基于SOR模型的M茶饮联名营销对消费者购买意愿的影响研究

[21]联名认知消费者对M茶饮与《盗墓笔记》联名的认知度与认可度的评价庄翠瑶，孙红英，吴悦楚（2023）REF_Ref3928\r\h[6]联名包装设计消费者对M茶饮与《盗墓笔记》联名的外包装设计及周边包装设计的评价代继霞，裴炅（2024）REF_Ref2625\r\h[13]如表3.2所示，重点考察了M茶饮品牌近年来与不同IP开展联名营销活动的具体特征。通过将理论维度与实际案例相结合，最终构建了包含联名匹配度、联名认知、联名包装设计等关键变量的多维测量体系，其中每个变量均设置了2-3个具有区分度的测量题项，能准确反映M茶饮联名营销的特殊情境。表3.2变量定义结构变量观测指标参考文献联名匹配度我认为M茶饮与《盗墓笔记》联名搭配起来效果更好韩颖（2023）REF_Ref7636\r\h[22]【】【】我认为M茶饮和《盗墓笔记》的主要消费者是同一类人我认为M茶饮与《盗墓笔记》联名之间具有互补性联名认知我认为对本次M茶饮与《盗墓笔记》的联名对象很了解李鸽（2021）REF_Ref4647\r\h[23]我认为对本次M茶饮与《盗墓笔记》的联名对象很信任联名包装设计我喜欢M茶饮与《盗墓笔记》联名推出的有创意的个性化周边庄翠瑶，孙红英，吴悦楚（2023）REF_Ref3928\r\h[6]我认为M茶饮与《盗墓笔记》联名推出的新产品外包装设计很好续表3.2结构变量观测指标参考文献感知价值我希望M茶饮与《盗墓笔记》联名的茶饮产品保持与该品牌其他茶饮同一水平庄翠瑶，孙红英，吴悦楚（2023）REF_Ref3928\r\h[6]我认为M茶饮与《盗墓笔记》联名的茶饮产品价格合理我认为M茶饮与《盗墓笔记》联名茶饮的口味独特，形式新颖购买意愿我认为M茶饮与《盗墓笔记》联名推出的茶饮产品、周边值得购买庄翠瑶，孙红英，吴悦楚（2023）REF_Ref3928\r\h[6]我认为需要购买时，对比普通款产品，我会选择M茶饮与《盗墓笔记》联名的茶饮产品韩颖（2023）REF_Ref7636\r\h[22]我愿意将M茶饮与《盗墓笔记》联名茶饮产品及周边分享给周围人庄翠瑶，孙红英，吴悦楚（2023）REF_Ref3928\r\h[6]三、研究假设（一）刺激变量对消费者感知价值与购买意愿的影响基于S0R模型，得知刺激变量（S）会首先影响人们的机制变量（O），进而影响人们的反应变量（R）。结合第二章一至四小节的理论分析得出，消费者感知价值是基于联名匹配度、联名认知、联名包装设计对联名产品和服务做出的主观评价。有学者认为联名匹配度、联名认知、联名包装设计可能会影响消费者购买意愿，通过外部环境刺激因素可能影响人们的购买决策，本研究把联名营销划分为联名匹配度、联名认知、联名包装设计三个关键变量，据此分析三个变量是否会影响消费者感知价值与购买意愿，在分析时可了解影响最大的变量，这为M茶饮联名营销提出针对性的建议提供数据支撑。由此，即以三个刺激变量（联名匹配度、联名认知、联名包装设计）分别为自变量，一个机制变量（消费者感知价值）与一个反应变量分别为因变量。1.关于联名匹配度对消费者感知价值与购买意愿的假设联名匹配度是影响品牌联名效应的关键因素，在当前快速发展的品牌联名实践中具有重要作用。研究对象M茶饮在2024年与13个IP进行联名，几乎一个月进行一次联名，快速发展的背后还有许多问题尚未解决，如与IP联名是否匹配的问题。现研究M茶饮与《盗墓笔记》联名的匹配度问题。杨燕霞（2021）认为IP与品牌匹配度越高，顾客品牌资产的各个维度越能产生积极作用REF_Ref1832\r\h[11]。在M茶饮与《盗墓笔记》联名匹配度越高，越能提高其购买意愿。有学者认为，柴寿升，庄晓程（2021）从联合匹配度与消费者体验影响的视角参与分析结果证明，联合的合作品牌之间联合匹配度愈密切，品牌联合评价愈好，证实了联名匹配度在联名营销中发挥的关键作用REF_Ref23155\r\h[24]。因此，当联名匹配度越低时，容易引起消费者对此次联名的不满，对M茶饮产生消极态度，使消费群体逐渐流失，降低联名收益。也就是说，消费者对匹配度认可度越高，消费者感知价值越高，消费行为越容易出现。