霍佳震　馬曉義（同濟大學經(jīng)濟與管理學院，上海 200092）

零售商自有品牌購買意愿影響因素的實證研究

霍佳震馬曉義
（同濟大學經(jīng)濟與管理學院，上海 200092）

面對被聯(lián)營模式盤剝的利潤，中國零售商的自有品牌之路亟待快馬加鞭。全球市場調查機構尼爾森日前發(fā)布的報告顯示，亞洲零售商的自有品牌在現(xiàn)代經(jīng)銷渠道中的銷售占比不到8%。這一比例雖然與歐美發(fā)達市場差距甚遠，但依然高于中國自有品牌的份額。本文實證分析了消費者心理特征、自有品牌產(chǎn)品屬性、零售商形象、信息價值影響力、制造商影響力五個潛變量對于自有品牌產(chǎn)品購買意愿的影響，檢驗了自有品牌產(chǎn)品可感知質量作為中介變量的調節(jié)作用。通過實證研究發(fā)現(xiàn)：對自有品牌購買意愿起決定性影響作用的是消費者對于自有品牌的可感知質量；自有品牌產(chǎn)品屬性變量需要通過可感知質量這個中介變量間接對自有品牌購買意愿產(chǎn)生正向影響；制造商影響力對于自有品牌購買意愿產(chǎn)生負向影響；消費者的品牌意識對于自有品牌產(chǎn)品購買意愿并沒有直接作用，但通過與制造商影響力之間的高度相關關系間接影響購買意愿。

零售商自有品牌；購買意愿；可感知質量

本文將影響消費者對自有品牌的購買意愿的因素確定為如下幾個方面：消費者心理特征、產(chǎn)品屬性、零售商形象、自有品牌感知質量、信息價值影響力、制造商影響力等。

1　研究假設

本文提出的理論模型如圖1。

消費者心理特征主要考慮消費者的品牌意識。產(chǎn)品屬性主要考慮兩方面：產(chǎn)品的可感知價格、產(chǎn)品的包裝。零售商形象主要考慮三方面：品牌形象、商店形象、產(chǎn)品形象定位。信息價值影響力主要考慮兩方面：零售商對于自有品牌產(chǎn)品信息的傳播程度、消費者信息搜尋意愿與強度。制造商影響力主要考慮如下方面：制造商品牌價值、產(chǎn)品設計能力、銷售渠道、廣告宣傳能力、打折促銷。最后考慮了消費者自身屬性(性別、年齡、教育程度、收入情況)等因素對各個潛變量的調節(jié)作用。

從模型的關系上可以看出,消費者心理特征、產(chǎn)品屬性、零售商形象、信息價值影響力、制造商影響力作為外因變量,自有品牌商品購買意愿作為內因變量,自有品牌可感知質量作為中介變量。

圖1　研究模型框架

品牌意識即消費者在購買決策過程中重視品牌的程度。國外零售商自有品牌產(chǎn)品范圍較廣,從低端、中端到高端均有所涉及。而中國多數(shù)零售商自有品牌商品定位于低端產(chǎn)品,并且價格較為便宜。因此在多數(shù)消費者心中形成了“價低質劣”的感知,形成了對零售商自有品牌不利的主觀印象。

消費者品牌意識決定了其對零售商自有品牌和制造商品牌的態(tài)度。品牌意識越強的顧客,更傾向于選擇具有高品牌知名度的產(chǎn)品,所以如果零售商之前樹立的形象是正向的,其所制造的自有品牌的產(chǎn)品則更容易被消費者接受;相反,品牌意識越弱的顧客,在購買產(chǎn)品時品牌因素對其購買的影響程度相對較小,即使零售商所經(jīng)營的自有品牌形象是正面的,也不會對此類消費者的購買選擇產(chǎn)生多大的影響。

據(jù)此,本文假設如下：

H1：消費者品牌意識與自有品牌商品可感知質量顯著相關。

產(chǎn)品屬性主要考慮兩方面：產(chǎn)品的可感知價格、產(chǎn)品的包裝。

表5顯示,制造商影響力和產(chǎn)品屬性之間不存在顯著相關;其余的,制造商影響力與零售商形象、品牌意識、信息價值影響力都具有顯著正相關,零售商形象和品牌意識、產(chǎn)品屬性都存在顯著正相關,品牌意識和產(chǎn)品屬性存在顯著正相關,信息價值影響力與品牌意識、產(chǎn)品屬性、零售商形象存在顯著正相關。

Richardson等人在1995年研究包裝等對自有品牌商品感知質量評估的影響的時候發(fā)現(xiàn),當自有品牌的商品被包裝成制造商品牌的產(chǎn)品,并呈現(xiàn)為制造商品牌的價格時,消費者對該自有品牌的感知質量評估就高;此外當制造商品牌被呈現(xiàn)為自有品牌時,消費者對其評價則大大降低。

由此可見,消費者對自有品牌的印象在很大程度上取決于自有品牌產(chǎn)品的包裝,而不是實際的質量。包裝對消費者感知自有商品的質量有著重要的作用。

因為本研究的量表一部分是借鑒以前學者研究使用的量表,一部分量表是自己設計,所以為了保證問卷設計的信度和效度,并探索本研究需要檢驗的有關假設,首先第一次發(fā)放問卷進行探索性研究分析。本次研究首先發(fā)放了150份問卷,回收137份。然后使用SPSS16.0軟件分析問卷的信度,通過分析結果調整問卷,并且使用SPSS16.0軟件進行探索性因素分析,明確各個因素間的大致關系,最后通過分析結果調整理論假設模型和假設關系。

人民代表大會制度是中國的根本政治制度，是黨的領導和人民意志相統(tǒng)一的根本制度安排。與“三權分立”制度不同，人民代表大會是中國唯一的國家權力機關，其他國家機構都由它產(chǎn)生并受其監(jiān)督。在人民代表大會制度下，只能由全國人大及其常委會行使憲法解釋權和憲法監(jiān)督權，而不可能由其他國家機關解釋憲法、審查國家法律的合憲性，這是由人民民主專政的國家體制和議行合一的人民代表大會制度的本質特征所決定的。

H2.1：自有品牌商品價格越高,消費者可感知質量就越高。

H2.2：包裝較好的自有品牌商品會提高消費者的感知質量。

H4.2：消費者信息搜尋強度/意愿與消費者對自有品牌商品的可感知質量之間顯著相關。

品牌價值對消費者是一種無形的影響,但是卻對消費者的感知質量及購買意愿產(chǎn)生極大的影響。如果消費者熟知此品牌,并對它有良好的評價,就會產(chǎn)生較高的可感知質量,并且更加愿意去購買。Dodds et at.(1991)也發(fā)現(xiàn)品牌名稱和可感知質量之間呈正相關關系。

