《古縣連翹茶消費者購買意愿的影響因素實證分析案例12000字》

古縣連翹茶消費者購買意愿的影響因素實證分析案例綜述目錄TOC\o"1-2"\h\u70241.1樣本選取與數(shù)據(jù)來源 1257401.1.1數(shù)據(jù)樣本的選取和收集 1282021.1.2樣本的數(shù)量 118361.1.3調(diào)查主要內(nèi)容 1113951.2描述性統(tǒng)計分析 2301041.2.1樣本特征統(tǒng)計分析 242201.2.2樣本購買行為描述性分析 4146141.3古縣連翹茶消費者購買意愿影響因素實證分析 161021.3.1因子分析 1782731.3.2變量定義 22295511.3.3模型構(gòu)建 24256341.3.4回歸分析 2430271.3.5分析結(jié)果 261.1樣本選取與數(shù)據(jù)來源1.1.1數(shù)據(jù)樣本的選取和收集本文通過在山西省的三個市區(qū)用了隨機抽樣的方法，對年齡16歲以上的消費者進行調(diào)查，將臨汾市（連翹茶產(chǎn)地）、太原市（省會城市）和大同市（非產(chǎn)地城市）作為調(diào)查區(qū)域。樣本的收集方法是通過實地問卷調(diào)查與網(wǎng)絡(luò)問卷進行的。實地問卷調(diào)查在人群密集的地點采用街頭采訪形式，網(wǎng)絡(luò)問卷以微信通過“問卷星”小程序進行發(fā)放。1.1.2樣本的數(shù)量調(diào)查共發(fā)放了360份問卷，共回收有效問卷347份（其中太原市93份，臨汾市141份，大同市113份；現(xiàn)場調(diào)查問卷86份，網(wǎng)絡(luò)調(diào)查問卷261份）?；厥諉柧砗螅瑢柧磉M行了檢查核實與編碼，并將各項數(shù)據(jù)錄入電腦，運用Excel和SPSS22.0統(tǒng)計分析軟件對其展開統(tǒng)計分析。1.1.3調(diào)查主要內(nèi)容根據(jù)研究目的，調(diào)查問卷主要內(nèi)容包括消費者個體特征和古縣連翹茶消費行為影響因素等。消費者個體特征具體包括性別、年齡、受教育程度、每月可支配金額、職業(yè)。消費者社會生活特征分為兩個部分：飲茶習(xí)慣和購茶情況。飲茶習(xí)慣具體包括飲茶情況、飲茶主要原因、茶類消費比較、飲茶的主要場所和茶葉消費量。購茶情況具體包括購買動機和購買渠道、購買單價、購茶參考意見、識別茶葉質(zhì)量的方式。消費者對連翹茶的認知因素具體包括對藥茶的認知程度、對連翹茶的認知程度、消費者了解藥茶的信息渠道、消費者對藥茶功效的認同程度、消費者對古縣連翹茶質(zhì)量的看法。參考《消費行為和購買意愿的湖南黑茶營銷策略研究》、《網(wǎng)絡(luò)與實體市場消費者茶葉購買意愿影響因素差異性分析》等的研究方法和研究成果，對連翹茶購買行為影響因素因子分析，調(diào)查問卷羅列了可能對消費者購買行為產(chǎn)生影響的14個因素，包括古縣連翹茶的品牌、價格、促銷優(yōu)惠、口感、質(zhì)量、外觀包裝、產(chǎn)地環(huán)境、功效、生活環(huán)境、賣家服務(wù)、廣告宣傳、購買方便性、親戚朋友的推薦、個人收入狀況，采用萊克特5點分值量化，按因素影響程度的大小分為分為1～5等級，1表示“完全不影響”，2表示“影響較小”，3表示“影響一般”，4表示“影響較大”，5表示“影響非常大”。1.2描述性統(tǒng)計分析1.2.1樣本特征統(tǒng)計分析本文主要從性別、年齡、婚姻狀況、家庭月收入、學(xué)歷、職業(yè)幾個方面對被調(diào)研者的基本信息情況進行描述性統(tǒng)計分析，分析結(jié)果見表5-1所示。表5-1被調(diào)研者基本特征分析Table5-1analysisofbasiccharacteristicsofrespondents指標(biāo)頻率百分比有效百分比累積百分比性別男16347.047.047.0女18453.053.0100.0年齡16-29歲7822.522.522.530-39歲6619.019.041.540-49歲10430.030.071.550-59歲7421.321.392.860歲以上257.27.2100.0職業(yè)工人6819.619.619.6農(nóng)民5616.116.131.7企、事業(yè)單位管理人員4613.313.349.0公務(wù)員7020.220.269.2教育、衛(wèi)生、科研從業(yè)人員3911.211.280.4私營業(yè)主288.18.188.5學(xué)生246.96.991.4離退休人員51.41.496.8其他113.23.2100.0婚姻狀況未婚7421.321.321.3已婚24570.670.691.9離異或喪偶288.18.1100.0家庭人均月收入1000元以下5511.911.911.91000-2000元11132.032.047.82000-3000元7120.520.568.33000-4000元7421.321.389.64000元以上3610.410.4100.0學(xué)歷初中及以下3510.110.110.1高中及中專、職校10831.131.141.2本科及大專17149.349.390.5碩士（包括雙學(xué)位）及以上339.59.5100.0從性別來看，男性被調(diào)研者有163人，占比47%，女性被調(diào)研者有184人，占比53%，男女被調(diào)研者的人數(shù)大致相同，樣本具有代表性。