施建魁

(江西農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院， 南昌 330045)

作為“中國茶之鄉(xiāng)”的江西省景德鎮(zhèn)市浮梁縣，生態(tài)條件和地理優(yōu)勢得天獨厚，森林覆蓋率達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。消費升級必將有力推動產(chǎn)業(yè)升級，茶葉消費者的積極購買行為對助推茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有重要作用。而購買行為受到諸多因素影響，如何找尋“浮梁茶”品牌信任的關鍵性影響因素，并探求各影響因素之間相互作用關系，并對癥下藥，對于進一步推廣“浮梁茶”消費以促進浮梁茶產(chǎn)業(yè)振興具有重要時代價值和積極意義。

學者們從不同角度研究了茶葉消費者購買行為影響因素。張菊香等[1]認為茶葉消費者購買行為是指消費者根據(jù)個人需要，在經(jīng)濟條件許可的情形下購買茶葉產(chǎn)品的行為。姜友雪[2]通過調(diào)查統(tǒng)計表明，茶葉消費支出與消費者的年凈收入、家庭人口數(shù)量和習慣喝茶的年齡等均成正相關性，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，發(fā)掘了人們最關心的企業(yè)種類、質(zhì)量、社會經(jīng)濟意義，以及保健作用。劉青云[4]對中國茶的消費狀況進行了研究，結(jié)果表明消費者所受教育程度、收入情況、性別差異、年齡因素，均對中國茶的消費情況有顯著影響。張香蘭[5]研究表明，茶葉消費者購買行為是一個持續(xù)過程，指出除了可觀測到的具體行為之外，還包括無法觀測到的心理話動。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的最主要原因。陳治達[7]則認為茶葉消費主要受個人影響、心理因素、人口特征、社會因素等因素的影響。毛閆請[8]認為專家建議和明星效應能夠促使消費者產(chǎn)生購買茶葉等綠色農(nóng)產(chǎn)品的行為。無論從哪個角度，其研究結(jié)果可歸納為：①社會個體的人口學特點，對茶葉消費產(chǎn)生了一定程度的影響；②茶葉口感、品質(zhì)和品牌是茶葉消費的重要因素；③親朋好友在一定程度上對消費者購買茶葉造成影響；④茶葉消費者購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，對于人們更好地掌握茶葉消費意愿產(chǎn)生影響原因分析具有相當重要的參考意義。然而可以看到，目前國內(nèi)外對茶葉消費群體現(xiàn)象的研究較多地聚焦于個體特征與產(chǎn)品質(zhì)量關系上，并沒有把購買行為與品牌信任、消費認知等放在同一種框架體系中探究三者間的相互關聯(lián)，僅片面地分析購買行為的影響因素，致使無法發(fā)現(xiàn)購買行為發(fā)生的中介因素以及根本原因，而按照計劃行為理論，活動產(chǎn)生過程往往依賴主體的認知程度，而主體的消費認知又是消費意愿形成的重要因素，二者將形成合力共同影響茶葉消費者購買行為，因此，亟待通過引入消費認知、消費意愿來探究茶葉消費者購買行為的影響因素。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，以茶葉消費者為研究對象，基于計劃行為理論和KAP理論，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)實證研究品牌信任、消費認知與購買行為三者之間相互作用關系，據(jù)此給出針對性的對策建議，以期為政府職能部門制定促進茶產(chǎn)業(yè)消費的政策提供理論支撐和實踐指導。

1 理論分析、研究假設與框架建立

1.1 理論分析

根據(jù)研究目標與研究內(nèi)容，計劃行為理論與“知-信-行”(KAP)理論相契合。計劃行為理論(TPB)由Icek Ajzen創(chuàng)立，TPB模型指出行為規(guī)范、行動意識、信任活動三者共同控制意愿，其中行動意志對主體行動可能造成干擾，另外，活動信任也可能會對主體行動造成干擾[9]。“知-信-行”(KAP)理論表明主體行為變化取決于初步認知、形成信心和產(chǎn)生行動3個逐步遞進的步驟流程，其中，行為變化的關鍵是信心建立和態(tài)度改變，而態(tài)度改變和信心建立需要以獲得認識、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)閯恿?，以獲得認知、產(chǎn)生信任為基礎[10]。

1.2 研究假設

根據(jù)計劃行為理論，品牌信任控制指個體考慮自身的經(jīng)歷去施行某特定行為的容易程度。在茶葉購買過程中，消費者的知覺行為控制是對自身是否具有能力、渠道等資源購買品牌茶葉的主觀判斷，當消費者感知自己對該茶葉信任程度較高時，其對該產(chǎn)品的認知程度也會增加[11]。基于此，提出研究假說H1：茶葉消費者品牌信任對消費認知具有正向影響。