Ruthe和Elaine發(fā)現(xiàn)商店形象能影響購買者的情緒,而這一情緒直接影響消費者在商店的消費金額、光顧次數(shù)和重復購買意愿。同時對商店積極的情緒將刺激消費者進行額外的購買。William和Jeen.Su的研究發(fā)現(xiàn)商店形象將影響消費者光顧商店的頻率。

對于零售商而言,商店形象不僅可以影響消費者對自有品牌商品的感知質量,同時也將最終影響消費者對產(chǎn)品的態(tài)度和購買意愿。

產(chǎn)品形象定位主要從產(chǎn)品市場定位來分析。關于自有品牌模仿制造商品牌的研究,部分學者提出零售商可以通過與制造商在外觀上的相似性,比如相似的包裝、標簽和顏色等,可以使消費者對感知到的自有品牌和制造商品牌之間的差異消除或模糊(Herstein,Gamliel,2006)。楊德峰和王新新(2008)研究發(fā)現(xiàn)零售商通過對制造商品牌在包裝上的模仿,可以提高消費者對自有品牌質量的感知。Loken 等(1986)提出,模仿制造商品牌能在一定程度上提高消費者對自有品牌質量的感知以及消費者的購買意愿,這是因為自有品牌與制造商品牌外在屬性的相似性會引起認知混亂,從而消費者對不同品牌的產(chǎn)品的差異會模糊。然而,馮玉芹(1999)提出：采用產(chǎn)品差別戰(zhàn)略,重點是要向市場提供獨特的產(chǎn)品,使用得當不僅可以降低目標市場對產(chǎn)品價格的敏感程度,有效抵消競爭對手的成本領先優(yōu)勢,而且若能在顧客心目中建立起更高的品牌信任感,還可為競爭者設置較高的市場進入障礙;目標市場戰(zhàn)略是指企業(yè)全力以赴地在某個范圍不大的市場上潛心經(jīng)營 。

據(jù)此,本文假設如下：

“且夫水之積也不厚，則其負大舟也無力。覆杯水于坳堂之上，則芥為之舟。置杯焉則膠，水淺而舟大也。風之積也不厚，則其負大翼也無力。故九萬里則風斯在下矣，而后乃今培風?！睂O思邈雙掌一轉，須發(fā)開張，在陣中長吟，顏真卿長筆橫掃，林白軒鐵鉤銀劃，蘇雨鸞琴聲變徵，王積薪掌力急吐，烏有先生與子虛道人左搖右擺，一時七絕陣內，急風飄雨，殺伐陣陣。

H3.1：消費者對自有品牌產(chǎn)品的品牌評價越高,可感知質量就越高。

H3.2：零售商的商店形象越好,消費者對自有品牌產(chǎn)品的感知質量越高。

3．1 SFT的理論基礎 近年來，精神病學理論普遍認為，父母及家庭對兒童行為問題的發(fā)生起關鍵作用，家庭對兒童青少年行為的社會化發(fā)展最具影響力。Rutte曾指出，兒童期行為問題是家庭沖突的產(chǎn)物。國外研究發(fā)現(xiàn)ADHD的發(fā)生、發(fā)展和結局均受家庭的一定影響［5－6］。

H3.3：消費者對自有品牌產(chǎn)品的品牌評價越高,購買意愿越高。

H3.4：零售商的商店形象越好,消費者對自有品牌產(chǎn)品的購買意愿越高。

信息價值影響力主要從兩方面進行考慮：消費者信息搜尋強度和意愿、零售商對自有品牌信息的傳播程度。

彭學兵及張范守(2013)研究了信息搜尋強度與信息搜尋意愿對自有品牌購買意愿的調節(jié)作用。并認為：信息搜尋意愿高的情況下,顧客感知質量價值與自有品牌購買意愿正相關關系、顧客感知品牌價值與自有品牌購買意愿正相關關系均高于信息搜尋意愿低的情況。信息搜尋意愿是消費者進行信息搜尋行為的前提,消費者若沒有信息搜尋意愿他就不太可能去搜尋信息。如果消費者認知到自己具有某種商品的需求,他就會產(chǎn)生對該種商品的信息搜尋意愿,這個時候消費者可能會獲得情感上的愉悅。因此,信息搜尋意愿高的時候,顧客感知質量價值與自有品牌購買意愿正相關關系、顧客感知品牌價值與自有品牌購買意愿正相關關系均高于信息搜尋意愿低的情況。

關于零售商對自有品牌信息的傳播程度這方面的研究較少,一些學者研究了貨位擺放的設置來增加自有品牌商品的曝露,從而增加消費者的購買意愿。一些學者從促銷的角度進行了研究,祁洪波的研究中對促銷與感知質量的關系做了研究,認為促銷能提高消費者對自有品牌的感知質量。

2.4 不同耕作方式對夏玉米農田土壤呼吸速率的影響 從表1可以看出，夏玉米整個生育期內，不同耕作方式下0～10 cm土層土壤呼吸速率均大于10～20 cm土層土壤呼吸速率，且不同耕作方式下10～20 cm土層無顯著差異(P>0.05)。

他不敢再朝塔內看，而是將視線偏轉到了天葬師的身上。此刻的天葬師靜靜地跪坐在地上，一動不動，仿佛已與地面的巖石融為了一體。但他的臉卻是動著的，青辰只能看到他的一小邊側臉，嘴巴張開著，下頜不停地顫抖，像一個絕望的病人。

據(jù)此,本文假設如下：

2.2.1調查問卷發(fā)放對象選擇

零售商形象主要考慮三方面：品牌形象、商店形象、產(chǎn)品形象定位。

H4.3：零售商對自有品牌信息的傳播程度越高,消費者對自有品牌商品的購買意愿越高。

H4.4：消費者信息搜尋強度/意愿與消費者對自有品牌商品的購買意愿之間顯著相關。

易益(2005)的研究中引入制造商品牌影響因素作為調節(jié)變量,選取兩個維度：制造商品牌數(shù)量和制造商品牌廣告與促銷力度。并得出結論：關于制造商品牌因素的調節(jié)作用,整體而言不明顯,只有品牌數(shù)目對感知的社會風險與零售商品牌購買意愿的關系有明顯的減弱作用。筆者認為針對于同一細分市場的制造商影響力較強時,會提升消費者對于零售商自有品牌的可感知質量;相反,如果與零售商類似的定位的制造商影響力不強時,容易降低消費者對于自有品牌商品的可感知質量。因為消費者在購買商品時,會自覺或是不自覺地進行比較,當消費者對自有品牌商品信息缺乏時,很容易通過相似定位的其他產(chǎn)品的信息進行判斷。除此之外,筆者認為消費者在購買商品時大部分會選擇性價比較高的商品,當制造商品牌商品性價比提升時,容易導致消費者降低對于自有品牌商品的購買意愿。

