农产品的差异化和国家推广：新泽西新鲜番茄分析1

农产品的差异化和国家推广：新泽西新鲜番茄分析原文来源：Adesoji O. Adelaja，罗格斯大学农林经济系助理教授，Robin G. Brumfield，罗格斯大学农业和资源管理专家、助理教授，Kimberly Lininger，罗格斯大学农业经济学系准研究生。摘要：产品差异化，是国有农产品品牌成功推广的一个先决条件，它可能会反映在自己的价格差异、一个国家的品牌和其他产品之间的需求交叉价格和收入弹性上。本文通过估计新泽西州西红柿零售层面的需求函数测试这种差异化。“泽西新鲜”品牌有较高的价格和需求收入弹性。因此，它被认为比别的产品的质量高。消费者也被认为存在先入为主的偏见，根据“泽西新鲜”的独特属性推广以及进一步鼓励这种偏见，可能有一个很好的成功机会。1.引言有越来越多的美国州政府对加强本地生产的农产品的竞争力产生了兴趣。许多州政府认为，推动当地农产品快速发展可以通过增加竞争力和市场份额达到 1。1.虽然过去的促销方案的成效一直有限，但这不是定论（沃尔夫，哈洛伦和马丁），一些州最近实施了新的国家推广计划 2。2.许多州仍在考虑这种方案可能存在的优点和缺点。审议这些方案实施的州政府政策制定者通常寻求资讯（a）市场特点和产品属性的类型有利于品牌推广的成功（b ）独特性和差异化如何促进州的的产品的推广？ 3 以及（c）推广的净回报率是否将是积极的事实（哈洛伦和马丁沃德，常和汤普森莫里森）。他们试图提供有用的信息，农业经济学家通常居后者，因为推广的潜在回报是难以事先确定实施促销方案的。相反，他们的重点一直放在前者（哈洛伦和马丁沃德，常和汤普森；霍什）有关的理论问题。认为对促进一个州的农产品品牌的成功，一定存在以下三种情形之一(Mumfield 和Adelaja, Halloran 和 d Martin)。第一个情形是推广的产品是独一无二的，有不同的属性、更好的质量，或用于一个唯一的宗旨（哈洛伦和马丁）。在这种情况下，当产品面对其他州的产品时，突出提升产品的独特属性的推广应该会刺激消费需求的持续增长 4。这样推广的效果很难波及到其他（非推动）州，如果推广的产品不是唯一的，还会导致搭便车的问题，最近关于产品差异化是成功推广的充要条件的研究论点已受到质疑（布鲁克，伊斯特伍德和奥尔，1987 年；伊斯特伍德，布鲁克和奥尔）。第二种情况是推广的州有一个大的市场份额。在这种情况下，国有农场收入仍可以通过推广被显著增加，即使缺乏区分属性（Wolf， Halloran 和 Martin）。对于大多数累积推广的发起人来说，一个很大的市场份额减少搭便车的问题。第三种情况是消费者纯粹偏向一个州的产品。这种情况下当消费者作出购买决策时，铰链上的概念，产品的原产地，其他非金钱或抽象的因素是很重要的（布鲁克，伊斯特伍德和奥尔，1987a ；布鲁克等， 1987b；新泽西州农业部；伊斯特伍德，布鲁克和奥尔）。在这种情况下，敦促消费者光顾当地农民忠诚的一个州的品牌推广，例如，鼓励对品牌的忠诚度和增加使用。这可能在产品不具备独特属性时使州的产品占据一个大的市场份额。上述的情景，强调需要先验信息，对一个有抱负的促进国家的产品的独特性和非金钱的因素，如产品的原产地在何种程度上影响消费需求的程度。如果消费者购买模式的前期推广数据是可用的，可以通过计量确定一个州的产品是否是独一无二的，以及非金钱的因素是否会影响消费者的购买决策。从这样的分析中获得的信息可以用来决定根据什么推广计划。例如，它可能是更好的推广计划，把重点放在促进国家的产品被确定为唯一的属性。对经济学家而言，独特性意味着，除其他事项外，一个州的产品相对于其他州的产品来说，在自身价格、交叉价格和需求收入弹性方面存在潜在差异。另一方面，集中于非金钱特征如原产地可能会更好的推广，计量经济学决定了消费者在这些特点的基础上做出他们的购买决策。一个州需要定义州的产品的独特性，新泽西州政府需要加大“新泽西”番茄本土品牌的推广。迄今为止，关于产品独特性的信息很少。