn)知程度增強(qiáng)將促進(jìn)其對(duì)該產(chǎn)品的信任程度。何文麗等[26]的研究發(fā)現(xiàn)，人們對(duì)可追溯茶葉產(chǎn)品的認(rèn)知程度增加將直接影響其信任并進(jìn)一步影響消費(fèi)意愿。基于此，提出研究假說(shuō)H7：茶葉消費(fèi)者消費(fèi)認(rèn)知對(duì)品牌信任具有正向影響。

當(dāng)消費(fèi)者購(gòu)買茶葉之后，好的產(chǎn)品將進(jìn)一步刺激茶葉消費(fèi)者的消費(fèi)意愿，劉佳佳等[27]在研究消費(fèi)者茶葉消費(fèi)意愿影響因素的研究中提到，消費(fèi)者的購(gòu)買行為將反饋?zhàn)饔糜谄湎M(fèi)意愿。基于此，提出研究假說(shuō)H8：茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為對(duì)消茶葉費(fèi)意愿具有正向影響。

1.3 框架建立

基于TPB概念、KAP思想，消費(fèi)者購(gòu)買行為的形成主要以信任、信用、意愿等為基礎(chǔ)，但品牌信任對(duì)消費(fèi)者認(rèn)知、消費(fèi)意愿、購(gòu)買行為可能造成一定干擾。將3個(gè)概念運(yùn)用于其中，品牌信任對(duì)應(yīng)于TPB概念中的主體規(guī)范以及KAP概念中的主體行為信任，消費(fèi)認(rèn)知對(duì)應(yīng)KAP理論中的“信”感知效應(yīng)，茶葉消費(fèi)者購(gòu)買茶葉的行為對(duì)應(yīng)于TPB概念中以及KAP概念中的主體行為，由此提出品牌信任和消費(fèi)認(rèn)知均會(huì)對(duì)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為產(chǎn)生影響，進(jìn)而構(gòu)建整體分析框架(圖1)。

圖1 理論分析框架

2 數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選取與模型選擇

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源、處理與檢驗(yàn)

浮梁是江西省茶葉主要生產(chǎn)消費(fèi)縣市之一，所以本文選擇浮梁為取樣范圍。數(shù)據(jù)來(lái)自江西農(nóng)業(yè)大學(xué)大創(chuàng)項(xiàng)目組于2022年1月寒假調(diào)研的機(jī)會(huì)，分別深入到浮梁各鄉(xiāng)鎮(zhèn)關(guān)于“茶葉消費(fèi)”方面的入戶調(diào)研所形成的數(shù)據(jù)庫(kù)。通過(guò)隨機(jī)分層抽樣的方法，對(duì)浮梁縣茶葉消費(fèi)者進(jìn)行訪談，完成問(wèn)卷調(diào)研活動(dòng)，調(diào)研區(qū)域覆蓋浮梁縣16個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，具有很好的代表性。參考《浮梁縣統(tǒng)計(jì)年鑒(2021)》，依據(jù)浮梁農(nóng)村人口比例進(jìn)行簡(jiǎn)單隨機(jī)分層抽樣，計(jì)算所得樣本范圍分布見(jiàn)表1。此次下鄉(xiāng)調(diào)研小組通過(guò)改變樣本量來(lái)減小抽樣調(diào)查所帶來(lái)的抽樣誤差，在其他條件相同的情況下，抽樣誤差越小，需要樣本容量越大，且到一定階段后會(huì)趨于穩(wěn)定。首先進(jìn)行預(yù)調(diào)查，收回50份問(wèn)卷，并根據(jù)預(yù)調(diào)查的結(jié)果對(duì)問(wèn)卷體系進(jìn)行修改和調(diào)整，最終共發(fā)放問(wèn)卷400份，收回有效問(wèn)卷370份，問(wèn)卷有效率為92.50%。