综上所述，我们对M茶饮与《盗墓笔记》联名营销的联名匹配度对消费者感知价值与购买意愿做出H1、H2研究假设：H1：联名匹配度显著正向影响消费者感知价值。H2：联名匹配度显著正向影响消费者购买意愿。2.关于联名认知对消费者感知价值与购买意愿的假设联名认知体现消费者对品牌联名行为的知晓度和接受度，不同消费者对M茶饮与《盗墓笔记》联名的品牌与IP认知存在差异。联名认知程度的深浅对于品牌来说是较为重要的影响因素，能使消费者主动了解该品牌的关键。但联名认知是一种较为主观的态度，如果品牌在市场中知名度较高，品牌形象良好，那么消费者对该品牌有一定的了解，那么联名营销则不需要大范围宣传，M茶饮拥有一定的消费群体，《盗墓笔记》IP拥有固定的书粉群体，品牌与该IP联名产生的效果是1+1>2的。综上所述，我们对M茶饮与《盗墓笔记》联名营销的联名认知对消费者感知价值与购买意愿做出H3、H4研究假设：H3：联名认知显著正向影响消费者感知价值。H4：联名认知显著正向影响消费者购买意愿。3.关于联名包装设计对消费者感知价值与购买意愿的假设茶饮届品牌百花齐放，市场竞争激烈，产品同质化严重，消费者审美不断提高，如何在联名中展现具有深度、新颖、独特的茶饮产品外包装和周边产品设计，增强消费者吸引力，从而使品牌与IP的市场影响力与文化价值得到质的提升，以此吸引消费者提高感知价值，出现购买倾向并产生消费行为，是在联名中应该思考的问题。代继霞，裴炅（2024）认为茶饮外包装作为联名产品推广和展示的一个重要视觉表征因素，它不仅会影响到双方品牌的文化价值输出，展现品牌魅力，也会影响到购买者的消费意愿及体验REF_Ref2625\r\h[13]。M茶饮在2024年与13个IP进行联名，在茶饮市场不算太过于频繁，但也存在着盲目为了热度而与IP联名，导致联名产品外包装与周边物料大同小异，没有什么新意，出现同质化严重，高度相似的联名周边物料令消费者产生视觉疲劳，导致联名达不到预期效果。综上所述，我们对M茶饮与《盗墓笔记》联名营销的联名认知对消费者感知价值与购买意愿做出H5、H6研究假设：H5：联名包装设计显著正向影响消费者感知价值。H6：联名包装设计显著正向影响消费者购买意愿。（二）消费者感知价值对消费者购买意愿的影响消费者感知价值是指消费者在评估特定商品或服务时，对其所获收益与所需支付成本进行综合比较后形成的总体价值判断。消费者在感知产品时可感知产品质量、感知所付出的成本与产品价格、所获得的收益是否相匹配，基于对文献的梳理与分析得出，对于感知价值与消费者购买意愿的影响关系中，有学者通过实证研究，结果表明感知价值越高，购买意愿越高。白晶，尤佳楠，李林毅等人（2024）认为绿色感知价值可以正向影响大学生的绿色产品购买意愿REF_Ref2705\r\h[25]。通过提高消费者感知价值进而提高消费者购买意愿，但消费者感知价值是较为主观的心理，每个消费者感知联名产品的成功与否都会存在差异，有些消费者对联名的感知可能弱一些，对待品牌与IP联名在意程度也相对弱一些，但有些消费者对联名非常关注，希望品牌能使IP联名出色完成，故对联名的感知也会增强，对待品牌与IP联名在意程度也会增强。所以，品牌想与IP联名成功，那么关注消费者感知价值就成为关键因素，只有消费者感知价值越高其购买意愿才会越高。综上所述，我们对M茶饮与《盗墓笔记》联名营销的消费者感知价值对消费者购买意愿做出H7研究假设：H7：消费者感知价值显著正向影响消费者购买意愿。（三）消费者感知价值的中介作用消费者感知价值发挥中介效应时，消费者首先因外部环境因素的刺激，如联名匹配度是否契合、对联名品牌与IP的认知程度、对联名产品外包装设计及周边物料是否满意亦或更多的因素，从各类因素中辨析能吸引自身购买欲望的关键点，进而引起自身的对联名产品态度的转变，以此产生购买联名产品的倾向，从而做出消费决策。经李鸽（2021）研究表明：品牌联名的有效性在很大程度上取决于两个关键维度，联名品牌的知名度水平与品牌间的匹配程度，通过提升感知价值而间接作用在购买决策。因此，年轻消费者会更关注到联名产品所能带来的象征性价值REF_Ref4647\r\h[23]。卜鹏翠，冯永辉（2021）认为品牌认同、品牌体验对顾客忠诚具有显著的正面影响REF_Ref5303\r\h[26]。