在本文中，新泽西州番茄消费者对品牌的需求弹性的差异，是计量经济学的一种研究方法，允许检验需求的非金钱因素的影响。当地种植的“泽西新鲜”番茄是根据与新泽西州市场提供的其他西红柿的不同程度划定。本文的方法和结果有可能对经济学家、市场研究者和分析农产品政策信息的决策者有用，他们目前正在考虑实施。2.概念框架本文首先定义和解释了“级”和“品牌”。前者是用来描述一类产品在质量和属性的基础上进行划分，以及仅在一个特定的基于其优势或独特属性的类别偏好。后者则是用来描述类识别和感知的差异是否实际存在。也就是说，感知的独特性，可能是“真实”（这种情况下，它们有联系的属性），“幻想”（这种情况下，他们是没有联系的属性），或两者兼而有之。通常情况下，一个品牌的产品具有独特的属性（等级越好）。然而，另外，消费者可能因为产地、食品安全、渴望异国情调、或对品牌的忠诚度等原因光顾其他产品。由于各种档次的产品都有替代品，消费者对各种档次上的产品的价格变化的反应是不同的（Tomek 和罗宾逊）。具体来说，更好的质量或档次较高的产品的需求在面对面的低质量的竞争对手上应该更缺乏弹性，因为收入较高的消费者相对于收入较低的消费者来说，质量是必须的。也就是说，收入较高的人往往比收入较低的人在价格变化上的反应要小得多。Tomek 和罗宾逊解释说明了相同数量保费的产品和定期产品相对缺乏需求弹性，消费者将愿意为高质量的产品支付更高的价格的保费，高质量的产品相对。消费者对收入变化的反应也应该分为不同等级（Tomek 和罗宾逊）。具体来说，更高质量的产品应具有较高的收入弹性，仅仅由于优质的产品因为高收入个人偏好有更大的需求。更高质量的产品，同样应该有一个交叉价格弹性较低的总和（Tomek 和罗宾逊）。理由是，质量越高，接近的替代品的数量越少。与产品质量有关的溢价通常会反映所有产品除了较低质量的内在质量属性的价值（约旦等）。超过这个普通溢价（超额溢价）的价格可能反映了对品牌的忠诚度，垄断力量，对某一个产地产品的偏好，纯偏爱偏见或价格歧视（罗森）。在竞争激烈的情况下，价格歧视和垄断力量是不可能的，多余的溢价可能反映了对品牌的忠诚度，产品的原产地偏好或纯偏好偏见。前期推广市场需求的经济计量分析，可以揭示是否存在超额溢价部分。为了说明产品的独特性如何帮助确定哪种类型的推广是最有前途的，通用化和品牌推广之间是有区别的。通用的推广涉及一个产品的通用类，当州在市场上占据一个较高的市场份额时可产生显著的回报，（哈尔罗兰和马丁）。市场制高点的股份一直是加利福尼亚州，佛罗里达州和爱达荷州在国家优惠的柑橘和土豆的基础上出现的。其他市场份额低的州通常在国家和地方的市场从事品牌推广。品牌的推广提升了一个子类，一个等级或一个特殊的品牌。产品品牌的本质是由国家在质量属性或者非金钱因素的基础上为了提高品牌推广成功的机会来区分产品的。如果一个国家的产品是真正独特的，品牌推广选择性的转移对产品的需求，同时保持总需求不变（市场份额增加）。使消费者更加意识到发起人产品的独特性，品牌推广也使消费需求的价格和收入更有弹性，并降低产品的可替代性。品牌推广也有可能说明，在某种意义上，消费者虚假查看这两个产品是相同的，当他们不应该也不可能纠正错误的观点。当一个推广州有独特的产品质量和属性，如果它吸引消费者对产品的独特属性感兴趣，品牌广告应该有一个很好的成功机会（哈洛伦和马丁）。然而，如果没有独特属性，品牌推广成功的机会有限。当推广的州的产品是不是独特的，但消费者响应作为原产地等非金钱的特征（自有价格，交叉价格和需求的收入弹性差别并不跨品牌，但各种品牌的需求表现出拦截的差异 纯偏爱偏见 ），品牌推广应该也有一个成功的机会。以计量经济学确定各种类或一个产品的品牌在市场上需求结构的差异，首先必须在替代性的需求规格型号之间选择。一个极端的情况是纯粹的总需求模型在不同类的自有价格、交叉价格和收入弹性之间无显著差异，在属性的认知和偏好上没有差异。另一种情况是总需求模型在自有价格、交叉价格和需求收入弹性方面没有差异，没有关于属性的看法差异，但存在喜好的偏见。