很多年以来，“中国元素”在全球品牌中国市场营销活动中得到了大量运用，近来这一趋势愈演愈烈。例如，2014年4月麦当劳在全球推出首家中国风旗舰店Eatery，餐厅设计含有灯笼、蒸笼、算盘、青砖墙面等中国元素。过去，这种运用主要体现在营销组合的广告环节，现在则渗透于产品研发、设计和包装等方面。在产品研发上，中国元素通常被用来调整产品成分、推出新产品。例如，夏士莲不仅主打黑芝麻系列洗发水，还与南京同仁堂联合推出中药配方的洗发水；在产品设计上，中国元素的运用遍及珠宝、服饰、汽车、家具、数码产品等广泛品类，如Swatch的艺术家中国风系列手表、阿迪达斯的龙腾系列服饰、宜家的中国“乒乓”(PING PONG)系列家具等，均具有浓郁的中国风情。越来越多的西方设计师在中国元素中寻找灵感，织锦刺绣、写意泼墨、云龙图腾、青花瓷等中国民族特色的元素频频出现在LV、Dior、Prada、Chanel等品牌中。舆论认为，这种应用已到了泛滥的程度。中国元素运用的广泛流行，折射了中国文化作为国家“软实力”(Sheth, 2011; Wang & Lin, 2009)的地位提升，无论对全球品牌还是本土品牌，都预示着一种建立品牌定位、创建品牌资产的新方式(何佳讯，2013a)，但从企业发展营销战略的层面上看，迫切需要我们从消费者态度角度把握其运用的边界，探究其影响消费者正面态度的条件和过程。

在理论上，有关国际营销标准化和当地适应性的研究由来已久(Theodosiou & Leondou, 2003; 胡左浩, 2002)。自Levitt(1983)在《哈佛商业评论》上发表著名的“The Globalization of Markets”一文后，围绕“全球化与本土化”这一核心议题的争论，研究者们提出了从全球标准化到本国当地化的两极以及介于之间的各种混合的战略选择(Douglas & Craig, 2011; Kapferer, 2012; Ritzer, 2003; Shocker, Srivastava & Ruekert, 1994)。在全球扩张过程中，品牌通常是“通过本地化生存而获得全球化繁荣”(Shocker, Srivastava & Ruekert, 1994)，因此，如何把握本土文化要素的运用效果显得十分重要。在Steenkamp, Batra和Alden(2003)的开创性研究中，他们把品牌本土象征价值(Brand Local Icon Value)作为与品牌感知全球性(Perceived Brand Globalness, PBG)相对应的构念，研究它们对品牌购买可能性的影响。之后，Swoboda, Pennemann和Taube(2012)研究了这两者对中国消费者惠顾国外零售商和本土零售商的影响问题，Özsomer(2012)则研究了这两者在新兴市场和发达市场中对本土品牌和全球品牌的相互作用问题。这些研究为我们在新兴市场上进一步探究品牌感知全球性与品牌本土象征价值的作用机制提供了良好基础。但到目前为止，尚无研究揭示在新兴市场上影响品牌感知全球性或品牌本土象征价值的前因，以及这种影响效果是否对于不同细分市场存在差异。

基于上述考虑，本文试图展开一项新的研究，把全球品牌在产品研发和设计中使用中国元素视为一种非常显著的全球本土化战略，探究这种战略的有效性，这既具有明确的实践价值，也有普遍的理论意义。本文预计有三大创新性贡献。首先，从理论上分析营销领域中使用中国元素的现象与做法，对中国元素进行定义，并引入“刻板印象一致性”概念，把它作为评价本土文化元素运用合适性的一个新构念；其次，我们建立一个基本模型，分析这种“刻板印象一致性”如何对全球品牌的产品态度产生影响，引入品牌本土象征性作为中介变量；最后，我们分析这种影响过程如何对不同细分市场产生不同的实际效果，通过引入全球认同/本土认同构念，探究它们的调节作用。

