《古縣連翹茶消費者購買行為實證及發(fā)展建議研究》18000字（論文）

古縣連翹茶消費者購買行為實證及發(fā)展建議研究目錄TOC\o"1-2"\h\u25728古縣連翹茶消費者購買行為實證及發(fā)展建議研究 1278451.古縣連翹茶消費者購買行為實證分析 1186261.1古縣連翹茶消費者購買行為調(diào)查問卷 1176881.2古縣連翹茶消費者購買行為的描述性分析 248981.3古縣連翹茶購買行為影響因素因子分析 14174272.古縣連翹茶消費者購買意愿分析 20295742.1研究模型與評估方法 2092262.2古縣連翹茶消費者購買意愿的logistic回歸分析 2012342.2.3logistic回歸模型的結(jié)論分析 23160483.古縣連翹茶企業(yè)營銷策略建議 2589313.1產(chǎn)品策略 2534783.2價格策略 27249643.3渠道策略 29235093.4促銷策略 301.古縣連翹茶消費者購買行為實證分析1.1古縣連翹茶消費者購買行為調(diào)查問卷1.1.2調(diào)查主要內(nèi)容根據(jù)研究目的，調(diào)查問卷主要內(nèi)容包括連翹茶消費者消費行為影響因素描述性分析。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、識別好茶方式。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、功效、健康關(guān)注程度、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”。1.1.1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。1.1.3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?，對問卷進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。1.2古縣連翹茶消費者購買行為的描述性分析1.2.1古縣連翹茶消費者的統(tǒng)計特征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1-1所示。表1-1被調(diào)研者基本特征分析Table5-1analysisofbasiccharacteristicsofrespondents指標頻率百分比有效百分比累積百分比性別男16343.043.043.0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253.23.2100.0職業(yè)工人6819.619.619.6農(nóng)民5612.112.131.7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242.92.991.4離退休人員51.41.492.8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3000元以下5511.911.911.93000-5000元11132.032.043.85000-8000元7120.520.568.38000-10000元7421.321.389.610000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3000-5000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古縣連翹茶消費者的購買行為分析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53.06%,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)?；蚺紶柡炔璧南M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（3）茶類消費對比圖5-3茶類消費對比Figure5-3comparisonofteaconsumption此次調(diào)查主要是對連翹葉茶，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；其次是連翹葉茶，占比10.72%；最后是在日常生活中飲其他茶類的占比僅10.72%。這說明連翹葉茶的在山西省內(nèi)的市場還沒有完全打開，企業(yè)還需進一步開拓市場。（4）飲茶的主要場所圖5-4飲茶的主要場所Figure5-4mainteadrinkingplaces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?。黄浯问窃诩抑酗嫴?，占比53.10%，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%。