從年齡來看，40-49歲的人數(shù)最多，占比30%，其次是16-29歲的被調(diào)研者人數(shù)較多，占比22.5%，其次是50-59歲的被調(diào)研者，占比21.3%。各個年齡的人數(shù)均有一定占比，且以40-49歲最多，較為符合茶葉消費者受眾群體的年齡分布狀況。從樣本的職業(yè)上看，職業(yè)分布廣泛，公務(wù)員和工人人數(shù)最多，分別占比20.2%、19.6%。農(nóng)民、企、事業(yè)單位管理人員、教育、衛(wèi)生、科研從業(yè)人員、私營業(yè)主、學(xué)生、離退休人員也具有一定比例的占比情況。從婚姻狀況上看，70.6%的被調(diào)研者的婚姻狀況是已婚，21.3%的被調(diào)研者的是未婚，1.5%的被調(diào)研者是離異或喪偶。從家庭人均月收入上看，被調(diào)研者的收入集中在1000-2000元（占比32%），較為符合我國目前居民的收入水平，問卷數(shù)據(jù)可靠。從學(xué)歷上來看，被調(diào)研者以本科為主，占比49.3%，因此，被調(diào)研者學(xué)歷較高，其了解并且把握問卷的能力較強，增加了問卷數(shù)據(jù)的可靠性程度。1.2.2樣本購買行為描述性分析1.2.2.1消費者飲茶習(xí)慣（1）飲茶情況從圖5-1中可知消費者的飲茶情況，樣本中中經(jīng)常喝茶的消費者占57.06%,而偶爾喝茶的人數(shù)占總?cè)藬?shù)的42.36%，從不喝茶的占總?cè)藬?shù)的0.58%。這說明飲茶越來越成為日常生活中的不可或缺的一項活動。圖5-1飲茶情況Figure5-1teadrinking（2）飲茶原因?qū)?jīng)常或偶爾喝茶的消費者飲茶的主要原因進行調(diào)查，發(fā)現(xiàn)健康保健、提神解渴和受茶文化影響在消費者飲茶的原因中占比超過一半，其次是生活習(xí)慣和休閑交際，占比35%以上，只有及少數(shù)人為了打發(fā)時間等其他原因。因為此題為多選，所以各項百分比之和大于1。這說明越來越多的人注重精神方面的滿足，越來越多的人關(guān)注健康。圖5-2飲茶原因Figure5-2reasonsforteadrinking茶類消費對比此次調(diào)查主要是對連翹茶，黑茶，綠茶，紅茶及其他茶類的消費進行對比，調(diào)查結(jié)果表明，在山西省內(nèi)紅茶、黑茶和綠茶占比基本一致，都在24%以上；其次是連翹茶，占比10.72%；最后是在日常生活中飲其他茶類的占比僅10.72%。這說明連翹茶的在山西省內(nèi)的市場還沒有完全打開，企業(yè)還需進一步開拓市場。圖5-3茶類消費對比Figure5-3comparisonofteaconsumption（4）飲茶的主要場所從茶葉消費的主要場所來看，60.29%的人在辦公場所飲茶，占比最大，這可能是因為越來越多的人把茶看作一種飲品，既可以提神解渴，也可以健康保??；其次是在家中飲茶，占比57.10%，這可能是因為在家中喝茶感覺比較舒適；位居第三的是在茶館或休閑娛樂場所飲茶，占比38.12%；學(xué)校也成為飲茶的主要場所，占比34.78%。圖5-4飲茶的主要場所Figure5-4mainteadrinkingplaces（5）茶葉消費量表5-2顯示了不同性別，不同年齡段的消費者、茶葉個人年消費量在不同消費量區(qū)間的分布情況。據(jù)表可知，大部分消費者（54.3%）一年消費的茶葉量在2斤以下，茶葉年消費量在2-3斤的消費者占24.2%，茶葉消費在4-5斤群體占樣本總數(shù)的10.09%，消費在5斤以上的群體占9.7%。從性別差異來看，男女之間在茶葉消費量上較為接近。從年齡角度看，16-29歲的群體中百分之六十的消費者會購買兩斤以下的茶葉；30-39歲的群體中大約一半的人茶葉年消費量在兩斤以下；40-49歲的消費者中約60%的人每年購買1斤-3斤茶葉；50-59歲中31%的群體每年購買2-3斤茶葉；60歲以上36%的消費者每年購買1斤以下的茶葉。由此可見，山西省飲茶人口主要集中于40-49歲的群體。表5-2性別、年齡與茶葉年消費量統(tǒng)計Table5-2sex,ageandannualconsumptionoftea個人年消費量1斤以下1-2斤2-3斤3-5斤5斤以上項目性別男43（26.3）42（21.7）36（22.0）20（12.2）22（13.4）女43（23.3）61（33.1）48（26.0）18（9.7）12（6.5）年齡16-29歲24（30.7）26（33.3）11（14.1）9（11.5）7（8.9）30-39歲16（24.2）17（21.7）15（22.7）9（13.6）8（12.1）40-49歲24（23.0）34（32.6）30（28.8）8（7.6）8（7.6）50-59歲13（17.5）20（27.0）23（31.0）11（14.8）7（9.4）60歲以上9（36.0）6（24.0）5（20.0）1（4.0）4（16.0）*括號內(nèi)表示占比的百分比。1.2.2.2購茶情況（1）購買動機從圖5-5可以看出，茶葉消費者選擇作為禮品而購茶的次數(shù)最多，占比最大，占比61.67%。這說明調(diào)查對象購買茶葉主要是為了作為禮品贈送，茶葉作為一種禮品越來越受人們喜愛。其次是自己家飲用占比57.06%，單位辦公用茶占比50.14%。