黃 磊，吳朝彥

(重慶理工大學(xué)管理學(xué)院，重慶 400054)

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制造型供應(yīng)商不同產(chǎn)品特征與品牌導(dǎo)向的關(guān)系機(jī)理
——基于我國(guó)產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)的實(shí)證研究

黃 磊，吳朝彥

(重慶理工大學(xué)管理學(xué)院，重慶 400054)

本文以信息整合理論為依據(jù)，將供應(yīng)商產(chǎn)品特征視為其實(shí)施品牌導(dǎo)向的前置變量，并把供應(yīng)商產(chǎn)品特征劃分為產(chǎn)品重要性與產(chǎn)品復(fù)雜性兩類，探討不同產(chǎn)品特征與品牌導(dǎo)向的關(guān)系。對(duì)184家制造型供應(yīng)商數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，供應(yīng)商產(chǎn)品重要性與品牌導(dǎo)向具有倒U型關(guān)系，產(chǎn)品復(fù)雜性與品牌導(dǎo)向具有U型關(guān)系，同時(shí)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度會(huì)增強(qiáng)上述兩組變量間的非線性關(guān)系。

產(chǎn)品特征；品牌導(dǎo)向；市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度；制造型供應(yīng)商

一、引 言

品牌導(dǎo)向是企業(yè)以增強(qiáng)品牌競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)為目的，在品牌構(gòu)建、形成與保護(hù)過(guò)程中產(chǎn)生品牌認(rèn)知的方法[1]。以往的品牌導(dǎo)向研究主要針對(duì)非營(yíng)利企業(yè)、旅游景區(qū)、中小企業(yè)以及公共部門等社會(huì)組織，這些組織主要在消費(fèi)者市場(chǎng)展開(kāi)競(jìng)爭(zhēng)，因此對(duì)品牌導(dǎo)向的研究較少涉及產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)中的供應(yīng)商[2]。實(shí)際上，隨著產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)中競(jìng)爭(zhēng)程度加劇，供應(yīng)商為了擺脫處于產(chǎn)業(yè)鏈上游的約束以及緩解產(chǎn)品同質(zhì)化競(jìng)爭(zhēng)的壓力，同樣開(kāi)始重視品牌戰(zhàn)略在產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中的作用，并圍繞產(chǎn)業(yè)品牌進(jìn)行戰(zhàn)略規(guī)劃和采取戰(zhàn)略行動(dòng)[3]，尤其在產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)的制造行業(yè)中，出現(xiàn)了通用(GE)、博世(Bosch)、萊卡(Lycra)等知名品牌，有效拉動(dòng)下游企業(yè)顧客的采購(gòu)需求。相應(yīng)地，學(xué)術(shù)研究也需要提高對(duì)產(chǎn)業(yè)品牌導(dǎo)向的重視，為產(chǎn)業(yè)品牌戰(zhàn)略實(shí)施提供理論指導(dǎo)。

國(guó)外學(xué)者對(duì)品牌導(dǎo)向的研究主要聚焦于探討品牌導(dǎo)向?qū)ω?cái)務(wù)績(jī)效、市場(chǎng)績(jī)效和品牌績(jī)效等結(jié)果變量的提升作用[4][5]，而忽略對(duì)品牌導(dǎo)向前置變量的研究。關(guān)注企業(yè)實(shí)施品牌導(dǎo)向意愿的前置變量，不僅有助于深入理解企業(yè)為何選擇品牌作為戰(zhàn)略實(shí)施的起點(diǎn)，也能為企業(yè)依據(jù)自身?xiàng)l件提高或降低品牌導(dǎo)向程度提供理論依據(jù)[6]。借鑒產(chǎn)業(yè)營(yíng)銷已有研究結(jié)論，在作用于產(chǎn)業(yè)品牌戰(zhàn)略的前置變量中，產(chǎn)品特征被認(rèn)為是發(fā)揮關(guān)鍵作用的影響因素[7]。這部分研究主要以信息整合理論為基礎(chǔ)，將降低采購(gòu)商的信息成本與感知風(fēng)險(xiǎn)視為產(chǎn)業(yè)品牌戰(zhàn)略能否發(fā)揮作用的內(nèi)在機(jī)制[8]，由此推斷供應(yīng)商產(chǎn)品所處的價(jià)值鏈環(huán)節(jié)、資源特性和所采用的工藝等方面存在的差異，成為解釋產(chǎn)業(yè)品牌戰(zhàn)略在交易過(guò)程中作用效果不同的原因[9]。然而這部分研究主要從采購(gòu)商視角出發(fā)，將品牌忠誠(chéng)和品牌敏感等變量作為結(jié)果變量，尚未從供應(yīng)商視角有效回答產(chǎn)品特征的差異對(duì)品牌導(dǎo)向的影響。此外Brown等(2011)認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)中競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度的變化能顯著影響企業(yè)顧客對(duì)供應(yīng)商品牌戰(zhàn)略的感知[10]，因此在探討供應(yīng)商是否愿意實(shí)施品牌導(dǎo)向時(shí)，考慮市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度的作用具有重要研究意義。鑒于上述分析，本研究基于信息整合理論，回答制造型供應(yīng)商如何以不同產(chǎn)品特征為依據(jù)確定品牌導(dǎo)向程度的問(wèn)題，并進(jìn)一步探討市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度的調(diào)節(jié)效應(yīng)，為深刻理解供應(yīng)商選擇品牌導(dǎo)向的前提條件提供理論基礎(chǔ)。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

