跨國公司消費(fèi)者與中國品牌成長范文

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一、研究設(shè)計(jì)

（一）變量選取和模型設(shè)定1.品牌成長。品牌成長有多種表現(xiàn)形式，其中品牌價(jià)值是衡量品牌成長最直接指標(biāo)，品牌價(jià)值直接反映了品牌成長狀況。基于此，本文選取28省（市）入圍《中國500最具價(jià)值品牌》排行榜的品牌價(jià)值總和（BV）代表一個地區(qū)的品牌成長，品牌價(jià)值總和越高，表示該地區(qū)的品牌成長性越好，反之亦然。2.消費(fèi)者。一個消費(fèi)者是否購買品牌主要取決于兩個方面，一方面受到消費(fèi)水平的制約，作為較高層次的品牌消費(fèi)意味著多支付一部分“品牌溢價(jià)”，所以消費(fèi)水平直接決定了其購買力；另一方面還受到消費(fèi)者認(rèn)知水平的影響。認(rèn)知水平?jīng)Q定了消費(fèi)者對品牌的理解深度和分析深度，從而影響消費(fèi)者的品牌選擇、品牌偏好和品牌忠誠等，進(jìn)而影響消費(fèi)者的品牌消費(fèi)。因此，本文將借鑒王分棉、張鴻、李云霞（2013）的研究結(jié)果，從消費(fèi)水平和認(rèn)知水平兩個維度來研究消費(fèi)者對中國品牌成長的影響。本文選取城鎮(zhèn)居民消費(fèi)者水平（UCL）來衡量一個地區(qū)消費(fèi)者消費(fèi)水平；選取每千人中大專以上人口數(shù)來衡量一個地區(qū)消費(fèi)者總體受教育程度，即認(rèn)知水平。3.跨國公司。一個地區(qū)集聚的跨國公司越多，直接表現(xiàn)為該地區(qū)吸收的FDI越多。鑒于不能直接獲取衡量地區(qū)跨國公司的相關(guān)數(shù)據(jù)，本文選取一個地區(qū)吸引的FDI來衡量一個地區(qū)的跨國公司。4.控制變量的選取。由于各個省（市）的總體購買力、市場容量和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相差較大，這些因素也可能會對品牌成長產(chǎn)生一定的影響，本文引入這些變量來控制各省（市）的差異。其中，選取一個地區(qū)GDP來衡量該地區(qū)消費(fèi)者的總體購買力；選取地區(qū)人口總數(shù)（RTP）來衡量一個地區(qū)的市場容量；選取第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)總產(chǎn)值的比重衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Indus）。根據(jù)上述分析，本文建立以下計(jì)量模型：其中i為橫截面，表示28個省（市）；t為年份，代表2004-2012年；εit-1為橫截面i在t-1時(shí)期的隨機(jī)干擾項(xiàng)。

（二）樣本選取與數(shù)據(jù)自2004年，世界品牌實(shí)驗(yàn)室推出《中國500最具價(jià)值品牌》排行榜，截至2012年入圍排行榜的品牌基本上分布在中國大陸28省（市）、中國香港、中國臺灣，因此本文以中國大陸28省（市）的相關(guān)數(shù)據(jù)為研究樣本。鑒于排行榜中當(dāng)年品牌價(jià)值是基于上一年度數(shù)據(jù)計(jì)算得到，所以建立模型的自變量時(shí)間滯后一期，即被解釋變量數(shù)據(jù)的時(shí)間區(qū)間為2004-2012年，解釋變量數(shù)據(jù)的時(shí)間區(qū)間為2003-2011年，最后得到有效樣本量為252。其中地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平、地區(qū)每千人中大專以上人口數(shù)、地區(qū)FDI、地區(qū)總?cè)丝凇⒌貐^(qū)GDP和地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的數(shù)據(jù)都來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了降低樣本數(shù)據(jù)的離散程度，本文對離散程度大的變量取對數(shù)，各個變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。相對于截面數(shù)據(jù)，面板數(shù)據(jù)能夠增加樣本觀測值，更加準(zhǔn)確地展示變量之間的關(guān)系。但在進(jìn)行面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析之前，需要判定究竟要采用混合OLS模型、固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，因此，本文利用Sta-ta11.0軟件對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)。具體檢驗(yàn)步驟和結(jié)果如下：首先利用Stata11.0軟件對模型進(jìn)行LR檢驗(yàn)，其χ2統(tǒng)計(jì)值為479.27，顯著性水平P=0.0000，拒絕原假設(shè)，表明樣本數(shù)據(jù)存在明顯的個體效應(yīng)，所以選擇FE模型；然后進(jìn)行B-P檢驗(yàn)，計(jì)算得到統(tǒng)計(jì)量χ2值為193.18，P值為0.0000，所以選擇RE模型；再進(jìn)一步進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，計(jì)算得到統(tǒng)計(jì)量χ2值為34.17，P值為0.0000，所以選擇FE模型。因此，本文最后選取固定效應(yīng)模型更有效。