至于消費者購買茶葉作為收藏增值的次數(shù)最少，占比28.53%。圖5-5購買動機Figure5-5purchasemotivation（2）購茶渠道關(guān)于消費者購買渠道，從圖5-6可知，茶葉專賣店是消費者購買茶葉的主要渠道，占總樣本的38.33%。可能是因為在消費者看來茶葉專賣店的茶葉質(zhì)量比較放心；其次是茶葉批發(fā)市場占比26.51%，可能是因為茶葉批發(fā)市場的茶葉種類齊全，價格便宜，消費者的可選擇性比較大；選擇超市和網(wǎng)上購買的消費者相對較少，還有一小部分消費者選擇其他地方購買，其中也有消費者在藥店購買茶葉。圖5-6購茶渠道Figure5-6teapurchasingchannels（3）茶葉購買單價與家庭人均月收入的關(guān)系關(guān)于消費者購買茶葉的價格，從表5-3中可計算得出，消費者茶葉消費價位在20-50元/斤之間的比例最高,占27.38%。茶葉單價在50-100元/斤之間的比例也比較高，達到21.03%。接下來是20元/斤以下和100-200元/斤之間分別占到16.1%和12.9%。最后，茶葉單價在200-500元/斤、500-1000元/斤和1000元/斤以上的分別占7.2%、6.63%和8.65%?？梢娭械蜋n次的茶葉比較受消費者歡迎。從家庭人均月收入水平來看，收入在3000元以下的消費者也多選擇20-50元/斤，收入在1000-2000元的消費者更多選擇50-100元/斤價位的茶葉，而家庭人均月收入2000-3000元和收入在3000-4000元的消費者都更多的選擇20-50元/斤價位的茶葉，而家庭人均月收入在4000元以上的消費者多選擇50-100元/斤價位的茶葉。總體來看，消費者購買茶葉的檔次和家庭人均月收入有一定的關(guān)系。消費者普遍消費中等檔次的茶葉。企業(yè)應(yīng)該針對這一特點，進行差別定價策略，對普通的消費者使用不同的定價。同時應(yīng)該推出中檔、低檔、高檔茶葉供消費者選擇購買。表5-3茶葉購買單價與家庭人均月收入的關(guān)系Table5-3relationshipbetweenunitpriceofteapurchaseandpercapitafamilymonthlyincome單位：元/斤單價20元以下20-50元50-100元100-200元200-500元500-1000元1000元以上收入1000元以下1.44%6.92%3.17%2.30%1.44%0.29%0.29%1000-2000元1.19%6.05%7.78%4.32%2.02%2.88%3.75%2000-3000元4.03%6.34%4.03%2.88%0.86%1.44%0.86%3000-4000元3.75%6.63%4.03%2.02%1.44%1.44%2.02%4000元以上1.73%1.44%2.02%1.44%1.44%0.58%1.73%（4）購茶參考意見消費者在購買茶葉時，主要是會受家人和朋友推薦的影響，由此可見，如果消費者對茶葉的口碑很好，其他消費者就會受到原來消費者的影響，從而購買茶葉；其次影響消費者購買的是消費者自己的經(jīng)驗和銷售商的推薦，占比分別為36.31%和38.04%；此外茶葉展銷會、廣告和專業(yè)報刊雜志對影響消費者購買茶葉也有一定的影響，分別占比27.67%、22.19%、20.17%。圖5-7購茶參考意見Figure5-7teapurchasingsuggestions（5）識別茶葉質(zhì)量的方式從消費者識別茶葉質(zhì)量的方式來看，大部分消費者會根據(jù)茶葉的品牌來識別好茶，占比37.75%，這說明品牌的信譽度、知名度對消費者選擇茶葉有很大的影響；23.92%的消費者依據(jù)商家的宣傳介紹來確定茶葉的質(zhì)量；21.33%的消費者會靠熟人朋友推薦，這說明企業(yè)可以通過建立一個好的口碑，讓消費者愿意把企業(yè)的產(chǎn)品推薦給熟人，以此來增加產(chǎn)品的銷量；17%的消費者會品嘗檢驗識別，這說明有一部分消費者在識別好茶時，自己有一定的經(jīng)驗。圖5-8識別茶葉質(zhì)量的方式Figure5-8waystoidentifythequalityoftealeaves（6）產(chǎn)品質(zhì)量信息來源的信任程度通過調(diào)查消費者對產(chǎn)品質(zhì)量信息來源的信任程度，可以發(fā)現(xiàn)37.46%的消費者更相信專業(yè)機構(gòu)發(fā)布的產(chǎn)品質(zhì)量信息，占比最大，這說明企業(yè)可以通過與專業(yè)機構(gòu)合作，確定質(zhì)量并發(fā)布相關(guān)信息，以此來提高消費者的對產(chǎn)品的信任；其次是24.21%的消費者認為政府部門發(fā)布的產(chǎn)品質(zhì)量信息也是有保障的，可信賴的；22.77%的消費者認為大眾媒體發(fā)布的產(chǎn)品質(zhì)量信息也是有一定的可信度的；有11.56%的消費者最信任家人朋友對于產(chǎn)品質(zhì)量安全的描述。圖5-9產(chǎn)品質(zhì)量信息來源的信任程度Figure5-9Theleveloftrustinthesourceofproductqualityinformation1.2.2.3古縣連翹茶潛在消費者分析（1）古縣連翹茶的認知程度從表5-4中可以看出，有將近五分之二的消費者很熟悉山西藥茶；超過五分之二的消費者聽說過山西藥茶，但不感興趣；20.46%的消費者從沒聽說過山西藥茶?？