（5）茶葉消費量表1-2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（22.3）42（21.7）36（22.0）20（12.2）22（13.4）女43（23.3）61（33.1）48（22.0）18（9.7）12（2.5）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（3.6）8（3.6）50-59歲13（13.5）20（23.0）23（31.0）11（14.8）7（9.4）60歲以上9（32.0）6（24.0）5（20.0）1（4.0）4（12.0）*括號內(nèi)表示占比的百分比。表1-2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。1.2.2.2購茶情況（1）購買動機圖5-5購買動機Figure5-5purchasemotivation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53.06%，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%。（2）購茶渠道圖5-6購茶渠道Figure5-6teapurchasingchannels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22.51%，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。（3）茶葉購買單價與家庭人均月收入的關(guān)系表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3000元以下1.44%2.92%3.17%2.30%1.44%0.29%0.29%3000-5000元1.19%2.05%3.78%4.32%2.02%2.88%3.75%5000-8000元4.03%2.34%4.03%2.88%0.86%1.44%0.86%8000-10000元3.75%2.63%4.03%2.02%1.44%1.44%2.02%10000元以上1.73%1.44%2.02%1.44%1.44%0.58%1.73%關(guān)于消費者購買茶葉的價格，從表1-3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23.38%。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12.1%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3.2%、2.63%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3000-5000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5000-8000元和收入在8000-10000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10000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。（4）購茶參考意見圖5-7購茶參考意見Figure5-7teapurchasingsuggestions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32.31%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23.67%、22.19%、20.17%。（5）識別好茶的方式圖5-8識別好茶的方式Figure5-8waystoidentifygoodtea從消費者識別好茶的方式來看，大部分消費者會根據(jù)茶葉的品牌來識別好茶，占比33.75%，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。（6）產(chǎn)品質(zhì)量信息來源的信任程度圖5-9產(chǎn)品質(zhì)量信息來源的信任程度Figure5-9Theleveloftrustinthesourceofproductqualityinformation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)33.46%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。1.2.2.3古縣連翹茶潛在消費者分析（1）古縣連翹茶的認知程度表1-4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%從表1-4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。可見，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1-5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%13.29%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1-5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；13.29%的消費者從沒聽說過古縣連翹茶?？