(一)供應(yīng)商產(chǎn)品特征

產(chǎn)品特征是指產(chǎn)品采用的材料、設(shè)計(jì)、工藝以及由此形成的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)和功能屬性，在消費(fèi)者行為研究中，針對(duì)由不同屬性或不同品牌相結(jié)合而形成的新產(chǎn)品，產(chǎn)品特征被證實(shí)是影響消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品認(rèn)知、情感和行為的主要刺激物[11]；在產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)中，供應(yīng)商產(chǎn)品的資源特征和制造工藝也被認(rèn)為對(duì)采購(gòu)商的購(gòu)買決策有顯著影響[9]。Lennstrand等(2001)較早關(guān)注產(chǎn)品特征在采供雙方交易過(guò)程中的作用，提出供應(yīng)商的產(chǎn)品特征不僅是影響采購(gòu)商對(duì)產(chǎn)品價(jià)值感知、購(gòu)買意愿和評(píng)價(jià)態(tài)度的重要指標(biāo)，也是影響供應(yīng)商戰(zhàn)略決策的關(guān)鍵因素[8]。通過(guò)對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理發(fā)現(xiàn)，已有研究充分證實(shí)了產(chǎn)品特征與產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)中交易平臺(tái)、分銷結(jié)構(gòu)系統(tǒng)以及采購(gòu)商購(gòu)買流程的正相關(guān)關(guān)系[12][13]。在這些研究中，被強(qiáng)調(diào)得最多的供應(yīng)商產(chǎn)品特征是產(chǎn)品重要性和產(chǎn)品復(fù)雜性，無(wú)論基于供應(yīng)商視角還是采購(gòu)商視角，產(chǎn)品重要性和產(chǎn)品復(fù)雜性都被證實(shí)是影響雙方交易效果的關(guān)鍵要素[14][15]。

Kotler和Pfoertsch(2010)進(jìn)一步認(rèn)為，供應(yīng)商在產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)中實(shí)施品牌化戰(zhàn)略必須具備一定的資源與條件，而產(chǎn)品特征則是供應(yīng)商考慮是否應(yīng)該進(jìn)行品牌化的基本前提，假如采購(gòu)商無(wú)法從供應(yīng)商提供的產(chǎn)品中感知和體驗(yàn)到品牌創(chuàng)造的價(jià)值，那么供應(yīng)商品牌導(dǎo)向的實(shí)施就很難取得成功[16]。部分學(xué)者將產(chǎn)品重要性、產(chǎn)品辨識(shí)度、產(chǎn)品資源性和產(chǎn)品復(fù)雜性等變量作為權(quán)變因素，檢驗(yàn)產(chǎn)品特征對(duì)產(chǎn)業(yè)品牌化效果的調(diào)節(jié)效應(yīng)[9][17]。其中Brown等(2012)提出供應(yīng)商產(chǎn)品特征屬于采供關(guān)系中的情境因素，并以信息整合理論為基礎(chǔ)，檢驗(yàn)上述變量對(duì)采購(gòu)商品牌敏感性的非線性關(guān)系[9]。實(shí)際上，供應(yīng)商的品牌導(dǎo)向同樣會(huì)受到自身產(chǎn)品不同特征的影響，即供應(yīng)商對(duì)是否實(shí)施品牌導(dǎo)向進(jìn)行選擇時(shí)，也是一個(gè)基于現(xiàn)有產(chǎn)品特征的信息處理過(guò)程。以上述研究為基礎(chǔ)，本文采用產(chǎn)品重要性和產(chǎn)品復(fù)雜性的產(chǎn)品特征分類視角，借鑒信息整合理論觀點(diǎn)解釋兩類產(chǎn)品特征與供應(yīng)商品牌導(dǎo)向的關(guān)系。

(二)產(chǎn)品重要性與品牌導(dǎo)向

產(chǎn)品重要性是指供應(yīng)商產(chǎn)品對(duì)采購(gòu)商財(cái)務(wù)與戰(zhàn)略的影響程度[14]。已有研究表明，產(chǎn)品重要性對(duì)供應(yīng)商品牌戰(zhàn)略既可能產(chǎn)生積極作用，也可能產(chǎn)生消極影響。一方面，供應(yīng)商的產(chǎn)品重要性程度決定了采購(gòu)商在購(gòu)買該產(chǎn)品時(shí)需要承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)水平，而良好形象的供應(yīng)商品牌能夠成為降低采購(gòu)商風(fēng)險(xiǎn)和不確定性的承諾和擔(dān)保[18]，因此產(chǎn)品重要性既是影響采購(gòu)商評(píng)價(jià)和感知產(chǎn)業(yè)品牌的診斷線索[9]，也構(gòu)成供應(yīng)商實(shí)施品牌戰(zhàn)略的前提條件[15]。另一方面，根據(jù)Webster 和Wind(1972)提出的經(jīng)典組織購(gòu)買模型，產(chǎn)品重要性程度會(huì)強(qiáng)化采購(gòu)商對(duì)購(gòu)買過(guò)程中有形因素的判斷[19]，導(dǎo)致供應(yīng)商在管理雙方關(guān)系時(shí)更關(guān)注通過(guò)價(jià)格、質(zhì)量和交付提升采購(gòu)商的既得利益，而忽視了對(duì)產(chǎn)業(yè)品牌建設(shè)[20]。

