文化混搭產(chǎn)品的消費者反應研究

郭曉凌，謝 毅，王 彬，高 赟

對外經(jīng)濟貿(mào)易大學 國際商學院，北京 100029

引言

當今，許多全球品牌利用底蘊深厚的中國文化，推出包含中國文化元素的特色新產(chǎn)品，如星巴克月餅、哈根達斯冰激凌火鍋等。此類產(chǎn)品既包含全球品牌承載的全球文化，也體現(xiàn)出中國傳統(tǒng)文化，因此屬于文化混搭產(chǎn)品[1]。隨著中西文化交流的不斷增多，文化混搭已然涉及藝術(shù)、建筑、產(chǎn)品和服務等諸多領(lǐng)域，成為消費者視野中的一種普遍現(xiàn)象。但是，有關(guān)消費者對市場上文化混搭產(chǎn)品的行為意向的研究還較為缺乏。消費者對于星巴克月餅等文化混搭產(chǎn)品的反應可能比星巴克咖啡或稻香村月餅等文化純粹產(chǎn)品更為復雜，更具文化考量。一方面，全球品牌推出的文化混搭產(chǎn)品既包含品牌全球性，也具有產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍?；另一方面，這些當?shù)匚幕厣r明的新產(chǎn)品也可視為品牌的文化延伸，因此還需要考慮它們能否保留原品牌的文化含義，即延伸是否具有真實性。雖然已有研究探討了全球品牌加入中國文化元素后的消費者反應，但更多的限于認知加工視角[2]。文化混搭產(chǎn)品綜合體現(xiàn)了全球品牌承載的全球文化、當?shù)禺a(chǎn)品體現(xiàn)的當?shù)匚幕推放谱陨韨鬟f的品牌文化。本研究從文化視角，在全球品牌和品牌延伸的已有研究基礎(chǔ)上，以兩類文化混搭新產(chǎn)品為對象開展研究。具體回答兩個問題：①消費者對于文化混搭產(chǎn)品的感知和行為意向如何；②消費者對文化混搭產(chǎn)品的行為意向受哪些因素影響、影響路徑如何。研究結(jié)果不僅有助于全球品牌洞察當?shù)叵M者反應，而且可以為決心走出去的中國企業(yè)和新興的中國全球品牌提供借鑒。

1 相關(guān)研究評述

1.1 文化混搭

文化混搭產(chǎn)品是一種文化混搭現(xiàn)象。CHIU et al.[1]

將文化混搭寬泛地界定為兩種或兩種以上不同的文化傳統(tǒng)在同一時間、空間內(nèi)通過載體同時呈現(xiàn)在人們面前。文化混搭見諸產(chǎn)品、影視藝術(shù)、城市街道等各個方面，引起消費心理學、文化心理學和社會心理學研究人員的廣泛關(guān)注，他們將文化混搭研究視為文化與心理研究的新里程[3]。從文化心理學角度，兩種文化并呈帶來雙文化呈現(xiàn)效應，表現(xiàn)為文化的刻板性和差異性感知強化。而全球化背景下的文化混搭意味著強勢的全球文化進入當?shù)?，當?shù)厝藭X得自身文化受到污染，因而產(chǎn)生排斥效應[4]。排斥效應還可能由于覺得本地文化受到威脅[5]，或者是情緒上覺得厭惡[6]?？傮w上，已有研究認為文化混搭引起本能的、自動的外來文化排斥。鑒于此，許多研究人員著力探討降低排斥反應的條件，如讓兩種文化保持一定距離[7]、消費者平衡全球與當?shù)卣J同[8]以及采取多元文化導向[9]等。

需要注意，已有的文化混搭研究多采用實驗法，通過向被試展示麥當勞和月餅等富有外來或當?shù)匚幕栆饬x的刺激物啟動文化混搭，并測量其效應。但文化混搭產(chǎn)品具有特殊性。一方面，它不僅是雙文化并呈，更是雙文化共存于同一產(chǎn)品；另一方面，根據(jù)文化分域理論，它屬于文化分域理論中的物質(zhì)性領(lǐng)域，而非故宮等象征性領(lǐng)域或宗教場所等神圣性領(lǐng)域，因此消費者可能更易接受[10]。文化混搭產(chǎn)品的已有研究多從認知角度出發(fā)，且多限于虛擬產(chǎn)品。研究發(fā)現(xiàn)，對于外國文化修飾母國文化的文化混搭產(chǎn)品，如配著勺筷的瓷質(zhì)中式餐盤以鷹作為底部圖案，消費者評價低于母國文化修飾外國文化的混搭產(chǎn)品，如配著刀叉的銀質(zhì)西式餐盤以龍作為底部圖案。其原因在于消費者面對前者時更擔心文化入侵[11]。還有研究以幸運銅錢披薩和大米漢堡包為刺激物，發(fā)現(xiàn)中國消費者評價高于西方消費者[12]，也為上述結(jié)果提供了佐證。中國消費者視銅錢和大米為母國文化元素，幸運銅錢披薩和大米漢堡包意味著本國文化起修飾作用，對西方消費者而言則反之。實際市場中的文化混搭產(chǎn)品也更多屬于外國產(chǎn)品汲取中國當?shù)匚幕?，即中國文化用來修改、修飾外來文化，因此可以預期消費者接受度更高，這有別于上述雙文化并呈自動引起排斥效應的一般性結(jié)論。另外，由于文化混搭產(chǎn)品融合了兩種不同文化，在側(cè)重差異性的比較模式下，消費者感知產(chǎn)品更為新穎、更有創(chuàng)意，因而更加喜歡產(chǎn)品并愿意購買[13]。

1.2 全球品牌推出的文化混搭產(chǎn)品

針對全球品牌在中國市場上推出的各種真實文化混搭產(chǎn)品，營銷學者專門通過調(diào)查法探究消費者反應。一項研究以肯德基皮蛋瘦肉粥、惠普牡丹上網(wǎng)本、古琦赤龍紋包等6個全球品牌推出的中國元素產(chǎn)品為對象，從認知加工視角，發(fā)現(xiàn)中國元素的刻板印象一致性能促進消費者購買可能性，而且產(chǎn)品的當?shù)匚幕笳餍云鹬薪樽饔茫數(shù)匚幕笳餍詫徺I可能性的影響還因消費者當?shù)卣J同而得到強化[2]。另有研究發(fā)現(xiàn)，此類產(chǎn)品蘊含的全球與當?shù)匚幕呤欠裣嗳菀矊οM者產(chǎn)生影響，影響方式與刻板一致性類似[14]。本研究認為，由于全球品牌吸納的往往是極富文化意義的中國元素，因此對其的研究從文化而非信息處理視角更為貼切。在文化視角下，已有研究考慮了全球文化和當?shù)匚幕?，但未涉及品牌自身的文化底蘊和傳承?？系禄托前涂穗m均為源自美國的全球品牌，但其品牌形象迥異，文化格調(diào)不同，因此它們推出的中國元素產(chǎn)品能否被消費者接受還可能受品牌自身文化的影響，不能僅以全球或外國文化冠之。再者，此類文化混搭產(chǎn)品，有些屬于品牌的垂直延伸，如惠普牡丹上網(wǎng)本和巴寶莉“?！眹?，不涉及新的品類；有些則是典型的品牌延伸，品牌需推出新產(chǎn)品，如星巴克月餅，就需要納入品牌延伸理論進行考察。TORELLI et al.[15]從文化角度檢驗延伸產(chǎn)品激發(fā)的文化圖式與母品牌的一致性如何影響品牌的文化延伸，但其文化圖式僅限于國家文化，不適用于文化混搭產(chǎn)品。