金岳琳，张涵，郑广泽（2023）认为感知价值在品牌联名与消费者购买意愿二者之间存在正向中介效应REF_Ref5434\r\h[27]。梁晟（2022）研究结果证明，营销宣传显著正向影响购买意愿和感知价值，且影响最为突出REF_Ref3078\r\h[4]。综上所述，我们对M茶饮与《盗墓笔记》联名营销的联名匹配度、联名认知、联名包装设计各为自变量，消费者感知价值为中介变量及消费者购买意愿为因变量，做出H8、H9、H10研究假设：H8：消费者感知价值在联名匹配度与消费者购买意愿产生中介作用。H9：消费者感知价值在联名认知与消费者购买意愿产生中介作用。H10：消费者感知价值在联名包装设计与消费者购买意愿产生中介作用。

第四章实证分析与假设检验一、问卷设计本次问卷设计采用结构化方法，由三个核心部分组成：第一部分为导言环节，明确阐述调研目标、填写规范及数据使用承诺，特别强调问卷结果的保密措施。第二部分为受访者背景信息采集。为确保数据有效性，设置筛选性问题：“您是否购买过M茶饮与IP联名的茶饮产品？”，选择“没购买”答案的问卷将被剔除。同时，基于人口统计学变量可能产生的调节效应，问卷纳入性别、年龄层次、月支配金额区间、职业类别和教育程度等基本信息。此外，还设置了关于M茶饮与《盗墓笔记》联名偏好IP类型的针对性问题。第三部分为核心量表测量，基于联名匹配度、联名认知、联名包装设计三个维度评估联名产品的感知价值与购买意愿。采用李克特5分量表（1=完全不同意至5=完全同意），所有题项均采用肯定式陈述以避免理解偏差，并实施正向计分原则。二、实证分析本次问卷通过网络平台投放，以确保调查对象在年龄、地区、月支配金额和教育水平上的多样性。本次问卷调查，自2025年3月9日起到2025年4月9日结束，经历一个月时间通过微信、小红书及微博等平台对目标消费群体进行精准投放，在微信各地区M茶饮福利群、微博专属超话广场等渠道发放问卷，其中共回收622份问卷，经自主筛选后获得463份问卷，有效回收率为74.4%。（一）描述性统计分析研究在问卷设计环节借助问卷星在线调研平台构建问卷体系。问卷首题设置为筛选性问题：“您是否购买过M茶饮与IP联名的茶饮产品？”，设置二元选项（“购买过”/“没购买过”）。研究通过筛选受访者以确保其符合研究对象特征，保障数据有效性，问卷设置逻辑跳转功能：当选“购买过”时，受访者可继续作答后续全部题项并成功提交；若选择“没购买过”，视为无效样本。表4.1样本性别描述统计表性别人数占比男13028.08%女33371.92%合计463100%从表4.1可以看出，本次调查取得样本的男女比例不同，女性参与者数量为333，占总参与者的71.92%，而男性参与者仅为130，占28.08%。表4.2样本年龄描述统计表年龄段分布人数占比18岁以下9821.17%18~25岁9921.38%26~30岁8718.79%31~40岁10522.68%41~50岁449.50%50岁以上306.48%合计463100%从表4.2可以看出18岁以下、18~25岁和31~40岁年龄段的受访者占总人数的65.23%，显示出年轻群体在此次调查中的主导地位。表4.3样本学历描述统计表学历人数占比初中及以下8317.93%高中/中专11123.97%大学专科10121.81%大学本科10923.54%研究生及以上5912.74%合计463100%从表4.3可以看出，受访者的受教育程度普遍较高，高中/中专为111人（23.97%）大学大专为101人（21.81%）和大学本科为109人（23.54%），该部分学历者占比近七成，研究生及以上为59人占12.74%，初中及以下为83人占17.93%。表4.4样本职业描述统计表职业人数占比学生14130.45%个体经营者/自由职业17537.80%企事业机关人员14731.75%其他00%合计463100%从表4.4可以看出，作答者中个体经营者/自由职业的人数最多，为175人，占比为37.80%，其次是企事业机关人员、学生，人数分别是147人、141人，分别占比31.75%、30.45%。