根據(jù)信息整合理論，當(dāng)產(chǎn)品重要性程度較低時(shí)，采購(gòu)商的購(gòu)買風(fēng)險(xiǎn)與不確定性水平都較低，傾向于充分利用價(jià)格、物流或交付等便于觀察的因素作為購(gòu)買評(píng)價(jià)依據(jù)[9]，這種情況下供應(yīng)商難以通過(guò)品牌戰(zhàn)略提高在產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)中的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，因此主要對(duì)生產(chǎn)設(shè)施投入或建立人際關(guān)系以維持與采購(gòu)商的交易，實(shí)施品牌導(dǎo)向的意愿較低。隨著產(chǎn)品重要性程度逐漸提高，采購(gòu)商的購(gòu)買風(fēng)險(xiǎn)和壓力相應(yīng)增強(qiáng)，需要充分利用市場(chǎng)上可獲取的信息對(duì)供應(yīng)商進(jìn)行評(píng)價(jià)，而供應(yīng)商品牌能夠成為采購(gòu)商決策制定的重要驅(qū)動(dòng)因素[18]，從而促使供應(yīng)商在品牌導(dǎo)向上進(jìn)行資源投入與配置。當(dāng)產(chǎn)品重要性程度進(jìn)一步提高時(shí)，供應(yīng)商為了獲得在產(chǎn)業(yè)鏈中的議價(jià)優(yōu)勢(shì)，需要大量搜集關(guān)于定價(jià)合理性、行業(yè)供需水平以及產(chǎn)品功能差異性等市場(chǎng)信息，依靠品牌形象與品牌感知參與競(jìng)爭(zhēng)則具有一定局限性[21]；同時(shí)，采購(gòu)商為了降低信息成本與交易成本，在購(gòu)買重要產(chǎn)品時(shí)往往會(huì)與供應(yīng)商建立起穩(wěn)定的采供關(guān)系，依賴供應(yīng)商品牌制定采購(gòu)決策的程度逐漸降低[9]?；谏鲜龇治?，本研究認(rèn)為產(chǎn)品重要性影響了供應(yīng)商實(shí)施品牌導(dǎo)向過(guò)程中對(duì)信息的獲取和判斷，使產(chǎn)品重要性與品牌導(dǎo)向呈現(xiàn)非線性關(guān)系，當(dāng)產(chǎn)品重要性增加，供應(yīng)商對(duì)品牌導(dǎo)向的選擇也會(huì)相應(yīng)增加直至達(dá)到一個(gè)閾值，過(guò)了該點(diǎn)，品牌導(dǎo)向選擇則會(huì)隨著產(chǎn)品重要性增加而減弱。由此，提出如下假設(shè)：

H1：供應(yīng)商產(chǎn)品重要性與品牌導(dǎo)向具有倒U型曲線關(guān)系。

(三)產(chǎn)品復(fù)雜性與品牌導(dǎo)向

Kotler和 Pfoertsch(2010)認(rèn)為如果供應(yīng)商產(chǎn)品越復(fù)雜，對(duì)采購(gòu)商生產(chǎn)制造的影響越大，這類產(chǎn)品進(jìn)行品牌化時(shí)就具備更好的條件，該觀點(diǎn)為探討產(chǎn)品復(fù)雜性與供應(yīng)商品牌導(dǎo)向的關(guān)系提供了理論借鑒[16]。復(fù)雜性程度較高的產(chǎn)品涉及大量規(guī)格參數(shù)，采購(gòu)商需要搜集和處理大量專業(yè)信息以確保這類產(chǎn)品與生產(chǎn)制造流程相適應(yīng)，因此在購(gòu)買產(chǎn)品復(fù)雜性程度較高的產(chǎn)品時(shí)信息成本也較高[22]。相應(yīng)地，供應(yīng)商為降低信息的不對(duì)稱性，幫助采購(gòu)商掌握產(chǎn)品信息，應(yīng)該以產(chǎn)品復(fù)雜性程度為依據(jù)，采用不同的信息載體與采購(gòu)商溝通交流，以提高采購(gòu)商對(duì)供應(yīng)商產(chǎn)品的感知與評(píng)價(jià)。

當(dāng)產(chǎn)品復(fù)雜性程度較低時(shí)，采購(gòu)商獲取產(chǎn)品信息所付出的成本也相應(yīng)較低，為了在同質(zhì)化競(jìng)爭(zhēng)中體現(xiàn)出產(chǎn)品差異化特征，提高采購(gòu)商對(duì)產(chǎn)品效用的判斷，供應(yīng)商傾向于采用品牌為載體向采購(gòu)商傳遞產(chǎn)品質(zhì)量、功能和屬性等信息[23]； 當(dāng)產(chǎn)品復(fù)雜性程度從較低水平提升到中等程度，采購(gòu)商將更多依靠結(jié)構(gòu)化和綜合性的信息整合策略制定購(gòu)買決策，在該情境下，供應(yīng)商為滿足采購(gòu)商對(duì)復(fù)雜信息獲取的需求，傾向于提供有助于體現(xiàn)產(chǎn)品客觀屬性的信息，對(duì)強(qiáng)調(diào)情感利益為主的供應(yīng)商品牌的重視程度降低[9]；但是隨著產(chǎn)品復(fù)雜性從中等程度向更高水平增長(zhǎng)，供應(yīng)商需要傳遞的信息量呈現(xiàn)超負(fù)荷的趨勢(shì)，導(dǎo)致強(qiáng)調(diào)產(chǎn)品客觀屬性并不足以降低采購(gòu)商的感知風(fēng)險(xiǎn)，在產(chǎn)品復(fù)雜性較高的情況下，供應(yīng)商逐漸重視品牌形象和品牌聲譽(yù)在影響采購(gòu)商購(gòu)買決策中的關(guān)鍵作用[10]。因此，本研究認(rèn)為供應(yīng)商依據(jù)產(chǎn)品復(fù)雜性進(jìn)行品牌導(dǎo)向決策時(shí)，會(huì)呈現(xiàn)先降低再升高的趨勢(shì)，即隨著產(chǎn)品復(fù)雜性由低水平向中等水平增長(zhǎng)，供應(yīng)商采納品牌導(dǎo)向的意愿降低；在產(chǎn)品復(fù)雜性從中等水平向更高水平提高時(shí)，供應(yīng)商對(duì)品牌導(dǎo)向重視程度則相應(yīng)提高。由此，提出如下假設(shè)：