对“中国元素”提法的公开正式使用来自于中国的广告界(Wang & Lin, 2009)。2006年10月，中国广告协会主办首届“中国元素国际创新大赛”，其使命是复兴中华文化，重建民族自信。大赛鼓励广告界、设计界、创意界深度挖掘中国传统文化内涵，中西融合、古意新法地创新中国元素的运用，用中国元素打造高端形象，协助民族品牌走向世界，提升中国创意经济软实力。之后，中国元素概念在媒体中被大量使用，但学术界对此尚无公认的严格定义。有学者(徐协, 2011)总结现有文献，将中国元素的定义归纳成三个层面：第一，从符号层面定义中国元素的外在表征系统，可将中国元素归纳成动物、人物、景观、建筑、色彩等多种类别；第二，从观念层面明确中国元素的内核，是指“中国几千年发展、积淀下来的无形的思想精髓”；第三，从文化层面进行理解，强调中国元素是根植于社会语境中的、与时俱进的文化系统，兼具外在有形符号和内在无形精神两个方面。

在种种理解中，文化部和人文中国系列活动组委会于2007年创办“人文中国”大型系列活动时的提法颇有代表性，即凡是被大多数中国人(包括海外华人)认同的、凝结着中华民族传统文化精神，并体现国家尊严和民族利益的形象、符号或风俗习惯，均可被视为中国元素。我们认为，中国元素不应局限于符号和精神层面，还应拓展至实物层面。这样在营销学领域，我们对中国元素的研究和讨论可以从传统的营销传播范畴，拓展至产品研发和设计方面。为此，我们对中国元素定义如下：来源于中国文化传统，或在中国现代社会发展中产生的与中国文化紧密联系的符号、精神内涵或实物，它们为大多数中国人认同，消费者能够藉之联想到中国文化而非其他国家文化。这里值得指出的是，全球品牌在营销组合中运用中国元素，是一种重要的全球本土化(Glocal)战略，但两者并非等同。例如，肯德基在国内推出“深海鳕鱼条”，尽管是适应本土化需求的做法，但并非是中国元素战略。因为“深海鳕鱼条”并非让人与中国文化联想到一起。但是肯德基推出“皮蛋瘦肉粥”，可认为是中国元素策略，因为“皮蛋瘦肉粥”是经典的广东汉族特色美食，反映中国饮食文化。

对国内外现有文献检索表明，目前大部分研究采取广告学或传播学的视角，对广告中的中国元素进行描述、分析及解读，仅少数文献从营销学的角度进行研究。Wang和Lin(2009)通过回顾中国消费者价值观的变迁路径，提出当前的中国消费者对传统文化元素的需求正日益增长，进一步强调在品牌塑造与产品设计中引入中国元素的重要性；Wu(2011)运用肌电描记法(Electromyography, EMG)，研究产品中的中国文化元素对60位来自台湾的女性被试引发的愉悦反应，其临床实验结果显示，蕴含文化元素的产品更能引起被试的愉悦感受，且事先理解产品中文化元素意义的被试表现出的愉悦程度更高；何佳讯(2013a)、Heine和Phan(2013)、Song(2013)等以案例研究的方法，分别阐释了中国元素在李宁、上海滩及红旗汽车等品牌中的运用状况。

综上所述，中国元素已成为一个跨界关注的话题。但从学术研究的角度看，目前主要以概念分析和案例研究为主，尚未进入实证研究阶段。为此，本文试图做出开拓性贡献。

全球品牌在运用中国元素时，方式和途径差异很大。有些品牌保留了中国元素的外形和内涵，将其与自身相融合。例如，可口可乐每年推出的春节系列广告，不仅充分运用鞭炮、春联、烟花、舞龙等传统文化元素，还将品牌口号“分享快乐”嵌入到极具中国特色的家庭团聚场景中。有些品牌则只保留元素的外形，赋予其新的内涵，如哈根达斯的冰淇淋月饼、星巴克的星冰粽等。有些品牌只保留元素的实质，对其使用情境和场合进行创新，如高露洁冰爽茶香牙膏、夏士莲黑芝麻洗发水等。这些被“化用”于不同品牌和产品的中国元素，有些和消费者的固有认知非常吻合，有些却会引起消费者的困惑甚至排斥。那么，是否只要使用了中国元素，产品就一定能大获成功？也就是说，对于产品中的中国元素而言，哪种表现形式最为有效？我们引入“刻板印象一致性”的概念对上述问题进行探究。

从刻板印象的定义(Greenwald & Banaji, 1995; 王沛, 2002)来看，对于不同的中国元素，本土消费者拥有特有的观念和认知结构，包括外形、内涵、使用情境等。由于刻板印象是基于以往经验形成的总结，本土消费者关于中国元素的原有“印象标签”会在其融入的产品情境中重新进行信息处理。对此，我们使用刻板印象一致性概念进行表征。具体而言，刻板印象一致性反映产品中的中国元素与其在消费者心中固有形象关联程度的高低。刻板印象一致性高，表明产品中的中国元素与其在消费者心中固有形象关联度高；反之则低。