表4.5样本月支配金额描述统计表月支配金额人数占比1000元以下13529.16%1000~2000元357.56%2001~5000元10723.11%5001~10000元8217.71%10000元以上10422.46%合计463100%从表4.5可以看出，月支配金额在1000元以下、2001~5000元和10000元以上的作答者人数最多，占了七成比例，月支配金额在5001~10000元和1000~2000元的的作答者人数较少，占了三成比例。表4.6样本IP联名感兴趣描述统计表问题选项人数占比您对M茶饮与哪些IP联名更感兴趣？M茶饮与网文IP《盗墓笔记》24552.92%M茶饮与影视IP《莲花楼》23049.68%M茶饮与动漫IP《葫芦兄弟》20043.20%M茶饮与游戏IP《恋与深空》22448.38%M茶饮与电竞IP《KPL王者荣耀职业联赛》23350.32%M茶饮与动漫IP《魔道祖师》24953.78%其他10.22%本调查项目采用多选形式，受访者可根据实际情况勾选两个或以上选项，在数据统计过程中会出现选项间的交叉重叠现象。从表4.6中可以知道，对M茶饮与动漫IP《魔道祖师》感兴趣的作答者最多为249人；其次是M茶饮与网文IP《盗墓笔记》、与电竞IP《KPL王者荣耀职业联赛》、与游戏IP《恋与深空》、与影视IP《莲花楼》和与动漫IP《葫芦兄弟》联名选项分别为245人、233人、224人、230人和200人。这说明，目前消费者对动漫、网文和电竞等联名较为关注，符合目前国内茶饮届的联名情况。综述所述，调查样本具有以下显著特征：受访群体以青年为主，受教育程度普遍较高，可支配收入水平相对有限。但高中至本科学历的青年消费者对M茶饮联名产品表现出更高的接受度和购买倾向。此外，数据显示该群体对动漫、网文、电竞、游戏及影视类IP的联名合作尤为喜欢。表明本次调研所获数据具有良好的信效度和样本代表性。（二）信度分析信度（Reliability）作为心理测量学和实证研究中的重要指标。信度越高，表明测量变量相关题项的误差越小，得到的数据质量越可信，研究结论的科学性也就越强。当今研究中，常用的信度检验方法包括：重复测量法、平行测验法、分半信度法以及克隆巴赫α系数法。本研究选用克隆巴赫α系数作为评估标准，根据学术界普遍认可的标准，α系数高于0.8为理想水平，介于0.7至0.8之间尚可接受，而0.6至0.7的范围则需谨慎对待。本论文运用SPSS软件对问卷样本数据进行信度检验，结果显示问卷总量表的α系数为0.865。各维度的α系数均如联名匹配度α=0.856、联名包装设计α=0.837，进一步证明各子量表的信度表现良好，信度检验结果如表4.7所示。表4.7信度检验结果变量名称问项数Cronbach'sAlpha值联名匹配度（JM）30.856联名认知（JC）20.796联名包装设计（CPD）20.837消费者感知价值（PV）30.874消费者购买意愿（PI）30.844整体量表150.865（三）效度分析探索性因子分析可用于考察量表的结构效度，即测量工具是否能够准确反映理论构念的潜在结构。通过KMO和Bartlett球形度检验进行验证。为确保EFA的有效性，研究需满足以下前提条件：当KMO值处于0.8-0.9区间时表示良好，信息提取价值较高；若处于0.7-0.8区间，则表明数据适合信息提取。经过分析运算，结果由表4.8所示，问卷样本数据KMO值为0.791，显著性p值<0.001，可以证明变量间存在显著相关性。表4.8KMO和Bartlett检验值KMO值0.791Bartlett球形度检验近似卡方3189.748df78Sig0.000三、假设检验（一）相关性检验由表4.9显示，三个刺激变量联名匹配度、联名认知、联名包装设计，一个机制变量消费者感知价值以及一个反应变量消费者购买意愿的关系均呈现显著性。相关系数值均在0.2-0.4之间，均大于0，意味着三个刺激变量、一个机制变量与一个反应变量之间有着正相关关系。其中消费者感知价值和包装设计的相关系数为0.400，显著性为0.000，二者之间具有正相关关系。