二、實(shí)證結(jié)果與分析

本文首先利用Stata11.0分析了各個變量之間的相關(guān)關(guān)系，如表2所示，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平、消費(fèi)者認(rèn)知水平、跨國公司、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、市場規(guī)模和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)都和品牌成長呈正向相關(guān)關(guān)系，這符合經(jīng)濟(jì)學(xué)常識，但它們也有可能存在非線性關(guān)系。表2比較直觀地展示了選取的相關(guān)變量與品牌成長之間存在明顯的相關(guān)性。由于面板數(shù)據(jù)可能存在截面相關(guān)、異方差和序列相關(guān)問題，會影響估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。因此，在進(jìn)行面板回歸之前，本文對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了相關(guān)檢驗(yàn)：（1）利用Bond檢驗(yàn)法檢驗(yàn)異方差問題，得到檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的χ2值為6632.32，P值為0.0000，拒絕原假設(shè)，表明樣本數(shù)據(jù)存在高度異方差。（2）利用Arellano-Bond（1991）檢驗(yàn)法對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行序列相關(guān)檢驗(yàn)，具體分兩種情況：一是不考慮樣本的個體特征，只考慮截面相關(guān)性，得到檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的Z值為3.90，P值為0.0001，拒絕原假設(shè)；二是不考慮截面相關(guān)，只考慮個體特征，得到檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的Z值為3.63，P值為0.0003，拒絕原假設(shè)，表明樣本數(shù)據(jù)存在一階序列相關(guān)。（3）利用Pesaran檢驗(yàn)法進(jìn)行截面相關(guān)檢驗(yàn)，得到檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為3.765，P值為0.0002，拒絕原假設(shè)，表明存在截面相關(guān)。因此本文利用Stata11.0進(jìn)行固定效應(yīng)回歸分析時(shí)要控制異方差、截面相關(guān)和序列相關(guān)問題，確保回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。首先將三個核心解釋變量引入模型（1），估計(jì)結(jié)果報(bào)告在表3的第（1）列中，可以發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)者的消費(fèi)水平和認(rèn)知水平的彈性系數(shù)分別為0.853和0.360，分別在1%水平上顯著，表明消費(fèi)者的消費(fèi)水平和認(rèn)知水平對品牌成長都具有顯著的正效應(yīng)。跨國公司的回歸系數(shù)為-0.147，在10%水平上顯著，表明跨國公司抑制了品牌成長。回歸組合（2）-（4）中，本文控制了28省（市）在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、市場規(guī)模和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上的差異。無論是逐個引入控制變量還是全部引入4個控制變量，消費(fèi)者的消費(fèi)水平和認(rèn)知水平都在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，跨國公司在引入控制變量后都在5%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，只是3個變量的影響系數(shù)都略有變化，表明消費(fèi)者的消費(fèi)水平和認(rèn)知水平、跨國公司與品牌成長之間的關(guān)系是相當(dāng)穩(wěn)健的。回歸結(jié)果也顯示，經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)都對品牌成長有正效應(yīng)，但不顯著；市場規(guī)模對品牌成長有顯著的正效應(yīng)。由表3可知，消費(fèi)者的消費(fèi)水平對品牌成長的影響作用最大，彈性系數(shù)為0.739，表明消費(fèi)者的購買力仍然是決定消費(fèi)者是否進(jìn)行品牌消費(fèi)的關(guān)鍵因素；消費(fèi)者認(rèn)知水平的影響作用較大，影響系數(shù)為0.360，本文的研究結(jié)果與以往研究基本一致，即現(xiàn)階段我國消費(fèi)者的購買力水平是影響品牌成長的最重要的因素，而消費(fèi)者對品牌的認(rèn)知理解能力是影響其購買品牌的一個重要因素（王分棉、張鴻、李云霞，2013）。跨國公司對品牌成長產(chǎn)生了抑制效應(yīng)，與楊靜、宋寶香、彭紀(jì)生（2007）的研究結(jié)論一致，并為其研究結(jié)果提供了實(shí)證依據(jù)。

三、跨國公司對品牌成長間接影響的門檻效應(yīng)分析

（一）門檻回歸模型的設(shè)定本文的門檻回歸模型建于Hansen（1999）的面板數(shù)據(jù)門檻模型基礎(chǔ)上。其給出的基本方程為：門檻回歸分析是利用最小二乘法對回歸模型進(jìn)行估計(jì)的，并提出一個漸進(jìn)分布理論以構(gòu)建待估參數(shù)的置信區(qū)間。根據(jù)Chan（1993），如果回歸中的γ越接近門檻值，則回歸模型中的殘差平方和就越小。門檻回歸分析需要解決好兩個關(guān)鍵的問題：一是檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）中β1和β2是否存在顯著性差異。本文采用Hansen（1999）的Bootstrap方法獲取其漸進(jìn)分布，并得到P值。二是進(jìn)行門檻估計(jì)值真實(shí)性檢驗(yàn)。Hansen（1996）提出使用極大似然估計(jì)量檢驗(yàn)門檻值，由于統(tǒng)計(jì)量LR的分布也是非標(biāo)準(zhǔn)的，但Hansen給出了一個簡單的公式可以計(jì)算出拒絕域，即當(dāng)LR(γ)>-2log(1-(1-α)12)時(shí)，拒絕原假設(shè)，其中α為顯著性水平。一般地，當(dāng)α在5%的顯著性水平上，LR統(tǒng)計(jì)量的臨界值為7.35（李梅和柳士昌，2012）。