梢姽趴h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1-6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%2842.6%太原4222.5%3534.6%1622.6%大同6233.3%3534.6%1622.6%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22.6%?？梢姽趴h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。（2）消費者了解古縣連翹茶的信息渠道圖5-10消費者了解古縣連翹茶的信息渠道Figure5-10informationchannelsforconsumerstounderstandGuxianForsythiatea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%。（3）消費者對古縣連翹茶功效的認同程度圖5-11消費者對古縣連翹茶功效的認同程度Figure5-11consumers'recognitionoftheefficacyofGuxianForsythiatea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?？梢?，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。1.2.2.4古縣連翹茶的市場情況（1）制約古縣連翹茶發(fā)展的因素圖5-12制約古縣連翹茶發(fā)展的因素Figure5-12FactorsrestrictingthedevelopmentofForsythiateainGuxianCounty從圖5-12可以看出，32.31%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)品缺乏標準，沒有一個明確的質(zhì)量安全標準。（2）市場上連翹茶的質(zhì)量、衛(wèi)生是否放心圖5-13市場上連翹茶的質(zhì)量、衛(wèi)生是否放心Figure5-13qualityandhygieneofForsythiateaonthemarket從消費者對市場上連翹茶質(zhì)量的放心程度來看，32.02%的消費者對連翹茶的質(zhì)量是比較放心的；23.38%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。（3）目前連翹茶市場上主要存在哪些問題圖5-14目前連翹茶市場主要的問題有哪些Figure5-14whatarethemainproblemsinForsythiateamarket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)。1.3古縣連翹茶購買行為影響因素因子分析1.3.1因子分析的基本原理因子分析是指研究從變量群中提取共性因子的統(tǒng)計技術(shù)。因子分析可在許多變量中找出隱藏的具有代表性的因子。將相同本質(zhì)的變量歸入一個因子，可減少變量的數(shù)目，還可檢驗變量間關(guān)系的假設(shè)。因子分析法的基本思想是將觀測變量進行分類，把相關(guān)性較高的分子放在同一類種中，而不同類變量之間的相關(guān)性就較低，那么每一類變量實際上就代表了一個基本結(jié)構(gòu)，即公共因子。通過用最少個數(shù)的、不可測的公共因子的線性函數(shù)與特殊因子之和來描述原來觀測的每一分量。這樣，就可以用幾個因子反映原資料的大部分信息，從而達到濃縮數(shù)據(jù)，以小見大，抓住問題本質(zhì)和核心的目的。1.3.2因子分析的過程1.3.2.1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度量標準，確定本文KMO檢驗標準如下：（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1-7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1-7KMO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.0001.3.2.2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1-8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33.647%、12.060%、9.490%、8.998%和3.195%。經(jīng)過旋轉(zhuǎn)后,解釋總方差比例分別為18.251%、13.235%、11.787%、12.278%、11.840%。累計貢獻率為71.391%，大于學(xué)術(shù)界50％的最低標準。