具體而言，本研究關(guān)注的文化混搭產(chǎn)品是由全球品牌針對海外市場推出，融入當?shù)匚幕?，且不同于品牌原有產(chǎn)品的新產(chǎn)品。誠然，現(xiàn)實中，企業(yè)在原有產(chǎn)品中加入當?shù)匚幕刈觥包c綴”較之推出具有當?shù)匚幕厣男庐a(chǎn)品更為常見，但后者結(jié)合了全球品牌與當?shù)禺a(chǎn)品，屬于更為徹底的文化混搭，且未有專門研究。因此，本研究集中于此類混搭產(chǎn)品，具體為全球品牌在中國推出的具有中國傳統(tǒng)文化象征意義的新產(chǎn)品，如星巴克月餅、星巴克星冰粽和肯德基油條等。這類產(chǎn)品同時包含全球文化和當?shù)匚幕?，已有研究采用雜合[16]、重疊[17]或混搭[10]等不同術(shù)語，本研究采用混搭來表述。

本研究分別從全球和當?shù)匚幕⑵放蒲由煺鎸嵭詢煞矫娣治龃祟惍a(chǎn)品的文化特性。

1.3 文化混搭產(chǎn)品的當?shù)匚幕笳餍院透兄放迫蛐?/h3>

品牌的當?shù)匚幕笳餍灾钙放葡笳鞅緡竦膬r值觀、需求和渴望的程度[18]，或者更簡單地指品牌象征當?shù)匚幕⑴c之關(guān)聯(lián)的程度[19]。利用當?shù)匚幕Y源，汲取文化歷史內(nèi)涵，品牌可以成長為意蘊豐富的象征性品牌或標志性品牌[20]，如可口可樂象征美國文化，同仁堂象征中國文化。與品牌類似，有些產(chǎn)品也具有高度象征性，如牛排象征美國文化，月餅象征中國文化。在全球營銷實踐中，這些與特定國家文化傳統(tǒng)和歷史遺產(chǎn)相關(guān)聯(lián)的象征意義是品牌可資利用的寶貴文化資源。一方面，有助于當?shù)仄放茟獙碜匀蚱放频母偁帲⑦M一步邁向全球市場發(fā)展為全球品牌；另一方面，也是全球品牌加強當?shù)匚幕B接，從而提高當?shù)匦愿兄闹匾緩絒21]。

同時，出自全球品牌旗下的文化混搭產(chǎn)品也具有感知品牌全球性。STEENKAMP et al.[19]認為，品牌全球性可通過消費者感知的品牌外國市場進入程度進行測量，并提出感知品牌全球性(perceived brand globalness,PBG)概念。全球品牌的這一界定基于消費者感知而非傳統(tǒng)的企業(yè)標準化營銷，因此為全球品牌研究開啟了一個嶄新視角[22]。而且，這一概念突破原產(chǎn)國、品牌來源國和品牌所有國的限制，突出消費者視角全球品牌最一般、最基本的特性-全球性，即存在于全球市場并為全球消費者所用，因此被基于消費者的全球品牌研究廣泛采用。消費者感知的全球性體現(xiàn)了全球品牌不同于一般品牌的特殊價值，是形成全球品牌資產(chǎn)的主要來源之一[23]。通常，感知品牌全球性不會直接作用于消費行為，而是作為一種線索，啟動消費者關(guān)于全球品牌的積極聯(lián)想或推斷，如質(zhì)量和聲望[19]、自我表達、信任和情感[24]，進而對于消費行為產(chǎn)生積極影響。因此，感知品牌全球性構(gòu)成全球品牌最具抽象意義的品牌資產(chǎn)。

1.4 品牌延伸真實性

文化混搭產(chǎn)品以全球品牌為母品牌，以當?shù)匚幕厣a(chǎn)品為新產(chǎn)品，因而可從品牌延伸視角進行考察。在品牌延伸領(lǐng)域，延伸產(chǎn)品與品牌的契合度一直被視為延伸成功的決定要素[25]。契合度最初從原產(chǎn)品與新產(chǎn)品的物理相似性方面考慮，之后不囿于此，加入了原品牌與新產(chǎn)品之間較為抽象的相關(guān)性，如新產(chǎn)品與品牌概念的一致性[26]。但是，延伸契合度的概念一直基于認知范疇化理論，對契合的評價反映了一種認知過程，與文化、關(guān)系和情感無關(guān)[27]。但是，有研究發(fā)現(xiàn)，當母品牌屬于文化產(chǎn)品且已形成獨特的品牌文化精髓時，如迪士尼的奇幻體驗、星巴克的第三空間，就需要考慮新產(chǎn)品在品牌文化內(nèi)涵的繼承保留方面是否具有真實性，是否保留了品牌原有的文化含義，即品牌延伸真實性(brand extension authenticity,BEA)如何[27]。品牌真實性包括內(nèi)部一致性和外部一致性，內(nèi)部一致性反映品牌是否保持核心本質(zhì)，對品牌自身而言是否是真實的；外部一致性指品牌是否真正如其表現(xiàn)的，不假冒、不夸大[28]。由于新產(chǎn)品是在原品牌基礎(chǔ)上的繼承和發(fā)揚，因此可通過內(nèi)部一致性考察延伸真實性。需要注意的是，雖然品牌延伸真實性和品牌真實性二者都基于真實性，但品牌延伸真實性屬于品牌延伸范疇，指新產(chǎn)品相對于母品牌的真實性，而品牌真實性僅討論品牌本身的真實性，如可信、持續(xù)、正直和象征意義[29]。品牌延伸真實性與品牌真實性的區(qū)別詳見表1。

資料來源：作者根據(jù)相關(guān)研究整理。

2 理論分析和研究假設

2.1 產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍詫οM者行為意向的影響

本研究的文化混搭產(chǎn)品雖包含全球文化意義，但當?shù)匚幕笳餍苑浅ｕr明。其當?shù)匚幕笳餍泽w現(xiàn)于產(chǎn)品而非品牌，如星巴克月餅就體現(xiàn)出月餅代表的“月圓家和”這一中國傳統(tǒng)文化元素。因此，本研究將品牌文化象征性概念遷移至產(chǎn)品，提出產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍?product local iconness,PLI)，用于測量文化混搭產(chǎn)品象征本國公民的價值觀、需求和渴望的程度。

當?shù)匚幕笳餍愿叩漠a(chǎn)品可能對消費者很有吸引力。首先，消費者雖然在全球化進程中逐步形成了全球認同，但他們的當?shù)卣J同作為立身之本并未消失，因此很可能形成雙文化認同或混合認同[30]。在特定情景下，受當?shù)卣J同驅(qū)動，消費者認為購買此類產(chǎn)品能增進自己與當?shù)丶爱數(shù)匚幕穆?lián)系，強化當?shù)厝苏J知[31]。其次，當?shù)匚幕笳餍愿叩漠a(chǎn)品具有豐富的文化資本，而文化資本標志著社會階層[32]，消費者因此認為消費此類產(chǎn)品有利于提升自己的社會階層。?ZSOMER[18]和STEENKAMP et al.[19]的實證研究結(jié)果表明，當?shù)匚幕笳餍詫τ谙M者態(tài)度和行為有積極影響。這一正面影響在中國市場也得到驗證[2]。因此，本研究提出假設。

