姚鵬

摘要 價值共創(chuàng)是促進農業(yè)品牌健康與快速發(fā)展的重要手段，然而目前農業(yè)品牌存在消費者參與價值共創(chuàng)意愿低等問題，制約其進一步發(fā)展。通過引入品牌真實性理論，以杭州西湖龍井為例對農業(yè)品牌的價值共創(chuàng)問題進行了調研，并通過線性回歸分析了農業(yè)品牌網絡口碑、品牌真實性及顧客參與價值共創(chuàng)意愿的關系模型。

關鍵詞 農業(yè)品牌;網絡口碑;價值共創(chuàng)意愿;品牌真實性

中圖分類號 S-9文獻標識碼 A文章編號 0517-6611（2018）34-0215-06

品牌是農業(yè)的品格和靈魂，農業(yè)品牌具有巨大的社會價值和經濟價值，是未來農業(yè)企業(yè)發(fā)展的立足之本。打造農業(yè)優(yōu)質品牌是構建農產品產業(yè)鏈、提高產品競爭力、實現農業(yè)資源科學利用、提高農民收入與促進社會和諧的關鍵[1]。眼下，農產品品牌建設日益受到各級政府和眾多學者的關注，農業(yè)部更把2017年確定為“農業(yè)品牌推進年”。

盡管我國農業(yè)品牌建設取得了長足的進步，但其發(fā)展相對滯后，主要存在品牌結構趨同、產品單位成本高、嚴重依賴地域品牌、與消費者互動少與內耗嚴重等諸多問題[2]，其根本原因在于與農業(yè)品牌建設相關的利益主體之間尚未建立有效的價值共創(chuàng)機制。因此，探討農業(yè)品牌價值共創(chuàng)問題已成為當前的一個重要研究課題。農業(yè)品牌價值共創(chuàng)研究起步較晚，研究數量比較少，目前研究主要集中在農業(yè)品牌價值共創(chuàng)的現狀和存在問題等幾個方面，難以解決上述品牌管理問題。

然而，隨著后工業(yè)時代的到來和網絡經濟的發(fā)展，品牌企業(yè)逐漸發(fā)現消費者的行為開始發(fā)生轉變。一方面，品牌真實性成為消費者決策的依據。這是因為經濟全球化等后現代社會的特征促使消費者開始尋求以品牌真實性作為決策的依據。于是，品牌間的競爭轉換為如何讓消費者相信自己的品牌更具真實性。通過挖掘農業(yè)品牌真實性可以應對品牌在品牌精髓、核心價值、歷史文化及品牌個性建設中所出現的重要問題，有利于提高農業(yè)品牌的知名度和消費者的忠誠度，以實現農業(yè)品牌的健康發(fā)展。另一方面，消費者的決策還受到網絡口碑的影響。網絡口碑是指消費者在不同的消費決策階段通過論壇、微博、博客等網絡媒體傳遞可靠的信息從而向其他消費者分享他們對產品或服務的體驗、意見和建議等。早在10年前每天互聯(lián)網上關于品牌的網絡口碑已經高達23億條，由于中立性和客觀性的特點致使網絡口碑在影響消費者決策方面起到至關重要的作用[3]。See-To等[4]認為積極的網絡口碑會影響人們的購買意愿并且會影響消費者與企業(yè)之間的互動意愿。

可見，關于品牌精髓、核心價值、歷史文化及品牌個性的品牌真實性以及具有中立性和客觀性的網絡口碑已經成為影響消費者行為的2點主要因素。筆者以杭州龍井茶品牌為例對農業(yè)品牌的價值共創(chuàng)問題進行研究，以期發(fā)現其對消費者價值共創(chuàng)意愿的作用機理，這對農業(yè)品牌的進一步發(fā)展有一定的現實及理論意義。

1 相關理論與假設模型

1.1 品牌真實性

真實性原指物品具有獨特和唯一的特征，在營銷領域研究中品牌真實性卻有多種含義。Spiggle等[5]認為品牌真實性可以表現為消費者對于品牌能否保持其內在核心理念、文化傳統(tǒng)、血統(tǒng)、自然以及外在設計風格等一致性的具體反應;Beverland[6]認為品牌真實性與品牌原產地、生產工藝、設計風格等方面?zhèn)鞒杏嘘P;Napoli等[7]將品牌真實性理解為人們對品牌文化傳承、設計風格、象征意義、懷舊、質量承諾、真誠、工藝等品牌要素是否具有一致性和獨特性的主觀判斷。