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1-8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%11.27133.64733.6471.27133.64733.6472.55518.25118.25121.68812.06049.7071.68812.06049.7072.41313.23531.48531.3299.49059.1971.3299.49059.1972.21011.78751.27241.2608.99868.1961.2608.99868.1961.71912.27863.55051.0073.19571.3911.0073.19571.3911.65811.84071.3916.5804.14079.5307.5343.81683.3478.4413.15082.4979.4142.95889.45510.3432.45391.90811.3132.23794.14512.3052.18192.32613.2671.90798.23214.2471.768100.000提取方法：主成份分析。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1-9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1-9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：主成份分析。旋轉(zhuǎn)方法：Kaiser標準化最大方差法。a.旋轉(zhuǎn)在6次迭代后已收斂。運用Kaiser標準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1-9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1-9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“健康關(guān)注程度”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1-9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1-10采用標準化最大方差法繼續(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1-10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：主成份分析。旋轉(zhuǎn)方法：Kaiser標準化最大方差法。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+…-0.016A13-0.141A141.3.2.3因子命名表1-11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促銷因素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健康動機因素A6產(chǎn)地.839A8健康關(guān)注程度.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“促銷因素”；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、A8健康關(guān)注程度”兩個題目組成，根據(jù)這些因素，本文將其命名為“健康動機因素”。2.古縣連翹茶消費者購買意愿分析2.1研究模型與評估方法本研究選擇二元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。2.2古縣連翹茶消費者購買意愿的logistic回歸分析2.2.1回歸分析的變量定義通過上文提出的三因素論，我們將影響消費者購買古縣連翹茶的因素從三個角度分析。內(nèi)部因素包括消費者的健康關(guān)注程度。外部因素包括消費者的婚姻狀況、文化程度、家庭月收入、職業(yè)等。營銷因素分為營銷傳播和影響要素。營銷傳播分為廣告宣傳、促銷優(yōu)惠、購買方便性和親戚朋友的推薦；營銷要素包括品牌、價格、連翹茶的口感、連翹茶的質(zhì)量、連翹茶的外觀包裝、連翹茶的產(chǎn)地、連翹茶的功效和賣家服務(wù)。前文通過因子分析，將價格、促銷優(yōu)惠、賣家服務(wù)、個人收入狀況等因素用價格因素表示；將口感、質(zhì)量安全、功效用產(chǎn)品因素表示；將品牌、外觀包裝、廣告宣傳用促銷因素表示；將產(chǎn)地和健康關(guān)注程度用健康動機因素表示?？v觀國內(nèi)外文獻綜述存在大量關(guān)于消費購買意愿影響這方面的研究。比如馮洪斌（2013）在對有機農(nóng)產(chǎn)品消費者購買意愿調(diào)查研究中發(fā)現(xiàn)，健康關(guān)注程度對消費者購買有機農(nóng)產(chǎn)品具有正向影響。[46]盛光華（2020）通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)綠色產(chǎn)品包裝顏色會刺激消費者購買綠色產(chǎn)品的意愿。