張家界莓茶消費者行為研究

陳思雅，唐先枝，曾 丹，曹冰玉

長沙理工大學 經濟與管理學院，湖南 長沙 410114

我國的茶葉發展歷史悠久。作為茶葉生產和消費大國，2022年我國茶行業發展態勢良好，茶產業消費結構調整升級。茶葉具多種藥理（保?。┕π1-2]。疫情過后，隨著經濟復蘇、茶健康功效研究的深入以及人們生活水平和健康意識的不斷提升，茶葉作為天然健康飲品迎來新的發展契機。在加快建設農業強國、全面推進鄉村振興的背景下，茶產業作為我國農業綜合型特色產業，對經濟增長和農民增收的貢獻增大。張家界莓茶作為一種綠色環保、地域性極強的“功效茶”，目前已成為張家界鞏固脫貧攻堅成果和推進鄉村振興的主導產業[3]，并有著廣闊的發展前景，但近年來卻面臨較多困境。學者們在張家界莓茶的發展歷程、市場情況、作用功效、發展困境及對策建議等方面進行了廣泛研究并取得了一些成果，但鮮有對張家界莓茶消費者行為尤其是購買心理方面的深入研究?？梢?，分析消費者購買行為及意愿對銷售市場的影響，破解莓茶市場發展困境，培植“張家界莓茶”支柱產業，促進鄉村產業振興，成為一個頗具價值的問題。

1 文獻回顧與理論分析

目前，國內外學者多角度對茶葉等農產品消費者行為影響因素展開了研究，茶葉市場分析涵蓋定性和定量兩類分析方法。從消費者個體特征來看，陳舜年[4]認為生理需要、個人動機、自我欣賞、工作需要等主觀因素影響茶葉消費；許詠梅[5]研究表明，消費者的年齡、職業、生活習慣和季節均與茶葉消費有關；倪銘峰[6]通過研究數據得出，可支配收入對茶葉消費具有顯著影響；蘇祝成等[7]、黃韓丹等[8]及Chen Lingwen等[9]研究指出，人口學特征對于消費行為具有影響。從產品特征來看，易耀偉[10]通過研究廈門茶葉市場消費行為表明，消費者最注重產品品種、品牌、價格和保健功效，茶葉品質依然是消費者關注的主要問題；Zheng Manhua等[11]通過問卷調查數據發現，產品的質量和消費者對產品的信任程度對消費者的購買行為及意愿有正向影響；李柯青[12]和楊雪梅等[13]研究表明，茶葉的包裝設計從心理上會刺激消費者的購買欲望；韓麗紅[14]認為，企業產品、產品價格、產品銷售渠道與產品促銷等形成了良好的營銷組合，能從根本上滿足消費者需求，刺激消費。從社會及市場環境來看，趙琳琳[15]以北京市居民為研究樣本，發現茶葉消費行為不僅受到消費者自身影響，還受到外部環境的影響，如茶葉消費者周邊朋友的飲茶習慣和周圍茶文化氛圍等；李澤清等[16]認為影響茶葉消費的除經濟因素外，還包括非經濟因素如地理環境、交通環境和心理刺激等。地域差別在很大程度上會影響消費者的購買選擇[17]，地區的文化認同會對消費行為產生直接影響[18]。馬驥等[19]認為，影響消費者行為的因素還有市場營銷活動，營銷手段能夠改變消費者的選擇。歐婧[20]研究發現，政策、經濟、社會和技術組成了營銷環境，營造良好的營銷環境能對消費者的購買行為產生積極影響。從消費者心理來看，張香蘭[21]認為茶葉消費行為不僅包括可以觀測到的具體行為，還包括無法觀測到的心理活動。趙然[22]提出，影響消費者心理變化的因素有經濟因素、文化因素、社會因素和不可控因素。呂美佳[23]從品牌認知和消費偏好的角度切入發現，消費者對某類食品產生情感后才會將情感賦予消費行為中，消費者的不同偏好會對消費行為產生一定影響。張鐸[24]基于計劃行為理論和理性行為理論發現，消費者態度和感知行為控制積極時消費者更有可能產生綠色產品的購買意愿。消費者態度是其購買綠色產品意愿的最強預測因子，其次是感知行為控制。李文斌等[25]基于技術接受模型對生鮮農產品進行實證研究，結果表明感知有用性和感知易用性與態度和技術呈正相關。從茶葉市場研究方法來看，趙野等[26]通過SWOT研究方法系統分析了“永順莓茶”區域公用品牌自身的優勢和劣勢，提出“五統一”品牌發展策略。劉建義等[27]基于時間序列和Logistic回歸分析方法對貴州茶葉價格進行了預測。葉麗紅等[28]通過構建結構方程模型（SEM）對茶葉企業茶旅融合意愿進行了分析。

