劉振華

內(nèi)容摘要：本文在國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)感知價(jià)值與消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間關(guān)系研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合互補(bǔ)品自身的特點(diǎn)對(duì)互補(bǔ)品進(jìn)行分類，將互補(bǔ)品感知價(jià)值作為研究重點(diǎn)，以感知功能、情感、社會(huì)價(jià)值幾個(gè)維度為基礎(chǔ)，測(cè)量感知價(jià)值對(duì)不同類型互補(bǔ)品購(gòu)買意愿的影響，由此建立互補(bǔ)品感知價(jià)值研究模型對(duì)提出的假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證。根據(jù)研究結(jié)果探究不同互補(bǔ)情況下感知價(jià)值對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿的不同影響以及核心產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略對(duì)互補(bǔ)品購(gòu)買決策的影響。

關(guān)鍵詞：互補(bǔ)品 核心產(chǎn)品 感知價(jià)值 購(gòu)買意愿 比較研究

研究假設(shè)與框架

（一）感知價(jià)值

Zeithaml（1988）從消費(fèi)者心理角度出發(fā)，通過科學(xué)嚴(yán)謹(jǐn)?shù)姆治霭l(fā)現(xiàn)，消費(fèi)者在購(gòu)買商品時(shí)，如果消費(fèi)者認(rèn)為商品為自己帶來的利益越高，那么消費(fèi)者感知到的價(jià)值相應(yīng)地也會(huì)越高，這一系列的反應(yīng)最終會(huì)帶來消費(fèi)者對(duì)商品購(gòu)買意愿的提高。Eggert等人（2002）研究最終得出，消費(fèi)者滿意能夠在一定程度上影響消費(fèi)者的購(gòu)買決策。若要真正驅(qū)動(dòng)消費(fèi)者最終作出購(gòu)買行為，那么就必須關(guān)注消費(fèi)者的感知價(jià)值。但對(duì)不同互補(bǔ)強(qiáng)度下互補(bǔ)品感知價(jià)值與消費(fèi)者購(gòu)買意愿的相關(guān)研究較少，因此，基于上述的分析本研究擬提出以下假設(shè)：

感知價(jià)值各維度對(duì)充分互補(bǔ)品購(gòu)買意愿的影響。H1充分互補(bǔ)品消費(fèi)者感知功能價(jià)值與購(gòu)買意愿正向相關(guān)；H2充分互補(bǔ)品消費(fèi)者感知情感價(jià)值與購(gòu)買意愿正向相關(guān)；H3充分互補(bǔ)品消費(fèi)者感知社會(huì)價(jià)值與購(gòu)買意愿正向相關(guān)。

感知價(jià)值各維度對(duì)必要互補(bǔ)品購(gòu)買意愿的影響。h1必要互補(bǔ)品消費(fèi)者感知功能價(jià)值與購(gòu)買意愿正向相關(guān)；h2必要互補(bǔ)品消費(fèi)者感知情感價(jià)值與購(gòu)買意愿正向相關(guān)；h3必要互補(bǔ)品消費(fèi)者感知社會(huì)價(jià)值與購(gòu)買意愿正向相關(guān)。

（二）品牌形象

Park用功能性形象、象征性形象以及體驗(yàn)性形象來劃分品牌形象。范秀成等人從產(chǎn)品、企業(yè)、個(gè)性化以及符號(hào)四個(gè)維度來劃分品牌形象。Peterson等（2001）對(duì)產(chǎn)品和服務(wù)進(jìn)行維度劃分時(shí)，將差異化高低作為劃分的依據(jù)之一。差異化高低可以作為反應(yīng)產(chǎn)品或服務(wù)的差異程度，此外還反映企業(yè)的產(chǎn)品或服務(wù)能夠?yàn)橄M(fèi)者帶來的可持續(xù)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。本研究中，核心產(chǎn)品品牌形象作為調(diào)節(jié)變量，以此來研究核心產(chǎn)品品牌形象對(duì)互補(bǔ)品與消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間關(guān)系的影響。在本研究中核心產(chǎn)品品牌形象是作為一個(gè)整體，因此利用Peterson的劃分方法，將品牌形象差異化高低作為劃分標(biāo)準(zhǔn)，更多地關(guān)注其作為整體產(chǎn)生的作用而不對(duì)其測(cè)量維度進(jìn)行具體區(qū)分。此外，本研究的核心產(chǎn)品是以手機(jī)為例，以差異化高低來衡量手機(jī)品牌形象是合理的。本研究結(jié)合中國(guó)品牌網(wǎng)相關(guān)信息對(duì)核心產(chǎn)品品牌形象進(jìn)行劃分。因此對(duì)核心產(chǎn)品品牌形象提出如下假設(shè)：