盡管品牌真實性有不同定義，但研究者發(fā)現品牌真實性與消費者態(tài)度和行為意向有直接的關系[8]。Spiggle等[5]研究發(fā)現若人們對延伸品牌的真實性評價越高，那么他們就會更加接受該品牌的廣告信息推送，更愿意嘗試該品牌的新產品以及向親朋好友推薦這個品牌;Ewing等[9]研究發(fā)現若人們對綠色產品的品牌真實性評價越高，那么他們會更加喜歡購買綠色產品，也會愿意以更高的價格購買該產品;Morhart 等[10]研究發(fā)現品牌真實性與消費者對品牌的情感依戀和積極的口碑呈正相關;吳漪等[11]認為全球品牌真實性會正向影響品牌可靠性;徐偉等[12]研究發(fā)現本土品牌在國際化后，其品牌真實性會影響人們的購買意向。

1.2 網絡口碑

網絡口碑可以來源于廠商，也可以來源于消費者。而一般認為消費者是產生網絡口碑的基礎，這是因為與廠商相比，消費者數量眾多，且分布在世界各地，他們可以自由地表達對品牌的態(tài)度和感受。因此，網絡口碑的實質是潛在客戶、實際客戶對產品或品牌的任何正面或負面的陳述，這些陳述通過互聯(lián)網提供給許多人和機構[13]。

以往的研究表明網絡口碑通過2個主要的渠道對消費者的購買意向產生影響。首先，網絡口碑對購買意愿有直接影響。正面的網絡口碑提高消費者的購買意愿，而負面的網絡口碑則反之。Dellarocas[14]研究表明以往消費者提交的觀點和評價是潛在消費者決定他們是否會進行電子交易的關鍵。而在電子市場中賣方簡介中所述的網絡口碑對電子拍賣的價格具有重大影響，這可以解釋網絡口碑對購買意愿有直接的影響。其次，網絡口碑通過影響消費者的信任來影響購買意愿[15]。信任是一種“理性的預期”，而信任是影響消費者購買意愿的重要因素[16]。Lee等[17]指出投訴網站上的信息改變了潛在消費者對公司的信任和態(tài)度。Awad等[18]研究指出電子論壇中的網絡口碑質量對于在線客戶對公司的信任有正向影響，對在線購買意愿有正向影響。

根據See-To等[4]的觀點，在研究中主要以網絡口碑的質量、網絡口碑的數量和網絡評論的肯定性3個方面來評價網絡口碑。網絡口碑的質量指每條評論是否清晰、明了、客觀以及推薦理由是否充分等;網絡口碑的數量主要指網絡評審數量的多少以及每條評論所包含信息量的大小等;網絡評論的肯定性，主要包括每條評論是否具有肯定性以及每個評論人對產品的推薦程度等。

1.3 價值共創(chuàng)意愿

價值共同創(chuàng)造是消費者和公司密切地參與共同創(chuàng)造價值，這種價值對于個體消費者來說是獨特的，對公司是可持續(xù)的過程。Prahalad等[19]定義價值共創(chuàng)是客戶和供應商之間在共同構思、共同設計和新產品共同開發(fā)活動中的合作。在市場營銷文獻中，人們普遍認為價值觀可以在共同創(chuàng)造過程中創(chuàng)造，客戶從被動的價值接收者開始轉變?yōu)榕c供應商的積極合作伙伴關系。于是，價值共創(chuàng)的出現體現了現代商業(yè)從商品主導到以客戶為中心的轉變。

品牌價值共同創(chuàng)造是一個多維度的概念，包括客戶參與和針對特定品牌的行為意愿等。如在社交網絡中，消費者可以生成諸如視頻、數字圖像、音頻文件、評級或形成推薦等內容，這些內容可供其他消費者公開使用。這些由消費者所創(chuàng)造的內容允許其他消費者獲得更多的產品信息和知識，并為他們提供與其他消費者交流和體驗的渠道，從而增加其信心和隨之而來的購買意愿[20]?？梢姡瑑r值共創(chuàng)的核心是消費者間的互動、分享和相互影響。據此，該研究將價值共創(chuàng)意愿界定為消費者參與品牌價值創(chuàng)造活動中的相互交流、信息分享以及參考其他消費者推薦進行購買決策的意愿。