消費者行為分析包括“消費者偏好”“預算約束”和“消費者選擇”三個方面[29]。消費者對莓茶的偏好、消費或購買決策和購買能力影響著消費者行為。菲利普·科特勒等[30]認為，市場營銷刺激因素由產品、價格、分銷和促銷組成，購買環境刺激因素包括經濟、技術、政治和文化，這些因素一并進入購買者“黑箱”（購買者特征和決策過程），轉換成一組可觀察的消費者反應，即對產品、品牌、經銷商的選擇以及決定購買時間和數量。消費者購買行為類型取決于購買者的參與程度和品牌間差異程度，市場營銷和購買環境對莓茶消費或購買行為具有一定的刺激作用。消費者的偏好和選擇還會受到自身的心理暗示，個人的莓茶購買行為受到動機、感知、學習、信念和態度四種主要心理因素的影響。因此，影響莓茶消費者行為的因素大致可歸為四大類：人口學特征或個人因素，如性別、年齡、職業、收入、受教育程度等；商品自身特性因素，如商品質量、包裝、售價、銷售渠道等；社會及市場環境因素，如政策、經濟、技術、地理環境、習俗習慣、親朋好友、營銷手段等；消費者心理因素，如消費者認知、偏好、態度、感知行為控制等。但是，張家界莓茶作為一種具有獨特口感和顯著養生功效的非茶飲品，被稱為“土家神茶”“黃酮之王”，其消費者行為特征及其影響因素需要經驗數據驗證。

2 數據來源、檢驗與描述性統計分析

2.1 數據來源

本文數據來源于2023年初的實地調查。調研團隊深入長沙市和張家界市的商場、公園、學校、莓茶專賣店、茶社、住宅小區、街道等人流密集地發放線下問卷，采用一人一卷進行隨機抽樣調查，基本涵蓋不同性別、年齡、職業和可支配收入的莓茶消費者。共計發放問卷1266份，其中收回有效問卷1067份（有效回收率84.28%）作為描述性統計分析的樣本數；有效問卷中，喝過或購買過莓茶的有504份，作為建模分析的數據基礎。

2.2 信度與效度檢驗

本文利用SPSSAU平臺對回收的問卷數據進行處理，并采用探索性因子分析進行量表的結構效度檢驗，用驗證性因子分析進行量表的收斂效度及判別效度的檢驗。各潛變量的KMO值大于0.8，可知量表結構效度優秀；各測量變量的Cronbach系數為0.891，表明樣本的信度很好。

2.3 描述性統計分析

首先對1067個有效樣本進行描述性統計（表1），并在此基礎上采用列聯表方式計算分析。

表1 樣本描述性統計Table 1 Sample descriptive statistics

分析結果表明：職場白領、教師與自由職業者（導游、主播、作家等）是莓茶的重要需求者，非常喜歡或比較喜歡莓茶的達76.1%，且近半數人認可莓茶清咽潤喉等功效價值。大眾對莓茶的了解程度不深，34%的人不清楚莓茶主含黃酮化合物，多數消費者選擇喝莓茶的主要原因是口感較好。68%的人在喝過莓茶之后都表示對莓茶的喜歡，81%的受訪者對未來飲用莓茶人數會上升的預測持認同態度。售價為“302～600元/kg”是人們最愿意接受的莓茶價格范圍。散裝、罐裝莓茶更加受到消費者青睞，大眾對莓茶新產品的推出持有較高期待。