[47]總而言之，消費者的健康動機、產(chǎn)品、價格、促銷、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2-1古縣連翹茶消費者購買意愿的相關(guān)變量定義Table6-1relatedvariabledefinitionsofconsumers'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0-43000元以下=0，3000-5000元=1，5000元-8000元=2，8000-10000元=3，10000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促銷因素通過因子分析求得渠道因素通過因子分析求得健康動機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、促銷因素、渠道因素、健康動機因素這五個變量，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2-1。2.2.2古縣連翹茶消費者購買意愿的二元Logistic回歸分析2.2.2.1古縣連翹茶消費者購買意愿的回歸模型分析使用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2-2。表2-2購買意愿的回歸模型擬合度Table6-2goodnessoffitofregressionmodelofpurchaseintention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402.750a1274.201a.384.53313.6568.024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402.750，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2-3購買意愿多元邏輯回歸模型參數(shù)估計Table6-3parameterestimationofmultiplelogisticregressionmodelofpurchaseintentionBS.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年齡.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-.507.12512.4301.000.603.472.770學(xué)歷.002.203.0001.9941.002.6731.491職業(yè).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促銷因素.875.26011.3471.0012.3991.4423.993健康動機因素.546.2421.1071.0241.7261.0752.772常量-13.8111.77360.7101.000.000表2-3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)、標準差、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2-3中可以看到，家庭人均月收入的Wald值為12.430，顯著性概率為0.000（P＜0.001），職業(yè)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），促銷因素的Wald值為11.347，顯著性概率為0.008（P＜0.01），健康動機因素的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，說明家庭月收入、職業(yè)、產(chǎn)品因素、價格因素、渠道因素、促銷因素、健康動機因素對消費者購買意愿的回歸系數(shù)顯著。2.2.3logistic回歸模型的結(jié)論分析通過對古縣連翹茶購買調(diào)查數(shù)據(jù)分析，結(jié)果表明家庭月收入、職業(yè)、產(chǎn)品因素、價格因素、渠道因素、促銷因素、產(chǎn)地及增值因素對消費者購買連翹茶意愿有顯著正向影響。而性別、年齡、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2-3可以得出，Exp值由大到小分別是：促銷因素的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，健康動機因素的Exp值是1726，職業(yè)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：（1）產(chǎn)品因素。產(chǎn)品因素的Wald值為11.235，顯著性概率為0.003（P＜0.01），且Exp的值為2179，產(chǎn)品因素與古縣連翹茶消費意愿呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)。說明如果產(chǎn)品的口感比較好、質(zhì)量安全有保障、功效比較強，消費者消費者對產(chǎn)品的購買意愿會隨著產(chǎn)品因素展現(xiàn)出好的效果而上升。產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因是隨著經(jīng)濟快速發(fā)展，人們生活水平提高，廣大消費者的消費需求從產(chǎn)品數(shù)量轉(zhuǎn)變成了產(chǎn)品質(zhì)量，因此，質(zhì)量安全有保障，消費者的購買意愿會隨之提高。