H1文化混搭產(chǎn)品的當?shù)匚幕笳餍哉蛴绊懴M者行為意向。

進一步地，當?shù)匚幕笳餍酝ㄟ^中間機制對消費行為產(chǎn)生影響。

(1)消費者可能認為當?shù)匚幕笳餍愿叩漠a(chǎn)品質(zhì)量更高。因為全球品牌和產(chǎn)品可能趨于標準化，導致無法深刻領(lǐng)悟當?shù)匦枨蟛⒆龀龀浞址磻?。相比之下，當?shù)禺a(chǎn)品更適合當?shù)叵M者的口味，也更容易滿足消費需求，從而使消費者覺得質(zhì)量更高。而且，與當?shù)匚幕笳餍缘偷漠a(chǎn)品相比，當?shù)匚幕笳餍愿叩漠a(chǎn)品因為與消費的文化意義相關(guān)而更受消費者重視[33]，其質(zhì)量也可能更有保證。GER[34]認為，當?shù)仄放频墓芾碚呷裟軌蚶卯數(shù)匚幕Y產(chǎn)，深刻理解當?shù)匚幕约跋M者需求和喜好，提供更高質(zhì)量的產(chǎn)品，就能夠贏得當?shù)叵M者青睞；SWOBODA et al.[17]的實證研究結(jié)果也表明，無論是西方品牌還是亞洲品牌零售店，其感知本土性都可以提高消費者對產(chǎn)品質(zhì)量性能的認知，進而促使其頻繁光顧。因此，本研究提出假設。

H2a文化混搭產(chǎn)品的當?shù)匚幕笳餍酝ㄟ^產(chǎn)品感知質(zhì)量對消費者行為意向產(chǎn)生正向影響。

(2)產(chǎn)品的當?shù)匚幕笳餍钥赡芴岣呦M者的聲望感知進而促進積極消費行為。當?shù)匚幕笳餍愿咭馕吨c當?shù)匚幕Y本聯(lián)系緊密，承載著歷史文化遺產(chǎn)，代表著獨特性，從而可能成為產(chǎn)品的聲望來源，也有利于企業(yè)形成差異化優(yōu)勢。研究發(fā)現(xiàn)，對于有文化意義的產(chǎn)品，如可樂，無論在發(fā)達國家還是在發(fā)展中國家，當?shù)匚幕笳餍跃兄谔嵘M者的感知聲望[18]。另一項針對美國和韓國消費者的研究也發(fā)現(xiàn)，當?shù)叵笳餍阅軌蛱岣弋a(chǎn)品感知聲望[19]。同樣，對于中國消費者，零售品牌的當?shù)匚幕笳餍砸餐ㄟ^感知聲望或心理價值提高消費者光顧意愿，對來自西方國家的那些品牌尤為如此[17]。因此，本研究提出假設。

H2b文化混搭產(chǎn)品的當?shù)匚幕笳餍酝ㄟ^產(chǎn)品感知聲望對消費者行為意向產(chǎn)生正向影響。

2.2 感知品牌全球性對消費者行為意向的影響

依據(jù)可及性-可診斷性理論，盡管感知品牌全球性是可及信息，但并非可診斷信息，不會直接影響消費者反應，需要通過功能價值或心理價值路徑發(fā)揮作用[35]。此外，感知品牌全球性也可能通過感知質(zhì)量、感知聲望、感知認同表達性并進而通過品牌信任和情感發(fā)揮作用[24]。據(jù)此，本研究認為，對于文化混搭產(chǎn)品，其感知品牌全球性通過感知質(zhì)量和感知聲望兩條路徑影響消費者的行為意向，即心理(情感)和功能(認知)兩方面機制。因此，本研究提出假設。

H3a文化混搭產(chǎn)品的感知品牌全球性通過產(chǎn)品感知質(zhì)量對消費者行為意向產(chǎn)生正向影響；

H3b文化混搭產(chǎn)品的感知品牌全球性通過產(chǎn)品感知聲望對消費者行為意向產(chǎn)生正向影響。

2.3 品牌延伸真實性對消費者行為意向的影響

如前所述，品牌延伸契合度反映了延伸產(chǎn)品與母品牌的相似性或相關(guān)性，而品牌延伸真實性反映了延伸產(chǎn)品與母品牌的文化連接，可用來測量延伸產(chǎn)品是否繼承了原品牌的精華、氣質(zhì)或DNA。因此，寬泛地講，真實性和契合度都關(guān)注延伸產(chǎn)品與原品牌的一致性，但真實性考察延伸產(chǎn)品是否為母品牌合理的、文化一致的延伸，契合度只是認知意義上的一致性。對于文化混搭產(chǎn)品，品牌延伸真實性采取的文化視角非常適合。因為全球品牌不僅具有全球性，而且品牌自身經(jīng)過發(fā)展傳承已經(jīng)形成特有的文化，它們推出的中國當?shù)匚幕厣庐a(chǎn)品能否“真實”地反映原有品牌，很可能影響消費者的評價和接受。倘若認為新產(chǎn)品是真實的品牌延伸，則更容易接受。因此，本研究提出假設。

H4品牌延伸真實性正向影響對于文化混搭產(chǎn)品的消費者行為意向。

同時，延伸真實性也可能通過中間路徑對消費者行為意向產(chǎn)生影響。延伸真實性主要強調(diào)一致性，特別是內(nèi)部一致性，即新產(chǎn)品忠于品牌自身并維持本質(zhì)內(nèi)核[27]。倘若延伸具有真實性，一方面，體現(xiàn)了基于客觀信息(如年代、質(zhì)量、性能、產(chǎn)地)的一致性，或稱線索真實性[36]，表明品牌歷經(jīng)時間和地域變化保持恒定，因此混搭產(chǎn)品可視為符合品牌的長期既定標準，質(zhì)量值得信賴，可以提高感知質(zhì)量并進而促進消費行為意向。另一方面，延伸真實性還可體現(xiàn)基于與自我認同相關(guān)的一致性，稱為存在真實性[37]，即品牌在揭示消費者更為深刻的自我認同上也能維持久遠，不改初衷。因此，對于具有延伸真實性的文化混搭產(chǎn)品，消費者可能認為它能夠表達自我，傳遞聲望，因而提高感知聲望并進而促進消費行為意向。因此，本研究提出假設。

H5a文化混搭產(chǎn)品的品牌延伸真實性通過產(chǎn)品感知質(zhì)量對消費者行為意向產(chǎn)生正向影響；

H5b文化混搭產(chǎn)品的品牌延伸真實性通過產(chǎn)品感知聲望對消費者行為意向產(chǎn)生正向影響。

綜上，本研究的概念模型見圖1。

圖1 概念框架Figure 1 Conceptual Framework

3 研究過程和方法

3.1 前測

前測的目的在于，一方面，初步識別出消費者視野中的若干文化混搭產(chǎn)品，明確文化混搭產(chǎn)品既包括在原有品類中點綴中國文化元素而推出的新產(chǎn)品，也包括本研究重點關(guān)注的具有中國文化特色的新品類延伸產(chǎn)品；另一方面，在延伸產(chǎn)品中選擇文化混搭認知度高的產(chǎn)品作為研究對象。由于基于品牌的一貫標準和核心文化內(nèi)涵測量品牌延伸真實性，虛擬品牌較難實現(xiàn)，因此采用真實全球品牌推出的中國文化特色產(chǎn)品。2015年12月，經(jīng)過搜索商業(yè)報刊雜志，本研究獲得具有文化混搭意味的10種產(chǎn)品，選擇北京市48名20歲～30歲的消費者，測量他們對這些產(chǎn)品的文化混搭感知。

在調(diào)查過程中，調(diào)研人員出示混搭產(chǎn)品的文字描述并配以圖片。為避免混淆效應，圖中僅出現(xiàn)品牌名稱、標識和產(chǎn)品名稱，未含任何廣告宣傳語。隨機展示產(chǎn)品，請每名被試為5種產(chǎn)品的文化混搭程度評分。具體采用7點評分法，1為完全不混搭，7為完全混搭。表2給出10種產(chǎn)品的文化混搭得分均值以及是否顯著大于或小于中值4的t檢驗結(jié)果。