1.4 研究假設

品牌真實性是消費者對品牌各種線索評判的結果，其實質是消費者對品牌要素及活動的總體感知和評價;徐偉等[12]研究發(fā)現品牌真實性有助于人們了解品牌的內在和外在屬性，并能激發(fā)消費者對品牌的正向評價，Newman等[21]研究發(fā)現若產品的真實性高，那么消費者對產品的估價更高;Assiouras等[22]研究發(fā)現品牌真實性正向影響消費者的品牌依戀，而消費者的品牌依戀正向影響消費者對該品牌的態(tài)度和行為。

Joseph等[23]認為一旦消費者覺得品牌真實性高，其推薦他人的意愿也越高。Spiggle等[5]研究發(fā)現若人們對延伸品牌的真實性評價越高，那么他們就會更加接受該品牌的廣告信息推送，也更愿意嘗試該品牌的新產品以及向親朋好友推薦這個品牌。Lu等[24]研究發(fā)現，在餐飲行業(yè)，品牌真實性正向影響品牌資產，而高的品牌資產使得消費者在購買決策時更容易受到其他消費者的影響?？梢?，當消費者相信某農業(yè)品牌有很高的品牌真實性時，消費者分享與推薦品牌的意愿和受其他消費者影響的意愿就更強，于是有以下假設，H1：農業(yè)品牌真實性正向影響消費者的價值共創(chuàng)意愿。

品牌越真實消費者感知到品牌的內外在屬性就越全面和客觀，亦即越是具有高品牌真實性的品牌消費者越擁有更多的品牌知識，那么他們進行網絡評價品牌產品時就會更加客觀和具體。Mcauley等[25]研究指出，若消費者對某一品牌真實性評價越高，那么他對品牌諸如地理位置等信息了解越全面，因此他在對品牌評價時就會更加客觀和全面，理由也更加充分?？梢?，越是具有高品牌真實性的品牌（如星巴克），其網絡評論就會越多、涉及的內容越豐富和全面。

Fritz 等[26]研究表明品牌真實性與消費者對品牌產品試用意愿呈正相關。若消費者對品牌的真實品牌評價越高，他們在推薦該品牌產品時就會提供更多的信息?？梢姡哂懈咂放普鎸嵭缘漠a品能帶給消費者較高的滿意度，消費者也會對該品牌產生較高的期望，這對關系承諾和客戶忠誠均有正向影響。這表明，如果消費者對品牌真實性感知越高，他就越信任企業(yè)品牌，結果促使他形成對該品牌的積極行為意圖并傳播正向口碑的意愿。Morhart等[10]研究發(fā)現品牌真實性與消費者對品牌的口碑傳播意愿呈顯著正相關，即若品牌真實性越強，則品牌的正向口碑越多?？梢?，當農業(yè)品牌真實性越高時，該品牌網絡口碑的質量越高、網絡口碑的數量越多、網絡評論的肯定性越強。

根據以上分析，提出下述假設，H2：農業(yè)品牌真實性正向影響網絡口碑，即當某一農業(yè)品牌真實性消費者評價越高，他們對該品牌的網絡評價就越高。

網絡口碑是在社交網絡興起的背景下出現的，其滿足了消費者之間互動的需要。消費者之間的互動不僅可以提升消費者價值，而且可以滿足其自我表達的需要。另外，消費者之間的互動能夠讓消費者產生內在的愉悅感。根據Baloglu等[27]研究，與專業(yè)建議、廣告和書籍（電影、新聞）等媒體相比，網絡口碑對顧客感知特定品牌形象的影響最大，高達76%的消費者在購買決策時會受到網絡口碑的影響。這意味著，無論消費者在哪里交流，他們在社交網站上傳遞可靠的信息可能會改變其他消費者的行為和態(tài)度。

有研究表明，消費者學習是價值共創(chuàng)中的重要一環(huán)而網絡口碑是消費者獲取品牌知識的主要途徑，消費者對產品了解越多，他們參與價值共創(chuàng)的意愿就越高。消費者參與價值共創(chuàng)的前提條件是價值共創(chuàng)行為可以滿足其自我表達的需要，而網絡口碑則是消費者通過使用社交媒體和在線社區(qū)等社交技術來表達自我概念并與他人分享經驗和信息，如果越多的消費者在社交網絡中分享他們對品牌產品信息的了解，那么企業(yè)與顧客之間的關系質量就越好，并最終提高消費者參與價值共創(chuàng)的意愿。可見，網絡口碑對消費者參與品牌價值共創(chuàng)產生正向的影響。同時，結合上述H1和H2產生以下假設，H3：網絡口碑在農業(yè)品牌真實性與顧客價值共創(chuàng)意愿之間起到中介作用。