H2：供應(yīng)商產(chǎn)品復(fù)雜性與品牌導(dǎo)向具有U型關(guān)系。

(四)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度反映了市場(chǎng)中競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手?jǐn)?shù)量、進(jìn)入壁壘以及企業(yè)間的競(jìng)爭(zhēng)程度，因而被認(rèn)為是影響企業(yè)戰(zhàn)略導(dǎo)向?qū)嵤┑闹匾馍h(huán)境變量[24]。Brown等(2011)的研究證實(shí)，采購(gòu)商是否將供應(yīng)商品牌視為購(gòu)買線索會(huì)受到市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度的顯著影響[10]；Blomback和Axelsson(2007)也認(rèn)為采購(gòu)商在面臨大量可供選擇的產(chǎn)品時(shí),傾向于對(duì)擁有良好形象的供應(yīng)商品牌表現(xiàn)出更高的積極性,對(duì)品牌形象不佳的供應(yīng)商則持抵觸或消極態(tài)度[20]。

圖1 理論框架

具體而言，在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度較大的環(huán)境中，由于產(chǎn)業(yè)品牌更好地發(fā)揮了降低交易風(fēng)險(xiǎn)和信息成本的功能，供應(yīng)商產(chǎn)品重要性與品牌導(dǎo)向的正向關(guān)系得到強(qiáng)化，但是隨著在產(chǎn)品重要性不斷提高，供應(yīng)商更需要利用采購(gòu)商對(duì)產(chǎn)品的重視程度向企業(yè)外部尋求互補(bǔ)性資源并建立穩(wěn)定的交易關(guān)系[14]，以彌補(bǔ)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)加劇帶來(lái)的不確定性，忽視由內(nèi)而外的實(shí)施品牌戰(zhàn)略導(dǎo)向。同時(shí)，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)加劇會(huì)引起行業(yè)內(nèi)技術(shù)變革加快，影響產(chǎn)品復(fù)雜性與品牌導(dǎo)向的關(guān)系。究其原因，在資源有限的前提下，企業(yè)難以同時(shí)對(duì)市場(chǎng)和技術(shù)保持高度聚焦[25]，因此技術(shù)導(dǎo)向成為品牌導(dǎo)向的替代性戰(zhàn)略，表現(xiàn)為供應(yīng)商無(wú)法同時(shí)顧及技術(shù)研發(fā)投入與品牌戰(zhàn)略投入，產(chǎn)品復(fù)雜性對(duì)品牌導(dǎo)向的負(fù)向影響進(jìn)一步增強(qiáng)；隨著競(jìng)爭(zhēng)激烈環(huán)境中的產(chǎn)品復(fù)雜性逐步提高，購(gòu)買者需求也趨向多元化，供應(yīng)商的技術(shù)導(dǎo)向無(wú)法滿足更多采購(gòu)商細(xì)分市場(chǎng)的需求[23]。為了彌補(bǔ)技術(shù)投入在創(chuàng)造企業(yè)價(jià)值中效果遞減的損失，供應(yīng)商會(huì)考慮采用其他資源投入來(lái)與技術(shù)投入形成互補(bǔ)甚至進(jìn)行替代[26]，包括通過(guò)實(shí)施品牌導(dǎo)向或提升其他無(wú)形資產(chǎn)來(lái)維持在市場(chǎng)中的競(jìng)爭(zhēng)力?；谏鲜龇治觯狙芯刻岢鍪袌?chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度對(duì)產(chǎn)品特征與品牌導(dǎo)向的非線性關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。假設(shè)如下：

H3：隨著市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度增加，產(chǎn)品重要性與品牌導(dǎo)向之間的U型曲線關(guān)系增強(qiáng)；

H4：隨著市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度增加，產(chǎn)品復(fù)雜性與品牌導(dǎo)向之間的U型曲線關(guān)系增強(qiáng)。