表4.9相关性检验分析结果相关性JMJCCPDPVPIJM皮尔逊相关性1.326**.338**.384**.381**显著性（双尾）<.001<.001<.001<.001个案数463463463463463JC皮尔逊相关性.326**1.269**.339**.300**显著性（双尾）<.001<.001<.001<.001个案数463463463463463CPD皮尔逊相关性.338**.269**1.400**.303**显著性（双尾）<.001<.001<.001<.001个案数463463463463463续表4.9相关性JMJCCPDPVPIPV皮尔逊相关性.384**.339**.400**1.336**显著性（双尾）<.001<.001<.001<.001个案数463463463463463PI皮尔逊相关性.381**.300**.303**.336**1显著性（双尾）<.001<.001<.001<.001个案数463463463463463**.在0.01级别（双尾），相关性显著。（二）线性回归分析1.刺激变量对消费者感知价值的影响分析本文对“刺激变量→消费者感知价值”的影响路径提出了H1、H3、H5的假设。在此，采用线性回归分析三个自变量联名匹配度、联名认知、联名包装设计与因变量消费者感知价值的关系。可见，三个自变量联名匹配度、联名认知及包装设计均显著正向影响因变量，结果见表4.10。因此，假设H1、H3、H5成立。表4.10刺激变量→消费者感知价值回归分析非标准化系数标准化系数共线性诊断B标准误BetatpVIF容忍度常数1.2340.214-5.760<.001--联名匹配度0.2390.0460.2305.215<.0011.2100.826联名认知0.1860.0420.1914.425<.0011.1560.865包装设计0.2510.0400.2716.262<.0011.1660.858R20.262调整R20.257F54.193因变量：消费者感知价值。*p<0.05，**p<0.012.刺激变量对消费者购买意愿的影响分析本文对“刺激变量→消费者购买意愿”的影响路径提出了H2、H4、H6的假设。在此，采用线性回归分析三个自变量联名匹配度、联名认知、联名包装设计与因变量消费者购买意愿的关系。可见，三个自变量联名匹配度、联名认知及包装设计均显著正向影响因变量，结果见表4.11。因此，假设H2、H4、H6成立。表4.11刺激变量→消费者购买意愿回归分析非标准化系数标准化系数共线性诊断B标准误BetatpVIF容忍度常数1.7980.202-8.901<.001--联名匹配度0.2250.0430.2715.906<.0011.2100.826联名认知0.1480.0400.1673.727<.0011.1560.865包装设计0.1400.0380.1663.701<.0011.1660.858R20.204调整R20.198F39.126因变量：消费者购买意愿。*p<0.05，**p<0.013.消费者感知价值对消费者购买意愿的影响分析本文对“消费者感知价值→消费者购买意愿”的影响路径提出了H7假设。在此，采用线性回归分析进行验证，可见，消费者感知价值显著正向影响消费者购买意愿，结果见表4.12。因此，假设H7成立。表4.12消费者感知价值→消费者购买意愿回归分析非标准化系数标准化系数共线性诊断B标准误BetatpVIF容忍度常数2.7470.159-17.259<.001--感知价值0.3050.0400.3367.667<.0011.0001.000R20.113调整R20.111F58.777因变量：消费者购买意愿。*p<0.05，**p<0.01（三）中介效应检验结合本论文提出的H8、H9、H10假设。将三个自变量联名匹配度、联名认知、联名包装设计、一个中介变量消费者感知价值以及一个因变量消费者购买意愿。为了进一步验证消费者感知价值的中介效应，为此通过Bootstrap法进行中介效应检验。研究逐一对三个自变量与消费者购买意愿各进行一次中介效应检验。结果证实3条路径的95%置信区间均不包含0，说明3条路径中介效应均呈现显著性。1.消费者感知价值在联名匹配度与消费者购买意愿之间的中介效应检验路径1以消费者感知价值为中介变量，联名匹配度为自变量，消费者购买意愿为因变量（如表4.13、表4.14），系统显著性p值<0.001，通过中介效应检验得出直接效应与间接效应占总效应的78%、22%。因此，假设H8成立。