由表2可知，全部產(chǎn)品中有8種產(chǎn)品的文化混搭得分顯著高于中值4，僅熊貓高跟鞋和冰淇淋火鍋的文化混搭得分未顯著高于中值4，說明文化混搭確實見諸各類品牌和產(chǎn)品。更重要的是，其中只有4種產(chǎn)品屬于利用原有品牌推出的延伸產(chǎn)品，是徹底的文化混搭，從企業(yè)角度則是更高程度的當?shù)鼗e措，其余6種是在原有產(chǎn)品中加入中國文化元素。而且，4種延伸產(chǎn)品的文化混搭得分也不盡一致，本研究選擇得分較高的3種作為研究對象，其中，將星巴克星冰粽用于預測試，將星巴克月餅和肯德基油條用于正式研究。

3.2 量表預測試

為了保證所有變量的測量量表滿足信度和效度要求，本研究盡量采用已有研究中的成熟量表。但由于SPIGGLE et al.[27]開發(fā)的品牌延伸真實性量表在中國的應用尚不多見，因此本研究利用預測試對其進行檢驗。另外，品牌延伸真實性包含4個維度，共16個題項，通過預測試可刪減題項，縮短量表，以減少因問卷過長、被訪者厭倦而導致的調(diào)查誤差。

表2 10種產(chǎn)品的文化混搭得分和t檢驗結(jié)果Table 2 Cultural Mixing Scores and t-Test Results of Ten Products

注：***為p<0.010，**為p<0.050，下同；a為延伸產(chǎn)品。

2016年1月進行預測試，使用的產(chǎn)品為星巴克星冰粽，采用在線問卷調(diào)研網(wǎng)站收集數(shù)據(jù)。有53位被試參與本次預測試，男性占56.604%，女性占43.396%，平均年齡為40歲，79.245%的被試月收入在5 000元以上，96.226%為本科及以上學歷。相對年輕且有高學歷和高收入的群體對星巴克品牌更為熟悉，更容易提供真實可靠的信息。

對品牌延伸真實性的量表進行探索性因子分析。通過方差極大正交旋轉(zhuǎn)，析出4個因子，刪除“星巴克星冰粽抓住了星巴克對我而言獨特的地方”和“我對星巴克的主要聯(lián)想在星巴克星冰粽當中沒有體現(xiàn)”兩個交叉負載題項，并反復多次旋轉(zhuǎn)，最終析出2個特征值大于1的因子，累計解釋73.208%方差。其中，因子1包含了原量表中“風格/標準”和“本質(zhì)”兩個因子的有關(guān)測項，表明品牌延伸保留了星巴克品牌的原有特質(zhì)，符合品牌的一貫標準和核心價值，因此命名為“保持品牌原有特性”，用BEA1表示。因子2主要包括原量表“承諾”因子的有關(guān)題項，表示當企業(yè)僅受利益驅(qū)動而忽略品牌資產(chǎn)的維護甚至違背品牌文化傳承時，導致品牌延伸被視為不真誠，因此命名為“真誠的品牌延伸”，用BEA2表示。具體測量題項見表3。

3.3 正式調(diào)查

正式調(diào)查分兩次進行，首先針對大都市的星巴克月餅進行調(diào)查，然后進行覆蓋面更廣的肯德基油條調(diào)查。雖然前測顯示這兩種產(chǎn)品都是比較典型的文化混搭產(chǎn)品，但考慮到兩種產(chǎn)品在不同級別城市的認知差異，故分別進行。如此，也有利于擴大研究的外部效度。此外，星巴克月餅的調(diào)研采用在線方式，而肯德基油條采取更切合實際情況、更能保證數(shù)據(jù)質(zhì)量的面對面訪談形式。

表3 測量題項和因子載荷(以星巴克月餅為例)Table 3 Measurement Scales and Factor Loadings (Case Study: Starbucks Mooncake)

注：為簡便，在此未展示調(diào)研中肯德基油條的因子載荷，但其各因子載荷均顯著大于0.500，達到聚合效度要求。

3.3.1 星巴克月餅調(diào)查過程和樣本

首先，針對星巴克在中秋節(jié)推出的月餅設計調(diào)查問卷，問卷首頁向被試展示這款產(chǎn)品的圖片，圖片上印有星巴克品牌標志；其次，請被試回答有關(guān)星巴克月餅的產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍?、感知品牌全球性和品牌延伸真實性的題項；再次，請被試回答對星巴克月餅的感知質(zhì)量和感知聲望以及消費者行為意向的題項；最后，被試回答關(guān)于延伸契合度的題項和一些人口統(tǒng)計問題。問卷前后設置類似問題以篩查無效問卷，2016年1月在北京、廣州和成都3個大都市使用調(diào)研網(wǎng)站問卷星，共獲得有效問卷260份，北京104份，廣州105份，成都51份。性別方面，男性占44.231%，女性占55.769%；年齡方面，25歲～34歲的占58.846%，35歲～44歲的占27.692%，二者合計為86.538%；收入方面，月收入4 000元人民幣以下的占18.077%，4 000元～8 000元人民幣的占45%，8 000元人民幣以上的占36.923%；學歷方面，72.308%的被試具有本科及以上學歷。分別以年齡、收入和教育程度為因子，以產(chǎn)品感知質(zhì)量、產(chǎn)品感知聲望和消費者行為意向為因變量進行方差分析。結(jié)果表明，年齡和教育程度無顯著影響，而收入有顯著影響，收入越高，評價越高。產(chǎn)品感知質(zhì)量的F值為5.880，p=0.003；產(chǎn)品感知聲望的F值為3.075，p=0.048；消費者行為意向的F值為2.885，p=0.058。

3.3.2 肯德基油條調(diào)查過程和樣本

2016年3月至4月，由擅長消費者面對面訪談的全球第二大調(diào)研公司TNS開展對肯德基油條的調(diào)研。調(diào)查人員手持平板電腦，在每個城市人流密集程度最高的兩個商廈門口進行攔截訪談，被訪者獲得一定現(xiàn)金報酬。為了保證被訪者確實居住于當?shù)囟锹每停狙芯吭O置居住時長作為篩選問題，在當?shù)鼐幼赡昙耙陨险吡袨楹细癖辉L者。與星巴克調(diào)查類似，調(diào)查人員詢問被訪者對肯德基品牌的熟悉度，然后出示肯德基油條的畫面，畫面中有肯德基的品牌標志KFC。請被訪者回答關(guān)于產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍浴⒏兄放迫蛐?、品牌延伸真實性、產(chǎn)品感知質(zhì)量、產(chǎn)品感知聲望、消費者行為意向的題項，最后提供一些個人信息。為了更直觀地了解消費者對于文化混搭產(chǎn)品的態(tài)度，此次調(diào)研增設了兩個問題，即“我認為肯德基油條不中不西、不倫不類”和“我認為肯德基油條中西合璧，是創(chuàng)新之舉”。

表4 肯德基油條調(diào)研樣本地理分布Table 4 Geographical Distribution of Samples for KFC Fried Dough Sticks

注：城市后面括號內(nèi)數(shù)據(jù)為該城市的樣本人數(shù)。

調(diào)研覆蓋全國各個地區(qū)的一、二、三線城市，得到250個樣本，樣本分布見表4。其中，男性占41.600%，女性占58.400%；年齡大于40歲的占56.800%；個人月收入低于4 000元人民幣的占77.200%；本科以下學歷的占87.600%；一線城市的占21.200%，二、三線城市的占78.800%。顯然，與對星巴克月餅的調(diào)研樣本相比，此次調(diào)研樣本年齡更大，收入和受教育程度也更低，更能代表二、三線城市消費者。以性別、年齡和收入3個人口指標為因子，以產(chǎn)品感知質(zhì)量、產(chǎn)品感知聲望和消費者行為意向為因變量分別進行單因素方差分析，結(jié)果未呈顯著差別，這可能與肯德基油條屬日常飲食且價格較低有關(guān)。因此，本研究在后續(xù)數(shù)據(jù)分析中將不考慮人口指標。