據(jù)此,本文假設如下：

H5.1：制造商品牌影響力越高,消費者對自有品牌商品的可感知質量越高。

H5.2：制造商品牌影響力越高,消費者對自有品牌商品的購買意愿越低。

消費者在選購產(chǎn)品時,產(chǎn)品感知質量的高低對購買意愿會產(chǎn)生影響,如果消費者覺得產(chǎn)品的質量無法接受,就會失去購買意愿。Monroe and Krishnan(1985)提出消費者的感知質量越高,消費者對產(chǎn)品的感知價值也就越高,高的感知價值將會帶來購買意愿的提高。因此,筆者認為自有品牌感知質量的高低與購買意愿之間存在著一定的相關關系。

假設訓練集輸入矩陣和輸出矩陣分別為X∈RN×M,Y∈RN×L。SVR算法是通過非線性映射φ將訓練數(shù)據(jù)映射到一個高維特征空間F，然后在F中進行線性回歸，這種非線性映射通過定義適當?shù)暮撕瘮?shù)k(xi,xj)=φ(xi)φ(xj)來實現(xiàn)，φ(x)為非線性函數(shù)。本次實驗采用徑向基核函數(shù)(Radial Basis Function， RBF)來實現(xiàn)。RBF核函數(shù)見式(3)[10]。

此外,雖然有相關的證據(jù)可以支持消費者感知風險、產(chǎn)品屬性以及零售商形象對自有品牌購買意愿的具有直接的影響作用假設,但筆者認為在缺乏積極的質量感知的情況下,這些因素是否能夠獨立驅使自有品牌購買意愿值得探討。

據(jù)此,本文假設如下：

H6：消費者對自有品牌可感知質量越高,購買意愿越高。

H7.1：感知質量中介品牌意識與自有品牌購買意愿之間的關系。

H7.2：感知質量中介產(chǎn)品屬性與自有品牌購買意愿之間的關系。

H7.3：感知質量中介零售商形象與自有品牌購買意愿之間的關系。

H7.4：感知質量中介信息價值影響力與自有品牌購買意愿之間的關系。

H7.5：感知質量中介制造商影響力與自有品牌購買意愿之間的關系。

2　研究設計

本研究的量表統(tǒng)一采用李克特5點制量表。本文設計了7個量表,分別為：消費者心理特征量表、零售商自有品牌產(chǎn)品屬性量表、自有品牌所屬零售商形象量表、信息價值對購買行為的影響力量表、制造商影響力量表、消費者對自有品牌感知質量量表、消費者對自有品牌購買意愿量表。

AW0工況下，輪對與空心軸間下間隙小，故此時應考察各沖擊工況的向下最大動撓度值；AW3工況下，輪對與空心軸間上間隙小，故應考察各沖擊工況的向上最大動撓度值。

H4.1：零售商對自有品牌信息的傳播程度越高,消費者對自有品牌商品感知質量越高。

問卷發(fā)放對象一部分為在校學生及工作人員,一部分為各大超市消費者。因為國內自有品牌普遍定位于低端產(chǎn)品,所以接受調查的對象收入大部分處于中、下消費水平。

根據(jù)多次實地踏勘與調研，供水線路選擇走淄川區(qū)羅村、走淄河灘地和走太河水庫總干渠等3個方案進行比較。各方案的主要優(yōu)缺點見表1。

2.2.2調研程序設計

(1)探索性研究

據(jù)此,本文假設如下：

(2)確認性研究

本文使用結構方程模型(structural equation modeling;簡稱SEM)來分析消費者對自有品牌購買意愿的影響因素。Moustaki et al.(2004)指出結構方程模型的分析又稱為潛在變量模型,在社會科學領域中主要用于分析觀察變量間彼此的復雜關系,潛在變量是個無法直接測量的概念,如動機、信念、滿足等,這些無法觀察到的構念可以借由一組觀察變量(指標)來加以測量。由于本文研究的消費者的購買意愿、可感知質量等變量無法直接觀測出,需要通過細分的測量指標間接得出,所以采用結構方程模型更適合挖掘出各潛變量直接的關系。

在探索性研究的基礎上,進行了大規(guī)模的正式調研,共發(fā)出問卷320份,回收問卷309份。然后使用AMOS17.0軟件構建結構方程模型,并通過采集的數(shù)據(jù)對模型進行了擬合;根據(jù)擬合結果對模型進行了修正使模型擬合指數(shù)達到相關要求;最后通過構建結構方程模型,對提出的研究假設進行了檢驗,并分析了背景變量(性別、年齡、教育水平、收入情況)對研究變量的調節(jié)作用。

隨著我們交往的深入，崔仁浩開始設計各式各樣的求婚——可能是我出身微寒的自卑心理作祟，我說，崔仁浩，你給我求婚99次吧，你能堅持到第99次我就義無反顧地嫁給你。

3　實證分析

3.3.1模型擬合指數(shù)

信度就是量表的可靠性或穩(wěn)定性,在態(tài)度量表法中常用的檢驗信度的方法是L.J. Cronbach所創(chuàng)的α系數(shù),其公式為：

（一）確定目標。學生按照各自的興趣愛好，4-6人組合成學習小組，并確定組長。在教師的指導下，確定學習目標。

本文采用學者吳明隆的判斷方法對量表的信度進行檢驗,如表1所示。

對對，小手術。是把一個叫黃酮體的東西摔破了。我也不太懂?，F(xiàn)在手術做完了，小涵正躺著呢。一切正常。小涵要我告訴你她沒事，要你不要緊張。一會去她爸爸家把孩子接回家，安頓好孩子以后，再到醫(yī)院來。