刻板印象的作用机制包括自动(刻板印象激活)和控制(刻板印象应用)两种过程(Martin, Lee & Lancy, 2011)。自动过程是指人们在某一环境中接触到刻板印象化的物体，会自动激发刻板印象。该过程是无意识的，具有自发性，其结果是记忆中的刻板想法更易被获取(Devine, 1989)。控制过程指的是个体能够控制刻板印象的自发过程，从而改变由刻板印象产生的对事物的固有看法(Blair & Banaji, 1996; Kawakami et al., 2000)。一般情况下，刻板印象效应占主导地位，与刻板印象相关的联系更易于获取(连淑芳, 2006)。因此，延伸到本文情境，中国消费者在看到产品中包含中国元素时，如果其与刻板印象一致程度高，就会自动激活关于该中国元素的所有想法，对产品试图传递的信息与含义产生更深的理解。相反，即使产品中有意识地融入了某些中国元素，但其表现形式让消费者感到与传统认知中的印象存在差距，刻板印象一致程度低，该产品则不会激发消费者关于该元素的刻板印象。

关于刻板一致性信息的专门研究也支持上述推断。首先，与刻板不一致信息相比，个体更易记住刻板一致信息(e.g. Kashima, Lyons & Clark, 2013)。那么，个体也很有可能对携带刻板一致信息的事物(融入的中国元素与其刻板印象的一致程度较高的产品)心生亲近，产生更为积极的评价。其次，人们倾向于传播刻板一致信息，刻板不一致信息则会在传播过程中逐渐消弭(Lyons & Kashima, 2001)，这在同一社会群体内的个体之间表现得尤为明显(Kurtz & Lyons, 2009)。其主要原因在于，如果需要传播的信息与刻板印象差距过大，人们会怀疑信息的真实性(Lyons & Kashima, 2003)，甚至认为接收者无法理解该内容(Clark & Kashima, 2007)，进而选择性地传播刻板一致信息。从该角度看，如果产品中包含的中国元素刻板印象一致性高，消费者则更愿意表达并接受关于这些产品的积极想法，形成具有良好口碑效应的潜力。最后，非西方文化背景下的个体更易受刻板印象效应的影响(Williams & Spencer-Rodgers, 2010)，来自亚洲的被试更倾向于传递刻板一致信息(Yeung & Kashima, 2012)。因此，如果设计得宜，全球品牌推出的本土文化元素产品更易获得中国消费者青睐。综上所述，我们提出如下假设：

H1：消费者对全球品牌产品中中国元素的刻板印象一致性越强，那么他们对产品购买的可能性越大。

一般地，在国际市场上被广泛可得并且在世界上具有高认知度的品牌被称为全球品牌(Dimofte, Johansson & Ronkainen, 2008; Dimofte, Johansson & Bagozzi, 2010)。在学术界，对全球品牌的定义首先来自营销标准化的有关研究(何佳讯, 2013b)。按照营销标准化的思路，公司建立全球品牌的首要动机是从强大的范围经济和规模经济中获益。因此，标准化的品牌能够从营销、研发、采购和制造中节省巨大的成本(Levitt, 1983)。从这个角度出发，全球品牌通常被认为是在大多数市场中使用相同的品牌名称、定位战略和营销组合。因此，全球品牌即是在多个国家以相同的名称，一般采用相似的集中式协调的营销战略的品牌(Steenkamp, Batra & Alden, 2003)。但事实上，对全球品牌如何标准化并没有共识。大多数研究认为完全标准化是不可思议的，品牌只是在标准化程度上存在差异而已。按照标准化程度的差异，一些品牌比其他品牌更为全球化。这是按照在不同市场中使用标准化营销战略和方案的程度对全球品牌进行定义(何佳讯, 2013b)。