信任是指個體對購買茶葉的了解程度，積極的態(tài)度將促進購買行為發(fā)生的可能性，反之，行為態(tài)度變?nèi)?，則行為意向也就變?nèi)酢cKnight等[12]指出信任以認知為基礎。Lewis等[13]認為信任的基礎是認知。張波[14]在計劃行為理論視角下，研究了網(wǎng)紅茶飲產(chǎn)品廣告對消費者接受意向的作用，結(jié)果表明計劃行為方式對消費意向具有重要的正向作用?；诖?，給出研究假設H2：茶葉消費者品牌信任對茶葉消費意愿具有正向影響。

Rogers[15]的保護動機理論、Ajzen[16]的計劃行動論、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人的自由意志對行動具有正面作用，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，信任對消費意愿具有顯著的正向影響。消費意愿即消費者愿意購買茶葉的概率程度，消費者對茶葉產(chǎn)品的選擇意向越低，產(chǎn)生實際購物行為的可能性也越少。侯大為等[21]在研究消費者飲茶行為中家庭環(huán)境的影響機制時，提出家庭購物意愿正向影響購物行為?；诖?，提出研究假設H3：茶葉消費者消費意愿對茶葉消費者購買行為具有正向影響。

主觀規(guī)范是指個體的主觀判斷，具體判斷行為指對執(zhí)行特定行為能否得到重要參考群體的認可或反對。在品牌茶葉購買過程中，個體受到來自親人、同事、朋友等的影響。康麗云[22]發(fā)現(xiàn)親朋好友的推薦對消費意愿有顯著正向影響，很顯然，在親朋好友的推薦下，茶葉消費者更認知該產(chǎn)品，也就更樂意購買該產(chǎn)品?；诖?，提出研究假說H4：茶葉消費者消費認知對茶葉消費意愿具有正向影響。

茶葉的品質(zhì)包括口感、營養(yǎng)、香氣、湯色、葉底、凈度、完整度等。梁秀華等[23]在紹興城鄉(xiāng)居民茶葉消費者購買行為調(diào)查分析中發(fā)現(xiàn)，消費者在購買聲譽好的茶葉時便注重茶葉質(zhì)量，其中口感在影響茶葉消費的因素中最為重要。茶葉的質(zhì)量越高，消費者的購買意愿就相對越高，購買的可能性就較大?；诖耍岢鲅芯考僬fH5：茶葉消費者消費認知對茶葉消費者購買行為具有正向影響。

在茶葉購買過程中，茶業(yè)企業(yè)自身良好的產(chǎn)品形象和社會形象能夠促進購買行為的產(chǎn)生。楊偉文等[24]提出信任是購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度研究中證實，茶葉信任對消費者購買茶葉有顯著正向影響?；诖耍岢鲅芯考僬fH6：茶葉消費者品牌信任對茶葉消費者購買行為具有正向影響。

在茶葉消費者購買茶葉的過程中，其消費認知程度增強將促進其對該產(chǎn)品的信任程度。何文麗等[26]的研究發(fā)現(xiàn)，人們對可追溯茶葉產(chǎn)品的認知程度增加將直接影響其信任并進一步影響消費意愿?；诖耍岢鲅芯考僬fH7：茶葉消費者消費認知對品牌信任具有正向影響。

當消費者購買茶葉之后，好的產(chǎn)品將進一步刺激茶葉消費者的消費意愿，劉佳佳等[27]在研究消費者茶葉消費意愿影響因素的研究中提到，消費者的購買行為將反饋作用于其消費意愿?；诖耍岢鲅芯考僬fH8：茶葉消費者購買行為對消茶葉費意愿具有正向影響。

1.3 框架建立

基于TPB概念、KAP思想，消費者購買行為的形成主要以信任、信用、意愿等為基礎，但品牌信任對消費者認知、消費意愿、購買行為可能造成一定干擾。將3個概念運用于其中，品牌信任對應于TPB概念中的主體規(guī)范以及KAP概念中的主體行為信任，消費認知對應KAP理論中的“信”感知效應，茶葉消費者購買茶葉的行為對應于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認知均會對茶葉消費者購買行為產(chǎn)生影響，進而構(gòu)建整體分析框架(圖1)。