表4.13感知价值在联名匹配度与购买意愿之间的中介模型检验结果结果变量预测变量拟合指标系数显著性R2FTβP购买意愿联名匹配度0.145478.40378.85460.35910.000**感知价值联名匹配度0.147479.67738.92620.39840.000**购买意愿感知价值0.187753.13134.89440.20210.000**联名匹配度6.49840.27850.000**表4.14联名匹配度对购买意愿的总效应、直接效应及感知价值的中介效应分解表项目效应值间接效应的标准误95%置信区间相对效应值下限上限总效应0.35910.04060.27940.4388间接效应0.08050.02140.04140.126022%直接效应0.27850.04290.19430.362878%2.消费者感知价值在联名认知与消费者购买意愿之间的中介效应检验路径2以消费者感知价值为中介变量，联名认知为自变量，消费者购买意愿为因变量（如表4.15、表4.16），系统显著性p值<0.001，通过中介效应检验得出直接效应与间接效应占总效应的70%、30%。因此，假设H9成立。表4.15感知价值在联名认知与购买意愿之间的中介模型检验结果结果变量预测变量拟合指标系数显著性R2FTβP购买意愿联名认知0.090045.59246.75220.26530.000**感知价值联名认知0.114859.81147.73380.33020.000**购买意愿感知价值0.152241.28455.80850.24050.000**联名认知4.60600.18580.000**表4.16联名认知对购买意愿的总效应、直接效应及感知价值的中介效应分解表项目效应值间接效应的标准误95%置信区间相对效应值下限上限总效应0.26530.03930.18810.3425间接效应0.07940.01860.04500.118030%直接效应0.18580.04030.10650.265170%3.感知价值在包装设计与购买意愿之间的中介效应检验路径3以消费者感知价值为中介变量，包装设计为自变量，消费者购买意愿为因变量（如表4.17、表4.18），系统显著性p值<0.001，通过中介效应检验得出直接效应与间接效应占总效应的66%、34%。因此，假设H10成立。表4.17感知价值在包装设计与购买意愿之间的中介模型检验结果结果变量预测变量拟合指标系数显著性R2FTβP购买意愿包装设计0.091746.51656.82030.25440.000**感知价值包装设计0.160287.94919.37810.37060.000**购买意愿感知价值0.146739.55695.44990.23240.000**包装设计4.26030.16830.000**表4.18包装设计对购买意愿的总效应、直接效应及感知价值的中介效应分解表项目效应值间接效应的标准误95%置信区间相对效应值下限上限总效应0.25440.03730.18110.3277间接效应0.08620.02120.04770.130834%直接效应0.16830.03950.09060.245966%（四）假设检验结果基于前文对刺激变量、机制变量、反应变量的假设检验研究，及机制变量的中介效应检验，本研究的10项假设验证结果已系统整理于表4.19。表4.19假设检验汇总结果影响路径编号假设内容结论刺激变量（S）→消费者感知价值（O）H1联名匹配度显著正向影响消费者感知价值。成立H3联名认知显著正向影响消费者感知价值。成立H5包装设计显著正向影响消费者感知价值。成立刺激变量（S）→消费者购买意愿（R）H2联名匹配度显著正向影响消费者购买意愿。成立H4联名认知显著正向影响消费者购买意愿。成立H6包装设计显著正向影响消费者购买意愿。成立消费者感知价值（O）→消费者购买意愿（R）H7消费者感知价值显著正向影响消费者购买意愿。成立消费者感知价值的中介作用H8消费者感知价值在联名匹配度与消费者购买意愿产生中介作用。成立H9消费者感知价值在联名认知与消费者购买意愿产生中介作用。成立H10消费者感知价值在联名包装设计与消费者购买意愿产生中介作用。成立