梢?，消費者對山西藥茶有一定的了解，但是也有一部分消費者從沒聽說過山西藥茶，這說明山西藥茶在市場上的認知還不夠廣泛。表5-4山西藥茶的認知Table5-4cognitionofShanximedicinaltea認知程度很熟悉聽說過但不感興趣從沒聽說過樣本數(shù)13614071比例39.19%40.35%20.46%根據(jù)消費者行為理論，消費者在購買某種產(chǎn)品之前，需要對產(chǎn)品進行認知，因此有必要了解消費者對古縣連翹茶的認知。從表5-5中可以看出一半以上的人很熟悉古縣連翹茶；29.11%的消費者只聽說過古縣連翹茶但對它不感興趣；17.29%的消費者從沒聽說過古縣連翹茶。可見古縣連翹茶的知名度還需要繼續(xù)提升，否則會阻礙古縣連翹茶在市場上的推廣。表5-5古縣連翹茶的認知Table5-5cognitionofGuxianForsythiatea認知程度很熟悉聽說過但不感興趣從沒聽說過樣本數(shù)18610160比例53.60%29.11%17.29%從不同地區(qū)對古縣連翹茶的認知來看，調(diào)查對象中對古縣連翹茶比較熟悉的消費者44%來自于臨汾，主要是因為臨汾市是連翹茶的產(chǎn)地，消費者對于家鄉(xiāng)的特產(chǎn)多少有些了解；對連翹茶聽說過但不感興趣的消費者太原市和大同市所在比重一致，都為34.6%，從沒聽說過連翹茶的大同和太原所在比重也一致，均為26.6%。可見古縣連翹茶在產(chǎn)地市的具有一定的知名度，在省會城市和非省會非產(chǎn)地城市的知名度還不夠大。表5-6不同地區(qū)消費者對古縣連翹茶的認知Table5-6consumers'cognitionofGuxianForsythiateaindifferentregions認知程度很熟悉聽說過但不感興趣從沒聽說過地區(qū)樣本數(shù)比例樣本數(shù)比例樣本數(shù)比例臨汾8244.0%3130.6%2846.6%太原4222.5%3534.6%1626.6%大同6233.3%3534.6%1626.6%消費者了解古縣連翹茶的信息渠道由圖5-10可以知道，一部分消費者通過從親友的描述中了解古縣連翹茶，這部分所占比重最高，占比29.11%，因此親朋好友的口碑對消費者的影響是很大的；其次是21.36%的消費者從網(wǎng)絡(luò)中了解古縣連翹茶，說明隨著互聯(lián)網(wǎng)的普及，人們獲取信息的方式更加便利，網(wǎng)上購物已經(jīng)普及了；電視、報刊雜志和茶葉從業(yè)人員對消費者了解古縣連翹茶也有一定的作用，占比分別為22.19%和19.31%。圖5-10消費者了解古縣連翹茶的信息渠道Figure5-10informationchannelsforconsumerstounderstandGuxianForsythiatea消費者對古縣連翹茶功效的認同程度從消費者對古縣連翹茶保健功效的認識層面來看，延緩衰老，降脂瘦身、增加維生素P和清熱去火，保肝護心的功效認同程度較高；抑制嘔吐和降低血壓的功效認同程度一般；預(yù)防腫瘤的功效認同程度較低，僅占12.55%。古縣連翹茶作為一種藥茶被推廣，但是其保健功效的認同程度參次不齊。可見，古縣連翹茶企業(yè)有必要加強對古縣連翹茶保健功效的宣傳工作。通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)64.2%的消費者表示如果知道連翹茶有以上功效就愿意，31.7%的消費者表示知道連翹茶有此功效也不愿意購買。由此可見，古縣連翹茶的功效宣傳在古縣連翹茶營銷的過程中是非常重要的。圖5-11消費者對古縣連翹茶功效的認同程度Figure5-11consumers'recognitionoftheefficacyofGuxianForsythiatea1.2.2.4古縣連翹茶的市場情況制約古縣連翹茶發(fā)展的因素從圖5-12可以看出，36.31%的消費者認為古縣連翹茶最缺乏的是連翹茶的品牌，目前古縣連翹茶只有兩個品牌：堯羽和霍岳；33.43%的消費者認為古縣古縣連翹茶缺乏的是營銷，營銷對于消費者對產(chǎn)品的認知度有很大的影響；28.24%的消費者認為古縣連翹茶的產(chǎn)品缺乏標(biāo)準(zhǔn)，沒有一個明確的質(zhì)量安全標(biāo)準(zhǔn)。圖5-12制約古縣連翹茶發(fā)展的因素Figure5-12FactorsrestrictingthedevelopmentofForsythiateainGuxianCounty（2）市場上連翹茶的質(zhì)量、衛(wèi)生是否放心從消費者對市場上連翹茶質(zhì)量的放心程度來看，36.02%的消費者對連翹茶的質(zhì)量是比較放心的；27.38%的消費者對市場上連翹茶的質(zhì)量持懷疑態(tài)度；22.48%的消費者對市場上連翹茶的質(zhì)量有點擔(dān)心；14.12%的消費者認為市場上的連翹茶是質(zhì)量沒有保障的，是不放心的。因此，連翹茶的質(zhì)量是需要古縣連翹茶企業(yè)在運營過程中特別注重的。圖5-13市場上連翹茶的質(zhì)量、衛(wèi)生是否放心Figure5-13qualityandhygieneofForsythiateaonthemarket（3）目前連翹茶市場上主要存在哪些問題通過對消費者的調(diào)查可知，將近60%的消費者認為目前連翹茶市場上購買不方便；一半以上的消費者認為目前市場上連翹茶的質(zhì)量參次不齊；44.67%的消費者認為目前市場上連翹茶的品牌少，消費者挑選余地少，品種不能滿足自己需求；42.65%的消費者認為目前市場上的連翹茶價格過高。