3.3.3 正式調(diào)查測量

測量方面，參考?ZSOMER[18]和STEENKAMP et al.[19]

開發(fā)的量表測量產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍?；采用預測試所得題項測量品牌延伸真實性；從產(chǎn)品支持角度測量消費者行為意向[38]，包含購買意向和正面口碑兩個方面；采用STEENKAMP et al.[19]的量表測量其余變量，涉及題項中用“該品牌”字樣都改為具體的品牌名稱“星巴克”或“肯德基”。對感知品牌全球性、產(chǎn)品感知質(zhì)量和產(chǎn)品感知聲望的測量，采用7點語義差別量表測量，例如，1為海外消費者不購買，7為海外消費者購買；對其他變量的測量，均采用Likert 7點評分法，1為完全不同意，7為完全同意。具體測量見表3。

關(guān)于控制變量，由于品牌延伸契合度對于品牌延伸成功的影響已有共識，本研究在對星巴克月餅的調(diào)研中將契合度作為控制變量[27]，采用“星巴克月餅與星巴克的原有產(chǎn)品很吻合”“星巴克月餅與星巴克的原有產(chǎn)品很相似”和“我對星巴克的品牌聯(lián)想完全體現(xiàn)到月餅這款產(chǎn)品中”3個測項進行測量，α值為0.809。由于在對星巴克月餅的調(diào)研中，人口統(tǒng)計變量中的收入水平對產(chǎn)品感知質(zhì)量、產(chǎn)品感知聲望和消費者行為意向有顯著影響，因此也加以控制。此外，品牌熟悉度也是影響消費行為的重要因素，也作為控制變量處理。

3.3.4 量表信度和效度檢驗

對星巴克月餅調(diào)查所用的量表進行信度檢驗，所有量表的Cronbach′sα值均大于0.700，具有良好信度。采用Amos進行驗證性因子分析，所有題項的標準化因子載荷系數(shù)均顯著大于0.500，各變量的平均析出方差(AVE)大于0.500，聚合效度通過檢驗。變量的信度和效度檢驗結(jié)果見表5。

本研究通過比較各變量AVE值的平方根以及各變量與其他變量之間的相關(guān)系數(shù)絕對值的大小驗證各個量表的判別效度。由表5可知，星巴克月餅各個變量AVE值的平方根均大于該變量與其他變量之間的相關(guān)系數(shù)，表明量表具有良好的判別效度。對肯德基油條的測量模型進行檢驗，發(fā)現(xiàn)所有變量的因子載荷均顯著大于0.500，表明變量具有聚合效度。雖然有些變量的AVE值未達到0.500，但AVE值的平方根均大于變量之間相關(guān)系數(shù)，僅BEA1與PLI的AVE值的平方根略低于二者的相關(guān)系數(shù)。總體上，變量之間具有判別效度。此外，各變量的α值均大于0.700，表明量表可靠性符合要求。

4 實證結(jié)果和分析

4.1 文化混搭產(chǎn)品態(tài)度

總體而言，消費者對于文化混搭產(chǎn)品呈現(xiàn)出積極態(tài)度，這既體現(xiàn)于認知層面的產(chǎn)品感知質(zhì)量和產(chǎn)品感知聲望，也體現(xiàn)于行為層面的消費者行為意向。變量均值都顯著大于中值4，對于星巴克月餅，MPQ=5.525，MPP=5.202，MBI=4.987，p值均小于0.010；對于肯德基油條，MPQ=4.398，MPP=4.186，MBI=4.457，p值均小于0.010。據(jù)此，就本研究探討的文化產(chǎn)品星巴克月餅，全球化背景下的消費者表現(xiàn)出文化開放和多元包容，這為全球公司積極利用各地文化資源開展當?shù)鼗瘧?zhàn)略提供了一定的實證支持。同時，還可以看出，消費者對于文化混搭產(chǎn)品的產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍院透兄放迫蛐跃懈叨日J知，對于星巴克月餅，MPLI=4.986，MPBG=6.098，p值均小于0.010；對于肯德基月餅，MPLI=4.552，MPBG=5.893，p值均小于0.010。表明文化混搭產(chǎn)品確實被消費者感知為全球文化與當?shù)匚幕齑睢?/p>

本研究發(fā)現(xiàn)，消費者不同意肯德基油條不倫不類之說，M=3.340，顯著低于中值，t=-6.990，p<0.010；贊成中西合璧和創(chuàng)新之說，M=4.560，顯著高于中值，t=5.854，p<0.010。這進一步表明消費者在總體上對于文化混搭產(chǎn)品持積極態(tài)度。

表5 變量的描述性統(tǒng)計以及信度和效度檢驗結(jié)果Table 5 Descriptive Statistics of Variables and Test Results for Reliability and Validity

注：對角線上數(shù)據(jù)為變量平均析出方差的平方根。

4.2 假設檢驗

4.2.1 總效應

以產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍?、感知品牌全球性和品牌延伸真實性為自變量，以收入、品牌熟悉度和品牌延伸契合度為控制變量，以消費者行為意向為因變量進行回歸分析。變量的VIF值小于5，表明自變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。表6給出回歸分析結(jié)果。

由表6可知，產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍燥@著正向影響對混搭產(chǎn)品的消費者行為意向，β星=0.280，β肯=0.255，p值均小于0.010。H1得到驗證。品牌延伸真實性中的保持品牌原有特性維度也能提升消費者行為意向，β星=0.428，β肯=0.480，p值均小于0.010；而真誠的品牌延伸的作用不顯著，β星=0.057，p>0.100。H4得到部分驗證。感知品牌全球性對消費者行為意向無顯著影響，β星=0.060，β肯=0.037，p值均大于0.100。比較標準化回歸系數(shù)大小可知，保持品牌原有特性對于文化混搭產(chǎn)品的消費者行為意向的影響最大，其次為產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍裕嬲\的品牌延伸和感知品牌全球性無顯著影響。

為了更加清晰地了解品牌延伸真實性對于文化混搭產(chǎn)品消費者反應的影響，對于星巴克月餅，本研究僅以產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍院透兄放迫蛐詾樽宰兞浚允杖?、品牌熟悉度和品牌延伸契合度為控制變量進行回歸，回歸方程顯著，F(xiàn)=50.438，p<0.010，調(diào)整R2=0.488；當加入品牌延伸真實性的兩個維度后，回歸方程的解釋力顯著增強，調(diào)整R2=0.538，ΔR2=0.050，ΔF=14.615，p<0.010。類似地，對于肯德基油條，以消費者行為意向為因變量，以產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍院透兄放迫蛐詾樽宰兞?，以品牌熟悉度為控制變量，進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)回歸方程整體顯著，F(xiàn)=55.778，p<0.010，調(diào)整R2=0.352。加入保持品牌原有特性之后，調(diào)整R2=0.468，ΔR2=0.116，ΔF=37.632，p<0.010，模型解釋能力提高了11.600%。這表明，品牌延伸真實性對文化混搭產(chǎn)品而言的確是值得考慮的重要影響要素。需要注意的是，與SPIGGLE et al.[27]的研究結(jié)果不同，品牌延伸真實性在本研究中并非契合度的補充，而是最重要的影響因素，契合度并無作用。這可能因為本研究探討文化混搭產(chǎn)品，消費者更看重延伸產(chǎn)品與品牌的文化一致性，而非產(chǎn)品相似性或相關(guān)性。