2 研究設計

2.1 研究變量與問卷設計

主要選取品牌真實性、網絡口碑和顧客價值共創(chuàng)意愿3個變量，在各變量的題項及相關維度的選取方面，筆者在充分考慮杭州龍井茶品牌特點的基礎上，參照Napoli等[7]和Morhart等[10]文獻以及結合農業(yè)品牌的具體特點設計真實量表;依據See-To等[4]所開發(fā)的網絡口碑量表設計調查問卷題項，在Tajvidi等[28]開發(fā)量表的基礎上設計顧客價值共創(chuàng)意愿題項。

3個變量由18個問題組成，其中農業(yè)品牌真實性由西湖龍井產地環(huán)境得天獨厚（A1）、西湖龍井采用傳統(tǒng)工藝加工（A2）、西湖龍井得到權威機構認證（A3）、西湖龍井歷史悠久（A4）、西湖龍井有豐富的品牌故事（A5）、西湖龍井有良好的聲譽（A6）共6個問題所刻畫;網絡口碑由西湖龍井的每條網絡評論都有足夠的理由（B1）、西湖龍井的每條網絡評論是客觀的（B2）、西湖龍井的每條網絡評論是容易理解的（B3）、西湖龍井的每條網絡評論是清晰的（B4）、西湖龍井的每條網絡質量都很高（B5）、西湖龍井的網絡評論很多（B6）、西湖龍井的網絡評論信息量大（B7）、西湖龍井評論都帶有肯定性的（B8）和每個發(fā)布評論的人都推薦西湖龍井（B9）問題所刻畫;顧客價值共創(chuàng)由我愿意向朋友分享我對西湖龍井的消費體驗（C1）、如果朋友向推薦西湖龍井我就會購買（C2）和當我購買時我會考慮朋友的購買體驗（C3）這3個問題所刻畫。

18個題項均采用李克特七分量表進行，按照從1到7的順序排列，其中1表示“非常不同意（或非常不愿意）”，7表示“非常同意（或非常愿意）”。問卷主要由品牌真實性、網絡口碑、顧客價值共創(chuàng)意愿以及被調查者的基本信息共4部分內容構成。

2.2 數據來源及樣本基本信息

該研究委托專業(yè)調研機構在網上進行，最終回收問卷152份，經刪除不認真作答和不能通過文獻有效性檢驗的數據后，得到最終的有效問卷121 份，問卷整體的有效率為79.6%。受訪者性別方面，男性占38.8%（47人），女性占61.2%（74人）。

在年齡方面，18～25歲以下33人，占總體的27.3%;26～30歲26人，占總體的21.5%;31～40歲的受訪者最多，共計44人，占總體的36.4%;41～50歲13人，占總體的10.7%;51歲以上有5人，占總體的4.1%。

在月收入方面，2 000元以下的受訪者有10人，占總體的8.3%;2 001～4 000元的受訪者有19人，占總體的15.7%;4 001～6 000元的受訪者有23人，占總體的19.0%;6 001～8 000元的受訪者有29人，占總體的24.0%;8 001～12 000元的受訪者有10人，占總體的8.3%;而收入在12 000元以上的受訪者有8人，約占總數的6.6%。

在受訪者學歷方面，大學本科人數最多共有86人，占總體的71.1%，其次是大專學歷的受訪者有19人，占總體的17.5%，高中和中專學歷的受訪者有5人，研究生學歷的受訪者有10人和初中學歷的受訪者有1人，分別占總體的8.3%和0.8%。

在樣本職業(yè)方面，管理人員最多共19人，隨后依次是技術研發(fā)人員（15人）、文職/辦事人員（14人）、行政后勤人員（13人）和學生（12人），具體的職業(yè)情況見表1。

3 數據分析與假設檢驗

3.1 變量的整體描述性統(tǒng)計

從表2 可以看出，杭州龍井品牌真實性的平均值為5.804 4，高于中間值4，盡管尚沒有達到比較高的水平，但是在消費者的心目中該品牌的真實性已經達到一定的水平，這說明農業(yè)品牌真實性與一個地區(qū)的自然環(huán)境和風土人情等有高度的關聯(lián);網絡口碑的均值為4.733 7，雖然高于中間值4，但離較高的水平有不小的距離，說明在消費者眼里目前杭州龍井茶品牌的網絡口碑一般，今后應該加強品牌的網絡口碑建設;而顧客參與價值共創(chuàng)意愿的總體平均值是5.281 0，該值低于其品牌真實性的均值，說明與該品牌的真實性相比，消費者參與價值共創(chuàng)的意愿尚待提高。