本研究的理論框架如圖1所示。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)收集

產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)中的供應(yīng)商可劃分為制造型供應(yīng)商與服務(wù)型供應(yīng)商，本文主要探討有形產(chǎn)品特征對(duì)品牌導(dǎo)向的影響，因此調(diào)研對(duì)象聚焦于產(chǎn)業(yè)鏈上游的制造型供應(yīng)商。問(wèn)卷樣本框集中在制造行業(yè)發(fā)展較為完整的省市和地區(qū)，并以產(chǎn)業(yè)園區(qū)、高新區(qū)或產(chǎn)業(yè)集群為重點(diǎn)區(qū)域展開(kāi)調(diào)研。發(fā)放問(wèn)卷的方式包括：第一，通過(guò)行業(yè)協(xié)會(huì)和產(chǎn)業(yè)園區(qū)管理部門將問(wèn)卷交付給其轄區(qū)內(nèi)的企業(yè)負(fù)責(zé)人；第二，聯(lián)系專業(yè)市場(chǎng)調(diào)研公司，以付費(fèi)的方式請(qǐng)他們向樣本企業(yè)發(fā)放和回收問(wèn)卷。兩種方式共發(fā)放問(wèn)卷556份，回收193份，剔除缺失值較多的無(wú)效樣本后，保留有效問(wèn)卷184份，有效回收率為33.09%。對(duì)兩種渠道收集的問(wèn)卷進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)測(cè)量，發(fā)現(xiàn)兩組樣本的各個(gè)變量并無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著差異。描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，樣本企業(yè)所處行業(yè)主要集中在電子(26.6%)、汽車(21.7%)和通信(18.5%)，行業(yè)分布情況與Kotler 和Pfoertsch(2010)關(guān)于供應(yīng)商實(shí)施品牌化戰(zhàn)略的觀點(diǎn)相一致[16]，表明收集的數(shù)據(jù)能夠有效反映本文所關(guān)注的研究問(wèn)題。調(diào)研樣本特征具體見(jiàn)表1。

表1 樣本供應(yīng)商描述性統(tǒng)計(jì)(N=184)

(二)變量測(cè)量

根據(jù)研究框架，自變量為產(chǎn)品重要性與產(chǎn)品復(fù)雜性，其中產(chǎn)品重要性主要借鑒Brown等(2012)的量表[9]，采用3個(gè)問(wèn)項(xiàng)進(jìn)行測(cè)量；產(chǎn)品復(fù)雜性改編自Cannon 和 Perreault(1999)的量表[14]，共包含4個(gè)問(wèn)項(xiàng)。因變量為品牌導(dǎo)向，量表開(kāi)發(fā)參考Wong 和 Merrilees(2007)、張婧和鄧卉(2013)的研究[4][27]，關(guān)注品牌管理在供應(yīng)商競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略中的重要性，量表由4個(gè)問(wèn)項(xiàng)構(gòu)成。調(diào)節(jié)變量為市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度，綜合借鑒了Brown等(2011)、吳曉云和張峰(2014)的量表[10][24]，采用3個(gè)問(wèn)項(xiàng)進(jìn)行測(cè)量。為了避免其他因素對(duì)產(chǎn)品特征與品牌導(dǎo)向關(guān)系的潛在影響，本文借鑒已有研究的觀點(diǎn)，選取企業(yè)規(guī)模、成立年限和行業(yè)類別3個(gè)變量進(jìn)行控制。除了控制變量外，本文調(diào)研量表中所有問(wèn)項(xiàng)均采用Likert7級(jí)量表進(jìn)行測(cè)量，1為完全不同意，7為完全同意。具體量表內(nèi)容見(jiàn)表2。

表2 量表信度與收斂效度檢驗(yàn)結(jié)果

(三)模型設(shè)計(jì)

本研究運(yùn)用多元回歸對(duì)假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。針對(duì)H1，本文提出如下回歸模型：

BR=C+α×PI+β×Control+ε

(1)

BR=C+α×PI+θ×PI2+β×Control+ε

(2)

模型1將產(chǎn)品重要性(PI)對(duì)品牌導(dǎo)向(BR)的影響設(shè)置為線性關(guān)系，而模型2加入產(chǎn)品重要性的二次項(xiàng)(PI2)，兩個(gè)模型的比較能檢驗(yàn)產(chǎn)品重要性對(duì)品牌導(dǎo)向的具體作用形式，從而檢驗(yàn)H1。

針對(duì)H2，本文提出如下回歸模型：

BR=C+α×PC+β×Control+ε

(3)

BR=C+α×PC+θ×PC2+β×Control+ε

(4)

同理，模型3將產(chǎn)品復(fù)雜性(PC)對(duì)品牌導(dǎo)向(BR)的影響設(shè)置為線性關(guān)系，而模型4加入產(chǎn)品復(fù)雜性的二次項(xiàng)(PC2)，通過(guò)兩個(gè)模型的比較檢驗(yàn)產(chǎn)品復(fù)雜性對(duì)品牌導(dǎo)向的具體作用形式，從而檢驗(yàn)H2。

為檢驗(yàn)H3和H4，本文設(shè)計(jì)如下回歸模型：

BR=C+α×PI+θ×PI2+λ×MCT+β×Control+ε

(5)

BR=C+α×PI+θ×PI2+λ×MCT+δ×PI2×MCT+β×Control+ε

(6)

BR=C+α×PC+θ×PC2+λ×MCT+β×Control+ε

(7)

BR=C+α×PC+θ×PC2+λ×MCT+δ×PC2×MCT+β×Control+ε

(8)

模型5在模型2的基礎(chǔ)上加入調(diào)節(jié)變量市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度(MCT)，模型6中加入產(chǎn)品重要性二次項(xiàng)與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度的交互項(xiàng)(PI2×MCT)；模型7在模型4的基礎(chǔ)上加入調(diào)節(jié)變量市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度(MCT)，模型8中加入產(chǎn)品重要性二次項(xiàng)與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度的交互項(xiàng)(PC2×MCT)。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)信效度檢驗(yàn)