核心產(chǎn)品品牌形象對(duì)充分互補(bǔ)品感知價(jià)值各維度的影響。H4核心產(chǎn)品品牌形象對(duì)充分互補(bǔ)品消費(fèi)者感知功能價(jià)值與購(gòu)買意愿之間的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用；H5核心產(chǎn)品品牌形象對(duì)充分互補(bǔ)品消費(fèi)者感知情感價(jià)值與購(gòu)買意愿之間的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用；H6核心產(chǎn)品品牌形象對(duì)充分互補(bǔ)品消費(fèi)者感知社會(huì)價(jià)值與購(gòu)買意愿之間的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用。

核心產(chǎn)品品牌形象對(duì)必要互補(bǔ)品感知價(jià)值各維度的影響。h4核心產(chǎn)品品牌形象對(duì)必要互補(bǔ)品消費(fèi)者感知功能價(jià)值與購(gòu)買意愿之間的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用；h5核心產(chǎn)品品牌形象對(duì)必要互補(bǔ)品消費(fèi)者感知情感價(jià)值與購(gòu)買意愿之間的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用；h6核心產(chǎn)品品牌形象對(duì)必要互補(bǔ)品消費(fèi)者感知社會(huì)價(jià)值與購(gòu)買意愿之間的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用。

根據(jù)以上假設(shè)，結(jié)合互補(bǔ)品自身的特點(diǎn)對(duì)互補(bǔ)品進(jìn)行分類，把研究焦點(diǎn)放在互補(bǔ)品感知價(jià)值的研究之上，探討在不同互補(bǔ)關(guān)系下感知價(jià)值對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿的影響，由此建立互補(bǔ)品感知價(jià)值研究模型，如圖1所示。

數(shù)據(jù)分析

（一）問卷設(shè)計(jì)與信效度檢驗(yàn)

本研究是消費(fèi)者對(duì)充分互補(bǔ)品和必要互補(bǔ)品購(gòu)買意愿的比較研究，問卷以手機(jī)及其兩種類型的互補(bǔ)品為例，對(duì)消費(fèi)者進(jìn)行調(diào)查。手機(jī)擁有廣大的用戶基礎(chǔ)，有利于數(shù)據(jù)搜集。雖然兩種互補(bǔ)品類型不同，但是其都是依存于核心產(chǎn)品而存在，因此針對(duì)兩種不同類型的互補(bǔ)品分別設(shè)計(jì)兩份問卷，但兩份問卷題項(xiàng)設(shè)置基本一致。調(diào)查問卷以手機(jī)及其互補(bǔ)品為例，手機(jī)對(duì)于人們的工作生活必不可少，結(jié)合手機(jī)互補(bǔ)品特性，將研究重點(diǎn)放在有過相關(guān)消費(fèi)經(jīng)驗(yàn)的人群。本研究的調(diào)查問卷通過“問卷星”平臺(tái)發(fā)放，根據(jù)互聯(lián)網(wǎng)使用人群的特點(diǎn)，被調(diào)查對(duì)象便主要集中在年輕消費(fèi)群體。通過使用問卷星推薦樣本服務(wù)，本調(diào)查共回收406份調(diào)查問卷，其中充分互補(bǔ)品消費(fèi)者購(gòu)買意愿調(diào)查問卷202份，必要互補(bǔ)品消費(fèi)者購(gòu)買意愿調(diào)查問卷204份。通過對(duì)問卷進(jìn)行初步分析，剔除無效問卷，最終得到充分互補(bǔ)品消費(fèi)者購(gòu)買意愿有效調(diào)查問卷177份，必要互補(bǔ)品消費(fèi)者購(gòu)買意愿有效調(diào)查問卷179份，問卷回收有效率達(dá)87.68%。

信度分析是為了保障綜合評(píng)價(jià)體系的穩(wěn)定性和可靠性。本研究使用克朗巴哈α系數(shù)作為信度測(cè)量標(biāo)準(zhǔn)。充分互補(bǔ)品各變量和必要互補(bǔ)品各變量的克朗巴哈α系數(shù)均在0.7以上。由此可以看出，充分互補(bǔ)品和必要互補(bǔ)品測(cè)量題項(xiàng)具備良好的穩(wěn)定性和一致性。