僅有3.75%的消費者認為目前市場上的連翹茶還存在其他問題，比如有消費者認為古縣連翹茶缺乏龍頭企業(yè)。圖5-14目前連翹茶市場主要的問題有哪些Figure5-14whatarethemainproblemsinForsythiateamarket1.3古縣連翹茶消費者購買意愿影響因素實證分析1.3.1因子分析1.3.1.1因子分析的可行性檢驗通過KMO和Bartlett球形度檢驗對問卷進行因子分析，參考Kaiser常用KMO度量標(biāo)準(zhǔn)，確定本文KMO檢驗標(biāo)準(zhǔn)如下：（1）效度不適合：KMO＜0.7；（2）效度適合：0.7＜KMO＞0.8；（3）效度很適合：0.8＜KMO＞0.9；（4）效度非常適合：KMO＞0.9。運用SPSS22.0分析問卷整體效度結(jié)果如表5-7所示。問卷的KMO為0.836＞0.7?？ǚ街禐?144.364，自由度為91，Bartlett球形度檢驗顯著，適合進行的因子分析。表5-7KMO和Bartlett球形度檢驗Table5-7sphericitytestofkmoandBartlettKMO取樣適切性量數(shù)。.836Bartlett的球形度檢驗上次讀取的卡方2144.364自由度91顯著性.0001.3.1.2因子提取進行EFA操作，提取特征根大于1的因子，得到總方差解釋如下表5-8所示，根據(jù)表可知,有5個因子的特征值大于1，數(shù)據(jù)結(jié)果顯示旋轉(zhuǎn)前5個因子解釋總方差的比例分別為37.647%、12.060%、9.490%、8.998%和7.195%。經(jīng)過旋轉(zhuǎn)后,解釋總方差比例分別為18.251%、17.235%、11.787%、12.278%、11.840%。累計貢獻率為71.391%，大于學(xué)術(shù)界50％的最低標(biāo)準(zhǔn)。這說明這五個因子能夠全面反映所有信息，保留了足夠的原始信息。表5-8總方差解釋Table5-8explanationoftotalvariance組件初始特征值提取載荷平方和旋轉(zhuǎn)載荷平方和總計方差百分比累積%總計方差百分比累積%總計方差百分比累積%11.27137.64737.6471.27137.64737.6472.55518.25118.25121.68812.06049.7071.68812.06049.7072.41317.23531.48531.3299.49059.1971.3299.49059.1972.21011.78751.27241.2608.99868.1961.2608.99868.1961.71912.27863.55051.0077.19571.3911.0077.19571.3911.65811.84071.3916.5804.14079.5307.5343.81683.3478.4413.15086.4979.4142.95889.45510.3432.45391.90811.3132.23794.14512.3052.18196.32613.2671.90798.23214.2471.768100.000提取方法：主成分分析。圖5-15是提取因子的碎石圖，因子1/2/3/4/5之間的連線坡度較陡,從第5個因子以后的曲線開始逐漸變平緩,并且前5個因子的特征值都大于1,而從第6個因子起特征值都小于1，這說明前面的5個因子是主要因子。碎石圖的結(jié)論與表得到的結(jié)論是一致的。由此可知，提取個主因子是合理的。并且根據(jù)得到影響因素的旋轉(zhuǎn)成分矩陣，結(jié)果表5-9所示。從該表可知，影響因素共提取5個特征根大于１的公因子，各維度題項分別屬于同一因子，且系數(shù)均大于0.5，其它因子的系數(shù)小于0.4，由此可知問卷題項效度符合要求。圖5-15碎石圖Figure5-15gravelmap表5-9旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣aTable5-9rotatedcomponentmatrixA組件12345A1.174.171.804.102.174A2.690.114.177.128.270A3.144.821.093.203.184A4.150.834.159.215.119A5.123.042.820.133.137A6.098.196.201.071.839A7.119.863.203.056.138A8.200.170.137.062.852A9.808.151.066.041.079A10.749.045.217.118.127A11.213.274.787.111.085A12.095.200.177.875.069A13.142.180.117.883.065A14.798.122.099.044-.020提取方法：主成分分析。旋轉(zhuǎn)方法：Kaiser標(biāo)準(zhǔn)化最大方差法。a.旋轉(zhuǎn)在6次迭代后已收斂。運用Kaiser標(biāo)準(zhǔn)化最大方差法對因子負荷矩陣進行正交旋轉(zhuǎn)，因子旋轉(zhuǎn)后的因子負荷矩陣如表5-9所示。