然而，另一种选择是一个所有弹性不同的非集计模型，消费者识别属性的差异，那里就有偏爱偏见。这三个替代品的需求规格意味着上面讨论的各类推广有成功的机会。在下一节中，需求模型用于产生已经指定的产品独特性，原产地偏见和品牌推广成功机会的信息。3.理论需求模型设 Qi，是一般类产品的购买数量组成的溢价组（A）和非溢价组（B），i 表示消费者选择要么是 A 或 B。设 Di是一个二元选择变量,已知，消费者 i 的选择是 A 组时，Di=1，如果他从 B 组选择，则 Di= 0。设 Pi是选择产品所付出的代价。价格可以任意选用A 或 B 组。设 Pij是第 i 个消费者为第 j 种产品支付的价格，这是一种替代或有问题的产品（j =1，2，m）的补充。定义 Ii表示第 i 个消费者的收入，定义 X 作为附加变量影响第 i 个消费者的需求，例如，存在这样的变量 K，使得 X=Xii=(Xi1,Xi2,Xik,)。变量 X 的选择可包括容易得到的年龄、家庭规模、教育程度、消费者在属性 A 和 B 基础上的消费排名，以及和味觉相关的变量（布雷洛克和斯莫尔伍德）。最后，假设有 n 个消费者。假设双对数形式的变形适合规范的产品需求函数，可以确定溢价和非溢价群体的需求方程如下：logQi= f + flogPi + flogIi + jflogPjf + lfXl1 + if (1)对每一个 f,f=(1,2)=(A，B) f是第 f 群体的截距， f是第 f 群体的自有需求价格弹性， f是第 f 群体的需求收入弹性， jf表示第 f 群体对第 j 个替代品价格的反映（交叉价格弹性）， if表示第 f 群体由于第 i 个影响需求的外部因素的变动而产生的变动率。第 f 群体的误差项（ if）通常被假定为具有零均值和同方差 2if分布，如果对于所有的 j 都有 1 2， 1 2， 1 2， 1 2，同时，对于所有的 l 都有 l1 l2，这一组有不同的弹性和受到不同的外部因素的影响。对微分截距进行方差分析（邹检验），微分斜率和整体同质化在模型方程（1）与群体不改变弹性和数据的其他模型之间选择时有用。假设不存在同期相关性，普通最小二乘法和广义最小二乘法估计认为（1）式中的参数是无偏和一致的。但是，如果是同期相关，Zellner 看似无关的回归分析则是必要的（Zellner）。如果方程（1）严格被接受，允许考虑微分截距和斜率的一个复合需求函数如下：logQi= *+ *logPi+ *logIi+ *jlogPij + *lXil + *Di+ +(logPi) (Di) + +(logIi)(Di) + +j(logPij)(Di) + +l(Xil)(Di) + *I (2)假设 ei具有零均值和同方差 2ei。如果 Di=0,截距为 *，lili jijiiiXQandPI*/log,l/l,然而，如果 Di=1,截距为 *+ *, lliliiiiXQandI*j*/log,Pl/l ,因此， *， +， +， +j和 +l受因果变量 Qi的影响有差异。方程模型（2）是一个包含二进制斜率变量的复合模型。Ben-David 和 Tomek 建议这类模型从结构上进行突破。事实上这是此类模型规范的一个很好的出发点，因为它会显示哪些类型存在结构性差异。复合模型的优点是当数据不足时，可以采用独立的需求函数进行估计 5。一个明显的问题是期望估计模型由于斜率转移变量存在多重共线性（例如，logI i与logIiDi共线） 6。另一个问题是当估计方程中的外生变量增加时自由度的问题。在下一节中，上述模型通过对新泽西州新鲜番茄的零售购买者调查获得的数据，确定新泽西新鲜番茄的独特性。新泽西州数据的运用在新泽西州番茄的零售市场，也有来自于新泽西州、加利福尼亚洲、佛罗里达州、荷兰、新西兰、以色列、墨西哥和其他国家的竞争产品。非新泽西州的番茄在未成熟时采摘，包装整齐的运送到新泽西州，在到达新泽西州市场之前采用乙烯气体将番茄提前催熟。新泽西州种植番茄有靠近市场的优势（洛佩兹和穆尼奥斯），这使得他们能够在新泽西州、宾夕法尼亚州和纽约市场提供优良、成熟、新鲜的番茄。