本研究采用因子分析來對(duì)充分互補(bǔ)品消費(fèi)者購(gòu)買意愿問卷題項(xiàng)的結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行檢驗(yàn)。通過對(duì)充分互補(bǔ)品消費(fèi)者購(gòu)買意愿模型各項(xiàng)指標(biāo)驗(yàn)證性因子分析，得到x2/df=1.97（<3）、CFI=0.97（>0.90）、GFI=0.90（>0.85）、RMSEA=0.045（<0.05），根據(jù)Bentler（1990）給出的標(biāo)準(zhǔn)，模型擬合程度可以接受。通過對(duì)必要互補(bǔ)品消費(fèi)者購(gòu)買意愿模型各項(xiàng)指標(biāo)驗(yàn)證性因子分析，得到x2/df=2.06（<3）、CFI=0.97（>0.90）、GFI=0.89（>0.90）、RMSEA=0.047，各指標(biāo)基本達(dá)到Bentler給出的標(biāo)準(zhǔn)，模型擬合度可以接受。

（二）獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)

利用獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)可以根據(jù)兩個(gè)獨(dú)立樣本數(shù)據(jù)來分析它們之間的總體均值的差異是不是顯著。針對(duì)充分互補(bǔ)品和必要互補(bǔ)品兩個(gè)總體的獨(dú)立樣本檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。endprint

由表1中可以看出，對(duì)于充分互補(bǔ)品和必要互補(bǔ)品，消費(fèi)者在感知功能價(jià)值、感知情感價(jià)值、感知社會(huì)價(jià)值以及購(gòu)買意愿等方面都存在顯著差異。結(jié)合樣本均值比較可以得出：充分互補(bǔ)品的消費(fèi)者感知功能價(jià)值低于必要互補(bǔ)品的消費(fèi)者感知功能價(jià)值；充分互補(bǔ)品的消費(fèi)者感知情感價(jià)值高于必要互補(bǔ)品的消費(fèi)者感知情感價(jià)值；充分互補(bǔ)品的消費(fèi)者感知社會(huì)價(jià)值高于必要互補(bǔ)品的消費(fèi)者感知社會(huì)價(jià)值；充分互補(bǔ)品的消費(fèi)者購(gòu)買意愿略高于必要互補(bǔ)品消費(fèi)者的購(gòu)買意愿。

假設(shè)檢驗(yàn)

（一）充分互補(bǔ)品消費(fèi)者購(gòu)買意愿相關(guān)和回歸分析

第一，充分互補(bǔ)品相關(guān)性分析和回歸分析。本研究通過因子分析得出消費(fèi)者購(gòu)買意愿的影響因素分別為消費(fèi)者感知功能價(jià)值、情感價(jià)值和社會(huì)價(jià)值，通過相關(guān)性分析進(jìn)一步解釋這些因素與消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間關(guān)系的強(qiáng)弱，當(dāng)顯著性水平α為0.01時(shí)，針對(duì)于充分互補(bǔ)品，消費(fèi)者購(gòu)買意愿與消費(fèi)者感知社會(huì)價(jià)值的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)為0.658，與消費(fèi)者感知功能價(jià)值的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)為0.207，與消費(fèi)者感知情感價(jià)值的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)為0.508。消費(fèi)者感知社會(huì)價(jià)值與消費(fèi)者購(gòu)買意愿相關(guān)、感知功能價(jià)值與消費(fèi)者購(gòu)買意愿相關(guān)、感知情感價(jià)值與消費(fèi)者購(gòu)買意愿相關(guān)。

本研究采用逐步篩選策略，對(duì)消費(fèi)者感知價(jià)值與消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間的關(guān)系進(jìn)行分析，具體結(jié)果如表2所示。從表2中可以看到，最先進(jìn)入回歸模型的是感知社會(huì)價(jià)值，隨后是感知情感價(jià)值，最后進(jìn)入模型的是感知功能價(jià)值。最終的Model3中，感知社會(huì)價(jià)值、感知情感價(jià)值和感知功能價(jià)值與消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間的復(fù)相關(guān)系數(shù)為0.857，調(diào)整的判定系數(shù)為0.730，被解釋變量可以被模型解釋的部分較多，擬合度較高。逐步回歸的具體結(jié)果如表3所示。