產(chǎn)品的口感好，適合消費者的胃口，在消費者有對產(chǎn)品的需求時，消費者才會購買產(chǎn)品。產(chǎn)品的功能多、效果明顯，在消費者對產(chǎn)品有需求時，消費者才會考慮購買產(chǎn)品。（2）價格因素。價格因素的Wald值為8.695，顯著性概率為0.001（P＜0.01），且Exp的值為1981，這一因素與古縣連翹茶消費意愿也存在正相關(guān)。這表明在產(chǎn)品有促銷活動、賣家服務(wù)比較好、產(chǎn)品的價格在消費者可接受范圍內(nèi)時，消費者的購買意愿會提高。消費者在購買產(chǎn)品時，通常把產(chǎn)品的價格看作是衡量產(chǎn)品價值的重要標準。在產(chǎn)品促銷力度大時，消費者會有一種物超所值的感覺，會增加對產(chǎn)品的購買意愿。產(chǎn)品的價格不只是產(chǎn)品本身的使用價值，還包括賣家的服務(wù)給消費者帶來的心理的滿足。因此賣家的服務(wù)態(tài)度好，產(chǎn)品價格在消費者可接受范圍內(nèi)，消費者的購買意愿也會提高。（3）渠道因素。渠道因素的Wald值為9.361，顯著性概率為0.000（P＜0.001），Exp值為2107，這表明渠道因素對消費者購買意愿呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)。通過因子分析可知渠道因素代表親戚朋友的推薦和購買連翹茶的便利程度。消費者通過親朋好友的交流，對產(chǎn)品的可信度會更好，在對產(chǎn)品有需求時會優(yōu)先考慮親朋好友的推薦。消費者購買產(chǎn)品越便利，說明產(chǎn)品在消費者的生活中很常見，提高了消費者對產(chǎn)品的認知，在有需求時很容易聯(lián)想到產(chǎn)品。這與王震學(xué)者的研究結(jié)果相一致。因此消費者在親戚朋友的推薦下，購買連翹茶比較方便的情況下，消費者有更大的可能性購買連翹茶。（4）促銷因素。促銷因素的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，這說明促銷因素對消費者購買意愿的影響最大。通過因子分析可知促銷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)，產(chǎn)品包裝精致會讓人感覺產(chǎn)品質(zhì)量有保障，從而也會提高產(chǎn)品購買意愿。因此，如果品牌的知名度大、外觀精美、廣告宣傳力度強，消費者有較大的意愿購買該品牌茶葉。（5）健康動機因素。健康動機因素的Wald值為1.107，顯著性概率為0.014（P＜0.05），Exp值是1726，健康動機因素是五個因子中對消費者購買意愿影響最小的因素。這說明連翹茶的生產(chǎn)環(huán)境好、消費者更關(guān)注身體健康時，消費者的購買意愿會在一定程度上提高。這一結(jié)果與學(xué)者楊晶的觀點一致。近年來隨著國家經(jīng)濟的發(fā)展，人民的可支配收入越來越多，從而更加注重自己的生活水平，在購買產(chǎn)品時更加關(guān)注的產(chǎn)品對自身健康的影響程度。消費者追求健康食品是消費者對自身健康的訴求[48]。因此消費者會由于產(chǎn)品對自身身體有益而增加對連翹茶的購買意愿。（6）家庭人均月收入。家庭人均月收入的Wald值為12.430，顯著性概率為0.000（P＜0.001），家庭人均月收入的Exp的值為603。說明家庭人均月收入與古縣連翹茶購買意愿呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。在其他條件不變的情況下，當家庭月收入越高，消費者的購買意愿越大，消費者更愿意購買產(chǎn)品，反之亦然。產(chǎn)生這種結(jié)果的原因是連翹茶作為一種藥茶，具有獨特的保健功效。消費者收入越高，生活條件越好，在購買產(chǎn)品時更注重健康意識。在消費者有連翹茶產(chǎn)品的購買需求時，收入越高，購買連翹茶的意愿越大，同時也越有能力去購買高檔茶葉。（7）職業(yè)。職業(yè)的Wald值為1.174，顯著性概率為0.023（P＜0.05），職業(yè)的Exp的值為1168。這是可能因為大部分人飲茶是由于生活習(xí)慣、休閑交際等，由于不同職業(yè)的工作性質(zhì)不同，人們空閑時間也不同，因此對茶葉的購買意愿也不同。比如企事業(yè)單位人員在日常工作中有一定的空閑時間，人們飲茶已經(jīng)成為一種生活習(xí)慣，因此對茶葉的購買意愿就會提高。但是也有學(xué)者提出了不同的見解。諸如楊雷（2018）對影響鋪前馬鮫魚的購買意愿進行研究，發(fā)現(xiàn)消費者的職業(yè)對消費者購買意愿沒有顯著影響。這要歸因于鋪前馬鮫魚消費群體主要集中在行政企事業(yè)單位[49]。3.古縣連翹茶企業(yè)營銷策略建議3.1產(chǎn)品策略通過logistic二元回歸模型分析得到產(chǎn)品因素會影響消費者的購買意愿，企業(yè)產(chǎn)品策略使用得當，消費者的購買意愿會大大提升。