圖1 理論分析框架

2 數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型選擇

2.1 數(shù)據(jù)來源、處理與檢驗

浮梁是江西省茶葉主要生產(chǎn)消費縣市之一，所以本文選擇浮梁為取樣范圍。數(shù)據(jù)來自江西農(nóng)業(yè)大學大創(chuàng)項目組于2022年1月寒假調(diào)研的機會，分別深入到浮梁各鄉(xiāng)鎮(zhèn)關于“茶葉消費”方面的入戶調(diào)研所形成的數(shù)據(jù)庫。通過隨機分層抽樣的方法，對浮梁縣茶葉消費者進行訪談，完成問卷調(diào)研活動，調(diào)研區(qū)域覆蓋浮梁縣16個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，具有很好的代表性。參考《浮梁縣統(tǒng)計年鑒(2021)》，依據(jù)浮梁農(nóng)村人口比例進行簡單隨機分層抽樣，計算所得樣本范圍分布見表1。此次下鄉(xiāng)調(diào)研小組通過改變樣本量來減小抽樣調(diào)查所帶來的抽樣誤差，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，且到一定階段后會趨于穩(wěn)定。首先進行預調(diào)查，收回50份問卷，并根據(jù)預調(diào)查的結(jié)果對問卷體系進行修改和調(diào)整，最終共發(fā)放問卷400份，收回有效問卷370份，問卷有效率為92.50%。

表1 浮梁縣16個鄉(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)過缺失值處理，凡是無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，或者說遺漏信息與非遺漏信息之間不具有什么關聯(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聯(lián)，又或是數(shù)據(jù)缺失很可能會是由某些非遺漏信息因素所導致的，針對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)方程模型對數(shù)據(jù)處理要求很高，所以必須要求對數(shù)據(jù)分析經(jīng)過準確性和有效性檢測，為此，還必須對數(shù)據(jù)處理經(jīng)過準確性和有效性檢測。本文通過SPSS22.0軟件系統(tǒng)對各種潛變量、顯變量參數(shù)開展可靠性分析，同時使用Cronbach’s α系數(shù)來計量內(nèi)部一致性信度關系，根據(jù)“內(nèi)部一致性信度”開展信度檢驗從而提供Cronbach’s α系數(shù)值，再開展?jié)撟兞縆MO分析和Bartlett球形度檢測。各變量信度和效度的檢測驗輸出結(jié)果見表2。

表2 量表信度與效度檢驗結(jié)果

由表2可發(fā)現(xiàn)，整體Cronbach’sα系數(shù)超過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值都達到0.700，且Bartlett球形度都達到顯性水平，表明各潛變量之間顯著相關。因此，問卷的效度較好，宜進行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)關系模型，分別提取茶葉消費者購買行為信任(TRUS)、茶葉消費者消費認知(COGN)、茶葉消費意愿(INTE)、茶葉消費者購買行為(BEHA)4個潛變量，潛變量不能通過直接觀察，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)計見表3。

表3 變量定義及描述性統(tǒng)計

2.3 模型選擇

本文運用SEM來探究品牌信任、消費認知對購買行為三者相互作用關系，SEM包括結(jié)構(gòu)方程和測量方程[28]，具體如下：

X=Λxξ+δ

(1)

Y=Λyη+ε

(2)

η=βη+Γξ+ζ

(3)

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

3 結(jié)果與分析

經(jīng)過變量指標數(shù)據(jù)處理與檢驗合格后，將其代入SEM專用軟件AMOS 25.0中進行擬合，輸出擬合參數(shù)和標準化作用路徑系數(shù)，并依次對其進行顯著性檢驗。首先對擬合參數(shù)進行檢驗以驗證模型整體擬合的顯著性，評價一個研究模型是否成立的重要標準是模型擬合度指標。通常而言，增值擬合指標、簡約擬合指標和絕對擬合指標3類[26]構(gòu)成評估指標，具體標準參考表4，使用專用軟件AMOS22.0處理正式數(shù)據(jù)加載至模型中，并進行適當調(diào)整，根據(jù)結(jié)果可知模型各項評估指標均達標，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系。

表4 模型擬合指標評價標準及擬合效應

其次，對標準化作用路徑系數(shù)以驗證模型分指標擬合的顯著性，經(jīng)過檢驗，模型各指標標準化作用路徑系數(shù)均通過了顯著性檢驗，具體如圖2所示。

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

圖2中標準化作用路徑系數(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系。根據(jù)實證結(jié)果可作出如下分析：

1)品牌信任對購買行為認知產(chǎn)生了積極作用影響，作用路徑系數(shù)為0.148且在1%的檢驗水平下顯著。這也表明，茶葉消費者消費意識的強化可以提升茶葉消費者消費信心水平，與研究假設H1一致。究其原因，茶葉消費者品牌信任越高，決定著其對該茶葉產(chǎn)品質(zhì)量要求越高，為達到心中預期質(zhì)量要求，便主動關注該產(chǎn)品的相關報道，對其消費認知的欲望便會更強，進而刺激茶葉消費者加深對茶葉的消費認知。