本問卷包括七個分量表,使用SPSS進行量表信度分析,結果如表2所示：

表1　內部一致性信度系數(shù)指標判斷原則

表2　量表信度分析結果

可以看出,七個量表的內部一致性信度系數(shù)指標均大于0.7,說明各量表的信度良好,能夠進行后續(xù)的研究。

根據(jù)前期信度分析的結果以及實際調研的需求,對問卷的問題進行修改后,重新發(fā)放了問卷。本次發(fā)放了320份問卷,回收了309份問卷。調查結果顯示了此次調查對象中背景變量(性別、年齡、教育水平、收入情況)的分布比例情況。其中女性略多于男性;調查對象的年齡段主要分布在18-24歲;調查對象的學歷主要分布在大專和大學;調查對象的月收入主要分布在小于3000元。調查對象對于零售商自有品牌選擇的重點主要集中在熟食、日用品、服飾鞋類、美容護膚產(chǎn)品,并且部分消費者對潛在五金類自有品牌商品的購買意愿較強。

使用Amos軟件進行建模與結果分析,圖2為結構模型,圖3為標準化模型路徑系數(shù)。

圖2　理論模型

圖3　標準化模型

客觀知識論認為知識普遍適用不同情境，秉持如此理念的教師培訓中，教師培訓者和參加培訓的中小學教師似乎都試圖通過培訓形成具有高度普適性的教育教學知識和技能，無論教師培訓中理論知識的傳播者還是一線教育經(jīng)驗的分享者，甚至參加培訓的教師們由于“客觀知識論”的思維慣習，對培訓內容的情境適應性缺乏足夠的重視和應對策略，最終導致教師在培訓中激動不已，培訓結束之后的知識應用與遷移卻遭遇碰壁尷尬，缺乏理解和對話的普適性知識在教師不同教育情境的復雜性、動態(tài)性面前碰壁，使培訓遷移效果極差。

牧民群眾在發(fā)展草原畜牧產(chǎn)業(yè)過程中依然沿用傳統(tǒng)養(yǎng)殖模式和養(yǎng)殖理念。采用放牧養(yǎng)殖模式開展動物養(yǎng)殖，每年放牧期近11個月，使草場嚴重過牧。根據(jù)不完全統(tǒng)計，烏拉特前旗規(guī)?；藴驶竽琉B(yǎng)殖存欄量不足10%，地區(qū)大多草食動物基本處于放養(yǎng)、散養(yǎng)狀態(tài)，標準化、集約化養(yǎng)殖僅占2%左右。

對于結構方程模型適配度的評價,參考吳明隆學者(2010)給出的評判指標與尺度。主要使用以下指標：

絕對擬合指數(shù)：χ2/DF(卡方自由度比)、GFI(適配度指數(shù))、RMSEA(漸進殘差均方和平方根);相對擬合指數(shù)：NFI(規(guī)則適配指數(shù))、IFI(增值適配指數(shù))、CFI(比較適配指數(shù));簡約擬合指數(shù)：PNFI(簡約調整后的規(guī)準適配指數(shù))、PGFI(簡約適配度指數(shù))。

從表3可以看出,所有指標達到模型擬合所要求的參考值,因此可以認為,本文的結構方程模型擬合效果甚佳。

表3　模型擬合指數(shù)

3.3.2模型標準化系數(shù)

所有的潛變量測量指標標準化路徑系數(shù)都大于0.55,且多數(shù)大于0.6,這都說明各個測量指標可以較好地反映潛變量。

表4　標準化參數(shù)檢驗

從表4可以看出：產(chǎn)品屬性對可感知質量具有顯著正向預測作用,零售商形象、信息價值影響力、可感知質量對購買意愿具有顯著正向預測作用;而制造商影響力對購買意愿具有顯著負向預測作用。

表5　變量間的相關關系檢驗

William B.Dodds,Kent B.Monroe和Dhruv Grewal.在研究中發(fā)現(xiàn)在價格與消費者可感知質量之間存在正的線性相關關系,但是結果并不支持價格與購買意愿之間存在線性趨勢,而是發(fā)現(xiàn)當價格從較低的水平上升到較高的水平的過程中,消費者的可感知價值會先上升然后下降,價格與購買意愿之間存在同樣的情況,且價格與購買意愿之間存在的負相關關系是顯著的。

表6　相關系數(shù)

表6顯示了各個變量間的相關關系,品牌意識和制造商影響力之間的相關系數(shù)為0.811,表明高度相關。產(chǎn)品屬性與信息價值影響力之間的相關系數(shù)為0.699,表明兩者相關度較高。其次,相關關系次之的是如下變量：零售商形象和制造商影響力之間的相關系數(shù)為0.563;零售商形象和品牌意識之間的相關系數(shù)為0.513;零售商形象和產(chǎn)品屬性的相關系數(shù)為0.500;零售商形象和信息影響價值之間的相關系數(shù)為0.481。

主要分析原始背景變量(性別、年齡、教育水平、收入)對潛變量的調節(jié)作用。本打算針對性別這樣的二分變量采用獨立樣本T檢驗,針對年齡、教育水平、收入這樣的類別變量采用方差分析。但使用SPSS軟件進行方差分析時,若采用HSD法或N-K檢驗法,通常適用于各組人數(shù)相等的多重比較或是當各組人數(shù)差距不太大時的比較。本研究收集的數(shù)據(jù)情況不符合這樣的要求,所以采用這樣的分析方法會出現(xiàn)：雖然整體檢驗的F值達到顯著,但多重比較摘要表中未發(fā)現(xiàn)有任何兩組的平均數(shù)間有顯著差異的情況。

據(jù)此,本研究使用SPSS16.0進行多元回歸分析。在多元回歸分析中,自變量應為計量變量,如果自變量為間斷變量,在投入回歸模型時應先轉化為虛擬變量。綜上,針對背景變量性別、年齡、教育水平、收入情況建立如下虛擬變量：男-女、18歲以下-(45-54)歲、(18-24)-(45-54)歲、(25-34)-(45-54)歲、(35-44)-(45-54)歲、初中及以下-研究生及以上、高中/中專/職高技校-研究生及以上、大專/大學-研究生及以上、1000元以下-6000元及以上、(1000-3000)元-6000元及以上、(3000-6000)元-6000元及以上。

背景變量對消費者心理特征(品牌意識)的調節(jié)作用：回歸模型變異量顯著性檢驗的F值為1.821、顯著性檢驗的p值為0.05,表示回歸模型整體解釋變異量沒有達到顯著水平。說明背景變量對品牌意識的影響不顯著。