一些研究认为新泽西州的番茄产品质量优于大多数其他地区的番茄（新泽西州农业部）。新泽西州农业部在 20 世纪 80 年代初就决定启动一个品牌和推广计划以支持其新鲜农产品（包括番茄）。从那时起，“泽西新鲜”的方案已涉及广告，通过各种媒体（包括电视和广告牌）和推广计划购买点。盖洛普组织在 1984 年底进行的一项民意调查显示了“泽西新鲜”计划的成功，60的受访者表示新泽西州的农产品比别的地方新鲜，同时有 66的受访者表示他们会更倾向于购买新泽西州的农场生产的品牌农产品（新泽西州农业部）。Lininger 认为这些百分比表明非金钱因素（纯偏见偏好）影响购买 7。为了评估消费者对新泽西州的新鲜番茄和产品独特性的反应，1988 年夏末和秋天在新泽西州北部的四个国王超级市场的零售食品连锁店的购买情况进行了调查。所有的访谈都发生在以上四家商店的周四、周五和周六。总共有 757 人接受了访谈，其中有 522人购买了至少一种类型的番茄。用英镑计量购买的总数量（QT i）,付出的价格（P i）,其他番茄的价格（P ij）,以及指出了接下来要讨论的其信息。4 人购买了三种类型的西红柿，26 人采购了两种类型，235 人没有购买。番茄的价格在设计上有显著的差异。例如，泽西新鲜番茄有 6 个不同的价格，其他的番茄有 8 个不同的价格。泽西新鲜番茄的种类包括溢价类和标准类，它们的不同仅仅体现在大小、形状、颜色的均匀性和价格方面。同一时间调查的非新泽西州的番茄还包括荷兰、佛罗里达州的话梅、樱桃和沙拉，以及加利福尼亚州和康涅狄格州的番茄。在家庭收入中的还收集了人口数据（FI i），采访日期的食品消费总额（S i），购买者完成的教育年限（ED i），家庭规模（FS i），购买者的年龄（AGE i），购买者的种族（如果是少数民族，RACE i=1,其他情况 RACEi=0），购买者的性别（若为男，SEX i=1，若为女，SEX i=0）。另外，消费者还被询问他们是否认为泽西新鲜番茄在味道（TAS i）、外形（APP i）、贮存期（STO i）、价值或价格（VAL i）、营养（NUT i）和总体（ORANK i）等方面比别的番茄（排名的变量）好还是差。ORANK i代表泽西新鲜番茄相对于其他番茄的整体排名。排名的变量转换为二进制变量（例如，比其他的好，NUT i=1，反之，NUT i=0）。消费者也被要求对番茄的属性影响其购买决定按照非常重要、重要、不重要进行排名。这些属性包括颜色（COL i），大小（SIZ i）；在大小，颜色和形状方面的均匀性（UNI i），缺乏瑕疵（BLE i），硬度（FIR i），成熟度（RIP i），价值（VAL i），包装大小（PAK i），产品产地（ORIG i）.为了便于计量，按照下面的方法进行测量：如果颜色不重要，COL i=1，颜色重要的话，COL i=2，颜色非常重要的话，COL i=3。非购买者被排除在估计方程（1）和（2）之外，因为这些消费者的记录 Qi无法构建模型 8。排除非购买者不会造成很大的问题，因为大多数非购买者实际上是番茄的购买者，只是在调查的那一天没买而已（235 名非购买者中仅仅只有 8 人说他们没有买过番茄）。在估计方程（1）中使用了购买者的多项数据。这些总共编了 453 号，因为有 69 人的信息不完整。估计方程（2）只包括购买一项的数据（423 意见），因为计算多个项目Qi、P i、P ij存在困难。对于单项购买，构建方程（1）和（2）的变量如下：用计算得到的 QTi/FSi作为因变量 Qi,支付价格（P i）采用泽西新鲜番茄或其他番茄的单位价格，替代品的价格（）采用同一天同一家商店所有其他番茄的加权平均价格（如果泽西新鲜番茄被购买），或者是泽西新鲜番茄的加权平均价格（如果购买了另一类型的番茄）。因为替代品的价格和番茄的替代品在商店里没有产生变化，这些被排除在变量 Pij之外 9。对于 30 多种产品的购买者，构建估计方程（1）中的数据、变量如下。