表1 浮梁縣16個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)所抽取的樣本分布概況

在原始數(shù)據(jù)采集后，必須先經(jīng)過(guò)缺失值處理，凡是無(wú)法檢查出存在缺失信息與非遺漏信息之間有一定的內(nèi)涵規(guī)律性的，或者說(shuō)遺漏信息與非遺漏信息之間不具有什么關(guān)聯(lián)的，則可以直接剔除該樣本數(shù)據(jù)；而凡是遺漏部分與非遺漏部分之間具有必然的相互關(guān)聯(lián)，又或是數(shù)據(jù)缺失很可能會(huì)是由某些非遺漏信息因素所導(dǎo)致的，針對(duì)此則可以用均指法或是回歸分析法解決。之后，由于結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)數(shù)據(jù)處理要求很高，所以必須要求對(duì)數(shù)據(jù)分析經(jīng)過(guò)準(zhǔn)確性和有效性檢測(cè)，為此，還必須對(duì)數(shù)據(jù)處理經(jīng)過(guò)準(zhǔn)確性和有效性檢測(cè)。本文通過(guò)SPSS22.0軟件系統(tǒng)對(duì)各種潛變量、顯變量參數(shù)開(kāi)展可靠性分析，同時(shí)使用Cronbach’s α系數(shù)來(lái)計(jì)量?jī)?nèi)部一致性信度關(guān)系，根據(jù)“內(nèi)部一致性信度”開(kāi)展信度檢驗(yàn)從而提供Cronbach’s α系數(shù)值，再開(kāi)展?jié)撟兞縆MO分析和Bartlett球形度檢測(cè)。各變量信度和效度的檢測(cè)驗(yàn)輸出結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 量表信度與效度檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可發(fā)現(xiàn)，整體Cronbach’sα系數(shù)超過(guò)0.964，高于所有的潛變量Cronbach’sα系數(shù)值，均滿足了SEM分析的基本條件。各潛變量的KMO值都達(dá)到0.700，且Bartlett球形度都達(dá)到顯性水平，表明各潛變量之間顯著相關(guān)。因此，問(wèn)卷的效度較好，宜進(jìn)行SEM綜合分析。

2.2 變量選取

基于圖1所構(gòu)建的潛變量及其顯變量的結(jié)構(gòu)關(guān)系模型，分別提取茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為信任(TRUS)、茶葉消費(fèi)者消費(fèi)認(rèn)知(COGN)、茶葉消費(fèi)意愿(INTE)、茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為(BEHA)4個(gè)潛變量，潛變量不能通過(guò)直接觀察，而必須經(jīng)由顯變量的間接觀察獲得。構(gòu)建本文變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表3。

表3 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)

2.3 模型選擇

本文運(yùn)用SEM來(lái)探究品牌信任、消費(fèi)認(rèn)知對(duì)購(gòu)買行為三者相互作用關(guān)系，SEM包括結(jié)構(gòu)方程和測(cè)量方程[28]，具體如下：

X=Λxξ+δ

(1)

Y=Λyη+ε

(2)

η=βη+Γξ+ζ

(3)

式(1)、式(2)為測(cè)量方程，反映內(nèi)生潛變量、外生潛變量和可觀測(cè)變量之間的關(guān)系，外生潛變量和外生可觀測(cè)變量的關(guān)系表示為Λx，內(nèi)生可觀測(cè)變量與內(nèi)生潛變量的關(guān)系表示為Λy。式(3)為結(jié)構(gòu)方程，反映外生潛變量與內(nèi)生潛變量之間的關(guān)系，β為路徑系數(shù)，表示內(nèi)生潛變量之間的關(guān)系，Γ為路徑系數(shù)，表示外生潛變量對(duì)內(nèi)生潛變量的影響，δ、ζ和ε為誤差項(xiàng)。