背景變量對可感知質量的調節(jié)作用：回歸模型變異量顯著性檢驗的F值為2.129、顯著性檢驗的p值為0.018,小于0.05的顯著水平,表示回歸模型整體解釋變異量達到顯著水平?？梢钥吹?達到顯著性水平的調節(jié)因素主要集中在消費者的月收入情況上?！?000元以下-6000元及以上”虛擬變量的標準化回歸系數(shù)為0.306＞0,說明與月收入6000元及以上的消費者相比,1000元以下的消費者對自有品牌的感知質量較高?！?3000-6000)元-6000元及以上”虛擬變量的標準化回歸系數(shù)為0.313＞0,說明與月收入6000元及以上的消費者相比,3000-6000元的消費者對自有品牌的感知質量較高。

背景變量對購買意愿的調節(jié)作用：回歸模型變異量顯著性檢驗的F值為2.405、顯著性檢驗的p值為0.007,小于0.05的顯著水平,表示回歸模型整體解釋變異量達到顯著水平?？梢钥吹?達到顯著性水平的調節(jié)因素主要集中在消費者的月收入情況上。“(1000-3000)元-6000元及以上”虛擬變量的標準化回歸系數(shù)為0.391＞0,說明與月收入6000元及以上的消費者相比,1000-3000元的消費者對自有品牌的購買意愿更高。“(3000-6000)元-6000元及以上”虛擬變量的標準化回歸系數(shù)為0.350＞0,說明與月收入6000元及以上的消費者相比,3000-6000元的消費者對自有品牌的購買意愿更高。

背景變量對產(chǎn)品屬性的調節(jié)作用：回歸模型變異量顯著性檢驗的F值為2.150、顯著性檢驗的p值為0.017,小于0.05的顯著水平,表示回歸模型整體解釋變異量達到顯著水平?？梢钥吹?達到顯著性水平的調節(jié)因素主要集中在消費者的教育水平和月收入情況上。“高中/中專/職高技校-研究生及以上”虛擬變量的標準化回歸系數(shù)為0.205＞0,說明與研究生相比,高中/中專/職高技校教育水平的消費者對于產(chǎn)品屬性的評分較高。“(3000-6000)元-6000元及以上”虛擬變量的標準化回歸系數(shù)為0.259＞0,說明收入為6000元及以上的消費者相比,收入為3000-6000元的消費者對于產(chǎn)品屬性的評分較高。

背景變量對制造商影響力的調節(jié)作用：回歸模型變異量顯著性檢驗的F值為1.283、顯著性檢驗的p值為0.233,大于0.05的顯著水平,表示回歸模型整體解釋變異量沒有達到顯著水平。說明背景變量對制造商影響力感知的影響不顯著。

背景變量對信息價值影響力的調節(jié)作用：回歸模型變異量顯著性檢驗的F值為2.430、顯著性檢驗的p值為0.007,小于0.05的顯著水平,表示回歸模型整體解釋變異量達到顯著水平?？梢钥吹?達到顯著性水平的調節(jié)因素主要集中在消費者的性別情況上?！澳?女”虛擬變量的標準化回歸系數(shù)為-0.119＜0,說明相比于女性,男性對于信息價值影響力的評分較低。

背景變量對零售商形象的調節(jié)作用：回歸模型變異量顯著性檢驗的F值為0.743、顯著性檢驗的p值為0.697,大于0.05的顯著水平,表示回歸模型整體解釋變異量沒有達到顯著水平。說明背景變量對零售商形象感知的影響不顯著。

4　研究結論與管理意義

4.1.1假設檢驗結果

根據(jù)調整后的模型使用AMOS分析后的結果整理后如圖4所示,為了簡化模型突出重點信息,圖中只標識了假設檢驗成立的相關變量的路徑系數(shù),表7匯總了假設檢驗的結果。

4.1.2結構方程模型結果

在前一章節(jié)中已經(jīng)通過模型擬合的結果對本文提出的假設進行了分析,本章節(jié)首先根據(jù)模型計算結果給出購買意愿的結構方程：可感知質量=0.679×產(chǎn)品屬性 (1-1)購買意愿=0.172×零售商形象+0.504×產(chǎn)品屬性+0.218×信息價值影響力-0.390×制造商影響力(1-2)零售商形象=0.843×品牌形象+0.771×商店形象(1-3)自有品牌產(chǎn)品屬性= 0.809×價格水平+0.664×產(chǎn)品包裝(1-4)信息價值影響力=0.790×信息傳播程度+0.731×信息搜尋行為和意愿(1-5)制造商影響力=0.717×品牌價值+0.775×銷售渠道+0.556×推新能力+0.663×宣傳能力+0.603×促銷能力(1-6)

從式(1-2)中可以看出對零售商自有品牌購買意愿影響因素的大小分別為：產(chǎn)品屬性(0.504)、制造商影響力(-0.390)、信息價值影響力(0.218)、零售商形象(0.172)。從式(1-3)-(1-6)中可以看出零售商形象由品牌形象(0.843)和商店形象(0.771)兩方面構成;產(chǎn)品屬性由價格水平(0.809)和產(chǎn)品包裝(0.664)兩方面構成;信息價值影響力由信息傳播程度(0.79)和信息搜尋強度和意愿 (0.731) 兩方面構成;制造商影響力由品牌價值(0.717)、銷售渠道(0.775)、推新能力(0.556)、宣傳能力(0.663)、促銷能力(0.603)構成。

圖4　標準化簡化模型

表7　假設檢驗結果

4.1.3潛變量間交互關系分析結果

接下來根據(jù)數(shù)據(jù)分析結果進行定性化分析,分析各個潛變量之間的相關關系,以及從這些相關關系入手,進一步找到提升消費者對于零售商自有品牌商品購買意愿的切入點。

(1)消費者心理特征(品牌意識)角度

背景變量(性別、年齡、收入、教育水平)對于消費者品牌意識的調節(jié)作用均未達到顯著,說明大多數(shù)自有品牌涉及細分市場同質化品牌很多,消費者對于零售商自有品牌沒有特別的偏好,沒有形成品牌忠誠度。

從分析結果來看,雖然消費者的品牌意識對消費者對于自有品牌商品的購買意愿沒有直接的作用,但是可以看到品牌意識與制造商影響力之間有高度相關關系,從而通過制造商影響力這個變量傳遞對消費者購買意愿的影響。這表明,如果自有品牌與同類制造商品牌競爭時,制造商品牌價值較強時會顯著降低消費者對于自有品牌商品的購買意愿。這就說明為什么超市和肯德基的雞腿價格差不多時,我們卻更有可能去肯德基購買,說明品牌價值是一種無形的競爭力決定著消費者的購買行為。