在消费者购买泽西新鲜番茄和非泽西新鲜番茄的案例中，在泽西新鲜番茄方程中计量 Qi为泽西新鲜番茄的购买数量，在非泽西新鲜番茄的方程中计量 Qi为非泽西新鲜番茄的购买数量。P i表示在泽西新鲜番茄方程中计量为泽西新鲜番茄的价格，在非泽西新鲜番茄的方程中计量为非泽西新鲜番茄的价格。P ij表示在泽西新鲜番茄中非泽西新鲜产品的价格和非泽西新鲜番茄方程中泽西新鲜产品的价格。当更多的非泽西新鲜产品被购买时，Q i计量为购买数量的加权平均，P i计量为在非泽西新鲜番茄方程中非泽西新鲜产品支付价格的加权平均，P ij计量为在泽西新鲜番茄方程中非泽西新鲜产品支付价格的加权平均 10。收入（I i）用 FIi/FSi计量。涉及范围广泛的独立变量的几个模型估计试图区分重要的和不重要的变量。所有人口统计变量（ED i ，SEX i , AGEi和 RACEi）除了收入（I i），发现在 5%或 10%置信水平下对 Qi没有显著性影响。在有关属性基础上对番茄排名或对比的变量在 5%水平下一般不存在显著性影响（TAS i,APPi,STOi，VAL i和 NUTi）。但是，当总排名变量（ORANK i）被用于个人排名变量时，在 5%水平下是显著的。原产地变量（ORIG），是唯一测量消费者认为重要的变量，选择方程（1）的最终形式为：logQi= f+ flogPi+ flogI+ flogPi+ 1fORANKi+ 2fORIGi+ if (3)对于任一 f,f=(1,2)。注意，所有变量在方程（3）解决前都被剔除，包括在最终剔除那些模型变量之前的需求模型的其他变量。邹检验被用来证明方程（3）中的变量的有效性。复合模型用微分截距和斜率的二进制变量替代方程（3）的形式是：logQi= *+ *logPi+ *logIi+ *logPij+ *1ORANKi+ *2ORIGi+ *D+ +(logPi)(Di)+ +(logIi)(Di)+ +(logPij)(Di)+ +1(ORANKi)(Di)+ +2(ORIGi)(Di)+ *i （4）是泽西新鲜番茄，则 Di=1，反之，D i=0。用广义最小二乘法估计方程（4）的异方差问题，而用 Zellner 迭代看似无关的回归技术（ITZSUR）估计方程（3）。实证结果系统方程（3）的参数估计显示在报告表 1 中。较低的 R2是典型的截面数据集。所有参数在 10%置信水平下。只有一个参数在 5%的置信水平下。所有迹象都表明弹性条件在理论上是一致的。也就是说，这两种类型的番茄都存在负的自有价格弹性，两种样品都有其他番茄作为替代品，番茄是普通产品，参数的大小也与预期相一致。表 1方程（3）的参数估计R2 样本大小（个） 参差平方和 RSS 变量 参数 参数估计 *泽西新鲜0.1823 453 58.2177 截距 b 1 0.4375logPi 1 -0.1308logIi 1 0.3625logPij 1 0.0327ORANKi 11 0.0632ORIGi 21 0.1247非泽西新鲜截距 2 0.33740.1312 453 46.2736 logPi 2 -0.2245logIi 2 0.2573logPij 2 0.0937ORANKi 12 -0.0244ORIGi 22 -0.0895_*所有参数在 10%的水平下显著。单因素在 5%的水平下不显著。b 同质化和恩格尔聚集的条件没有受约束，因为变量 Pij并不代表消费者预算范围内对替代品的补充。斯勒茨基对称的条件没有受约束，因为消费者专门用于这两种类型番茄的预算比例还不清楚。为了方便 Zellner 估计方法的使用，当只购买一项 Qi=0 时，用 1*10-6近似计量。实际上， 1估计的绝对值大于 2估计的绝对值表明新泽西州的番茄更有弹性。 1的参数估计大于 2的参数估计也表明新泽西州的番茄有更大的收入弹性。相对于 2， 1的值更小，这也表明新泽西州的番茄比其他番茄的可替代性更少。 11是正的，而 12是负的，这也表明消费者认为新泽西番茄更好购买较多，而购买其他类型的番茄很少。 