本文采用SPSS18.0和AMOS17.0分析樣本的信度與效度。首先，根據(jù)Likert式量表的特征，運(yùn)用Cronbach’s α系數(shù)和組合信度(CR)兩類評(píng)價(jià)指標(biāo)對(duì)量表信度進(jìn)行檢測(cè)，結(jié)果顯示所有變量的Cronbach’s α系數(shù)處于0.796-0.860的范圍，CR值處于0.795-0.859的范圍，均大于0.7的標(biāo)準(zhǔn)。其次，運(yùn)用AMOS17.0軟件建立測(cè)量模型，采用驗(yàn)證性因子分析的方法檢驗(yàn)量表的收斂效度，測(cè)量模型的擬合度分析結(jié)果為：χ2/df=1.437；GFI=0.971；CFI=0.988；TLI=0.980；NFI=0.962；RMSEA=0.049；PGFI=0.451；PNFI=0.595，進(jìn)一步分析表明所有問(wèn)項(xiàng)的因子載荷均大于0.5，各變量的平均方差萃取值(AVE)均大于0.5，具體見(jiàn)表2。最后，如表3所示，在量表判別效度檢驗(yàn)方面，先通過(guò)變量間的相關(guān)系數(shù)判斷各變量之間是否存在自相關(guān)現(xiàn)象，再將各變量AVE值平方根與相關(guān)系數(shù)與進(jìn)行比較的方法檢驗(yàn)量表的判別效度，結(jié)果表明所有AVE值平方根均大于所在行和列的相關(guān)系數(shù)，表明量表具有較好的判別效度。

表3 變量描述性統(tǒng)計(jì)與判別效度檢驗(yàn)

注：“*** ”表示p<0.001，“** ”表示p<0.005，“* ”表示p<0.01(雙尾檢驗(yàn)，下同)；加粗字體為潛變量的AVE值平方根。

(二)偏差檢驗(yàn)

為了降低相同數(shù)據(jù)來(lái)源造成的共變性誤差對(duì)分析結(jié)果的影響，本研究一方面在問(wèn)卷開(kāi)發(fā)過(guò)程中采用多個(gè)問(wèn)項(xiàng)來(lái)測(cè)量一個(gè)變量，避免單個(gè)問(wèn)項(xiàng)可能導(dǎo)致的共同方法偏差現(xiàn)象；另一方面運(yùn)用Harman單因素檢驗(yàn)方法對(duì)回收數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，具體為將所有變量納入一個(gè)模型進(jìn)行探索性因子分析，未旋轉(zhuǎn)的第一個(gè)主成分載荷量為27.543%，表明沒(méi)有單個(gè)因子能有效解釋大部分的變異量，因此可以判定所收集數(shù)據(jù)的共同方法偏差效應(yīng)并不明顯。同時(shí)，為保證無(wú)應(yīng)答偏差不會(huì)影響數(shù)據(jù)分析結(jié)果，本研究按照回收順序?qū)?wèn)卷分為早期回答組和后期回答組兩個(gè)組別，檢驗(yàn)兩組數(shù)據(jù)在均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及其他統(tǒng)計(jì)變量方面的差異性，結(jié)果顯示兩組數(shù)據(jù)在上述指標(biāo)并不存在顯著差異(p>0.05)，因此認(rèn)為數(shù)據(jù)收集不存在顯著的非回應(yīng)誤差。

(三)假設(shè)檢驗(yàn)分析

1.供應(yīng)商產(chǎn)品特征與品牌導(dǎo)向關(guān)系檢驗(yàn)

在運(yùn)用回歸分析檢驗(yàn)研究假設(shè)前，首先將企業(yè)規(guī)模(SIZE)和成立年限(YEAR)進(jìn)行自然對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換，其次以快速消費(fèi)品為基準(zhǔn)，對(duì)行業(yè)(IND)進(jìn)行虛擬變量處理，共產(chǎn)生5個(gè)虛擬變量(IND1- IND5)，最后對(duì)產(chǎn)品重要性、產(chǎn)品復(fù)雜性及其二次項(xiàng)進(jìn)行數(shù)據(jù)中心化處理。由表4和表5可知，方差膨脹因子(VIF)值在1.110和2.504之間，容忍度(Tolerance)在0.399和0.901之間，表明變量間不存在多重共線性。

基于此，模型1在控制企業(yè)規(guī)模、成立年限和行業(yè)類別等變量的影響后，產(chǎn)品重要性對(duì)品牌導(dǎo)向的回歸系數(shù)為0.468(p<0.001)，方差解釋率為24.3%；模型2加入產(chǎn)品重要性的二次項(xiàng)后，產(chǎn)品重要性二次項(xiàng)對(duì)品牌導(dǎo)向的回歸系數(shù)為-0.212(p<0.01)，R2顯著增加0.032(p<0.01)，說(shuō)明產(chǎn)品重要性與品牌導(dǎo)向存在倒U型關(guān)系。模型3中，產(chǎn)品復(fù)雜性對(duì)品牌導(dǎo)向的回歸系數(shù)為-0.023(p>0.05)；模型4中，產(chǎn)品復(fù)雜性二次項(xiàng)與品牌導(dǎo)向顯著正相關(guān)，回歸系數(shù)為0.408(p<0.001)，R2顯著增加0.121(p<0.001)，實(shí)證結(jié)果支持了產(chǎn)品復(fù)雜性與品牌導(dǎo)向之間的U型關(guān)系，說(shuō)明與簡(jiǎn)單的線性關(guān)系相比，曲線關(guān)系更適合體現(xiàn)產(chǎn)品復(fù)雜性對(duì)品牌導(dǎo)向的作用形式。具體檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 供應(yīng)商產(chǎn)品特征與品牌導(dǎo)向的非線性關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