（二）跨國公司對品牌成長間接影響的門檻檢驗(yàn)通過上述分析，本文選取跨國公司作為消費(fèi)者的消費(fèi)水平和認(rèn)知水平的門檻變量，依次對模型（3）和模型（4）進(jìn)行門檻檢驗(yàn)和估計(jì)。1.門檻檢驗(yàn)首先需要確定門檻的個數(shù)，以便確定門檻回歸模型的形式。本文依次在不存在門檻、單一門檻、雙重門檻和三重門檻的設(shè)定下分別對模型（3）和（4）進(jìn)行估計(jì)，得到的F統(tǒng)計(jì)量和采用Bootstrap方法得出的P值見表4。表4的門檻檢驗(yàn)結(jié)果顯示，跨國公司對消費(fèi)者的消費(fèi)水平和認(rèn)知水平的單一門檻效果分別通過了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，表明可能存在單一門檻；另外認(rèn)知水平的雙重門檻效果通過了5%水平上的顯著性檢驗(yàn)，也可能存在雙重門檻。為了確定門檻個數(shù)，本文將進(jìn)行門檻估計(jì)值的真實(shí)性檢驗(yàn)，各個門檻估計(jì)值和相應(yīng)的95%置信區(qū)間，如表5所示，同時(shí)結(jié)合圖1門檻值估計(jì)圖，說明二者均真實(shí)存在一個門檻值，因此本文選取單一門檻值。即消費(fèi)者的消費(fèi)水平和認(rèn)知水平的門檻值都為126.34。2.模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果考慮到模型（3）和模型（4）是在模型（1）的基礎(chǔ)上進(jìn)行的門檻回歸，可能會存在類似的異方差、截面相關(guān)和序列相關(guān)問題，因此，對模型（3）和模型（4）的參數(shù)估計(jì)采用與上文同樣的固定效應(yīng)穩(wěn)健估計(jì)方法進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表6所示。跨國公司對消費(fèi)者消費(fèi)水平和認(rèn)知水平產(chǎn)生影響進(jìn)而影響品牌成長呈現(xiàn)正向單一門檻特征。當(dāng)一個地區(qū)吸引FDI低于126.34億美元時(shí)，消費(fèi)者的消費(fèi)水平對品牌成長的彈性系數(shù)為0.767，認(rèn)知水平對品牌成長的彈性系數(shù)為0.397；當(dāng)吸引的FDI跨過這一門檻時(shí)，相應(yīng)的消費(fèi)水平的彈性系數(shù)降低為0.726，認(rèn)知水平的彈性系數(shù)降低為0.308。可見，跨國公司對品牌成長具有顯著的間接抑制效應(yīng)，而且這種間接效應(yīng)呈現(xiàn)顯著的單一門檻特征。

四、結(jié)論

本文利用2004-2012年間中國28省（市）的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了對消費(fèi)者的消費(fèi)水平、認(rèn)知水平與跨國公司對品牌成長的影響，并進(jìn)一步運(yùn)用Hansen提出的門檻檢驗(yàn)方法，選取跨國公司作為消費(fèi)水平和認(rèn)知水平的門檻變量，檢驗(yàn)了跨國公司對品牌成長間接影響的門檻水平。實(shí)證結(jié)果顯示，消費(fèi)者的消費(fèi)水平和認(rèn)知水平是影響品牌成長的重要因素。從經(jīng)驗(yàn)上說明了我國企業(yè)加快發(fā)展自主品牌要特別關(guān)注本土市場消費(fèi)者特征，特別是消費(fèi)者的消費(fèi)水平和認(rèn)知水平。而且隨著消費(fèi)者的消費(fèi)水平和認(rèn)知水平的提高，消費(fèi)者對品牌的偏好遞增，從而有利于促進(jìn)品牌成長。然而跨國公司對中國品牌成長產(chǎn)生了直接和間接的擠出效應(yīng)，間接擠出效應(yīng)表明隨著消費(fèi)者消費(fèi)水平和認(rèn)知水平的提高，消費(fèi)者對于外國品牌的偏好會更強(qiáng)，主要是因?yàn)橄M(fèi)者的消費(fèi)水平越高，其消費(fèi)能力就越強(qiáng)，從而使消費(fèi)者更有能力也更愿意追求跨國公司品牌產(chǎn)品，因此更愿意為跨國公司品牌支付溢價(jià)；消費(fèi)者的認(rèn)知水平越高，其獲取信息的能力越強(qiáng)，接觸和了解到的跨國公司品牌的機(jī)會就越多，促進(jìn)消費(fèi)者的高品質(zhì)消費(fèi)觀念也就越來越高，從而會對跨國公司品牌有更多的訴求。

作者：王小軍馬春光張鴻單位：對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)國際商學(xué)院