3 Logistic回歸分析

3.1 指標設定

本文將營銷組合、營銷環境、消費者心理與消費者特征作為一級指標。營銷組合由莓茶產品、價格、分銷和促銷構成；莓茶產業政策、經濟發展、社會環境和莓茶產業技術組成營銷環境；消費者對莓茶的認知、信任與喜好程度形成消費者心理；消費者的基本信息體現消費者個體特征。據此，以喝過或購買過莓茶的504個樣本數據為基礎，構建Logistic回歸模型的變量定義與關系表，其中單次購買金額為有序分類變量，并將單次消費金額為0～200元的用戶設為低價值客戶、200～600元為中等價值客戶、600元以上則為高價值客戶，編碼分別為1、2、3，同時對其他各指標進行編碼。其中性別、年齡、民族、職業、收入及居住地均為類別變量，其余為連續變量。各變量及賦值如表2所示。

表2 各變量賦值Table 2 Assignment of each variable

3.2 模型構建

本文將莓茶消費者的單次購買金額從高至低進行等級劃分，將消費者單次購買金額數目設為因變量Y，影響莓茶消費者購買行為的因素設為自變量Xm。而當因變量Y為多分類的有序變量時，使用無序多分類Logistic回歸處理結果變量將會喪失變量間聯系的功能，還會曲解因果變量間的關系。因此，本文構建了多元有序Logistic模型中的累計優勢Logistic回歸，以因變量為3個水平為例，公式表示如下：

式中，α1和α2為常數項；P1、P2、P3為1級到3級的概率；P1+P2為因變量有序取值水平的累積概率；β1、……、βm為自變量回歸系數。

3.3 模型檢驗

將篩選的問卷指標輸入累計優勢Logistic回歸模型進行訓練，模型具體結果顯示：除了居住地（＜ 0.1，達到10%顯著性）外，其余變量均滿足5%顯著性檢驗。因此，所有變量均能顯著解釋莓茶消費者的行為?；貧w結果如表3所示。

表3 回歸模型結果Table 3 Regression Model Results

由此，寫出回歸方程：

在Logistic模型中，自變量Xm和因變量Y的關系是非線性的，因此利用OR值判定自變量變化后對因變量的影響。通過對上表的OR值進行分析，可總結出張家界莓茶消費者購買行為的因素影響情況。

（1）質量對于莓茶單次購買金額有顯著負向影響，分銷和促銷對于張家界莓茶消費行為的影響不顯著。莓茶的質量越高，消費者的單次購買金額反而越低，主要是因為價格（質優則價高）的影響。大多消費者日常飲用更偏向于購買質量中等的低價莓茶，送禮、招待客人等情況時才會購買品質上等的高價莓茶；加上莓茶質量標準和品牌優勢不夠顯著，不足以讓消費者支付額外溢價，高質量反而會降低消費者的單次購買金額。此外，由于張家界莓茶知名度低，銷售渠道較窄，產品的宣傳推廣力度不夠，產生的影響力和效果并不顯著；加之莓茶的需求價格彈性不大，分析樣本主要來自張家界本地，分銷和促銷不足以對消費行為產生顯著影響。

（2）技術發展和政策環境對消費者單次購買莓茶金額有顯著負向影響。消費者對產業技術發展和政府政策支持的信心越高，購買金額反而降低。目前，張家界莓茶的宣傳主要以宣傳其生長環境、功效、口感等方面為主，大多數消費者在政府政策及莓茶產業技術等方面缺乏相關科普，消費者的關注度較低。政府的支持以及產業技術的發展易于使消費者直觀上持樂觀態度，反而降低對莓茶的價格預期和消費成本；加之政策扶持和產業技術的發展將有望進一步規范莓茶行業發展，促進工業化量產和規?；洜I，售價相對下降，且消費者將更容易購買到心儀的莓茶。當消費量增加到一定程度時，邊際效用遞減，消費者愿意接受的價格也隨之下降，使購買金額反而相對減少。

（3）消費者的收入、年齡、職業及居住地對單次購買金額有顯著正向影響。年齡中等、收入水平較高的公司職員或個體經營戶消費能力較強，保健養生的需求較高，單次購買金額較高，購買意愿較強。但根據莓茶“潤喉止咳”功效顯著的特點，以語言為工具的職業工作者與莓茶銷量的相關性卻并不顯著，該類潛在市場仍有待挖掘。土家族人的莓茶現實購買力強于非土家族人，說明莓茶消費仍然與傳統習慣有關，消費者的購買行為受到地域限制?？梢?，張家界莓茶作為一個市場尚未完全開發的小品類茶，有必要跨地域和跨民族培植消費者。