3 結(jié)果與分析

經(jīng)過(guò)變量指標(biāo)數(shù)據(jù)處理與檢驗(yàn)合格后，將其代入SEM專用軟件AMOS 25.0中進(jìn)行擬合，輸出擬合參數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)化作用路徑系數(shù)，并依次對(duì)其進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。首先對(duì)擬合參數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)以驗(yàn)證模型整體擬合的顯著性，評(píng)價(jià)一個(gè)研究模型是否成立的重要標(biāo)準(zhǔn)是模型擬合度指標(biāo)。通常而言，增值擬合指標(biāo)、簡(jiǎn)約擬合指標(biāo)和絕對(duì)擬合指標(biāo)3類[26]構(gòu)成評(píng)估指標(biāo)，具體標(biāo)準(zhǔn)參考表4，使用專用軟件AMOS22.0處理正式數(shù)據(jù)加載至模型中，并進(jìn)行適當(dāng)調(diào)整，根據(jù)結(jié)果可知模型各項(xiàng)評(píng)估指標(biāo)均達(dá)標(biāo)，模型擬合度比較好，所獲取的數(shù)據(jù)之間具有較好的匹配關(guān)系。

表4 模型擬合指標(biāo)評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)及擬合效應(yīng)

其次，對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化作用路徑系數(shù)以驗(yàn)證模型分指標(biāo)擬合的顯著性，經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)，模型各指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化作用路徑系數(shù)均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，具體如圖2所示。

***、**、*分別表示在1%、5%、10%的檢驗(yàn)水平下顯著。圖2 結(jié)果方程模型標(biāo)準(zhǔn)化作用路徑系數(shù)

圖2中標(biāo)準(zhǔn)化作用路徑系數(shù)能夠客觀反映出潛變量與潛變量之間、潛變量與顯變量之間相互影響關(guān)系。根據(jù)實(shí)證結(jié)果可作出如下分析：

1)品牌信任對(duì)購(gòu)買行為認(rèn)知產(chǎn)生了積極作用影響，作用路徑系數(shù)為0.148且在1%的檢驗(yàn)水平下顯著。這也表明，茶葉消費(fèi)者消費(fèi)意識(shí)的強(qiáng)化可以提升茶葉消費(fèi)者消費(fèi)信心水平，與研究假設(shè)H1一致。究其原因，茶葉消費(fèi)者品牌信任越高，決定著其對(duì)該茶葉產(chǎn)品質(zhì)量要求越高，為達(dá)到心中預(yù)期質(zhì)量要求，便主動(dòng)關(guān)注該產(chǎn)品的相關(guān)報(bào)道，對(duì)其消費(fèi)認(rèn)知的欲望便會(huì)更強(qiáng)，進(jìn)而刺激茶葉消費(fèi)者加深對(duì)茶葉的消費(fèi)認(rèn)知。

2)茶葉消費(fèi)者品牌信任對(duì)茶葉消費(fèi)意愿產(chǎn)生的正面影響，作用路徑系數(shù)為0.165且在10%的試驗(yàn)水平上顯著，這表明茶葉消費(fèi)者品牌信任可以提高茶葉消費(fèi)者消費(fèi)意愿，與研究假設(shè)H2一致。究其原因，根據(jù)消費(fèi)認(rèn)知對(duì)決定個(gè)體茶葉消費(fèi)意愿的判斷能力，認(rèn)知程度高的個(gè)體茶葉消費(fèi)者往往會(huì)作出正確的購(gòu)買茶葉的行為決定，這會(huì)增強(qiáng)對(duì)其選購(gòu)意愿的信念和力量，從而加強(qiáng)其消費(fèi)意愿。

3)茶葉消費(fèi)者茶葉的消費(fèi)意愿對(duì)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為產(chǎn)生了正面影響，作用路徑系數(shù)為0.426且在1%的檢驗(yàn)水平上顯著。這也表明茶葉消費(fèi)者茶葉的消費(fèi)意愿提高有助于增加茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為，與研究假設(shè)H3一致。究其原因，根據(jù)計(jì)劃行為理論，茶葉消費(fèi)者消費(fèi)認(rèn)知加深，對(duì)該茶葉各方面的了解程度提高，更加渴望購(gòu)買該茶葉，因而強(qiáng)化茶葉消費(fèi)者消費(fèi)意愿，茶葉消費(fèi)者消費(fèi)意愿提高，便會(huì)進(jìn)一步推動(dòng)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為的再次發(fā)生。