基于消费者感知对全球品牌进行定义化解了标准化的争议，为研究全球品牌打开了新的视角(何佳讯, 2013b)。所谓全球品牌，是被消费者感知为全球性的程度。这个定义以Steenkamp, Batra和Alden(2003)提出的品牌感知全球性(PBG)构念为基础，认为消费者对这种“全球性”的感知能够这样形成，即当消费者相信品牌在多个国家销售并且在这些国家中总体上被认为是全球的。这个定义基本上认同全球品牌是一个认知构念，不同个体的评价存在差异(Dimofte, Johansson & Bagozzi, 2010)。这样，有关全球品牌的跨市场标准化程度的界定就转变为品牌“全球性”(Globalness或者Globality)程度的衡量。按Steenkamp, Batra和Alden(2003)的做法，品牌的全球性是根据消费者感知品牌在本国之外的外国市场进入数量程度进行操作化测量。也就是说，作为全球品牌，可以存在更多或更少的“全球性”。

另一方面，全球化与当地化总是交织在一起(Strizhakova, Coulter & Price, 2012)。从跨文化的角度看，Griffith, Hu和Ryans(2000)以及Kustin(2004)的研究分别证实，营销组合的过程和要素方案在文化相似的国家中是可转移的，标准化的成功可能性较大，而在不同的市场上，标准化是不合适的，其成功可能性不大。通常，很多营销者需要在全球和本土产品之间进行决策(Tu, Khare & Zhang, 2012)。由此，研究者们提出了从全球标准化到本国当地化的两极以及介于之间的各种混合的战略选择(Ritzer, 2003; Douglas & Craig, 2011)。国内一些学者的研究成果也体现了全球标准与本土化相结合的战略取向(例如：胡左浩, 2002; 吴晓云等, 2005)。正因如此，品牌感知全球性并非是全球品牌获得成功的唯一路径。另一种基本方式是品牌成为当地文化的象征，从而对消费者行为和个体认同产生重要影响。在Steenkamp, Batra和Alden(2003)的研究中，他们把品牌本土象征价值(Brand Local Icon Value)作为与品牌全球感知(PBG)相对应的构念，研究它们对品牌购买可能性的影响，其结果发现，PBG正向显著影响对品牌声望和品牌感知质量的评价，本土象征价值正向显著影响品牌声望，但不影响品牌感知质量。尽管从总体影响效果看，PBG对品牌购买可能性的影响要大于本土象征价值，但是PBG并不直接对品牌购买可能性产生影响，而本土象征价值直接对品牌购买可能性产生影响。类似地，在Özsomer(2012)的研究中，他们提出本土象征性(Local Iconness)构念，定义为：品牌象征本国成员的价值观、需要和渴望的程度，作为与品牌感知全球性对应的构念。

根据前面的定义，中国元素是反映或代表中国文化的载体，在消费者中具有广泛的共识。但是中国文化源远流长，博大精深，能够反映代表中国文化的元素纷繁复杂，类别众多，它们在反映或代表中国文化方面存在着程度的差异。对于同样的元素，消费者对之看法也会存在差异。正因如此，当品牌以某种方式使用中国元素时，消费者对其带来的本土象征性评价是不同的。品牌本土象征性是衡量品牌使用“中国元素”成效的重要变量。进一步推究，消费者对品牌中使用的中国元素的刻板印象一致性越强，就能激发更多真实的中国本土文化意义，因而能够带来更强的品牌本土象征性评价。根据Steenkamp, Batra和Alden(2003)的研究，品牌本土象征性直接对购买可能性产生正面影响。由此，我们提出如下假设：

H2：中国元素的刻板印象一致性，通过品牌本土象征性对产品购买可能性产生影响。换言之，品牌本土象征性是刻板印象一致性对产品态度影响效果的中介变量。

站在消费者的角度，消费者文化认同(全球认同与本土认同)是解释全球与本土品牌/产品态度的重要心理学变量(何佳讯，2013b)。这发端于Arnett(2002)发表的“The Psychology of Globalization”一文。多年之后，全球认同(Global Identity)与本土认同(Local Identity)被用于营销学领域(Tu, Khare & Zhang, 2012; Zhang & Khare, 2009)。现有研究表明，全球认同和本土认同与消费者对全球品牌和本土品牌态度的评价之间存在着较为一致的关系(Guo, 2013; Swoboda, Pennemann & Taube, 2012; Strizhakova, Coulter & Price, 2012; Zhang & Khare, 2009)。Tu, Khare和Zhang (2012)根据Arnett(2002)的开创性理论，进一步明确了全球认同和本土认同的定义，开发了由八测项构成的专门量表，用于对全球认同和本土认同的测量，并验证了它们与消费者民族中心主义、国家主义和全球消费取向构念的区分效度。本土认同由这样的精神表征组成，即消费者信仰并尊重当地传统和习俗，认同当地社群的独特性，对当地活动感兴趣；而全球认同的精神表征构成是，消费者相信全球化的积极效果，更认同全世界人们的共同性而非差异性，对全球活动感兴趣。