表6 品牌延伸真實性、產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍?與感知品牌全球性對行為意向的回歸分析結(jié)果Table 6 Regression Analysis Results for the Brand Extension Authenticity, Product Local Iconness and Perceived Brand Globalness on Behavioral Intention

注：由于收入和品牌延伸契合度在星巴克月餅調(diào)研中未見影響，因此在肯德基油條調(diào)研中未納入控制；在肯德基油條調(diào)研中，保持品牌原有特性和真誠的品牌延伸的相關(guān)度非常低，r=-0.104,p=0.099，與理論預期不符，因此僅采用保持品牌原有特性表示品牌延伸真實性。

4.2.2 中介效應

由表6可知自變量對因變量的影響，本研究進一步采用依次檢驗法和Bootstrap法檢驗產(chǎn)品感知質(zhì)量和產(chǎn)品感知聲望的中介作用。在檢驗中介效應時，假設自變量與中介變量之間的回歸系數(shù)為c，在控制自變量時中介變量與因變量之間的回歸系數(shù)為d，如果c和d均顯著，可證明存在中介效應；否則，將繼續(xù)采用Bootstrap直接檢驗c·d是否顯著，因為依次檢驗法檢驗力較低，可能無法檢驗出實際存在的中介效應[39]。本研究采用多重中介變量檢驗方法[40]，進行5 000次重復取樣，如果95%置信度下的偏差校正Bootstrap置信區(qū)間不包括0，則認為中介效應顯著。檢驗結(jié)果見表7。

由表7可知，產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍哉蝻@著影響產(chǎn)品感知質(zhì)量。而且，在控制自變量和控制變量的影響后，產(chǎn)品感知質(zhì)量能提升消費者行為意向，β星=0.130，β肯=0.168，p值均小于0.050。產(chǎn)品感知質(zhì)量路徑成立，H2a得到驗證。產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍詫τ诋a(chǎn)品感知聲望的影響因產(chǎn)品而異，β星=0.061，p>0.100；但是，β肯=0.208，p<0.010。而且，對于星巴克月餅，在控制自變量和控制變量的影響后，產(chǎn)品感知聲望對消費者行為意向的回歸系數(shù)顯著，β星=0.192，p<0.010。因此，繼續(xù)采用Bootstrap法檢驗，得出中介效應值為0.063，95%置信區(qū)間為[0.008,0.136]，不包含0。因此，產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍阅軌蛲ㄟ^產(chǎn)品感知聲望正向影響消費者行為意向，H2b得到驗證。與之相反，對于肯德基油條，產(chǎn)品感知聲望不能提升消費者行為意向，β肯=0.027，p>0.100。繼續(xù)采用Bootstrap法檢驗，得出中介效應值為0.020，95%置信區(qū)間為[-0.020,0.077]，包含0。H2b沒有得到驗證。

表7 中介效應的檢驗結(jié)果Table 7 Test Results for the Mediation Effect

考察感知品牌全球性的作用路徑。對于星巴克月餅，感知品牌全球性對產(chǎn)品感知質(zhì)量的回歸系數(shù)顯著，β星=0.203，p<0.010；產(chǎn)品感知質(zhì)量也顯著影響消費者行為意向，β星=0.130，p<0.050。表明感知質(zhì)量的中介效應顯著，H3a得到驗證。對于肯德基油條，感知品牌全球性對于產(chǎn)品感知質(zhì)量影響不顯著，β肯=0.042，p>0.100；但產(chǎn)品感知質(zhì)量對消費者行為意向的影響顯著，β肯=0.168，p<0.050；Bootstrap法進一步檢驗發(fā)現(xiàn)中介效應值為0.005，置信區(qū)間[-0.009,0.028]，包含0。表明感知品牌全球性無法通過產(chǎn)品感知質(zhì)量路徑促進消費者行為意向，H3a沒有得到驗證。對于產(chǎn)品感知聲望的路徑作用，星巴克月餅的感知品牌全球性與產(chǎn)品感知聲望的回歸系數(shù)顯著，β星=0.135，p<0.010；且產(chǎn)品感知聲望對消費者行為意向有顯著正向影響，β星=0.192，p<0.010。因此，感知品牌全球性可以通過中介變量產(chǎn)品感知聲望提升消費者行為意向，H3b得到驗證?？系禄蜅l的感知品牌全球性無法提升產(chǎn)品感知聲望，β肯=0.018，p>0.100；產(chǎn)品感知聲望不能提升消費者行為意向，β肯=0.027，p>0.100；而且Bootstrap法檢驗也發(fā)現(xiàn)中介效應值為0.0003，置信區(qū)間[-0.006,0.013]，包含0。因此，感知品牌全球性不能通過產(chǎn)品感知聲望影響消費者行為意向，H3b沒有得到驗證。

對于品牌延伸真實性，其作用主要體現(xiàn)在保持品牌原有特性維度。星巴克月餅的保持品牌原有特性對產(chǎn)品感知質(zhì)量有顯著正向影響，β星=0.296，p<0.010；而且產(chǎn)品感知質(zhì)量對消費者行為意向的回歸系數(shù)顯著，β星=0.130，p<0.050。表明產(chǎn)品感知質(zhì)量的中介效應顯著，H5a得到驗證。類似地，肯德基油條的保持品牌原有特性能提升產(chǎn)品感知質(zhì)量，β肯=0.537，p<0.010；而且產(chǎn)品感知質(zhì)量也能提升消費者行為意向，β肯=0.168，p<0.050。因此，產(chǎn)品感知質(zhì)量路徑成立，H5a得到驗證。產(chǎn)品感知聲望路徑的檢驗結(jié)果表明，星巴克月餅的保持品牌原有特性對產(chǎn)品感知聲望有顯著正向影響，β星=0.488，p<0.010；且產(chǎn)品感知聲望能提升消費者行為意向，β星=0.192，p<0.010。因此，產(chǎn)品感知聲望的中介效應顯著，H5b得到驗證。雖然肯德基油條的保持品牌原有特性對產(chǎn)品感知聲望有顯著正向影響，β肯=0.518，p<0.010；但產(chǎn)品感知聲望對于消費者行為意向的作用不顯著，β肯=0.027，p>0.100；且Bootstrap法檢驗發(fā)現(xiàn)中介效應值為0.039，95%置信區(qū)間為[-0.044,0.128]，包含0。表明產(chǎn)品感知聲望的中介效應不顯著，H5b沒有得到驗證。

綜上所述，產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍院捅３制放圃刑匦杂绊懴M者行為意向的產(chǎn)品感知質(zhì)量路徑對星巴克月餅和肯德基油條均成立，但產(chǎn)品感知聲望路徑僅對星巴克月餅成立；感知品牌全球性的產(chǎn)品感知質(zhì)量路徑和產(chǎn)品感知聲望路徑對星巴克月餅均成立，對肯德基油條則均不成立。總體上，星巴克月餅更多是通過產(chǎn)品感知聲望影響消費者行為意向，肯德基油條則更多以產(chǎn)品感知質(zhì)量為中介機制，而且感知品牌全球性對于后者的影響更弱。

通過表7模型3可知，當控制產(chǎn)品感知質(zhì)量和產(chǎn)品感知聲望兩個中介變量后，產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍匀匀粚οM者行為意向存在直接影響，β星=0.251，β肯=0.221，p值均小于0.010。保持品牌原有特性對消費者行為意向也有直接作用，β星=0.296，β肯=0.376，p值均小于0.010。但是，感知品牌全球性無直接作用，β星=0.008，β肯=0.029，p值均大于0.100。真誠的品牌延伸的直接作用也不顯著，β星=0.031，p>0.100。結(jié)合上述中介效應分析可知，產(chǎn)品感知質(zhì)量或產(chǎn)品感知聲望對產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍院捅３制放圃刑匦耘c消費者行為意向的關(guān)系發(fā)揮部分中介作用；感知品牌全球性僅影響星巴克月餅的產(chǎn)品感知質(zhì)量和產(chǎn)品感知聲望，對于肯德基油條沒有作用。而且，感知品牌全球性對于消費者行為意向的影響也不顯著(見表6)，表明感知品牌全球性在轉(zhuǎn)化為購買行動上的作用有限。