旋轉(zhuǎn)以后得到的成分系數(shù)的大小表示各要素與所提取的因子之間的相關(guān)性的強弱程度，這些系數(shù)的取值范圍在-1到1之間數(shù)字值越大，表示要素與所提取的因子之間的相關(guān)性越強，要素越能夠被公因子所替代，相反，數(shù)字越小，表示相關(guān)性越弱。根據(jù)表5-9可知，第一個因子和因素A9“促銷優(yōu)惠”關(guān)系最密切，第二個因子和因素A7“功效”關(guān)系最密切，第三個因子和因素A5“外觀包裝”關(guān)系最密切，第四個因子與因素A13“親朋好友的推薦”關(guān)系最密切，第五個因子與因素A8“生活環(huán)境”關(guān)系最密切。這說明各種因素對消費者購買古縣連翹茶的意愿的貢獻是不相同的。表5-9用數(shù)學(xué)公式表示就是：A1=0.174F1+0.171F2+0.804F3+0.102F4+0.174F5A2=0.174F1+0.171F2+0.804F3+0.102F4+0.174F5A3=0.144F1+0.821F2+0.093F3+0.203F4+0.184F5A4=0.150F1+0.834F2+0.159F3+0.215F4+0.119F5A5=0.123F1+0.042F2+0.820F3+0.133F4+0.137F5A6=0.098F1+0.196F2+0.201F3+0.071F4+0.839F5A7=0.119F1+0.863F2+0.203F3+0.056F4+0.138F5A8=0.200F1+0.170F2+0.137F3+0.062F4+0.852F5A9=0.808F1+0.151F2+0.066F3+0.041F4+0.079F5A10=0.749F1+0.045F2+0.217F3+0.118F4+0.117F5A11=0.213F1+0.274F2+0.787F3+0.111F4+0.085F5A12=0.095F1+0.200F2+0.177F3+0.883F4+0.069F5A13=0.142F1+0.180F2+0.117F3+0.883F4+0.065F5A14=0.798F1+0.122F2+0.099F3+0.044F4-0.020F5因為后面還需要利用這五個因子做回歸分析，所以表5-10采用標(biāo)準(zhǔn)化最大方差法繼續(xù)給出了因子得分系數(shù)矩陣，通過公式F=w11A1+w12A2+…+wikAk可以計算出五個因子的值因子值的計算采用的是回歸方法。表5-10因子得分系數(shù)矩陣Table5-10factorscorecoefficientmatrix組件12345A1-.058-.047.441-.064-.036A2.284-.070-.049.007.094A3-.031.407-.103-.024-.020A4-.032.416-.054-.025-.087A5-.075-.122.475-.015-.041A6-.089-.064-.046-.018.602A7-.048.457-.008-.152-.078A8-.026-.081-.100-.019.616A9.384.005-.101-.058-.062A10.331-.095.000.005-.023A11-.034.028.426-.076-.126A12-.054-.081-.035.586-.020A13-.020-.090-.079.599-.016A14.387.000-.060-.054-.141提取方法：主成分分析。旋轉(zhuǎn)方法：Kaiser標(biāo)準(zhǔn)化最大方差法。根據(jù)表中因子得分系數(shù)矩陣,可得出因子得分函數(shù)如下：F1=-0.058A1+0.284A2+-0.031A3-0.032A4-0.075A5+…-0.020A13+0.387A14F2=-0.047A1-0.070A2+0.407A3+…-0.090A13+0.000A14F3=0.441A1-0.049A2-0.103A3+…-0.079A13-0.060A14F4=-0.064A1+0.007A2-0.024A3+…+0.599A13-0.054A14F3=-0.036A1-0.094A2-0.020A3+…-0.016A13-0.141A141.3.1.3因子命名

表5-11因子命名及分析Table5-11factornamingandanalysis因子編號變量因子負荷F1價格因素A2價格.690A9促銷優(yōu)惠.808A10賣家服務(wù).749A14個人收入狀況.798F2產(chǎn)品因素A3口感.821A4質(zhì)量安全.834A7功效.863F3品牌因素A1品牌.804A5外觀包裝.820A11廣告宣傳.787F4渠道因素A12購買連翹茶的便捷性.875A13親戚朋友的推薦.883F5環(huán)境因素A6產(chǎn)地環(huán)境.839A8生活環(huán)境.852綜合以上分析發(fā)現(xiàn)，第一個因子由“A2價格、A9促銷優(yōu)惠、A10賣家服務(wù)、A14個人的收入狀況“四個題目組成，根據(jù)這些因素，本文將其命名為“價格因素”；第二個因子由“A3口感、A4質(zhì)量安全、A7功效”三個題目組成，根據(jù)這些因素，本文將其命名為“產(chǎn)品因素”；第三個因子由“A1品牌、A5外觀包裝、A11廣告宣傳”三個題目組成，根據(jù)這些因素，本文將其命名為“品牌因素”；第四個因子由“A12購買連翹茶便捷性、A13親戚朋友的推薦”兩個題目組成，根據(jù)這些因素，本文將其命名為“渠道因素”；第五個因子由“A6產(chǎn)地環(huán)境、A8生活環(huán)境”兩個題目組成，根據(jù)這些因素，本文將其命名為“環(huán)境因素”。