第五章研究结论与建议本研究选取M茶饮品牌作为研究对象，聚焦消费者对联名营销活动的购买意愿展开探讨。基于SOR模型，重点考察联名匹配度、联名认知、联名包装设计三个关键变量对消费者感知价值与消费者购买意愿的影响路径，同时验证消费者感知价值在三个刺激变量与消费者购买意愿之间的中介效应，进行数据分析，得出实证研究结论。一、研究结论（一）刺激变量对消费者感知价值的作用关系结论联名匹配度、联名认知、联名包装设计能显著正向影响消费者感知价值。通过线性回归分析得出M茶饮联名营销的感知价值影响最大的是联名包装设计，这说明消费者对于M茶饮联名营销的联名产品包装设计是影响其感知价值的关键因素，即消费者对联名产品包装设计、周边包装设计越满意，则感知价值就越高。为此M茶饮在做IP联名应重点关注联名包装设计因素，IP联名的消费者主要是冲IP来决定是否购买产品，如联名产品的外包装设计、联名周边设计不满意，容易导致消费者对M茶饮产生不满态度，使M茶饮流失掉该消费群体，使联名效果出现反效应。因此，M茶饮在设计联名包装时，要考虑到让消费者获得更高的感知价值，从而形成购买意愿。（二）刺激变量对消费者购买意愿的作用关系结论联名匹配度、联名认知、联名包装设计能显著正向影响消费者购买意愿。通过线性回归分析得出M茶饮联名营销中对消费者购买意愿影响最大的是联名匹配度，即M茶饮联名营销的联名搭配效果、联名互补性、主要消费者群体是影响消费者购买意愿的关键因素，这可能是因为消费者在选择联名产品时更多去关注联名契合效果；影响最小的是联名认知，这说明联名IP的认知并不会对消费者购买M茶饮联名产品产生太多影响。因此，M茶饮如果想提高联名产品的销量，需要企业选择契合且知名度高的IP进行联名，提高联名搭配效果，以此提高消费者感知价值，形成购买意愿。（三）消费者感知价值对消费者购买意愿的作用关系结论研究基于对M茶饮与《盗墓笔记》联名营销活动的实证分析，采用线性回归分析验证了这一理论关系在茶饮联名场景中的适用性。研究发现，当通过联名匹配性（如联名品牌与IP的契合度）、联名认知（如对联名与IP的认知度）和联名包装设计（如联名产品与周边设计）等多维度提升消费者感知价值时，其购买意愿呈现出增强趋势。这一发现为M茶饮的联名营销策略提供了重要启示：一是在产品创新维度，可通过引入限量版包装设计（如与该IP联名的主题杯身）、特殊材质（如环保可降解包装）来增强产品吸引力；二是在品牌与IP匹配度维度，应当精心选择与M茶饮品牌调性相符的IP合作伙伴（如动漫、网文、影视IP等），建立价值主张、视觉形象的双层次契合，研究证实高匹配度联名可使消费者好感度提升。三是在联名认知维度，需要构建整合营销传播体系，包括社交媒体话题营销（如微博超话）、小红书内容共创和线下主题快闪店等，全方位强化消费者对联名价值的认知，研究证实品牌与IP双高认知可提高购买转化率。因此，M茶饮在未来的联名营销实践中，提高消费者在联名中这三个维度的协同实施能够产生显著的提升效应，使联名产品的市场表现度提升，最终达到提高消费者对联名产品购买意愿的目标，这为M茶饮在新茶饮市场的差异化竞争提供可持续发展的优势。（四）消费者感知价值的中介作用效应结论研究通过线性回归分析证实了消费者感知价值在联名营销各变量与购买意愿之间的中介作用。数据分析显示，感知价值在三条路径中发挥部分中介作用：在联名包装设计路径上，依托IP元素开发的系列化包装（如联名主题杯、联名透卡、联名纸袋等）通过提升审美价值和收藏价值。在联名认知路径上，当消费者对M茶饮与《盗墓笔记》联名的知名度和定位理解度（能正确识别联名主题）达到较高水平时，会显著强化社会价值感知，间接驱动购买行为。特别值得注意的是，在联名匹配度路径上，当M茶饮与IP在品牌个性（如年轻化形象）和消费场景（如联名主题店布置与原著人物形象高度相符）等方面高度契合时，能通过提升消费者的功能价值评估和情感价值认同，最终促使购买意愿提升，使感知价值成为影响联名匹配度、联名认知、联名包装设计与购买意愿的关键中介变量。因此，消费者对M茶饮与该IP联名认知程度越高，越能通过消费者感知价值间接影响消费者，使其产生购买行为。二、研究建议本节内容主要是针对上述研究内容提出针对性建议，先分析消费者对M茶饮联名营销的发展现状。再从消费者感知价值的角度出发，探析消费者对联名匹配度、联名认知、联名包装设计的态度，进而以这三个刺激变量对M茶饮的联名营销提出相应建议。