Arnett(2002)认为，全球化对身份认同产生着重要的心理影响，他把在个人层面测量全球化影响的结果概念化为双文化认同(Bicultural Identities)，包括全球认同与本土认同，即部分认同生根于当地文化，部分来源于与全球文化关系的意识。很多人在发展全球认同的同时仍然保持着本土认同。事实上，只有极少的消费者对全球认同和本土认同是等同的，绝大多数的情况是一种认同强于另一种认同。Zhang和Khare(2009)通过系列实验研究表明，无论是稳定的(chronic)还是可及性的(accessible)全球认同或本土认同，当消费者的认同与产品的全球定位或本土定位相一致时，对产品的态度评价更积极。值得指出的是，这种效应可以颠倒过来，无论是采用直接操控方式把可及性认同变为非诊断性，还是通过间接的方式引入差异性(对应于整合性)处理模式。可及性认同效应的发生是因为消费者喜欢持有积极的自我观(self-views)，因而与认同一致的信息被判断为与处理目标更为相关，与认同不一致信息相比，被赋予更大的权重(Wheeler, Petty & Bizer, 2005)。

具体到本文情境，产品中中国元素刻板印象一致性的高低反映了本土文化真实性意义的多少，这为本土认同者或全球认同者提供了处理与本土相关的信息更一致或更相反的可能性，从而被消费者更积极或消极处理(Wheeler, Petty & Bizer, 2005)。与低本土认同者相比，高本土认同者更认同刻板印象一致性的中国元素，因而对其产品购买可能性产生更积极影响。与低全球认同者相比，高全球认同者更不认同刻板印象一致性的中国元素，因而对其产品购买可能性产生更消极影响。因此，我们提出如下假设：

H3：全球认同和本土认同调节刻板印象一致性对产品购买可能性的整体影响作用：本土认同越高，刻板印象一致性对产品购买可能性的正向影响作用关系越强(H3a)；而全球认同越高，刻板印象一致性对产品购买可能性的正向影响作用关系越弱(H3b)。

在上文中，我们把品牌本土象征性假设为刻板印象一致性与产品购买可能性之间的中介变量，因此，如果把调节作用和中介作用同时纳入考虑，存在着两种可能情况。首先，全球认同和本土认同在第一阶段(刻板印象一致性对品牌本土象征性的影响)存在调节作用。我们认为该作用微小甚至不显著。这是因为，刻板印象一致性带来的品牌本土象征性评价是客观存在的，并不受消费者不同价值观(比如文化认同)的影响。其次，我们认为全球认同和本土认同在第二阶段发挥调节作用(品牌本土象征性对产品购买可能性的影响)。在Steenkamp, Batra和Alden(2003)的研究中，他们假设消费者民族中心主义在品牌本土象征性对品牌购买可能性的影响中起到调节作用。即对民族中心主义强的消费者而言，品牌本土象征性对购买可能性的影响关系更强。其理由是，对于民族中心主义强的消费者，他们的世界主义和对外来文化的开放性水平更低，因而对全球品牌具有更负面的态度。他们可能甚至愿意牺牲“客观”的获得(高质量，低价格等)，享受避免接触外群体(即全球文化)的心理利益。我们认为，尽管消费者民族中心主义与对外来文化的开放性具有相关性，但两者毕竟是不同的概念，因为消费者民族中心主义的定义是“消费者对购买外国制造产品的合适性，实际上为道德性的信念”(Shimp & Sharma, 1987)，并未涉及文化认同意涵。在Tu, Steenkamp, Batra和Zhang(2012)的研究中，他们分析了本土认同与消费者民族中心主义的区分效度，确实表明这两个构念存在显著的差异性。事实上，在Steenkamp, Batra和Alden(2003)的研究结果中，消费者民族中心主义在品牌本土象征性对品牌购买可能性影响过程中的调节作用并没有得到证实。由此我们提出如下假设：