注：“*** ”表示p<0.001，“** ”表示p<0.005，“* ”表示p<0.01。

2.市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

模型5為包含控制變量以及產(chǎn)品重要性、產(chǎn)品重要性二次項(xiàng)和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度三個(gè)解釋變量，模型6分別在模型5基礎(chǔ)上加入產(chǎn)品重要性二次項(xiàng)與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度的交互項(xiàng)。結(jié)果表明， 交互項(xiàng)“PI2×MCT”對(duì)品牌導(dǎo)向的回歸系數(shù)為-0.341(p<0.005)，與模型5相比，模型6中方差變異解釋率顯著增加0.086(p<0.001)，表明市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度負(fù)向調(diào)節(jié)產(chǎn)品重要性對(duì)品牌導(dǎo)向的影響，兩者的倒U型關(guān)系進(jìn)一步增強(qiáng)，H3得到證實(shí)；模型7與模型8的分析結(jié)果顯示，產(chǎn)品復(fù)雜性二次項(xiàng)與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度的交互項(xiàng)“PC2×MCT” 對(duì)品牌導(dǎo)向的回歸系數(shù)為0.281(p<0.005)，R2顯著增加0.048(p<0.01)，說(shuō)明產(chǎn)品復(fù)雜性與品牌導(dǎo)向的U型關(guān)系受到市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度的正向調(diào)節(jié)，H4得到證實(shí)。具體分析結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

注：“*** ”表示p<0.001，“** ”表示p<0.005，“* ”表示p<0.01。

五、結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論與討論

建立品牌導(dǎo)向的觀念，提高以品牌為基礎(chǔ)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)能力，是供應(yīng)商在產(chǎn)業(yè)鏈中持續(xù)創(chuàng)造價(jià)值的重要途徑[22]，圍繞品牌構(gòu)建戰(zhàn)略導(dǎo)向也與我國(guó)“推動(dòng)中國(guó)產(chǎn)品向中國(guó)品牌轉(zhuǎn)變”的產(chǎn)業(yè)發(fā)展目標(biāo)密切相關(guān)。本文聚焦于產(chǎn)品重要性與產(chǎn)品復(fù)雜性兩類關(guān)鍵的供應(yīng)商產(chǎn)品特征，利用我國(guó)184家制造型供應(yīng)商的樣本數(shù)據(jù)證實(shí)了兩類產(chǎn)品特征與品牌導(dǎo)向的非線性關(guān)系，結(jié)果還進(jìn)一步表明隨著市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度增強(qiáng)，兩類供應(yīng)商產(chǎn)品特征與品牌導(dǎo)向的非線性關(guān)系會(huì)進(jìn)一步強(qiáng)化。

第一，供應(yīng)商產(chǎn)品重要性與品牌導(dǎo)向具有倒U型關(guān)系。盡管產(chǎn)品重要性被認(rèn)為是供應(yīng)商品牌化戰(zhàn)略成功的重要前提[17]，但本文證實(shí)產(chǎn)品重要性與品牌導(dǎo)向具有倒U型關(guān)系，表明產(chǎn)品重要性對(duì)供應(yīng)商品牌導(dǎo)向?qū)嵤┮庠傅挠绊懘嬖谶吔绶秶?，?dāng)供應(yīng)商產(chǎn)品對(duì)采購(gòu)商的重要性超過(guò)中等水平，得益于議價(jià)能力提高以及采購(gòu)商的依賴性增強(qiáng)，供應(yīng)商的品牌導(dǎo)向會(huì)逐漸減弱。

第二，供應(yīng)商產(chǎn)品復(fù)雜性與品牌導(dǎo)向具有U型關(guān)系。當(dāng)供應(yīng)商產(chǎn)品的復(fù)雜性程度低于特定閾值時(shí)，由于采購(gòu)商獲取和搜索產(chǎn)品信息的成本較低[9]，供應(yīng)商不得不在交易過(guò)程中強(qiáng)調(diào)產(chǎn)品的客觀屬性，使產(chǎn)品復(fù)雜性與品牌導(dǎo)向呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系；但隨著產(chǎn)品復(fù)雜性高于特定閾值后，供應(yīng)商產(chǎn)品的專業(yè)性程度和技術(shù)含量進(jìn)一步提高，為了有效傳遞產(chǎn)品質(zhì)量或差異化信息，品牌導(dǎo)向逐漸受到供應(yīng)商的重視。

第三，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度對(duì)產(chǎn)品重要性和產(chǎn)品復(fù)雜性與品牌導(dǎo)向的非線性關(guān)系具有顯著影響。在競(jìng)爭(zhēng)激烈的市場(chǎng)環(huán)境中，供應(yīng)商產(chǎn)品重要性與品牌導(dǎo)向的倒U型關(guān)系，以及產(chǎn)品復(fù)雜性與品牌導(dǎo)向的U型關(guān)系都會(huì)更加明顯。這是因?yàn)槭袌?chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度提高不僅意味著同一行業(yè)的供應(yīng)商數(shù)量增加，也會(huì)引起技術(shù)更迭速度加快，導(dǎo)致供應(yīng)商實(shí)施品牌導(dǎo)向的“雙刃劍”效應(yīng)更加明顯：一方面供應(yīng)商品牌的信號(hào)傳遞功能得到放大，另一方面供應(yīng)商實(shí)施品牌戰(zhàn)略所需資源投入也相應(yīng)提高。因此，在不同競(jìng)爭(zhēng)程度的市場(chǎng)環(huán)境中，供應(yīng)商產(chǎn)品特征對(duì)品牌導(dǎo)向選擇也會(huì)發(fā)揮不同的作用和潛力。