21是正的而 22是负的，也表明那些认为产地对消费者购买决策重要的会购买更多的新泽西番茄而不是其他类型的番茄。对总体同质化（所有的斜率和截距都不同）的邹检验被用来检验整个需求函数方程（3）的假设系数。检验需要总需求模型估计无差异的自有价格、交叉价格和收入弹性，需要无差异的斜率和截距。总体模型，需要使用所有消费者的所有可用的数据，与方程（4）类似，但是不改变斜率，检验 F 值采用（平狄克和鲁宾费尔德）： )32/()(/2121)3(2 mknRSFffffmknRss 是总模型得残差平方和，RSS 是方程（3）的残差平方和，k+m+3 是待沽参数的数量。F 检验总体同质性得到 F 值为 6.1726。表明方程（3）在 1%水平下是显著的。因此，将新泽西新鲜番茄与非新泽西新鲜番茄需求方程区分开来是有道理的。F 检验的结果表明新泽西新鲜番茄在新泽西新鲜番茄市场上具有独特性。从方程（4）中，预计 +是正的，但是大于 *，预计 +是正的，。预计 是正的，预计 +是负的，但是大于 *。如果新泽西州的新鲜产品有卓越的特性， +1应该是正的， *1可以是正的或是负的。然而，如果 *1是正的话， +1的绝对值必须大于 *1。如果消费者有原产地偏见的话，同样适用于 +2和 *2之间的关系。方程（4）的估计结果显示在表 2 中。R 2显著高于方程（3）中的 R2。残差平方和RSS+大于 RSS1，但几乎与 RSS2相等。RSS 1和 RSS2相对接近，这表明方程（4）的假设（两组误差项的方差不一致）很可能是有效的 11。如表 2 所示，新泽西新鲜番茄有一个额外的截距 0.0725，使得它的截距为 0.4500。表 2_复合需求模型的参数估计_变量 参数 参数估计 变量 参数 参数估计截距 * 0.3775 Di * 0.0725logP * -0.2012 (logPi)(Di) + 0.0661logI * 0.2023 (logIi)(Di) + 0.0427logP * 0.0947 (logPij)(Di) + 0.0212ORANK *1 -0.1812 （ORANK i）(D i) +1 0.0775ORIG *2 0.0021 (ORIGi)(Di) +2 0.0720样本容量（n）=423方差（R 2）=0.3056残差平方和（RSS +）=46.4520_所有参数在 10%水平下显著，单因素在 5%的水平下不显著。_新泽西新鲜番茄有长期的额外的收入弹性 0.0427，使得它的收入弹性为 0.2450，相比其他番茄的收入弹性 0.2023（通过对比， 1， 2分别为 0.3625 和 0.2573）。再次，这与方程模型（3）的结果一致。新泽西新鲜番茄的长期额外的交叉价格弹性在方程（4）中具有显著意义。但是，对其他类型番茄的交叉价格弹性估计为 0.0947.所有的 ORANK 系数在复合模型中都显著，并且达到了预期的特征和程度，这表明新泽西新鲜番茄的某些特性复合消费者的偏好。然而，当 ORIG 系数显著，这两个系数都是正的，系数 +2大于系数 *2。方程（3）的估计结果与经济理论是一致的。方程（4）中的 +2系数和 *2系数表明原产地对新泽西新鲜番茄的需求有一定的影响。Park-Glejser 检验方程（3）和（4）存在异方差性。对每一个独立变量的相关误差性假设进行检验。结果表明异方差性不是一个严重的问题（从 Park-Glejser 检验的描述中可以看到）。由于样本容量大和重要系数高，这两个方程的多重共线性问题被忽略了。总结和结论本文基于新泽西新鲜番茄可获得的截面数据对需求函数进行计量经济学分析，检验新泽西提供的新鲜番茄品牌的产品差异化，以评价新泽西新鲜番茄品牌推广成功的机会。该方法可应用于其他州评估其产品的独特性和检测产品原产地的偏好。新泽西州新鲜番茄对价格似乎更缺乏弹性，需求函数有更多的收入弹性，其他产品较少的替代品。新泽西州新鲜番茄的独特性意味着它的产品品牌推广对于提高市场占有率有一个很好的机会。研究结果还表明，对新泽西新鲜番茄的偏好是由于它在新泽西生长所具有的优越的特性。