此外,通過分析看到消費者的品牌意識與零售商形象之間也有很強的相關關系,說明消費者對于零售商形象的判斷會依據(jù)以往對該品牌的感知作出評價。

(2)產(chǎn)品屬性角度

背景變量(性別、年齡、收入、教育水平)對于產(chǎn)品屬性的調節(jié)作用有一部分達到顯著。與研究生相比,高中/中專/職高技校教育水平的消費者對于產(chǎn)品屬性的評分較高;與月收入為6000元及以上的消費者相比,月收入為3000-6000元的消費者對于產(chǎn)品屬性的評分較高。這里說明部分收入高或是受教育水平高的消費者的價格敏感程度較低,而部分收入較低或是受教育程度較低的消費者價格敏感程度較高,所以這些價格敏感程度較高的消費者對于自有品牌商品評價較高的原因之一就是自有品牌商品普遍價格較低,所以會吸引這類消費者發(fā)生購買行為。

從分析結果來看,自有品牌產(chǎn)品屬性變量通過可感知質量這個中介變量間接對消費者對于自有品牌購買意愿產(chǎn)生正向影響。說明僅僅商品價格低或是包裝好并不能實質性地激發(fā)消費者的購買意愿,當消費者真正感覺到購買該產(chǎn)品有用時才會發(fā)生購買行為。

此外,通過分析看到產(chǎn)品屬性與信息價值影響力有很強的相關關系,說明在信息化時代,消費者對于產(chǎn)品信息的接觸程度會直接作用于消費者對產(chǎn)品直接的評價過程中。通過分析看到產(chǎn)品屬性與零售商形象之間也有很強的相關關系,說明消費者對于零售商自有品牌的產(chǎn)品的評價也會依賴于零售商形象,其中一大部分是依賴于商店形象,消費者會根據(jù)自己的購物環(huán)境和接受到的服務質量來評價產(chǎn)品。

(3)零售商形象角度

背景變量(性別、年齡、收入、教育水平)對于零售商形象的調節(jié)作用均未達到顯著,說明大多數(shù)現(xiàn)有零售商同質化現(xiàn)象嚴重,很難形成自己的品牌特色,消費者沒有形成對特定零售商的忠誠度。

從分析結果來看,零售商形象對于自有品牌購買意愿產(chǎn)生正向影響。說明零售商形象的提升會直接激發(fā)消費者的購買意愿。

此外,通過分析零售商形象與信息價值影響力有很強的相關關系,說明在信息化時代,消費者對于產(chǎn)品信息的接觸程度會直接作用于消費者對零售商形象直接的評價過程中。通過分析看到制造商影響力與零售商形象之間也有很強的相關關系,說明制造商在零售商店內進行的一系列營銷活動在一定程度上能增加消費者對于該零售形象的評價,表明制造商與零售商之間的關系并不是單純的競爭關系,會有間接的合作關系。

(4)可感知質量角度

背景變量(性別、年齡、收入、教育水平)對于可感知質量的調節(jié)作用有一部分達到顯著。與月收入6000元及以上的消費者相比,1000元以下的消費者對自有品牌的感知質量較高;與月收入6000元及以上的消費者相比,3000-6000元的消費者對自有品牌的感知質量較高。說明現(xiàn)有市場零售商自有品牌產(chǎn)品主打低價低端產(chǎn)品,技術含量較低并且價格較低,所以對于收入較低的消費者來說感知到的自有品牌商品的質量較高。

從分析結果來看,可感知質量變量是直接正向影響購買意愿最主要的因素,說明大部分消費者是否發(fā)生購買行為絕大部分依賴于消費者對于產(chǎn)品質量的感知。如前所述,產(chǎn)品屬性是影響消費者可感知質量的重要因素,所以提升消費者對于自有品牌商品的可感知質量,還需要從提升自有品牌產(chǎn)品本身入手。

(5)制造商影響力角度

背景變量(性別、年齡、收入、教育水平)對于制造商影響力的調節(jié)作用均未達到顯著,說明相對于零售商自有品牌來說,消費者對于同品類制造商品牌產(chǎn)品評價較高。

從分析結果來看,制造商影響力對購買意愿產(chǎn)生負向影響,體現(xiàn)出制造商品牌與零售商品牌之間的競爭關系。

(6)信息價值影響力角度

背景變量(性別、年齡、收入、教育水平)對于可感知質量的調節(jié)作用有一部分達到顯著。相比于女性,男性對于信息價值影響力的評分較低。說明自有品牌信息傳播對于女性的影響力較高。

從分析結果來看,信息價值影響力對購買意愿產(chǎn)生正向影響。所以說明消費者對于自有品牌產(chǎn)品信息的接觸程度及搜尋意愿會很大程度上激發(fā)消費者的購買意愿。

零售商發(fā)展自有品牌策略雖然給零售企業(yè)帶來新的機遇,但同樣也出現(xiàn)了不少問題。就現(xiàn)有發(fā)展形勢來看筆者認為零售商必須要認識到：發(fā)展自有品牌產(chǎn)品的終極目標是消費者需求的滿足,而在提供消費者滿意的產(chǎn)品的過程中需要零售商和制造商以及供應鏈相關企業(yè)的共同努力。零售商所要提升的不只局限于自有品牌產(chǎn)品本身,而是要注重生產(chǎn)加工、流通銷售等全過程的提升。據(jù)此筆者針對我國的零售商企業(yè)發(fā)展自有品牌商品提出以下幾點建議：

4.2.1加強品牌管理

零售商自有品牌策略主要有以下兩種類型：硬品牌與軟品牌。硬品牌就是零售商自有品牌取代原制造商品牌,如家樂福的“Harmonie”系列。軟品牌是指保留原制造商品牌,但輔以零售商的自有品牌,如家樂福的“棒”系列,還有產(chǎn)品商標明“家樂福監(jiān)制”等方式。在零售商自有品牌知名度較低、以低價占領市場的今天,鑒于零售商自身品牌影響力的軟肋,可以考慮采用軟品牌戰(zhàn)略,通過知名制造商品牌的影響力來提升自有品牌商品的影響力。