通過因子分析得出，產(chǎn)品因素包括產(chǎn)品的功效、質(zhì)量安全和產(chǎn)品的口感，其中功效得因子負荷最大，說明產(chǎn)品因素應(yīng)該更注重突出產(chǎn)品的功效。3.1.1提升產(chǎn)品質(zhì)量在連翹種植方面，古縣連翹可以對茶園標準化種植，運用適合山區(qū)丘陵整地、施肥、除草等作業(yè)的中小型農(nóng)機具，如小型旋耕機、微耕機、施肥機、中耕除草機等。在連翹采收過程中，需特別注意采收時間分為兩次，8月下旬和10月上旬，待果殼即將開裂進行采收。針對野生連翹，由于連翹大多在山地、陡坡上生長，因此采收時只能靠人工采收，高處枝條可以用鐮刀采收。針對經(jīng)過種植的標準化茶園，可引進南方茶園的采茶機進行采摘。同時，裕豐特新農(nóng)業(yè)開發(fā)有限公司還可以借助古縣自身獨特的氣候條件，對連翹進行規(guī)?；?、集約化種植，在保證產(chǎn)品品質(zhì)的同時提高生產(chǎn)效率。在連翹茶加工時，連翹茶作為一種藥茶，在制作加工過程中需注意茶和連翹的比例。裕豐特新農(nóng)業(yè)開發(fā)有限公司可向國內(nèi)茶葉生產(chǎn)大省購買加工機具設(shè)備，如茶葉理條機、茶葉烘干機、茶葉篩選機等等，經(jīng)過調(diào)整改制成適合連翹葉茶機械化加工的需求。通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)，63.98%的消費者認為連翹茶的質(zhì)量安全與衛(wèi)生問題沒有保障。企業(yè)可以使用產(chǎn)品質(zhì)量標準戰(zhàn)略。一方面，可以根據(jù)國際標準或國外先進標準，在連翹茶的種植、采收、加工等各個環(huán)節(jié)嚴格按照先進標準進行，通過有關(guān)鑒定部門進行質(zhì)量鑒定，再通過一定的廣告宣傳向消費者公布產(chǎn)品的質(zhì)量信息。另一方面，茶可以根據(jù)國家食品安全認證標準，在連翹茶生產(chǎn)的過程中，嚴格按照食品認證要求制作產(chǎn)品，并與專業(yè)機構(gòu)合作進行專業(yè)的質(zhì)量安全鑒定，獲取相關(guān)食品認證，如QS標志、有機食品標志、綠色食品標志等。再通過政府部門和大眾媒體等媒介進行質(zhì)量安全信息宣傳來提高消費者對產(chǎn)品的質(zhì)量安全信任度。裕豐特新農(nóng)業(yè)開發(fā)有限公司還可以加強產(chǎn)品質(zhì)量檢驗，對茶葉的生產(chǎn)加工各個環(huán)節(jié)進行檢測，將記錄人員、生產(chǎn)人員與檢驗人員責(zé)任明確。同時將生產(chǎn)工人與檢驗工人職能緊密聯(lián)系。生產(chǎn)工人生產(chǎn)產(chǎn)品后要自己先檢驗，檢驗人員不僅要檢驗產(chǎn)品，同時要指導(dǎo)工人生產(chǎn)。古縣連翹茶要進行自檢、互檢和專檢相結(jié)合。3.1.2改善產(chǎn)品包裝3.1.2.1組合包裝產(chǎn)品。連翹茶的品種包括連翹黑茶、連翹紅茶、連翹綠茶。每個品種的作用不一樣，連翹黑茶可以促進消化，促進脂肪分解，連翹紅茶可以舒緩情緒，可以改善面部暗淡的癥狀，連翹綠茶可以提神醒腦，保心護肝，改善睡眠。而且目前產(chǎn)品定位的人群是追求高質(zhì)量生活的人，產(chǎn)品的價格相對高。目前連翹茶消費市場上，只有澤翹連翹茶和延年翹連翹茶開發(fā)了連翹紅茶和連翹綠茶組合包裝禮盒，裕豐特新農(nóng)業(yè)開發(fā)有限公司可以將紅茶、綠茶、黑茶組合包裝，這樣既可以滿足消費者的更多需求，也可以提高消費者的購買意愿，有利于提高產(chǎn)品銷量。3.1.2.2更換產(chǎn)品包裝雖然裕豐特新農(nóng)業(yè)開發(fā)有限公司連翹茶的包裝基本可以滿足所有人的需求，但是在產(chǎn)品的包裝中沒有體現(xiàn)出產(chǎn)品的功效、制作工藝和產(chǎn)品的口感，不利于消費者挑選。通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)64.27%的消費者在知道連翹茶的功效后愿意購買產(chǎn)品。根據(jù)因子分析和logistic回歸模型得出產(chǎn)品的功效和口感在很大程度上影響消費者得購買意愿。因此，裕豐特新農(nóng)業(yè)開發(fā)有限公司需要在產(chǎn)品的包裝中標記產(chǎn)品的功效、口感、種類與適用人群，這樣更利于消費者挑選產(chǎn)品。同時連翹茶分為紅茶、黑茶、綠茶，企業(yè)可以在包裝上明確區(qū)分，可以加深消費者對連翹茶某個品種的印象，通過色彩記住產(chǎn)品。在產(chǎn)品的包裝方面，應(yīng)突出產(chǎn)品“原生態(tài)、無污染”的特性，這樣更利于消費者了解產(chǎn)品的天然工藝，增加對產(chǎn)品的購買意愿。3.1.3開發(fā)連翹茶新產(chǎn)品目前古縣連翹茶主要是袋裝和罐裝方式。隨著現(xiàn)代人們生活節(jié)奏的加快和人們對高質(zhì)量生活的追求，連翹茶還可以做成瓶裝茶飲料和袋泡茶飲料，正好一杯量，符合消費者對于時尚、便捷的產(chǎn)品的追求，通過這種方式連翹茶企業(yè)可以更好地完善產(chǎn)品的組合。