这意味着产品不仅可以在其属性的基础上推广，而且可以根据广大消费者对当地种植的产品的属性、原产地和信誉偏好进行推广。也许下一步在新泽西州还需要确定广告对该产品是否是积极的，这将需要在此时还没有获得的足够的可用的时间序列数据，以及广告支出方面的信息。注释1州政府从 20 世纪 30 年代就开始推广在当地种植农产品（Wolf）。来自于政治团体利益的压力，关于当地农民的收入问题，以及通过很多的促销方案加强特定农产品的国家市场份额的愿望。这些方案的利益增长可以归因于美国近期农业经济的衰退，以及有州政府的国营农场部门传输的大部分责任。2推广的州包括加利福尼亚州，佛罗里达州，新泽西州，马萨诸塞州，弗吉尼亚州，佐治亚州，伊利诺伊州，俄勒冈州，密歇根州和纽约。3产品的独特性或差异被视为在推广一个州的产品时有成功的机会（哈洛伦和马丁）。4如果一种推广的产品在其本身属性的基础上不是唯一的，那么宣传就是带有欺骗性的。欺骗性广告取得不断成功的机会是有限的（Ward, Chang and Thompson）。5方程模型（2）与平狄克和鲁宾费尔德讨论的分段线性回归模型相似，它也是普瓦里埃，和巴特等人讨论的样条函数的一种特殊情况。假定每个解释变量都有连续的需求功能，那么对各种品牌之间的需求存在不同的结构性差异。6方程模型（2）假定对于产品的同类或品牌误差项的方差是相同的，最小二乘法估计的系数和标准误差将是唯一和无偏的。然而，方差可能很大，但是一致的，如果都存在多重共线性的话，系数是无偏的。7Lininger 认为观察到的对泽西新鲜品牌的偏好可能是由于该产品已经推广。8消除非买家增加样本选择全方位消费行为偏差的机会，对需求函数的估计可能无法获得。9补给品和替代品在商店确定的价格可能保持不变。这可能是因为调查的所有商店是在国王连锁超市的原因。但是，番茄的价格被允许采用不同的价格。10权重采用非新泽西州的番茄占总支出的比例，这归因于特定的非新泽西州番茄品牌。11方程模型（3）允许两类产品之间误差项的方差存在差异，而方程模型（4）也假定存在类似的差异。如果一个愿意承担或具有先验信息，那么方差是相同的，估计方程（3）没有或较少分解模型，可以进行模型方程（4）。参考文献1.Brumfield, R. G. and A. O. Adelaja, “Brand Promotion and International Competitiveness in Local Markets: Inferences from State Promotional Programs.” Proceedings of the ImrdAnnual Conference on International Economic Competitiveness, Redford University, March 1990.2.Barth, J., A. Krail and J. Kraf$ “Estimation of the Liquidity Trap UsingSplineFunctions,”Rev. Econ. Stat. 62 (1976): 218-222.3.Ben-David, S. and W. G. Tomek, Allowi”ngfor Slope and Intercept Changes in Regression Anulysis, A. E. 179, Dept. of Agric. Econ., Cornell University, Ithaca, NewYork, 19654.Blaylock, J. and D. M, Smallwood, U.S. Demand for Food: Household Izkpenditures ,Demographics and Projections, U.S. Dept. of Agric., Econ. Research Ser., TechnicalBulletin 1713, February 1986.5.Brooker, J. R., D. B. Eastwood