4.2.2加強自有品牌產(chǎn)品的研發(fā)設計,形成差異化經(jīng)營特色

零售商要開發(fā)有特色的自有品牌商品,而不是盲目跟風,生產(chǎn)大量和現(xiàn)有制造商商品類似的產(chǎn)品。從數(shù)據(jù)分析結果看出消費者對自有品牌商品的忠誠度較低,其中最重要的原因在于大部分的自有品牌商品是“復制品”,所以僅靠低價優(yōu)勢的“復制品”短期內可能會獲取消費者的購買意愿,但如果市場上出現(xiàn)價格更低的“復制品”,這種脆弱的消費者關系可能立即瓦解,所以筆者認為發(fā)展自有品牌商品的一個重要方向是要形成消費者的忠誠度。屈臣氏自有品牌成功的一個重要原因就是差異化戰(zhàn)略,產(chǎn)品設計從消費者生活需求出發(fā),研發(fā)與眾不同的商品去滿足消費者日常生活中的點滴需求,從而提升消費者的忠誠度。例如,初期屈臣氏研發(fā)了一種防止女性穿高跟鞋磨腳的襯墊,一經(jīng)上市便大獲好評,從而屈臣氏這個品牌成了許多女性心目中的首選品牌。

趙琳英(2012)研究的結果顯示：零售商引入溢價自有品牌會提高常規(guī)自有品牌的感知質量,而引入廉價自有品牌會降低常規(guī)自有品牌的感知質量。零售商較制造商的一個優(yōu)勢在于,可以和消費者直接接觸,直接獲取消費者的需求信息,所以可以較快地開發(fā)出迎合市場需求的自有品牌產(chǎn)品,而這樣的產(chǎn)品由于是根據(jù)消費者的需求定制開發(fā)的,所以消費者愿意為這樣的產(chǎn)品支付更高的價格。筆者認為開發(fā)溢價自有品牌可以提升零售商品牌形象,從而吸引消費者注意力的同時提高消費者對其質量的感知。所以,零售商應該利用自己渠道優(yōu)勢開發(fā)迎合消費者需求的溢價自有品牌。

4.2.3提升自有品牌產(chǎn)品信息傳播程度

在發(fā)展自有品牌時要提升營銷水平,加強產(chǎn)品宣傳。因為相對于制造商品牌來說,零售商自有品牌的銷售渠道本來就很有限,只能在自己所屬的零售商店進行銷售,并且較少零售商會對自有品牌產(chǎn)品進行廣告投放,導致大部分消費者對自有品牌了解程度不夠,從而影響消費者的購買意愿。

除此之外,零售商對自有品牌信息的傳播程度不只局限于廣告宣傳或是促銷等方式。筆者認為提升自有品牌產(chǎn)品信息傳播程度就是引發(fā)消費者的更多關注,例如,廣告宣傳、微博營銷、郵箱營銷、超市里自有品牌的黃金陳列位置、在不同位置重復擺放自有品牌產(chǎn)品等。例如屈臣氏推銷新的自有產(chǎn)品的方法,原本是一張關于購物習慣的調查問卷,但在七十個問題中,竟有將近十個問題涉及它新面世的自有商品,而且問題直接明確,諸如“你聽說過屈臣氏某某系列嗎?”如果你選擇否,它會提示你點擊鏈接進行詳細了解。

4.2.4從博弈的角度去處理與制造商的關系

零售商不應該為了發(fā)展自有品牌產(chǎn)品而限制知名制造商產(chǎn)品的銷售,這樣會對零售商產(chǎn)生負面的影響,在零售商自身影響力不足時,可以借助制造商產(chǎn)品的影響力提升自己的形象。制造商與零售商之間是一種競合的關系,零售商依靠制造商的品牌價值提升自己的品牌形象,但是反過來當制造商品牌影響力較高時會抑制消費者對零售商自有品牌的購買意愿,這中間是博弈的關系,不少學者已經(jīng)從定量的角度分析了制造商與零售商之間的競爭博弈關系,筆者認為合理的定價策略、品牌策略、渠道競爭結構是緩解這種沖突時可以考慮的方法。

4.2.5提升購物環(huán)境和購物體驗

首先要改善店內裝修、貨物擺放、貨架布局等,為消費者購物營造良好的氛圍。其次要提升整體服務水平,不僅是提升消費過程中的服務質量水平,更要包括全過程服務質量的提升,通過優(yōu)質的服務質量對自有品牌商品形成正向的評價,所以應該加強對服務人員的培訓、制定并執(zhí)行讓消費者放心購物的保證退款制度、提升售后服務質量等。

4.2.6提升產(chǎn)品品質,提升消費者對自有品牌產(chǎn)品的可感知質量

分析結果說明僅通過商品價格高低或是包裝好壞并不能實質性地激發(fā)消費者的購買意愿,當消費者真正感覺到購買該產(chǎn)品有用時才會發(fā)生購買行為。所以自有品牌產(chǎn)品屬性變量通過可感知質量這個中介變量間接對消費者對于自有品牌購買意愿產(chǎn)生正向影響。要想實質性地提升消費者的購買意愿還要全面地提升消費者的可感知質量,首先就是要提升產(chǎn)品的質量,產(chǎn)品質量才是品牌成功的關鍵。其次從上述所討論過的幾個方面入手,通過品牌管理、產(chǎn)品設計、自有品牌產(chǎn)品信息傳播程度、購物環(huán)境等提升消費者對自有品牌產(chǎn)品的可感知質量。

5　研究中的不足

在理論分析和實證研究中,本文力求科學嚴謹,但由于多種因素的限制使本文的研究存在以下局限和不足：

關于結構方程模型構建中樣本數(shù)量應該是多少的問題,學術界一直沒有統(tǒng)一的結論。本文借鑒Rigdon(2005)的建議,雖然樣本容量達到其要求,但針對SEM適用于大樣本的統(tǒng)計分析的要求,認為本研究的樣本數(shù)量對模型的解釋力有待提高。

在前期問卷信度校驗部分,經(jīng)過分析發(fā)現(xiàn)大多數(shù)消費者購買的自有品牌商品集中在文具、熟食、日用品、美容護膚產(chǎn)品、零食這類價格不高的產(chǎn)品,所以消費者可感知風險對于自有品牌可感知質量的解釋能力較弱。為了提高問卷的信度刪除有關消費者可感知風險的這部分題項。當研究的自有品牌產(chǎn)品品類發(fā)生變化,研究的結論可能會發(fā)生變化。