H4：全球认同和本土认同主要在第二阶段发挥调节效应，即在品牌本土象征性对产品购买可能性的影响过程中具有调节作用：本土认同越高，品牌本土象征性对产品购买可能性的影响作用越强(H4a)；而全球认同越高，品牌本土象征性对产品购买可能性的影响作用越弱(H4b)。

我们把上述四个假设关系用图 1的形式标示出来，作为本文研究的概念模型。接下来，我们介绍研究方法。

图 1

图 1 概念模型

本研究采用问卷调查的方法，测试中国消费者对运用了中国元素的全球品牌产品购买可能性的态度评价机制。我们通过三个步骤确定测试的产品范围。

首先，根据近年业界著名的品牌排行榜(如Interbrand全球最佳排行榜，BrandZ全球品牌百强排行榜等)，对所有的全球品牌进行筛选。最终留下的品牌符合以下几项标准：第一，近十五年来该全球品牌曾在本土市场上推出过运用中国元素的产品，且这些产品受到一定关注或欢迎；第二，品牌的目标消费群体在人口统计学变量上存在多样性。例如，高洁丝是面向女性消费者的品牌，本研究不予考虑；第三，为了保证结论的外部效度，按照快速消费品、耐用消费品和奢侈品三种产品类型，确定品牌的范围。最终得到13个品类下共39款由全球品牌推出的运用中国元素的产品。

接下来进行前测一，以排除被消费者认为中国元素表现得不太明显的素材。样本主要为南京某重点高校本科生(N=42)，男女比为22:20，有效问卷率为95.2%。我们向被试出示一组产品图片，请其对这些产品中是否含有中国元素、是什么中国元素，以及中国元素的明显程度等三个问题依次进行回答。其中，第一和第三题用语义差异量表进行测量，-3表示“产品中不含有中国元素/产品体现的中国元素非常不明显”，3表示“产品中含有中国元素/产品体现的中国元素非常明显”。第二题是开放题，让被试具体写出，被试能够准确识别的赋值为1，否则为-1，核对依据来自企业官网或官方微博对产品的描述和介绍。通过前测一，剔除了三项得分均值为负的产品，留下13款产品，作为前测二的材料。

最后进行前测二，以确定最终的测试素材。样本为上海某重点高校硕士研究生(N=43)，男女比为20:23，有效问卷率为97.7%。与前测一不同，前测二中的产品图片旁增加了对产品的介绍。当被试浏览完毕后，请其根据图片及介绍，为其中的中国元素与传统印象的一致性程度进行等级评分(-3表示“与原有印象完全不一致”，3表示“与原有印象完全一致”)，分别计算出13款产品的评分均值，在各品类下分别选择分值最高和最低的产品，作为最终的测试素材。需要指出的是，测试结果中耐用消费品下有两款产品的分值相同，我们结合细分品类的考虑做出进一步取舍。最后确定的测试素材是：属快速消费品的哈根达斯月饼和肯德基皮蛋瘦肉粥；属耐用消费品的HP mini VT牡丹上网本和戴尔Inspiron 1320鱼漾纹饰上网本；属奢侈品的Gucci赤龙纹包和Tiffany Charm红包挂坠。

我们采用电子邮件的形式发送问卷，对象是上海某重点高校的MBA学生，问卷回收期为10天。共向455位对象发出电子邮件邀请填写问卷，回收267份，回收率为58.7%。在此基础上，我们进一步剔除了空白或不完整问卷、答题不认真的问卷。最终确定有效问卷为221份，有效问卷率为82.8%。其中，男性占45.7%，女性占54.3%；33.0%为未婚，67.0%为已婚；平均年龄为31.8岁；月收入在万元以上的占81.4%。每个品牌产品的问卷数量为35份到39份不等，平均为37份。