從表3中可以看出，在顯著性水平α為0.05時(shí)，感知社會(huì)價(jià)值、感知情感價(jià)值、感知功能價(jià)值與消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間的關(guān)系均顯著。此外，容忍度接近于1，方差膨脹因子也接近1。由此可以看出，解釋變量之間多重共線性較弱。得出的標(biāo)準(zhǔn)回歸方程為：充分互補(bǔ)品消費(fèi)者購(gòu)買意愿=0.658感知社會(huì)價(jià)值+0.508感知情感價(jià)值+0.207感知功能價(jià)值。

充分互補(bǔ)品消費(fèi)者購(gòu)買意愿與影響因素之間的相關(guān)性和回歸性表明：消費(fèi)者感知功能價(jià)值正向影響消費(fèi)者購(gòu)買意愿；感知情感價(jià)值能夠?qū)οM(fèi)者購(gòu)買意愿產(chǎn)生正向影響；感知社會(huì)價(jià)值對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿具有正向影響。分析驗(yàn)證了假設(shè)H1、H2、H3。

第二，核心產(chǎn)品品牌形象調(diào)節(jié)作用的回歸分析。本研究調(diào)節(jié)變量是核心產(chǎn)品品牌形象，核心產(chǎn)品品牌形象為定序變量，自變量是連續(xù)變量，因此通過對(duì)調(diào)節(jié)變量分組，做因變量對(duì)自變量的回歸，結(jié)果如表4所示。

從表4中可以看出，當(dāng)核心產(chǎn)品品牌形象為高差異性時(shí)，回歸分析所得R2=0.766，調(diào)整判定系數(shù)為0.755，F(xiàn)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的觀測(cè)值為71.845，對(duì)應(yīng)的概率p值近似為0（<顯著性水平α）；當(dāng)核心產(chǎn)品品牌形象為低差異性時(shí)，回歸分析所得R2=0.714，調(diào)整判定系數(shù)為0.705，F(xiàn)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的觀測(cè)值為85.506，對(duì)應(yīng)的概率p值近似為0（<顯著性水平α）。

當(dāng)核心產(chǎn)品品牌形象為高差異性時(shí)，消費(fèi)者感知社會(huì)價(jià)值的回歸系數(shù)為0.726（p值近似為0）；當(dāng)核心產(chǎn)品品牌形象為低差異性時(shí)，消費(fèi)者感知社會(huì)價(jià)值回歸系數(shù)為0.634（p值近似為0），兩者回歸系數(shù)之間存在一定差異。由此可以認(rèn)定，核心產(chǎn)品品牌形象對(duì)消費(fèi)者感知社會(huì)價(jià)值與充分互補(bǔ)品購(gòu)買意愿之間的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用。當(dāng)核心產(chǎn)品品牌形象為高差異性時(shí)，消費(fèi)者感知功能價(jià)值的回歸系數(shù)為0.160（p值近似為0）；當(dāng)核心產(chǎn)品品牌形象為低差異性時(shí)，消費(fèi)者感知功能價(jià)值的回歸系數(shù)為0.232（p值近似為0），兩者回歸系數(shù)之間存在一定差異。由此可以認(rèn)定，核心產(chǎn)品品牌形象對(duì)消費(fèi)者感知功能價(jià)值與充分互補(bǔ)品購(gòu)買意愿之間的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用。當(dāng)核心產(chǎn)品品牌形象為高差異性時(shí)，消費(fèi)者感知情感價(jià)值的回歸系數(shù)為0.577（p值近似為0）；當(dāng)核心產(chǎn)品品牌形象為低差異性時(shí)，消費(fèi)者感知情感價(jià)值的回歸系數(shù)為0.475（p值近似為0），兩者之間存在一定的差異。此外，容忍度和方差膨脹因子均接近于1，解釋變量之間多重共線性較弱。綜合以上結(jié)論可以認(rèn)定，核心產(chǎn)品品牌形象對(duì)消費(fèi)者感知情感價(jià)值與充分互補(bǔ)品購(gòu)買意愿之間的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用。這些結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H4、H5、H6。