(二)研究?jī)r(jià)值與建議

本研究的理論價(jià)值體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：首先，本文彌補(bǔ)了已有研究較少關(guān)注品牌導(dǎo)向前置變量的不足，將供應(yīng)商產(chǎn)品特征視為實(shí)施品牌導(dǎo)向的前提，對(duì)產(chǎn)品重要性和產(chǎn)品復(fù)雜性與品牌導(dǎo)向的內(nèi)在關(guān)系展開(kāi)探討。其次，產(chǎn)品特征與品牌導(dǎo)向之間呈現(xiàn)非線性關(guān)系的發(fā)現(xiàn)，一方面對(duì)于深入理解供應(yīng)商實(shí)施品牌導(dǎo)向的原因和動(dòng)機(jī)有重要理論意義，另一方面獲得了以消費(fèi)者品牌與產(chǎn)業(yè)品牌的差異性為前提的品牌導(dǎo)向研究結(jié)論。最后，本研究引入市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度這一影響企業(yè)戰(zhàn)略執(zhí)行與效果的外部環(huán)境變量作為邊界條件，實(shí)現(xiàn)了在研究中通過(guò)對(duì)企業(yè)內(nèi)部因素(產(chǎn)品特征)與外部環(huán)境(市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度)的匹配考察供應(yīng)商實(shí)施品牌導(dǎo)向意愿的目的，拓展了產(chǎn)業(yè)品牌管理理論的發(fā)展。

同時(shí)，研究結(jié)論也為我國(guó)制造型供應(yīng)商根據(jù)自身產(chǎn)品特征實(shí)施品牌導(dǎo)向提供了管理啟示。當(dāng)產(chǎn)品對(duì)采購(gòu)商的重要性程度適中時(shí)，更有利于激發(fā)供應(yīng)商以品牌為核心構(gòu)建競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略的積極性；但是產(chǎn)品復(fù)雜性程度適中時(shí)，受到采購(gòu)商理性化信息決策機(jī)制的限制，供應(yīng)商實(shí)施品牌導(dǎo)向的意愿反而降低，相反產(chǎn)品復(fù)雜性程度較低和較高兩種情境，對(duì)供應(yīng)商的品牌導(dǎo)向選擇具有更顯著的驅(qū)動(dòng)作用。基于此，制造型供應(yīng)商是否將品牌導(dǎo)向視為企業(yè)營(yíng)銷行動(dòng)與戰(zhàn)略決策的指導(dǎo)原則，應(yīng)基于對(duì)不同產(chǎn)品特征的均衡考慮，這是本研究對(duì)產(chǎn)業(yè)品牌導(dǎo)向?qū)嵺`解釋力的體現(xiàn)。此外，制造型供應(yīng)商還應(yīng)充分考慮產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)中競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度的影響，由于市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度導(dǎo)致兩類產(chǎn)品特征與品牌導(dǎo)向的曲線關(guān)系變得更加陡峭，因此在競(jìng)爭(zhēng)激烈的市場(chǎng)環(huán)境中，供應(yīng)商更應(yīng)該以產(chǎn)品重要性程度與復(fù)雜性程度為依據(jù)，對(duì)是否實(shí)施品牌導(dǎo)向進(jìn)行權(quán)衡，避免盲目進(jìn)行產(chǎn)業(yè)品牌投入導(dǎo)致企業(yè)承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)和損失。

本研究還存在以下局限性：首先，對(duì)產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)中的制造型供應(yīng)商展開(kāi)大規(guī)模調(diào)研具有較大難度，因此本研究借助管理機(jī)構(gòu)和市場(chǎng)調(diào)研公司，將樣本框集中在產(chǎn)業(yè)園區(qū)和高新區(qū)，樣本的數(shù)量與代表性還有待進(jìn)一步改善；其次，出于研究的聚焦性考慮，本研究?jī)H僅關(guān)注了重要性與復(fù)雜性兩類關(guān)鍵產(chǎn)品特征對(duì)品牌導(dǎo)向的作用，但考慮到企業(yè)特征、營(yíng)銷資源、管理團(tuán)隊(duì)愿景等因素也可能會(huì)作用于企業(yè)對(duì)品牌導(dǎo)向的選擇，未來(lái)研究將借鑒上述觀點(diǎn)，進(jìn)一步探討其他變量對(duì)供應(yīng)商品牌導(dǎo)向的影響作用。

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(責(zé)任編輯:聞 毓)

The Relationship Between Manufacturing Supplier’s Different Product Characteristics and Brand Orientation——A Research Based on Chinese Industrial Market

HUANG Lei， WU Chao-yan

(School of Management, Chongqing University of Technology, Chongqing 400054, China)

Based on the information processing theory, this paper views supplier’s product characteristics as the antecedents of brand orientation, divides supplier’s product characteristics into two categories of product importance and product complexity, and explores the relationship between different product characteristics and brand orientation. The research empirical analyzes the data from 184 manufacturing suppliers and findings show that there is an inverted U-shaped relationship between product importance of supplier and its brand orientation, whereas the product complexity of supplier and its brand orientation exhibits a U-shaped relationship. Moreover, market competition intensity enhances the nonlinear relationship between the above two sets of variables.

product characteristics; brand orientation; market competition intensity; manufacturing suppliers

2015-11-01

國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(71572083；71302065)

黃磊(1982-)，男，廣西柳州人，重慶理工大學(xué)管理學(xué)院講師，博士；吳朝彥(1982-)，女，四川成都人，重慶理工大學(xué)管理學(xué)院講師，博士。

F713.5

A

1004-4892(2016)08-0076-10