1.3.2變量定義本文重點研究消費者對茶產(chǎn)品的購買意愿并構(gòu)建相關(guān)基礎(chǔ)理論模型?？v觀國內(nèi)外文獻綜述存在大量關(guān)于消費者購買意愿影響因素的研究?？梢钥闯鱿M者個人特征（年齡、性別、收入水平等）、產(chǎn)品的質(zhì)量、產(chǎn)地等都會影響消費者的購買意愿。劉佳佳（2016）、馬冰然（2018）馮洪斌（2013）等學(xué)者都把消費者的性別、年齡、月收入、職業(yè)、婚姻狀況和文化程度作為人口統(tǒng)計變量來區(qū)分消費群體[47]。國內(nèi)對于農(nóng)產(chǎn)品的環(huán)境因素的影響更多的側(cè)重于消費者所處的家庭環(huán)境。國外則多把環(huán)境因素及集中于社會環(huán)境。如Gibbon對歐洲15歲以上的26500位消費者調(diào)查，發(fā)現(xiàn)84%的消費者會更加關(guān)注周圍的環(huán)境問題[46]。通過對國內(nèi)外文獻的了解，發(fā)現(xiàn)大部分學(xué)者從產(chǎn)品、價格、廣告宣傳和渠道這四個角度分析營銷因素。故本文整理現(xiàn)有學(xué)者對茶產(chǎn)品對消費者購買意愿影響因素分析，將影響消費者購買意愿的因素分為消費者個體特征、產(chǎn)品內(nèi)部因素、產(chǎn)品外部因素和環(huán)境因素。消費個體特征包括性別、年齡、婚姻狀況、家庭人均月收入、文化程度和職業(yè)。產(chǎn)品內(nèi)部因素是指產(chǎn)品因素，產(chǎn)品外部因素包括價格因素、品牌因素、渠道因素。環(huán)境因素包括產(chǎn)地環(huán)境和消費者所處的生活環(huán)境。從四個方面研究消費者購買意愿的影響?？偠灾?，消費者的環(huán)境、產(chǎn)品、價格、品牌、渠道都與消費者購買意愿有關(guān)。因此，本文有充分理由基于以下變量對消費者購買連翹茶意愿進行模型的構(gòu)建。表5-12古縣連翹茶消費者購買意愿的相關(guān)變量定義Table5-12relatedvariabledefinitionsofconsumers'purchaseintentionofForsythiateainGuxianCounty變量取值定義性別0-1男=0，女=1年齡0-416-29歲=0，30-39歲=1，40-49歲=2，50-59歲=3，60歲以上=4婚姻狀況0-2未婚=0，已婚=1，離異或喪偶=2家庭人均月收入0-41000元以下=0，1000-2000元=1，2000元-3000元=2，3000-4000元=3，4000元以上=4文化程度0-3初中及以下=0，高中及中專、職校=1，本科及大專=2，碩士（包括雙學(xué)位）=3職業(yè)0-9工人=0，農(nóng)民=1，企事業(yè)單位管理人員=2，公務(wù)員=3，教育、衛(wèi)生、科研從業(yè)人員=4，私營業(yè)主=5，學(xué)生=6，待業(yè)/下崗人員=7，離退休人員=8，其他=9產(chǎn)品因素通過因子分析求得價格因素通過因子分析求得品牌因素通過因子分析求得渠道因素通過因子分析求得環(huán)境因素通過因子分析求得購買意愿0-1愿意=0，不愿意=1根據(jù)調(diào)查問卷，對消費者購買意愿進行回歸分析，所以需要定義的因變量就是一個，消費者的購買意愿。通過因子分析，我們已經(jīng)得到產(chǎn)品因素、價格因素、品牌因素、渠道因素、環(huán)境因素這五個變量，再加上模型中的其他變量，總共有11個變量對古縣連翹茶的消費者購買意愿進行解釋。具體的關(guān)于有關(guān)變量(11個自變量和1個因變量)的定義見表5-12。1.3.3模型構(gòu)建本研究選擇二元Logistic回歸模型對古縣連翹茶消費者購買意愿進行分析。二元Logistic回歸模型是指被解釋變量Y只取兩個值，通常用0和1表示(虛擬因變量)。由于當(dāng)被解釋變量Y本身只取0、1兩個離散值時，用它直接做回歸模型的因變量不合適。因為因變量Y是0-1型的貝努利隨機變量，它的概率分布可以表示為:P(Y=1)=P和P(Y=0)=1-p,p表示自變量x在(i=1,2…k)的條件下Y=1的概率。所以，可以用P來代替Y做因變量，那么，Logistic函數(shù)的形式是：P=eh0+h1x1+…+hkxk/1+eh0+h1x1+…+hkxk①在數(shù)學(xué)上，p對xi的變化在0或1附近是緩慢的、不敏感的，所以要對式①做Logit變換，即Logit(P)=ln(P/1-P)。顯然，在p=0和p=1的附近，Logit(p)變化幅度很大。當(dāng)p對xi(i=1,2...k)不是線性關(guān)系時，可以通過Logit變換，使Logit(p)對xi(i=1,2...k)成為線性關(guān)系，即:Logit(P)=ln(P/1-P)=b0+b1x1+…+bkxk②式2中，b0為常數(shù)項，bk(k=1,2…k)為參數(shù)，xi(i=1,2…k)為自變量，Logit(p)為因變量。