and R. H. Orr,“ConsumersPerception of Locally Grown Product Retail Outlets,” J. Food Distr.Research (1987a): 99-107.6.Brooker, J. R., C. L. Stout, D. B. Eastwood and R. H. Orr, Arudysisof In-StoreExperimentsRegarding Sales of Locally Grown Tomutoes,Bulletin 654, University of Tennessee AgriculturalExperimentStation, Knoxville,Tennessee, May 1987b.7.Eastwood, D. B., J. R. Brooker and R, H, Orr,Cbnsumer Preferences for Selected Fresh Produce:A Cuse Study, Bulletin 650, University of Tennessee Agricultural Experiment Station, Knoxville, Tennessee, huary 1987.8.Glejser, H., “ANewTest for Heteroscedasticity,”J. Amer. Stat. Assn., 64(1969): 316-323.9.Halloran, J. M. and M. V. Martin, “Should States be in the Agricultural Promotion Business?” J. of Agribusiness 5(1989):65-75.10.Hoos, S. “The Advertising and Promotion of Farm Products: Some Theoretical Issues,”J. Farm Econ. 41(1959): 349-63.11.Jordan, J. L., R. L. Shewfelt, S. E. Prussia and W. C. Hurst, “Estimating Implicit MarginalPrices of Quality Characteristics of Tomatoes,” Southern J. Agric. Econ.(1985): 139-46.12.Lininger, K., “EstimatingDemand Functions For Products That Are Differentiated on the Basis of Quality: A Case Study of Jersey Fresh Tomatoea,” unpublished M. S. Thwis, Dept. of Agric.Econ. and Marketing,Rutgers University, New Brunswick,New Jersey, 1989.13.Lopez, R. A. and A. O. Munoz, “Supply Responsein the Northeastern Fresh TomatoMarket,” Northeastern J. Agric. And Resource Econ. 16(1987):35-43.14.Morrison, R. M., Generic Advertising of Farm Products, Bulletin481, U.S. DepartmentofAgriculture, Economic Research Service,1984.15.New Jersey Department of Agriculture, New Jersey Agricultural Statist