（二）必要互補(bǔ)品消費(fèi)者購(gòu)買意愿相關(guān)和回歸分析

第一，必要互補(bǔ)品相關(guān)性分析和回歸性分析。當(dāng)顯著性水平α為0.01時(shí)，針對(duì)于必要互補(bǔ)品，消費(fèi)者購(gòu)買意愿與消費(fèi)者感知功能價(jià)值的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)為0.741，與消費(fèi)者感知情感價(jià)值的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)為0.365，消費(fèi)者感知功能價(jià)值以及感知情感價(jià)值與消費(fèi)者購(gòu)買意愿均正相關(guān)，消費(fèi)者感知社會(huì)價(jià)值與必要互補(bǔ)品購(gòu)買意愿之間關(guān)系不顯著。和充分互補(bǔ)品消費(fèi)者購(gòu)買意愿回歸相同，采用逐步篩選策略，對(duì)消費(fèi)者感知價(jià)值與消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間的關(guān)系進(jìn)行分析，具體結(jié)果如表5所示。

從表5中可以看到，最先進(jìn)入回歸模型的是感知功能價(jià)值，隨后是感知情感價(jià)值，而感知社會(huì)價(jià)值并沒有進(jìn)入回歸模型。最終的Model 2中，感知功能價(jià)值、感知情感價(jià)值與消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間的復(fù)相關(guān)系數(shù)為0.826，調(diào)整的判定系數(shù)為0.679，被解釋變量可以被模型解釋的部分較多，擬合度較高。逐步回歸的具體結(jié)果如表6所示。

從表6中可以看出，在顯著性水平α為0.05時(shí)，感知功能價(jià)值、感知情感價(jià)值與消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間的關(guān)系均顯著。此外由于容忍度取值與方差膨脹因子均接近于1，解釋變量之間多重共線性較弱。得出的標(biāo)準(zhǔn)回歸方程為：必要互補(bǔ)品消費(fèi)者購(gòu)買意愿=0.741感知功能價(jià)值+0.365感知情感價(jià)值。

必要互補(bǔ)品消費(fèi)者購(gòu)買意愿與感知功能價(jià)值、感知情感價(jià)值之間的相關(guān)性和回歸性分析表明：消費(fèi)者感知功能價(jià)值對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿具有正向影響；感知情感價(jià)值對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿具有正向影響作用。驗(yàn)證了假設(shè)h1、h2，由于感知社會(huì)價(jià)值并沒有進(jìn)入回歸模型，因此h3沒有被驗(yàn)證，h3不成立。endprint

第二，核心產(chǎn)品品牌形象調(diào)節(jié)作用的回歸分析。從表7中可以看出，當(dāng)核心產(chǎn)品品牌形象為高差異性時(shí)，回歸分析所得R2=0.599，調(diào)整判定系數(shù)為0.588，F(xiàn)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的觀測(cè)值為52.380，對(duì)應(yīng)的概率p值近似為0（<顯著性水平α）；當(dāng)核心產(chǎn)品品牌形象為低差異性時(shí)，回歸分析所得R2=0.752，調(diào)整判定系數(shù)為0.747，F(xiàn)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的觀測(cè)值為156.035，對(duì)應(yīng)的概率p值近似為0（<顯著性水平α）。

當(dāng)核心產(chǎn)品品牌形象為高差異性時(shí)，消費(fèi)者感知功能價(jià)值的回歸系數(shù)為0.746（p值近似為0）；當(dāng)核心產(chǎn)品品牌形象為低差異性時(shí)，消費(fèi)者感知功能價(jià)值的回歸系數(shù)為0.736（p值近似為0），兩者回歸系數(shù)之間存在一定差異。由此可以認(rèn)定，核心產(chǎn)品品牌形象對(duì)消費(fèi)者感知功能價(jià)值與必要互補(bǔ)品購(gòu)買意愿之間的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用，h4得到驗(yàn)證。當(dāng)核心產(chǎn)品品牌形象為高差異性時(shí)，消費(fèi)者感知情感價(jià)值的回歸系數(shù)為0.300（p值近似為0）；當(dāng)核心產(chǎn)品品牌形象為低差異性時(shí)，消費(fèi)者感知情感價(jià)值的回歸系數(shù)為0.405（p值近似為0），兩者之間存在一定的差異。由此認(rèn)定，核心產(chǎn)品品牌形象對(duì)消費(fèi)者感知情感價(jià)值與必要互補(bǔ)品消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用，h5得到驗(yàn)證。此外，容忍度和方差膨脹因子均接近于1，解釋變量之間多重共線性較弱。由于感知社會(huì)價(jià)值并未進(jìn)入回歸模型，核心產(chǎn)品品牌形象對(duì)必要互補(bǔ)品消費(fèi)者感知社會(huì)價(jià)值和購(gòu)買意愿之間并沒有調(diào)節(jié)作用，因此h6并未得到證實(shí)。