目前，古縣連翹茶只有連翹紅茶、綠茶、黑茶，產(chǎn)品種類只有三種，裕豐特新農(nóng)業(yè)開發(fā)有限公司可以開發(fā)連翹烏龍茶、連翹芽茶等新品種，完善連翹茶種類。3.1.4以顧客為導(dǎo)向細分產(chǎn)品定位通過二元logistic回歸模型分析得出消費者的職業(yè)和月收入對消費者購買連翹茶也會有很顯著的影響。產(chǎn)品是市場營銷中最重要也是最基礎(chǔ)的因素，美國營銷管理之父菲利普?科特勒認為用核心產(chǎn)品、形式產(chǎn)品、期望產(chǎn)品、延伸產(chǎn)品、潛在產(chǎn)品這五個層次可以更準確、深刻的表達下產(chǎn)品的整體概念[50]。產(chǎn)品整體概念五個層次清晰地體現(xiàn)了以顧客為中心的現(xiàn)代營銷觀念。因此古縣連翹茶需要以顧客為導(dǎo)向來細分市場。古縣連翹茶可以根據(jù)消費者的家庭人均月收入來細分市場，裕豐特新農(nóng)業(yè)開發(fā)有限公司可以針對家庭人均月收入在5000元以下的群體推出質(zhì)量安全，規(guī)格小的普通盒的包裝產(chǎn)品，針對家庭人均月收入在5000-10000元的群體推出質(zhì)量安全，規(guī)格適中的精致包裝的產(chǎn)品，針對家庭人均月收入在10000元以上的群體可以推出產(chǎn)品質(zhì)量安全，高端包裝的產(chǎn)品。裕豐特新農(nóng)業(yè)開發(fā)有限公司也可以針對企、事業(yè)單位管理人員和公務(wù)員推出上班族專用的，便于攜帶的小規(guī)格產(chǎn)品。3.2價格策略通過二元logistic回歸模型結(jié)果可得，價格因素對消費者購買連翹茶的意愿有很大的影響。通過因子分析得出，價格因素包括產(chǎn)品的價格、促銷優(yōu)惠、賣家服務(wù)和個人收入狀況，其中促銷優(yōu)惠因子負荷最大。因此，價格策略中應(yīng)該更注重產(chǎn)品的促銷優(yōu)惠。3.2.1差別定價通過問卷調(diào)查顯示，不同年齡的消費者在購買茶葉時，可接受茶葉的價格也不相同。大部分年齡處于30-45歲之間的消費者會購買大量茶葉，16-30歲的消費者由于各種原因，購買茶葉的能力有限，年齡大的消費者會更看重產(chǎn)品的價格。因此，裕豐特新農(nóng)業(yè)開發(fā)有限公司可根據(jù)不同消費者的年齡采取不同的定價策略。在生活中，中年消費者收入水平較高，對茶葉的需求量比較大，通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)，61.67%的消費者購買茶葉是為了作為禮品贈送。針對這類群體，商家應(yīng)該提高茶葉的品質(zhì)，美化包裝，增加產(chǎn)品的附加值，滿足消費者的此類需求。針對年輕一代的消費者，商家應(yīng)該制定出便捷、量小的簡易裝產(chǎn)品。對于老年消費者，裕豐特新農(nóng)業(yè)開發(fā)有限公司應(yīng)該采用低價親民的價格，走物美價廉的道路滿足老年人群的需求。3.2.2降低產(chǎn)品價格通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)，42.65%的消費者認為目前連翹茶的價格過高。普遍消費者在購買產(chǎn)品時會根據(jù)產(chǎn)品的品牌來決定產(chǎn)品的質(zhì)量，因此雖然產(chǎn)品價格低，但是產(chǎn)品的質(zhì)量符合品牌的要求，這樣也不會影響消費者的購買意愿。因此，裕豐特新農(nóng)業(yè)開發(fā)有限公司要想降低產(chǎn)品價格，可以從兩方面改進。一方面開發(fā)小規(guī)格產(chǎn)品，產(chǎn)品規(guī)格小，產(chǎn)品的價格就會降低，也可以滿足消費者的購買需求。另一方面，可以通過改變產(chǎn)品的生產(chǎn)方式，改善產(chǎn)品的生產(chǎn)條件，盡可能降低產(chǎn)品的生產(chǎn)成本，在產(chǎn)品銷售時使用低價策略，根據(jù)市場同類產(chǎn)品對比，裕豐特新農(nóng)業(yè)開發(fā)有限公司連翹紅茶可以定價在500-600元/斤。連翹綠茶可以定價在600-700元/斤，連翹黑茶可以定價在400-500元/斤。3.2.3產(chǎn)品促銷優(yōu)惠3.2.3.1打折裕豐特新農(nóng)業(yè)開發(fā)有限公司可以采用打折策略，想要短期內(nèi)增加銷量，可以通過打折策略，在不改變產(chǎn)品原價的基礎(chǔ)上，降低產(chǎn)品價格，增加產(chǎn)品銷量。裕豐特新農(nóng)業(yè)開發(fā)有限公司可以在特定節(jié)假日，特定時間段內(nèi)對產(chǎn)品打折，消費者搶購的時間是有限的，但是消費者流動比較大，一定程度上有利于提高產(chǎn)品知名度。同時裕豐特新農(nóng)業(yè)開發(fā)有限公司還可以在每個月定期對產(chǎn)品打折，讓消費者對產(chǎn)生物美價廉的感覺，可以起到增加銷量，減少庫存的效果。3.2.3.2返還裕豐特新農(nóng)業(yè)開發(fā)有限公司可以先制定一個消費標準，在消費者購買的產(chǎn)品達到這個標準后，企業(yè)可以返還部分金額或者返券，這樣可以引導(dǎo)消費者再次購買產(chǎn)品，