（4）消費者對張家界莓茶的認知、信任和喜好程度對單次購買金額有顯著正向影響。這說明消費者對張家界莓茶的認知程度、信任程度和喜好程度越高，其購買金額越大，符合一般情形。

4 結構方程模型分析

4.1 研究假設

為深入了解莓茶消費者心理層次的需求，本文利用喝過或購買過莓茶的504個樣本和調查問卷中的量表數據建立結構方程模型，探究潛變量因素對莓茶消費者購買意愿的影響。實地深度訪談和文獻資料分析發現，大多數莓茶消費者主要出于4種原因：一是受身邊朋友的推薦嘗試莓茶，而后對莓茶產生了興趣；二是因為需要經常用嗓或患有咽炎等原因，通過朋友推薦或其他途徑了解并購買莓茶；三是由于到莓茶原產地張家界市旅游，在當地的宣傳下得以了解莓茶；四是對茶本身有著濃厚興趣，樂于嘗試新的茶類品種，對莓茶這種新型的小品類茶充滿興趣。據此，本文提煉出態度和主觀規范兩個核心因素，并提出假設：

H1：主觀規范對購買意愿有正向影響作用；H2：態度對購買意愿有正向影響作用。

通過調研發現，許多消費者都青睞于莓茶的獨特功效，若消費者對莓茶的功效有較為明顯的感受，將會顯著增強其購買意愿。但從泡茶到喝茶的過程對許多人來說漫長且枯燥，消費者的態度會受到影響。在不同情景下作用于莓茶的感知有用性和感知易用性，會對消費者的購買意愿產生影響。據此，提出假設：

H3：感知有用性對態度有正向影響作用；H4：感知易用性對態度有正向影響作用；H5：消費情景對感知有用性有相關性；H6：消費情景對感知易用性有相關性。

據國家統計局最新公布，2022年全國居民人均可支配月收入約為3074元[31]。而部分品質較好的茶葉價格處于1000元/kg的價位，這對許多普通人來說是一筆較大的開支，茶葉的購買受到個人收入等因素的限制，茶葉的消費意愿受感知行為控制的影響。據此，提出假設：

H7：感知行為控制對購買意愿有正向影響。

4.2 模型構建

由數據檢驗結果可知，基于理論模型的六個維度（感知易用PEU、感知有用PIU、主觀規范SEI、消費情景SPS1、態度CA和外部環境影響ERC）為潛變量，同時設置3～4個潛變量的具體觀測值說明和衡量消費者心理。觀測指標如表4所示。

表4 潛在變量與觀測變量對應表Table 4 Correspondence between latent variables and measured variables

本研究的結構方程模型包含六個結構變量，其中6個自變量為影響購買意愿的因素和1個因變量即莓茶的購買意愿。根據標準化載荷系數大于0.6，而對于新量表其大于0.4是可以接受的，結合模型擬合結果對SPS3、SEI4、ERC3、CA4及WTB2四個題項進行了刪減?；赟EM的消費者購買意愿模型的最終擬合結果如圖1所示。

圖1 基于SEM的消費者購買意愿擬合結果圖Figure 1 Fitting results of consumer purchase intention based on SEM

4.3 模型檢驗

除態度對購買意愿的P值不滿足10%的顯著性條件，其他關系都顯著；從模型的檢驗結果來看，GFI、IFI及CFI三個指標不滿足小于0.90的標準，但均大于0.85，接近0.90，其他指標均符合標準。表明模型的擬合效果較好，探究消費者購買意愿的模型結構具有一定的科學性和可信度。通過SEM可以確定張家界莓茶消費者購買意愿因素之間的因果關系和影響顧客購買意愿的主要因素。各潛變量之間的標準化路徑系數值如表5，統計學意義上的模型檢驗結果如表6。