研究啟示

第一，消費(fèi)者對(duì)必要互補(bǔ)品的感知功能價(jià)值的要求高于消費(fèi)者對(duì)充分互補(bǔ)品感知功能價(jià)值的要求；消費(fèi)者對(duì)充分互補(bǔ)品感知情感價(jià)值的要求高于對(duì)必要互補(bǔ)品感知情感價(jià)值的要求；消費(fèi)者對(duì)充分互補(bǔ)品感知社會(huì)價(jià)值的要求高于對(duì)必要互補(bǔ)品感知社會(huì)價(jià)值的要求；消費(fèi)者對(duì)充分互補(bǔ)品的購(gòu)買意愿略高于消費(fèi)者對(duì)必要互補(bǔ)品的購(gòu)買意愿。第二，對(duì)于充分互補(bǔ)品，消費(fèi)者感知功能價(jià)值對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿具有正向影響；感知情感價(jià)值對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿具有正向影響；感知社會(huì)價(jià)值對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿具有正向影響。對(duì)于必要互補(bǔ)品，消費(fèi)者感知功能價(jià)值對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿具有正向影響；感知情感價(jià)值對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿具有正向影響作用。第三，對(duì)于充分互補(bǔ)品，感知社會(huì)價(jià)值對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿影響程度最大，感知情感價(jià)值的影響程度次之，感知功能價(jià)值的影響最低。而對(duì)于必要互補(bǔ)品，感知功能價(jià)值對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿影響程度最大，感知情感價(jià)值的影響程度次之。第四，對(duì)于充分互補(bǔ)品，核心產(chǎn)品品牌形象對(duì)消費(fèi)者感知社會(huì)價(jià)值與消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間的關(guān)系具有顯著調(diào)節(jié)作用；核心產(chǎn)品品牌形象對(duì)感知功能價(jià)值與消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間的關(guān)系具有顯著調(diào)節(jié)作用；核心產(chǎn)品品牌形象對(duì)感知情感價(jià)值與消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間的關(guān)系具有顯著調(diào)節(jié)作用。對(duì)于必要互補(bǔ)品，核心產(chǎn)品品牌形象對(duì)消費(fèi)者感知功能價(jià)值與消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間的關(guān)系具有顯著調(diào)節(jié)作用；核心產(chǎn)品品牌形象對(duì)感知情感價(jià)值與消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間的關(guān)系具有顯著調(diào)節(jié)作用。由于感知社會(huì)價(jià)值與消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間的關(guān)系并不顯著，因此核心產(chǎn)品品牌形象的調(diào)節(jié)作用亦不顯著。

根據(jù)以上結(jié)論得出以下啟示：無論對(duì)于充分互補(bǔ)品還是必要互補(bǔ)品，功能價(jià)值都是消費(fèi)者所關(guān)注的，功能價(jià)值可以體現(xiàn)在產(chǎn)品的安全性、售后服務(wù)、質(zhì)量等方面，因此企業(yè)應(yīng)當(dāng)致力于給消費(fèi)者提供能夠保證質(zhì)量的產(chǎn)品，提高產(chǎn)品的安全性以及售后服務(wù)等，以此提高消費(fèi)者的感知功能價(jià)值，進(jìn)而提高消費(fèi)者的購(gòu)買意愿。無論是消費(fèi)者在購(gòu)買必要互補(bǔ)品時(shí)期望更好的核心產(chǎn)品功能體驗(yàn)，或是消費(fèi)者購(gòu)買充分互補(bǔ)品時(shí)期望更愉悅的產(chǎn)品使用體驗(yàn)，又或者消費(fèi)者購(gòu)買產(chǎn)品僅僅是因?yàn)橄矚g，感知情感價(jià)值對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿都是一個(gè)重要的影響因素。針對(duì)充分互補(bǔ)品，企業(yè)可以將消費(fèi)人群進(jìn)行細(xì)分，針對(duì)不同的目標(biāo)人群設(shè)計(jì)符合其需求特點(diǎn)的產(chǎn)品；針對(duì)必要互補(bǔ)品，消費(fèi)者的情感更多來源于良好的產(chǎn)品功能，企業(yè)應(yīng)當(dāng)致力于提高產(chǎn)品品質(zhì)，進(jìn)而提高消費(fèi)者感知情感價(jià)值。

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