3.2 問卷的信度與效度分析

首先通過SPSS 22.0對問卷總體進行KMO 和 Bartlett 檢驗。問卷的KMO值為0.813，說明問卷的數據擬合性比較好。另外，Bartlett球體檢驗的近似卡方值為848.239，顯著性水平為0.000，故球形假設已經被拒絕，這說明整體問卷較適合做因子分析。

接著，進一步對整體量表進行映像萃取分析得到3個緯度：品牌真實性、網絡口碑和價值共創(chuàng)意愿。該研究的整體量表中包含多個維度，因此，較適合用組合信度（CR）指標來衡量整體量表的內部一致性[29]，各個題項的因子載荷值、CR值和AVE值見表3。

從表3可以看出，各題項的標準化因子載荷值均大于0.700，各變量的AVE值均大于0.500，說明量表中各因子有比較好的收斂效度。每個因子的CR值均大于0.800，說明量表中每個因子有比較高的內部一致性。同時，從表3可以發(fā)現，量表中各因子的Cronbachs Alpha系數均在0.700以上，說明量表內部具有較高的信度水平。

總之，該問卷有比較高的信度和效度水平，可用于統(tǒng)計分析和驗證并購后的品牌真實性變化情況及其與顧客品牌識別和顧客購買意愿的關系。

3.3 假設檢驗 由于樣本是隨機的且是獨立同分布的，因此線性回歸的方法可以來檢驗農業(yè)品牌真實性與網絡口碑及顧客價值共創(chuàng)意愿等變量之間的關系。

為了驗證農業(yè)品牌真實性與消費者價值共創(chuàng)意愿的關系，以顧客價值共創(chuàng)意愿為因變量，品牌真實性為自變量進行線性回歸，結果顯示，回歸方程調整過的R2=0.124，標準β系數為0.363，F（ 119）=18.028，顯著性水平小于0.00 說明農業(yè)品牌真實性與消費者的價值共創(chuàng)意愿有明顯的正向影響，即H1得到驗證。

為了驗證農業(yè)品牌真實性與網絡口碑之間的關系，以網絡口碑為因變量，品牌真實性為自變量進行線性回歸，結果顯示，回歸方程調整過的R2=0.034，標準β系數為0.205，F（ 119）=5.246，顯著性水平為0.024，小于0.05，說明農業(yè)品牌真實性與網絡口碑之間有明顯的正向影響，即H2得到驗證。

由于所研究的中介變量為單一變量滿足依次檢驗法中介建議的條件，因此，為了驗證網絡口碑的中介效應，參照杜岸政等[30]研究采取依次檢驗法對網絡口碑的中介效應進行檢驗。

首先，以網絡口碑為因變量，品牌真實性為自變量進行線性回歸，結果顯示，回歸方程的標準β系數為0.205，F（ 119）=5.246，顯著性水平為0.024，小于0.05?？梢?，該方程的標準化系數不為0，且在0.05的水平上顯著。因此，該研究進行第二步，以顧客價值共創(chuàng)意愿為因變量，以網絡口碑為自變量進行回歸，結果顯示，回歸方程的標準β系數為0.475，F（ 119）=34.637，顯著性水平為0.000。因此，該方程的標準化系數也不為0，且也在0.000水平上顯著。故該研究進行第三步，以顧客價值共創(chuàng)意愿為因變量，以品牌真實性和網絡口碑為自變量進行回歸。

結果可以發(fā)現，品牌真實性的標準系數為0.277，t統(tǒng)計量為3.515，顯著性水平為0.00 且顧客品牌識別的標準系數為0.418，t統(tǒng)計量為5.306，顯著性水平為0.000，模型調整的R2為0.287。

可見，品牌真實性的標準系數大于0，且網絡口碑的標準系數也大于0，根據杜岸政等[30]的觀點，網絡口碑在品牌真實性與顧客共創(chuàng)價值意愿之間呈部分中介作用，故該研究假設H3得到支持。