表8歸納了對本研究理論假設的檢驗結(jié)果。

表8 假設檢驗結(jié)果歸納Table 8 Summary of Hypotheses Test Results

5 結(jié)論

5.1 研究結(jié)果

本研究以星巴克月餅和肯德基油條為對象，采用較為廣泛的樣本，結(jié)合全球品牌和品牌延伸兩個理論視角，探討消費者對文化混搭產(chǎn)品的反應。研究結(jié)果表明，①文化混搭產(chǎn)品體現(xiàn)的當?shù)匚幕笳餍阅軌蛱嵘M者行為意向，而且產(chǎn)品感知質(zhì)量或產(chǎn)品感知聲望發(fā)揮部分中介作用；②文化混搭產(chǎn)品延伸真實性中的保持品牌原有特性維度能夠促進消費者的積極行為意向，產(chǎn)品感知質(zhì)量或產(chǎn)品感知聲望具有部分中介作用；③文化混搭產(chǎn)品的感知品牌全球性能提高星巴克月餅的產(chǎn)品感知質(zhì)量和產(chǎn)品感知聲望，但對于消費者行為意向無直接作用。

通過考察文化混搭產(chǎn)品的消費者感知和行為意向的描述統(tǒng)計，兩項研究均發(fā)現(xiàn)，文化混搭產(chǎn)品的感知品牌全球性和產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍远硷@著大于中值，表明消費者認為此類產(chǎn)品確實兼具全球文化和當?shù)匚幕?，也表明兩種文化并非此消彼長，而是彼此獨立，和諧共存。另外，文化混搭產(chǎn)品的感知質(zhì)量、感知聲望和消費者行為意向也都顯著大于中值，表明消費者對于此類產(chǎn)品有正面認知和積極行為意向，更多視其為一種創(chuàng)新之舉，表明文化混搭產(chǎn)品在文化全球化背景下頗具潛力。而且，這種潛力不僅存在于中國的一線城市，也包括二、三線城市；不僅局限于40歲以下的年輕消費者，也包含40歲以上的中老年消費者，因此值得關(guān)注。

5.2 理論貢獻

本研究首次聚焦文化混搭產(chǎn)品的消費者反應，有3個方面的理論貢獻。

(1)本研究結(jié)合全球品牌和品牌延伸兩方面理論視角，研究全球品牌推出的當?shù)匚幕厣a(chǎn)品，不僅拓寬了對全球品牌的理論考量，而且還嘗試對一類特殊的文化混搭產(chǎn)品進行理論構(gòu)建。已有關(guān)于全球品牌的研究關(guān)注全球化和當?shù)鼗?，較少考慮品牌延伸問題[22]。而且，這些研究主要考察感知品牌全球性、品牌來源國形象以及來源國與延伸品類的契合因素，未從文化角度考察消費者如何評價富有當?shù)匚幕厣钠放蒲由?，因此其結(jié)論對文化混搭產(chǎn)品并不適用。TORELLI et al.[15]從文化角度驗證延伸產(chǎn)品激發(fā)的文化圖式與母品牌一致時(如索尼推出索尼電動車)更易成功，但采用了認知加工視角且其文化圖式僅限于國家文化，不適用于文化混搭產(chǎn)品。本研究認為，全球品牌推出的文化混搭產(chǎn)品不僅包含全球文化和當?shù)匚幕?，而且品牌自身因其歷史積淀也形成其特有文化，因此，應當采取文化視角，整合全球品牌與品牌延伸兩種理論進行研究。消費者不僅通過文化混搭產(chǎn)品體驗全球文化和當?shù)匚幕€可能考慮新產(chǎn)品能否真實地反映品牌的文化傳承，即品牌延伸是否具有真實性。本研究的兩項研究結(jié)果表明，在加入品牌延伸真實性之后，消費者行為意向模型的解釋力顯著增強，分別能夠解釋53.800%和46.800%的方差，而且品牌延伸真實性對消費行為的影響最大，這在一定程度上表明研究文化混搭產(chǎn)品時采取全球品牌和品牌延伸整合視角的合理性，為文化混搭產(chǎn)品的理論解析提供了嶄新思路。

(2)本研究結(jié)論表明，全球品牌利用文化資源應當成為樹立品牌全球性形象的重要補充，我們應當在重視全球性的同時加深對全球化背景下全球品牌內(nèi)涵及建設之道的理解。雖然全球品牌研究一直強調(diào)全球品牌的全球性，甚至將全球品牌表述為全球認同消費者所持的“護照”和歸屬全世界的“通路”[41]，但實際上全球性不一定直接提升消費者品牌態(tài)度和行為。有研究建議，高價位全球品牌應首先考慮定位于文化資源豐富的特定外國文化而非抽象的全球文化[42]，暗示全球性并非全球品牌的首選訴求。也有研究者明確提出，不能將品牌全球性作為品牌資產(chǎn)的替代物，并指出已有許多研究因采用真實品牌名稱而導致品牌資產(chǎn)與品牌全球性的作用相混淆[43]。本研究理論框架不僅包括感知品牌全球性和產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍裕野从称放谱陨砦幕瘋鞒械钠放蒲由煺鎸嵭?，因此得以將品牌全球性與具體的品牌資產(chǎn)統(tǒng)籌考慮。從研究結(jié)果看，本研究也發(fā)現(xiàn)感知品牌全球性作用較弱，對于肯德基等當?shù)鼗e措明顯而且注重產(chǎn)品實用性的品牌更是如此，而產(chǎn)品的當?shù)匚幕笳餍耘c品牌自身的文化傳承作用更強。這為上述理論推斷提供了清晰的實證支持，表明塑造品牌的文化性，不管是汲取當?shù)匚幕?，恰當?shù)乩檬澜绺鞯氐奈幕Y源進行品牌延伸，還是挖掘品牌內(nèi)蘊，建立起品牌專屬的文化資源，都應當成為品牌資產(chǎn)建設的重要途徑。

(3)本研究增進了對于產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍匀绾斡绊懴M者態(tài)度和行為的理解。兩項研究均發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍阅艽龠M消費行為，為利用當?shù)匚幕Y源建設全球品牌提供了新的論據(jù)。更重要的，本研究結(jié)果表明，產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍缘淖饔脵C制可能因品牌類型而異。產(chǎn)品當?shù)匚幕笳餍允峭ㄟ^產(chǎn)品感知質(zhì)量[34]、產(chǎn)品感知聲望[19]或同時通過二者[17]起作用，已有研究尚存爭議。本研究為解決這一爭議提供了新的可能思路，即聲望型品牌可以通過質(zhì)量和聲望兩條路徑發(fā)揮作用，而功能品牌只能通過質(zhì)量路徑發(fā)揮作用。具體而言，全球品牌可以按照功能/情感、高價/低價兩個維度劃分為一流、聲望、價值和歡樂4種[42]。星巴克屬于聲望型品牌，注重情感功能，傳遞的是生活方式主張，因此在產(chǎn)品質(zhì)量之外，還能夠通過聲望感知影響消費行為；肯德基目前已褪去聲望，回歸為價值型品牌，注重產(chǎn)品性價比，傳遞的是功能主張，因此更可能通過質(zhì)量感知影響消費行為。