2)茶葉消費者品牌信任對茶葉消費意愿產(chǎn)生的正面影響，作用路徑系數(shù)為0.165且在10%的試驗水平上顯著，這表明茶葉消費者品牌信任可以提高茶葉消費者消費意愿，與研究假設H2一致。究其原因，根據(jù)消費認知對決定個體茶葉消費意愿的判斷能力，認知程度高的個體茶葉消費者往往會作出正確的購買茶葉的行為決定，這會增強對其選購意愿的信念和力量，從而加強其消費意愿。

3)茶葉消費者茶葉的消費意愿對茶葉消費者購買行為產(chǎn)生了正面影響，作用路徑系數(shù)為0.426且在1%的檢驗水平上顯著。這也表明茶葉消費者茶葉的消費意愿提高有助于增加茶葉消費者購買行為，與研究假設H3一致。究其原因，根據(jù)計劃行為理論，茶葉消費者消費認知加深，對該茶葉各方面的了解程度提高，更加渴望購買該茶葉，因而強化茶葉消費者消費意愿，茶葉消費者消費意愿提高，便會進一步推動茶葉消費者購買行為的再次發(fā)生。

4)茶葉消費者的茶葉消費認知對茶葉消費意愿產(chǎn)生的正向影響，作用路徑系數(shù)為0.460且在5%的檢驗水平上顯著。這說明茶葉消費者消費認知的提高有助于茶葉消費者消費意愿增強，與研究假設H4一致。究其原因，基于TPB和KAP的理論，當茶葉消費者消費信心逐漸增強時，人們的茶葉消費概念就會越來越清晰，也更易于煥發(fā)出內(nèi)生的潛在動機，更愿意付費進行茶葉消費。

5)茶葉消費者的茶葉消費認知對茶葉消費者購買行為產(chǎn)生正面影響，作用路徑系數(shù)0.397在1%的檢驗水平上顯著。這也表明，茶葉消費者對消費信心的增強有利于鼓勵茶葉消費者購買行為，與研究假設H5一致。究其原因，茶葉消費者對茶葉品牌等認知程度越高，越能夠增強其對茶葉購買的信心，對該產(chǎn)品購買時便會減少心理的疑慮，因而能夠進一步強化茶葉消費者購買行為意愿，由認知進而產(chǎn)生茶葉消費者購買行為。

6)茶葉消費者的茶葉品牌信任對茶葉消費者購買行為產(chǎn)生了正向效應，作用路徑系數(shù)約為0.170且在1%的檢驗水平中顯著。這也表明對茶葉消費者的正確認識可以帶動茶葉消費者茶葉購買活動，與研究假設H6一致。究其原因，信任水平越強，依據(jù)消費者決策理論，茶葉消費者在消費時便會作為一個“理性”的決策人，便因其信任程度較高，會對其購買行為增加產(chǎn)生一定影響。

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

8)茶葉消費者的茶葉購買行為對茶葉消費意愿產(chǎn)生了正向效應，作用路徑系數(shù)為0.898且在1%的檢驗水平中顯著，與研究假設H8一致。究其原因，當消費者購買茶葉之后，若茶葉質(zhì)量滿足消費者心理預期，將進一步反饋消費意愿，增強其消費意愿，反之，則消費意愿降低，因此，購買行為將反作用于消費意愿。