4)茶葉消費(fèi)者的茶葉消費(fèi)認(rèn)知對(duì)茶葉消費(fèi)意愿產(chǎn)生的正向影響，作用路徑系數(shù)為0.460且在5%的檢驗(yàn)水平上顯著。這說(shuō)明茶葉消費(fèi)者消費(fèi)認(rèn)知的提高有助于茶葉消費(fèi)者消費(fèi)意愿增強(qiáng)，與研究假設(shè)H4一致。究其原因，基于TPB和KAP的理論，當(dāng)茶葉消費(fèi)者消費(fèi)信心逐漸增強(qiáng)時(shí)，人們的茶葉消費(fèi)概念就會(huì)越來(lái)越清晰，也更易于煥發(fā)出內(nèi)生的潛在動(dòng)機(jī)，更愿意付費(fèi)進(jìn)行茶葉消費(fèi)。

5)茶葉消費(fèi)者的茶葉消費(fèi)認(rèn)知對(duì)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為產(chǎn)生正面影響，作用路徑系數(shù)0.397在1%的檢驗(yàn)水平上顯著。這也表明，茶葉消費(fèi)者對(duì)消費(fèi)信心的增強(qiáng)有利于鼓勵(lì)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為，與研究假設(shè)H5一致。究其原因，茶葉消費(fèi)者對(duì)茶葉品牌等認(rèn)知程度越高，越能夠增強(qiáng)其對(duì)茶葉購(gòu)買的信心，對(duì)該產(chǎn)品購(gòu)買時(shí)便會(huì)減少心理的疑慮，因而能夠進(jìn)一步強(qiáng)化茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為意愿，由認(rèn)知進(jìn)而產(chǎn)生茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為。

6)茶葉消費(fèi)者的茶葉品牌信任對(duì)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為產(chǎn)生了正向效應(yīng)，作用路徑系數(shù)約為0.170且在1%的檢驗(yàn)水平中顯著。這也表明對(duì)茶葉消費(fèi)者的正確認(rèn)識(shí)可以帶動(dòng)茶葉消費(fèi)者茶葉購(gòu)買活動(dòng)，與研究假設(shè)H6一致。究其原因，信任水平越強(qiáng)，依據(jù)消費(fèi)者決策理論，茶葉消費(fèi)者在消費(fèi)時(shí)便會(huì)作為一個(gè)“理性”的決策人，便因其信任程度較高，會(huì)對(duì)其購(gòu)買行為增加產(chǎn)生一定影響。

7)茶葉消費(fèi)者的茶葉消費(fèi)認(rèn)知對(duì)茶葉品牌信任產(chǎn)生了正向效應(yīng)，作用路徑系數(shù)為0.170且在1%的檢驗(yàn)水平中顯著，與研究假設(shè)H7一致。究其原因，消費(fèi)認(rèn)知的提高，便會(huì)使茶葉消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品的了解程度更高，而“知-信-行”理論明確表示，認(rèn)知程度提高將極大提高信任程度，促進(jìn)茶葉消費(fèi)者對(duì)該產(chǎn)品的信任程度。

8)茶葉消費(fèi)者的茶葉購(gòu)買行為對(duì)茶葉消費(fèi)意愿產(chǎn)生了正向效應(yīng)，作用路徑系數(shù)為0.898且在1%的檢驗(yàn)水平中顯著，與研究假設(shè)H8一致。究其原因，當(dāng)消費(fèi)者購(gòu)買茶葉之后，若茶葉質(zhì)量滿足消費(fèi)者心理預(yù)期，將進(jìn)一步反饋消費(fèi)意愿，增強(qiáng)其消費(fèi)意愿，反之，則消費(fèi)意愿降低，因此，購(gòu)買行為將反作用于消費(fèi)意愿。