表5 潛變量之間路徑系數值Table 5 Value of path coefficient between latent variables

表6 模型檢驗結果Table 6 Model verification results

根據上述分析結果并對模型的路徑系數進行解讀，可總結出張家界莓茶消費者購買心理影響的特征：

（1）主觀規范、感知行為控制對購買意愿有顯著正向影響，標準化路徑系數分別為0.550和0.389，態度對購買意愿影響不顯著。這說明外界環境因素影響較大，消費者受親朋好友、養生觀念及送禮的影響。莓茶的地域性強，以口口相傳、親朋好友推薦的方式更容易獲得消費者的信任。莓茶的適用人群廣、功效獨特，既能滿足與符合消費者對健康養生的追求，又是不可多得的送禮選擇，由此增加了消費者的購買意愿。消費者的感知行為控制即消費者的經濟條件、時間與精力正向影響購買意愿。品質上等的芽頭與芽尖莓茶價格較高，且從準備器皿、投茶、泡茶、品茶到清洗器皿等全過程對于大部分消費者而言較為繁瑣和漫長，因此經濟條件較好、時間和精力較充沛的消費者對于莓茶的購買意愿更強烈。而張家界莓茶市場發展暫不成熟，消費者的黏性不足，且缺乏對莓茶文化及制作工藝的關注度，故消費者對莓茶的飲用習慣、興趣程度及技術信任程度等還不足以顯著影響其購買意愿。

（2）感知有用性顯著負向影響態度，而感知易用性顯著正向影響態度，標準化路徑系數分別是-1.958和4.397。目前，具有長期飲用莓茶習慣的消費者較少，而莓茶的功效在長期飲用過程中才更為顯著。消費者對其體驗程度不深，對其功效、性價比等方面認知也不夠深刻，降低了購買意愿。但對于莓茶的易用性，如在沖泡方面，莓茶為免洗茶，第一泡就是精華，相對于其他茶類而言飲用更加方便；且在廣告宣傳方面以莓茶功效為重點，開設了線上線下銷售門店，消費者對于莓茶的沖泡、功能介紹及購買渠道等方面有更加直觀的了解和感受，能在一定程度上增加消費者的購買意愿。因此，莓茶的感知有用性對消費者態度有正向影響的假設H3不成立。

（3）消費情景對感知易用性有顯著正向影響作用，而對感知有用性有負向影響，標準化路徑系數分別是0.819和-0.227。由于茶類產品一向有著“以茶待客、以茶敬人”的傳統文化，部分消費者購買茶類產品僅用于送禮或節日待客需求，而非用于自行飲用，對莓茶的具體功效及品質方面的體驗程度不夠，無法對感知有用性特征發揮積極作用。而消費者在挑選莓茶、送禮的過程中需要基于對莓茶購買渠道、便利性、功效介紹等方面的了解，在一定程度上對感知易用性特征有積極影響。因此消費情景對感知有用有正向影響的假設H5不成立。

5 結論與建議

本文基于實地調研收集的數據，運用Logistic回歸模型和結構方程模型分析消費者購買行為和購買意愿的影響因素，與理論假設基本吻合，即收入、年齡及居住地構成其消費群體的一般特征，莓茶消費者行為與公司職員或個體私營業主、教師或自由職業者（導游、主播、作家等）等職業密切相關，消費者對莓茶的認知、信任及喜好程度對購買莓茶金額有顯著正向影響，主觀規范、感知行為控制正向影響購買意愿，感知易用性正向影響態度。但也發現張家界莓茶消費者行為的某些個性化特征：一是產品質量、技術發展和政策環境對于莓茶購買金額有顯著負向影響；二是分銷和促銷對于張家界莓茶消費行為的影響并不顯著；三是態度對購買意愿的影響不顯著，感知有用性顯著負向影響態度。張家界莓茶作為一種小眾非茶類代用茶產品，對外宣傳推廣力度不夠，具有極強的地域局限性，外地知名度較低，缺乏具有黏性的忠實消費者，本地分銷和促銷效果有限；張家界莓茶行業規范化程度較低，市場發育尚不成熟，質量標準、技術進步、政策環境、品牌優勢的作用難以充分發揮；張家界莓茶購買者情感反應并不十分靈敏，態度、感知有用、消費情境對銷售市場的影響不大，甚至出現負向影響的現象。

基于以上，提出三方面建議：一是加大對外宣傳推廣力度，提升張家界莓茶的知名度，突破地域局限對莓茶銷售的影響。二是規范莓茶行業發展，統一質量和技術標準，營造良好的市場氛圍。三是根據消費者的行為特征和心理特征，有針對性地進行莓茶品牌建設，并采取差異化營銷策略。