1.3.4回歸分析使用SPSS22.0對調(diào)查數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，得出消費者購買意愿的總體擬合度見表5-13。表5-13購買意愿的回歸模型擬合度Table5-13goodnessoffitofregressionmodelofpurchaseintention模型-2對數(shù)似然Cox&SnellR平方NagelkerkeR平方卡方自由度顯著性常量406.750a1274.201a.384.53317.6568.024似然比檢驗是對回歸方程整體顯著性的檢驗。只含常數(shù)項模型的-2對數(shù)似然值為406.750，而加入各個變量后，對數(shù)似然值為274.201，顯著性概率為0.024＜0.05。這表明回歸方程整體有顯著性意義。Cox&SnellR平方值為0.384，NagelkerkeR平方值為0.533，且NagelkerkeR平方是Cox&SnellR平方統(tǒng)計量的修正，表示回歸模型對因變量變異貢獻的百分比53.3%，表明模型的擬合效果較好。表5-14購買意愿多元邏輯回歸模型參數(shù)估計Table5-14parameterestimationofmultiplelogisticregressionmodelofpurchaseintentionBS.E.Wald自由度顯著性Exp(B)95%C.I.用于EXP(B)下限上限性別.122.308.1581.6911.130.6182.066職業(yè).168.1611.1021.2941.183.8641.621婚姻狀況.084.360.0551.8151.088.5372.204家庭人均月收入-.507.12516.4301.000.603.472.770學(xué)歷.002.203.0001.9941.002.6731.491年齡.155.0681.1741.0231.1681.0221.335產(chǎn)品因素.779.23211.2351.0012.1791.3823.437價格因素.683.2328.6951.0031.9811.2583.120渠道因素.745.2449.3611.0022.1071.3073.395品牌因素.875.26011.3471.0012.3991.4423.993環(huán)境因素.546.2421.1071.0241.7261.0752.772常量-13.8111.77360.7101.000.000表5-14給出了如果連翹茶保健功效比其它茶葉更顯著，但是價格上也比其他茶葉高，消費者是否愿意購買進行邏輯回歸后得到的自變量的系數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、統(tǒng)計值、自由度、顯著性概率、以及每增減一個變量引起的變動值。從表6-3中可以看到，家庭人均月收入的Wald值為16.430，顯著性概率為0.000（P＜0.001），年齡的Wald值為1.174，顯著性概率為0.023（P＜0.05），產(chǎn)品因素的Wald值為11.235，顯著性概率為0.003（P＜0.01），價格因素的Wald值為8.695，顯著性概率為0.001（P＜0.01），渠道因素的Wald值為9.361，顯著性概率為0.000（P＜0.001），品牌因素的Wald值為11.347，顯著性概率為0.008（P＜0.01），環(huán)境因素的Wald值為1.107，顯著性概率為0.014（P＜0.05），結(jié)果顯示，這七個變量的Wald值較大，且顯著性概率小于0.001或小于0.01或小于0.05，說明家庭人均月收入、年齡、產(chǎn)品因素、價格因素、渠道因素、品牌因素、環(huán)境因素對消費者購買意愿的回歸系數(shù)顯著。1.3.5分析結(jié)果回歸分析結(jié)果表明，家庭人均月收入、年齡、產(chǎn)品因素、價格因素、渠道因素、品牌因素、環(huán)境因素對消費者購買連翹茶意愿有顯著正向影響，是影響消費者購買古縣連翹茶的主要因素。而消費者的性別、職業(yè)、婚姻狀況、文化程度對古縣連翹茶購買意愿的作用都不明顯。Exp值越大，說明自變量對因變量的影響越大。由表5-14可以得出，Exp值由大到小分別是：品牌因素的Exp值是2399，產(chǎn)品因素的Exp值是2179，渠道因素的Exp值為2107，價格因素的Exp值為1981，環(huán)境因素的Exp值是1726，年齡的Exp的值為1168，家庭人均月收入的Exp的值為603。各個變量對古縣連翹茶的購買意愿影響分析如下：品牌因素。品牌因素的Wald值為11.347，顯著性概率為0.008（P＜0.01），Exp值在五個因素中的值最大，這說明品牌因素不僅是影響消費者購買古縣連翹茶意愿的主要因素，而且對消費者購買意愿的影響最大。通過因子分析可知品牌因素代表品牌的知名度、包裝和廣告宣傳力度。知名度越大說明品牌越強，形成自己獨特的品牌形象，消費者更容易記住品牌，在消費者對某種產(chǎn)品有需求時，會優(yōu)先考慮知名度大的產(chǎn)品。很多品牌知名度很高，也會繼續(xù)加大廣告宣傳，經(jīng)常廣告宣傳可以增加與消費者的互動，也更容易了解消費者的需求。產(chǎn)品的包裝也是產(chǎn)品形象和產(chǎn)品品質(zhì)的一種體現(xiàn)，消費者會通過包裝上對產(chǎn)品的介紹，提高對產(chǎn)品的認