通過(guò)圖2給出的標(biāo)準(zhǔn)化作用路徑關(guān)系以及作用框架結(jié)構(gòu)，進(jìn)而剖析各因素間的作用聯(lián)系，并鑒別出直接效應(yīng)、間接效應(yīng)以及總效應(yīng)(表5)。由表5得知：①茶葉消費(fèi)者消費(fèi)認(rèn)知對(duì)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為的直接效應(yīng)(0.397)要高于茶葉消費(fèi)者品牌信任對(duì)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為的直接效應(yīng)(0.17)，茶葉消費(fèi)者消費(fèi)認(rèn)知對(duì)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為的總效應(yīng)(0.397+0.46×0.426=0.593)也高于茶葉消費(fèi)者品牌信任對(duì)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為的總效應(yīng)(0.17+0.148×0.397=0.229、0.17+0.165×0.426=0.240、0.17+0.148×0.46×0.426=0.199)。這也說(shuō)明了在影響整個(gè)茶葉消費(fèi)者產(chǎn)業(yè)購(gòu)買活動(dòng)中，茶葉消費(fèi)信心占主導(dǎo)作用，而購(gòu)買活動(dòng)的產(chǎn)生則主要由消費(fèi)信心所決定，這與TPB理論和KAP理論相同，由于茶葉消費(fèi)者消費(fèi)認(rèn)知較強(qiáng)，進(jìn)一步強(qiáng)化了茶葉購(gòu)買的意念和意識(shí)，更能進(jìn)一步刺激茶葉消費(fèi)者消費(fèi)意愿，進(jìn)而促進(jìn)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為的發(fā)生。②茶葉消費(fèi)者品牌信任對(duì)茶葉消費(fèi)者消費(fèi)意愿作用的總效應(yīng)(0.165+0.148×0.46=0.233)要高于品牌信任對(duì)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為的總效應(yīng)(0.148+0=0.148)。這表明茶葉消費(fèi)者品牌信任對(duì)茶葉消費(fèi)者消費(fèi)意愿具有主導(dǎo)作用。③茶葉消費(fèi)者品牌信任對(duì)茶葉消費(fèi)者消費(fèi)意愿既有直觀效應(yīng)又有間接效應(yīng)，且直接效應(yīng)(0.165)明顯要高于間接效應(yīng)(0.148×0.46=0.068)，而茶葉消費(fèi)者消費(fèi)認(rèn)知對(duì)茶葉消費(fèi)意愿僅有直接效應(yīng)無(wú)間接效應(yīng)，因此，要提高茶葉消費(fèi)意愿要從提高茶葉消費(fèi)者品牌信任，品牌信任多了，能夠進(jìn)一步提高茶葉消費(fèi)認(rèn)知，進(jìn)而提高消費(fèi)意愿。④茶葉消費(fèi)者消費(fèi)認(rèn)知對(duì)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為既有直觀效應(yīng)又有間接效應(yīng)，直接效應(yīng)(0.397)要大于間接效應(yīng)(0.46×0.426=0.196)，這就意味著要提高茶葉消費(fèi)者茶葉購(gòu)買活動(dòng)一定要從茶葉消費(fèi)者茶葉信任出發(fā)。⑤茶葉消費(fèi)者品牌信任對(duì)其茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為既有直接作用又有間接影響，茶葉消費(fèi)者品牌信任對(duì)其茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為之間影響存在多個(gè)途徑，但總的來(lái)說(shuō)，直接效應(yīng)(0.35)要高于間接效應(yīng)，這表明要提高茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為要從提高茶葉消費(fèi)者品牌信任入手。