5.3 管理啟示

本研究表明全球品牌推出的文化混搭新產(chǎn)品能帶來消費者的積極反應，消費者視之為創(chuàng)新，而且產(chǎn)品感知質(zhì)量和產(chǎn)品感知聲望都比較高，還表現(xiàn)出積極行為意向，這些正面反應基本不受城市級別、消費者年齡、收入和教育水平影響，表明此類產(chǎn)品具有可觀的市場潛力，為全球品牌管理者通過文化混搭實行當?shù)鼗瘧?zhàn)略提供了實證支持。更具體地，對于文化混搭產(chǎn)品，本研究結(jié)論為產(chǎn)品和溝通兩方面營銷策略提供了若干啟示。

從產(chǎn)品方面，①由于文化混搭產(chǎn)品可視為一種延伸產(chǎn)品，而且保持品牌原有特性維度能正向影響消費者行為意向，因此營銷實踐者在設計文化混搭產(chǎn)品時，一定要注意保持品牌的風格和特色，盡量使新產(chǎn)品體現(xiàn)出原品牌的核心要素和文化特質(zhì)，凸顯文化傳承。同時，品牌原有特質(zhì)也包含品牌質(zhì)量標準，因此，推出的新產(chǎn)品只有在保持原品牌一貫質(zhì)量水準的前提下才能激發(fā)消費者的積極反應。②本研究發(fā)現(xiàn)當?shù)叵笳饕饬x的影響大于品牌的全球性，因此產(chǎn)品設計上還需特別考慮突出當?shù)叵笳饕饬x。具體而言，首先在外形方面要引人注目，與當?shù)匚幕芮邢噙B，做到形似，使當?shù)匚幕笳餍猿蔀榭杉靶宰顝姷男畔ⅰ＠?，星巴克月餅一望而知就是月餅，其大小、形狀以及推出時機都使中國消費者立即聯(lián)想到中秋節(jié)這一中華古老傳統(tǒng)節(jié)日。

從溝通方面，①企業(yè)要在當?shù)匦院腿蛐圆⑴e的前提下，突出前者。例如，在宣傳中以“當?shù)貍鹘y(tǒng)產(chǎn)品，全球品牌保證”為主題，而且產(chǎn)品包裝和促銷中也要盡量彰顯當?shù)匚幕厣?。同時，還要強調(diào)新產(chǎn)品承襲了品牌的一貫標準，具有一致性，從而提高消費者購買意愿。②溝通中應根據(jù)不同品牌類型采取不同訴求。本研究結(jié)果表明，對于星巴克這樣的聲望型品牌，應注重品牌的象征性和表達性，盡量激發(fā)并滿足消費者在社會聲望層面的需求。如突出文化混搭產(chǎn)品新穎、時尚、有文化內(nèi)涵，是自我贈予和饋贈他人之佳品等。而對于肯德基油條等價值型品牌，則應關(guān)注品牌的實用性和性價比，注意激發(fā)并滿足消費者在經(jīng)濟性方面的需求。

雖然本研究聚焦于中國市場上的全球品牌，但對于中國企業(yè)建設全球品牌也有若干啟發(fā)。鑒于文化的重要性和中國文化的深厚底蘊，中國企業(yè)在邁向世界時要具有文化自信，要努力利用豐富的國家文化資源，使品牌成為國家品牌的代表，發(fā)揮來源國優(yōu)勢[44]。同時，對于華為、聯(lián)想、小米和騰訊等已經(jīng)踏入全球品牌陣營的中國企業(yè)，切莫以全球性為唯一訴求，要努力打造品牌自身的獨特形象和文化，注重質(zhì)量標準和精神傳承，在此過程中要注意將國家文化資源通過品牌符號化、擬人化和敘事化等策略轉(zhuǎn)化為品牌要素[45]。此外，這些品牌也要大膽吸收和利用當?shù)氐奈幕兀M行品牌的文化延伸，使品牌在當?shù)厝搜劾镒兊酶涌捎H可敬，從而實現(xiàn)在全球范圍的長遠發(fā)展。

5.4 研究局限和未來研究方向

本研究的局限性表現(xiàn)為，①研究使用的品牌延伸真實性量表尚不夠成熟，結(jié)構(gòu)與原量表有較大差異，而且品牌延伸真實性的保持品牌原有特性維度與真誠的品牌延伸維度及其他概念相關(guān)性較差，對消費者行為意向也未呈現(xiàn)預期影響，與理論預期不符。這雖然有可能是反向問題所致，但值得繼續(xù)探討。②研究雖然考察了兩種文化混搭產(chǎn)品，但僅限于食品。盡管食品被視為最典型的文化產(chǎn)品[18]，可研究結(jié)論對于其他文化產(chǎn)品的適用性如何還需要更多研究。③研究還僅僅屬于探索性研究，由于樣本偏小，結(jié)論雖具有啟發(fā)性，但推廣需要謹慎。④關(guān)于星巴克和肯德基分屬于聲望型和價值型全球品牌[42]，雖然較為符合邏輯，但未經(jīng)過數(shù)據(jù)測量，因而關(guān)于不同品牌類型導致的差異的討論僅屬于初步探討，遠非結(jié)論。

未來研究可以擴大樣本，還可以增加產(chǎn)品類別，從而進一步提高研究結(jié)果的穩(wěn)健性和外推性。特別是在產(chǎn)品類別方面，本研究僅限于全球品牌推出的具有當?shù)匚幕厣男缕奉惍a(chǎn)品，這一特殊界定無法覆蓋文化混搭的全貌，研究結(jié)果也無法推廣到其他文化混搭產(chǎn)品和文化混搭現(xiàn)象。許多文化混搭產(chǎn)品出自奢侈品牌，如巴寶莉推出的中國福圍巾。由于消費者對奢侈品的真實性尤為關(guān)注[46]，因此，本研究發(fā)現(xiàn)可能對奢侈品有所啟發(fā)，但需要進一步實證檢驗才能獲得更為清晰的結(jié)論。此外，許多本土品牌推出的全球性產(chǎn)品，如李錦記的番茄醬，也應屬于寬泛的文化混搭產(chǎn)品范疇，其消費者反應也值得探討。而且，對于星巴克月餅，本研究發(fā)現(xiàn)其感知品牌全球性能間接通過提升感知質(zhì)量和聲望促進消費意向，但其總效應未呈顯著性，暗示全球性感知還可能通過其他路徑抑制消費行為，具體如何還有待繼續(xù)研究。

從方法論創(chuàng)新角度，考慮在繼續(xù)采用消費者調(diào)查的同時，未來研究也可加入對于二手資料的分析。例如，對現(xiàn)實中具體的文化混搭產(chǎn)品宣傳材料進行內(nèi)容分析，研究其對于全球性和當?shù)匦缘恼故臼欠衽c本研究結(jié)論相符。同時，本研究局限于對文化混搭產(chǎn)品消費者行為意向的研究，但全球品牌推出文化混搭產(chǎn)品或許并不追求產(chǎn)品的銷量，而是從更高層面希望改善或提高消費者對于品牌的整體態(tài)度。因此，有必要對于新產(chǎn)品、原品牌、原產(chǎn)品的交叉影響進行剖析[18]，如品牌是否因文化延伸新產(chǎn)品而降低真實性[47]。為了對文化混搭產(chǎn)品消費者評價機制和作用條件有更全面的理解，可能影響文化混搭產(chǎn)品消費者反應的其他一些文化心理變量，如文化會聚主義[48]和文化認同[14]也應納入考慮。同時，反映消費者與品牌關(guān)系的若干心理變量，如品牌-自我連結(jié)[49]、交換型或共享型品牌關(guān)系[50]和品牌社群中的品牌信任等社會資本[51]，也值得作為調(diào)節(jié)變量進行探討。