影響消費者對零售商自有品牌購買意愿的因素除消費者心理特征、自有品牌產(chǎn)品屬性、零售商形象、信息價值影響力、制造商影響力、自有品牌產(chǎn)品可感知質量外還有很多,本文未能探究。并且本研究中,把國內的零售商店作為一個整體進行分析,而沒有將國外連鎖零售商店和本土零售商店做比較分析。因此,從這兩個方面進一步探討影響自有品牌購買意愿的因素,更利于本土零售商店自有品牌商品的發(fā)展。

本文對于特定的產(chǎn)品或分類沒有進行深入探討。本研究沒有按照自有品牌的品類進行分類分析,而是從整體上研究消費者心理特征、自有品牌產(chǎn)品屬性、零售商形象、信息價值影響力、制造商影響力、自有品牌產(chǎn)品可感知質量對自有品牌購買意愿的影響,研究結論難免有所缺憾。

按照通常情況理解,價格高應該提升消費者的可感知質量,并降低消費者的購買意愿,但本研究結果表明雖然價格對可感知質量產(chǎn)生正向影響,但價格對購買意愿的影響卻不顯著,筆者認為一部分原因在于現(xiàn)在中國市場的自有品牌產(chǎn)品大多數(shù)是低價策略,導致消費者對這類低價自有品牌產(chǎn)品的價格已經(jīng)變得不敏感。但是具體價格和購買意愿之間的關系還需要近一步分析。

[1] 記者 婁月,崇曉萌.中國自有品牌銷售低于亞洲均線[N].北京商報,2012-10-11004.

[2] 李飛,程丹.西方零售商自有品牌理論研究綜述[J].北京工商大學學報(社會科學版),2006,01：1-5.

[3] 歐洲零售行業(yè)協(xié)會.零售業(yè)態(tài)研究,1978,(1)：5-8.

[4] 徐禮飛. 我國超市自有品牌的消費者心理實證研究[D].山東大學碩士學位論文,2007.

[5] 朱瑞庭.零售商自有品牌的功能和市場定位[J].北京工商大學學報(社會科學版),2004,02：38-43.

[6] 裴獅.制造商品牌應對零售商自有品牌競爭策略研究[D].西南石油學院碩士學位論文,2006.

[7] 石飛.歐洲零售商自有品牌研究綜述[J].企業(yè)活力,2006,2.

[8] 馬果.英國零售商自有品牌現(xiàn)象及其借鑒意義[J].重慶大學學報,2001,1.

[9] 王衛(wèi)紅.零售商如何創(chuàng)建自有品牌[J].商訊商業(yè)經(jīng)濟文薈, 2004,02：53-561.

[10] 王新新.我國零售商應積極發(fā)展自有品牌[J].企業(yè)研究, 2003,5.

[11] 尤季仙,高韌.關于加快我國零售商自有品牌建設的思考[J].經(jīng)濟前沿,2005,08：58-60.

[12] 胡洪力.淺析零售商自有品牌建設的必要條件[J].商業(yè)時代, 2006,01：10-11.

[13] 張同慧.我國大型零售企業(yè)自有品牌發(fā)展戰(zhàn)略研究[D].山東大學,2009.

[14] 李海廷.零售商創(chuàng)建自有品牌的發(fā)展策略[J].商業(yè)時代, 2004,(24)：10-11.

[15] 王培才.零售商培養(yǎng)自有品牌的營銷策略[J].商業(yè)時代, 2004,(21)：5-13.

[16] 王宗琳.高雄市咖啡連鎖店商店印象與消費者購買行為關系之研究[D].碩士論文. 高雄：臺灣中山大學,2003.

[17] 董潔,張德鵬.零售企業(yè)自有品牌的影響因素分析[J].商場現(xiàn)代化,2005,(10)IP76.77.

[18] 羅力挺.零售企業(yè)自有品牌創(chuàng)建的研究(碩士學位論文)[D].廣州：廣東工業(yè)大學,2004.

[19] [日]野口智雄.價格破壞時代的自營品牌策略[M].劉玫芬譯,經(jīng)貿部國際貿易局,1996,80.

[20] 朱瑞庭.國外零售商自有品牌研究綜述[J].商業(yè)經(jīng)濟文薈, 2004,(5)：8-11.

[21] 洪紹蕓.消費者特性、產(chǎn)品類別與購買商店品牌產(chǎn)品關系之研究(碩士學位論文)[D].臺灣：臺灣逢甲大學,2000.

[22] 易益.感知風險與自有品牌購買之關系研究[D].武漢：武漢大學,2005.

[23] 馮建英,穆維松,傅澤田. 消費者的購買意向研究綜述[J].現(xiàn)代管理科學,2006,(11)：7-9.

[24] 王波.基于線索利用理論和感知價值的購買意向研究[D].碩士學位論文,浙江大學,2008.

[25] 彭學兵,張范守.顧客感知價值與超市自有品牌購買意愿關系研究[J].經(jīng)濟論壇,2013,05：144-146.

[26] 躍祥.簡論品牌意識的研究[J].中國青年政治學院學報, 2006,6：98-101.

[27] 李偉.消費者品牌敏感影響因素的實證分析[D].重慶大學碩士學位論文,2006.

[28] 王霞,趙平,王高,劉佳.中國消費者價格容忍度的特點[J].心理學報,2004,(3).

[29] 趙琳英.多層次自有品牌模式下自有品牌定位對消費者購買意愿的影響[D].南京財經(jīng)大學,2013.

[30] 江明華,郭磊.商店形象與自有品牌感知質量的實證研究[J].經(jīng)濟科學,2003,04：119-128.

Empirical Study on the Factors Influencing Purchase Intention of Retailer Private Brand

Huo JiazhenMa Xiaoyi

This paper analyzed the influences of five following latent variables on purchase intention for the private brand products, such as the psychological characteristics of consumers, the attributes of private brand products, retailer image, the influence of information value, and the influence of manufacturers. It tested adjustment function of the private brand products’ perceived quality as intermediary variable. Through empirical study we know that consumers’ perceived quality for private brand products has the decisive influence on purchase intention for private brand products.The variable of private brand products’ attributes, the intervening variable, produces a positive impact indirectly on purchase intention through the perceived quality; The influence of manufacturers has a negative impact on purchase intention for private brand products; Consumers’ brand awareness has no direct effect on the purchase intention for private brand products. However combined with the high correlation with manufacturers’influence, consumers’ brand awareness has an indirect impact on purchase intention.

retailer private brand; purchase intention; perceived quality

F274

A

國家自然科學基金資助項目(71532015)。

霍佳震,同濟大學經(jīng)濟與管理學院教授;馬曉義,同濟大學經(jīng)濟與管理學院 研究生。