通過圖2給出的標準化作用路徑關系以及作用框架結(jié)構(gòu)，進而剖析各因素間的作用聯(lián)系，并鑒別出直接效應、間接效應以及總效應(表5)。由表5得知：①茶葉消費者消費認知對茶葉消費者購買行為的直接效應(0.397)要高于茶葉消費者品牌信任對茶葉消費者購買行為的直接效應(0.17)，茶葉消費者消費認知對茶葉消費者購買行為的總效應(0.397+0.46×0.426=0.593)也高于茶葉消費者品牌信任對茶葉消費者購買行為的總效應(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)。這也說明了在影響整個茶葉消費者產(chǎn)業(yè)購買活動中，茶葉消費信心占主導作用，而購買活動的產(chǎn)生則主要由消費信心所決定，這與TPB理論和KAP理論相同，由于茶葉消費者消費認知較強，進一步強化了茶葉購買的意念和意識，更能進一步刺激茶葉消費者消費意愿，進而促進茶葉消費者購買行為的發(fā)生。②茶葉消費者品牌信任對茶葉消費者消費意愿作用的總效應(0.165+0.148×0.46=0.233)要高于品牌信任對茶葉消費者購買行為的總效應(0.148+0=0.148)。這表明茶葉消費者品牌信任對茶葉消費者消費意愿具有主導作用。③茶葉消費者品牌信任對茶葉消費者消費意愿既有直觀效應又有間接效應，且直接效應(0.165)明顯要高于間接效應(0.148×0.46=0.068)，而茶葉消費者消費認知對茶葉消費意愿僅有直接效應無間接效應，因此，要提高茶葉消費意愿要從提高茶葉消費者品牌信任，品牌信任多了，能夠進一步提高茶葉消費認知，進而提高消費意愿。④茶葉消費者消費認知對茶葉消費者購買行為既有直觀效應又有間接效應，直接效應(0.397)要大于間接效應(0.46×0.426=0.196)，這就意味著要提高茶葉消費者茶葉購買活動一定要從茶葉消費者茶葉信任出發(fā)。⑤茶葉消費者品牌信任對其茶葉消費者購買行為既有直接作用又有間接影響，茶葉消費者品牌信任對其茶葉消費者購買行為之間影響存在多個途徑，但總的來說，直接效應(0.35)要高于間接效應，這表明要提高茶葉消費者購買行為要從提高茶葉消費者品牌信任入手。

表5 各變量之間的直接效應、間接效應和總效應

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實證調(diào)研了江西浮梁縣370個茶葉消費者品牌信任、茶葉消費認知和茶葉消費者購買行為之間作用關聯(lián)，可得以下結(jié)論：①茶葉消費者品牌信任對茶葉消費者購買意愿、購買行為均產(chǎn)生了直接影響，并通過消費認知對茶葉消費者購買意愿、購買行為造成間接影響，因此茶葉消費認知在茶葉消費者品牌信任對茶葉消費者購買意愿、茶葉消費者購買行為的影響中，扮演著部分中介作用；由于茶葉消費認知對茶葉消費者消費意愿、購買行為具有直接影響，同時通過茶葉消費者購買意愿對茶葉消費者消費意愿、購買行為產(chǎn)生了間接影響，因此茶葉消費者購買意愿在茶葉消費認知對茶葉消費者消費意愿、購買行為的影響中扮演著部分中介角色。②茶葉消費認知對茶葉消費者購買行為產(chǎn)生主導地位，茶葉品牌信任對茶葉消費者購買意愿產(chǎn)生主導地位。③進一步研究發(fā)現(xiàn)，茶葉消費認知將反向作用于茶葉品牌信任，茶葉品牌信任也對茶葉消費者的購買意愿產(chǎn)生重要影響，即品牌信任與消費認知相互影響、消費意愿與購買行為相互影響。

基于以上結(jié)論，本文提出如下對策建議：①在提高茶葉消費者消費意愿的過程中，要格外注重提高茶葉消費者品牌信任。一方面，搭建“茶產(chǎn)業(yè)+高校+科研院所”平臺，并加強三者之間的聯(lián)系與合作，高效解決浮梁茶生產(chǎn)過程中技術難題，科學有效防治茶葉病蟲害，使“浮梁茶”質(zhì)量得以保障；另一方面，茶葉消費者應借助網(wǎng)絡了解浮梁茶的市場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在引導茶葉消費者購買行為過程中，要特別重視茶葉消費者消費認知的強化。一方面，政府應當加強對“浮梁茶”生產(chǎn)、加工和流通各個環(huán)節(jié)的教育宣傳。在生產(chǎn)環(huán)節(jié)，必須堅持適區(qū)適種原則，堅持種植適合浮梁生長的浮梁紅茶，推進低產(chǎn)茶園改造行動，提高茶園種植效率，融入現(xiàn)代農(nóng)業(yè)思維，對茶園實行機械化采摘、提高社會化服務水平；在加工環(huán)節(jié)，加大茶葉加工各個環(huán)節(jié)補貼力度，推動浮梁縣茶園設備提質(zhì)升級，同時鼓勵企業(yè)建立深加工生產(chǎn)線，開發(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”，建設基礎設施完備、信息功能齊全、交易方式多樣的交易中心等，從而提升茶葉消費者對浮梁茶的認知。另一方面，浮梁縣茶企應當加大各種媒體宣傳投入力度，宣傳浮梁茶的質(zhì)量、口感，擴大浮梁縣茶葉品牌的知名度，在“互聯(lián)網(wǎng)+”時代下，應當充分發(fā)揮和利用網(wǎng)絡平臺和新媒體資源進一步提高“浮梁茶”的品牌影響力，依托浮梁縣獨特文化區(qū)域特征，打造獨具特色的優(yōu)勢產(chǎn)品與品牌。