（一）提高联名匹配度，瞄准联名定位现如今，M茶饮与各类IP进行联名时，容易让消费者产生联名定位模糊的现象，导致对联名对象不了解，不能正确认识M茶饮与该IP联名的匹配度，跨界联名容易出现联名不匹配，消费者群体涉猎跨度大等现象。联名匹配度是能够提高消费者的感知价值，进而促进消费者购买意愿。为此，M茶饮在选择与IP联名时，应从自身品牌出发，选择与品牌理念、文化、定位相契合的IP进行联名，对IP进行市场调查，选择大众喜爱度更高的IP（如动漫、网文、影视IP等），不仅能利用对方的知名度吸引新客户，还能增加与老客户的黏性。在M茶饮选择契合度相符的IP联名时，对针对每场联名应精细瞄准联名定位，打造与该IP相符的品牌形象，提高品牌热度，让消费者准确把握联名定位，提高消费者认可度。（二）深耕联名产品品质，提高消费者品牌认可度M茶饮产品是最好的营销优势，也是其核心部分。M茶饮针对联名IP推出限定创新产品时，在产品口感上不断创新，对联名产品的价格定位和品质要符合本品牌的市场要求，这会影响消费者对M茶饮的认可度，以此加深消费者对M茶饮创新力度的认可，增强M茶饮追求年轻化的形象。M茶饮推出限定联名产品，能利用产品加深对该IP的记忆，如果市场与消费者反响不错，可考虑二次联名，能提高消费者的联名认知程度，对联名对象更了解更信任，增强客户黏性，正向影响消费者感知价值，提高消费者满意度和品牌认可度，进而促进消费者购买意愿。（三）创新联名包装设计，打造多元化联名周边茶饮届近几年频繁开展联名营销，不断挖掘消费者需求，但联名的产品包装设计及周边产品设计出现同质化现象，陷入同质类圈里面，暴露出无创意、周边设计不理想等问题，导致消费者对联名不在期待，而要突破固有联名产品包装设计及周边产品设计，打造出更符合消费者期待的包装设计，需要品牌了解市场，了解消费者需求，从简单的图案表达到富有IP文化内涵的新型创意包装设计，设计出更多创新性联名周边，让联名定位更贴合IP文化内涵，让联名的包装设计更符合IP形象。联名前可提前在网络上预热，设置奖金机制，引用热度高的知名画作作为产品纸杯设计或产品纸袋设计，借此提高联名热度，还可把消费者引入到本次联名活动中，提高消费者参与度。其联名包装设计是影响消费者感知价值最大的刺激变量，我们要下功夫把联名的包装设计打造成企业的招牌，进而促进消费者购买意愿。三、研究反思与展望本研究以SOR模型为基础，探讨了M茶饮品牌通过联名匹配度、联名认知、联名包装设计这三个刺激变量对消费者购买意愿的产生影响的机制。通过构建“刺激变量（S）-机制变量（O）-反应变量（R）”的理论框架，揭示了茶饮品牌跨界合作影响消费决策的内在路径。研究发现，联名匹配度、联名认知、联名包装设计作为刺激变量，通过影响消费者感知价值的内在心理机制，最终促成了购买意愿的形成与转化。本反思与展望将系统梳理研究过程中的调查样本群体有待进一步扩充，测量工具的设计有待进一步完善，研究情境的选择存在优化空间的问题，并针对现有研究的局限性提出未来可能拓展的方向，为后续相关研究提供参考框架首先，调查样本群体有待进一步扩充。本研究在样本代表性问题在研究初期便显现出来：受限于时间和资源约束，调查样本主要集中在18以下到40岁的年轻消费群体，虽然这一群体确实是茶饮联名产品的主要消费者，但忽略了中老年消费者对健康茶饮（如果蔬）日益增长的兴趣。这表明未来研究需要扩大年龄覆盖范围以获得更全面的消费者洞察。其次，测量工具的设计有待进一步完善。本研究采用改编自前人研究的量表测量联名匹配度、联名认知、联名包装设计、感知价值和购买意愿，虽然保证了内容效度，但在捕捉茶饮联名营销特有的消费动机方面存在不足。例如，新式茶饮品牌与IP联名影响因素分析研究发现联名营销对中介变量感知情感的影响最大，而本研究未能充分纳入中介变量“感知情感”等联名特有的情感维度。后续研究可补充中介变量和更多刺激变量，开发更具针对性的题项。最后，研究情境的选择存在优化空间。本研究聚焦M茶饮品牌的联名案例，虽然保证了深度，但缺乏跨品牌比较。目前，茶饮品牌如CoCo正面临其他品牌的强势冲击，且行业存在“产品同质化严重”的问题。未来研究可对比分析不同市场定位（如高端vs平价）或不同联名类型（如与动漫IPvs与奢侈品联名）的效果差异，为品牌提供更精细化的策略建议。

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