表5 各變量之間的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

4 結(jié)論與建議

根據(jù)TPB理論、KAP理論，采用構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型SEM實(shí)證調(diào)研了江西浮梁縣370個(gè)茶葉消費(fèi)者品牌信任、茶葉消費(fèi)認(rèn)知和茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為之間作用關(guān)聯(lián)，可得以下結(jié)論：①茶葉消費(fèi)者品牌信任對(duì)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買意愿、購(gòu)買行為均產(chǎn)生了直接影響，并通過(guò)消費(fèi)認(rèn)知對(duì)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買意愿、購(gòu)買行為造成間接影響，因此茶葉消費(fèi)認(rèn)知在茶葉消費(fèi)者品牌信任對(duì)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買意愿、茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為的影響中，扮演著部分中介作用；由于茶葉消費(fèi)認(rèn)知對(duì)茶葉消費(fèi)者消費(fèi)意愿、購(gòu)買行為具有直接影響，同時(shí)通過(guò)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買意愿對(duì)茶葉消費(fèi)者消費(fèi)意愿、購(gòu)買行為產(chǎn)生了間接影響，因此茶葉消費(fèi)者購(gòu)買意愿在茶葉消費(fèi)認(rèn)知對(duì)茶葉消費(fèi)者消費(fèi)意愿、購(gòu)買行為的影響中扮演著部分中介角色。②茶葉消費(fèi)認(rèn)知對(duì)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為產(chǎn)生主導(dǎo)地位，茶葉品牌信任對(duì)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買意愿產(chǎn)生主導(dǎo)地位。③進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，茶葉消費(fèi)認(rèn)知將反向作用于茶葉品牌信任，茶葉品牌信任也對(duì)茶葉消費(fèi)者的購(gòu)買意愿產(chǎn)生重要影響，即品牌信任與消費(fèi)認(rèn)知相互影響、消費(fèi)意愿與購(gòu)買行為相互影響。

基于以上結(jié)論，本文提出如下對(duì)策建議：①在提高茶葉消費(fèi)者消費(fèi)意愿的過(guò)程中，要格外注重提高茶葉消費(fèi)者品牌信任。一方面，搭建“茶產(chǎn)業(yè)+高校+科研院所”平臺(tái)，并加強(qiáng)三者之間的聯(lián)系與合作，高效解決浮梁茶生產(chǎn)過(guò)程中技術(shù)難題，科學(xué)有效防治茶葉病蟲(chóng)害，使“浮梁茶”質(zhì)量得以保障；另一方面，茶葉消費(fèi)者應(yīng)借助網(wǎng)絡(luò)了解浮梁茶的市場(chǎng)劃分情況以及自身偏好，根據(jù)信息改良品種、調(diào)整“浮梁茶”種植規(guī)模，使茶產(chǎn)品可溯源、可信賴。②在引導(dǎo)茶葉消費(fèi)者購(gòu)買行為過(guò)程中，要特別重視茶葉消費(fèi)者消費(fèi)認(rèn)知的強(qiáng)化。一方面，政府應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)對(duì)“浮梁茶”生產(chǎn)、加工和流通各個(gè)環(huán)節(jié)的教育宣傳。在生產(chǎn)環(huán)節(jié)，必須堅(jiān)持適區(qū)適種原則，堅(jiān)持種植適合浮梁生長(zhǎng)的浮梁紅茶，推進(jìn)低產(chǎn)茶園改造行動(dòng)，提高茶園種植效率，融入現(xiàn)代農(nóng)業(yè)思維，對(duì)茶園實(shí)行機(jī)械化采摘、提高社會(huì)化服務(wù)水平；在加工環(huán)節(jié)，加大茶葉加工各個(gè)環(huán)節(jié)補(bǔ)貼力度，推動(dòng)浮梁縣茶園設(shè)備提質(zhì)升級(jí)，同時(shí)鼓勵(lì)企業(yè)建立深加工生產(chǎn)線，開(kāi)發(fā)新的茶葉衍生產(chǎn)品；在流通環(huán)節(jié)，尤其重視打造“品牌效應(yīng)”，建設(shè)基礎(chǔ)設(shè)施完備、信息功能齊全、交易方式多樣的交易中心等，從而提升茶葉消費(fèi)者對(duì)浮梁茶的認(rèn)知。另一方面，浮梁縣茶企應(yīng)當(dāng)加大各種媒體宣傳投入力度，宣傳浮梁茶的質(zhì)量、口感，擴(kuò)大浮梁縣茶葉品牌的知名度，在“互聯(lián)網(wǎng)+”時(shí)代下，應(yīng)當(dāng)充分發(fā)揮和利用網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)和新媒體資源進(jìn)一步提高“浮梁茶”的品牌影響力，依托浮梁縣獨(dú)特文化區(qū)域特征，打造獨(dú)具特色的優(yōu)勢(shì)產(chǎn)品與品牌。