4 結論與討論

4.1 結論

以杭州龍井品牌為例對農業(yè)品牌真實性、網絡口碑和顧客價值共創(chuàng)意愿之間的關系進行了初步的研究，主要的結論有以下幾點。

首先，對農業(yè)品牌真實性與消費者價值共創(chuàng)意愿的關系進行了驗證。通過線性回歸分析得出農業(yè)品牌真實性對消費者價值共創(chuàng)呈正向影響，表明塑造農業(yè)品牌真實性是提高品牌價值共創(chuàng)的主要因素。這說明農業(yè)品牌企業(yè)在進行品牌建設的時候，應該努力挖掘農業(yè)品牌所在地獨特的自然條件、傳統(tǒng)工藝流程、品牌歷史、獨特的人文等屬于品牌真實性的相關內容。所得結論不僅在一定程度上修正了Gilmore等[31]對農業(yè)品牌真實性的論斷，而且為農業(yè)品牌建設提供了新的思路。

其次，該研究驗證了網絡口碑與顧客價值共創(chuàng)意愿之間的關系。通過121位消費者的數據得出網絡口碑對顧客價值共創(chuàng)意愿產生正向影響。這表明網絡口碑是消費者表達自我與分析經驗等內在需要的外在表達，網絡品牌的數量越多、質量越高和正面口碑越多，對其他消費者參與分享、推薦他人和受他人影響的正向作用就越大。亦說明農業(yè)品牌企業(yè)可以通過制定有效的口碑營銷策略來影響消費者對品牌價值共創(chuàng)意愿，并最終促進更多的消費者參與到農業(yè)品牌的價值共創(chuàng)過程，從而為品牌的長期發(fā)展提供動力。

再次，盡管網絡口碑已經得到越來越多研究者的關注，但其與顧客價值共創(chuàng)意愿之間的關系研究比較少[32]。研究發(fā)現，網絡口碑在農業(yè)品牌真實性與顧客價值共創(chuàng)意愿之間扮演著中介作用。這說明高的農業(yè)品牌真實性可以促進網絡口碑的傳播，而高的網絡口碑可以提高消費者的價值共創(chuàng)意愿，從而說明農業(yè)品牌的價值共創(chuàng)不僅需要消費者的參與，而且需要農業(yè)品牌企業(yè)有意識地利用電商平臺開展口碑營銷。同時，電商平臺是品牌消費者參與價值共同創(chuàng)造的主要陣地，故電商平臺也是農業(yè)價值共同創(chuàng)造的重要參與者，它不僅應為消費者提供良好的購物體驗，而且也應提供廠商與消費者以及消費者之間互動的渠道。

最后，網絡口碑到顧客價值共創(chuàng)意愿的路徑系數為0.418，遠遠大于品牌真實性到顧客價值共創(chuàng)意愿的路徑系數0.277，說明顧客價值共創(chuàng)意愿往往會更易受到網絡口碑的影響。同時從調查結果上看，西湖龍井品牌真實性的平均值為5.804 4，而網絡口碑的均值只有4. 733 7，這說明以西湖龍井為代表的農業(yè)品牌網絡口碑是品牌建設中短板之一。這就要求農業(yè)品牌企業(yè)今后應通過積極加強與消費者互動、鼓勵消費者分享等營銷策略來提高其網絡口碑，進而影響消費者價值共創(chuàng)意愿，從而促進農業(yè)品牌的健康發(fā)展。

4.2 討論 盡管以杭州西湖龍井品牌為例研究了農業(yè)品牌真實性、網絡口碑和消費者價值共創(chuàng)意愿的關系，但是由于時間與調查范圍等方面存在一些限制，故該研究難免存在一定的限制，主要表現在以下方面。首先，由于該研究僅選取了杭州西湖龍井這單一的著名農業(yè)品牌為研究對象，所得的結論在其他農業(yè)品牌尤其是知名度不高的農業(yè)品牌方面的適用性還需要進一步研究;其次，由于僅選擇152名消費者作為研究對象，樣本量比較有限，研究結論是否具有大樣本的適用性和準確性仍需進一步的檢驗;再次，回歸方程尤其是網絡口碑與價值共創(chuàng)意愿模型中的R2較低，說明仍有其他的變量沒有被考慮[32]，在今后的研究中應尋找更多或更加適合的變量來完善和補充模型，以提高模型的解釋力;最后，由于僅選取普通的消費者作為研究對象，尚未涉及農戶、物流提供者以及政府等其他利益相關者，因此所得結論是否適用于包括農戶、營銷渠道成員乃至電商平臺等其他農業(yè)品牌價值共同創(chuàng)造參與者仍需在今后的研究中進一步驗證。

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