针对三大品类下6个品牌的产品，设计6个版本的问卷，卷首放置被测试产品的图片和文字介绍。各变量的测量方法简述如下。关于中国元素刻板印象一致性的测量，采取Gardner, Wonnacott和Taylor(1968)的两极特质法，运用语义差异量表测量消费者对测试素材中运用的中国元素与传统印象的一致性强度。设单独题项，采用-3到3的等级评分进行测量。对品牌本土象征性的测量，采用Steenkamp, Batra和Alden(2003)研究中使用的量表，其有效性已得到充分验证(Özsomer, 2012)，采取-3到3的等级评分。对全球认同和本土认同的测量，我们采用Tu, Steenkamp, Batra和Zhang(2012)开发的八测项量表，采用Likert 7点量表，1分表示“完全不同意”，7分表示“完全同意”。对于产品购买可能性的测量，我们使用Steenkamp, Batra和Alden(2003)的测量语句，含“一定会/一定不会购买”和“非常可能购买/一点也不可能购买”两个测项，使用-3到3的等级评分方式。对品牌的感知声望、感知质量、品牌熟悉度、先备经验及产品涉入度等协变量的测量，前三者源自Steenkamp, Batra和Alden(2003)的研究，先备经验采用Batra等(2000)研究中的量表，产品涉入度从Jain和Srinirasan(1990)的量表中选取，均按照-3到3的等级评分进行。控制变量包括被访者的性别、年龄、婚姻状况及收入水平等背景信息。其中，性别(男=0，女=1)、婚姻(未婚/单身=0，已婚=1)设哑变量处理；年龄变量使用实际年龄；收入水平以被试家庭的每月总收入进行衡量，从低到高共分12个档次(最低档次赋值为1，依次类推)。其中涉及来自英文文献的量表，都采用中英文回译的方式。所有量表的具体测项构成及信度见表 1。

表 1

表 1 有关构念的测量及信度 量表 测项 刻板印象一致性 我认为这个产品上的(具体的中国元素)与我对它的传统印象完全不一致/我认为这个产品上的(具体的中国元素)与我对它的传统印象完全一致 品牌本土象征性(Cronbach's ɑ=0.902) 我将(品牌名)这个品牌与中国的东西相联系/我不将(品牌名)这个品牌和中国的东西相联系；对我来说，(品牌名)代表了和中国相关的一切/对我来说，(品牌名)不代表与中国相关的一切；对我来说，(品牌名)是一个与中国相关的非常好的象征/对我来说，(品牌名)不是一个与中国相关的非常好的象征 全球认同(Cronbach's ɑ=0.750) 我的心主要属于全世界；我认为人们应该更加意识到，我们是如何与世界其他地方相联系的；我将自己视为一位全球公民；我想了解全球事件 本土认同(Cronbach's ɑ=0.781) 我的心主要属于本地社群；我尊重本地传统；我将自己视为一位本地公民；我想了解本地事件 感知质量(Cronbach's ɑ=0.811) 这是个优质的品牌/这是个劣质的品牌；这个品牌的整体质量非常高/这个品牌的整体质量非常低 品牌熟悉度(Cronbach's ɑ=0.847) 我对这个品牌非常熟悉/我对这个品牌非常不熟悉；我很了解这个品牌/我从来没听说过这个品牌 先备经验(Cronbach's ɑ=0.976) 我一直使用这个品牌/我从未尝试过这个品牌；我对这个品牌有丰富的使用经验/我对这个品牌没有使用经验 产品涉入度(Cronbach's ɑ=0.803) 如果我买错了(品类名)，那是没什么大不了的；买了不称心的(品类名)，那真让人懊恼；没选好买什么样的(品类名)，我会心烦意乱 感知声望 这不是个非常有声望的品牌/这是个非常有声望的品牌 产品购买可能性(Cronbach's ɑ=0.976) 一定会购买/一定不会购买；非常可能购买/一点也不可能购买 注：所有的Cronbach's ɑ值均高于0.700。对采取-3到3等级评分测量的变量，将相应数值转换成1—7后再进行信度计算。

表 1 有关构念的测量及信度

我们采用SPSS 19.0进行统计分析。首先对各变量进行描述性统计分析；通过计算平均值，得到各变量的组合分数。表 2所示为各变量的平均值、标准差及变量间的相关系数。其次，通过层次回归模型检验品牌本土象征性在消费者刻板印象一致性对产品购买可能性影响过程中的中介作用；最后，使用Edwards和Lambert(2007)提出的“总效应调节模型”，分别检验消费者的全球认同和本土认同在刻板印象一致性对产品购买可能性的直接效应及在不同阶段中的调节作用。

表 2

表 2 有关构念的平均值、标准差及相关系数 构  念 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 1.刻板印象一致性 1 2.品牌本土象征性 0.774* 1 3.全球认同 0.101 0.088 1 4.本土认同 0.060 0.063 -0.171** 1 5.产品购买可能性 0.542*** 0.490*** 0.188** -0.030 1 6.感知质量 -0.027 -0.085 0.228*** 0.237*** 0.071 1 7.品牌熟悉度 -0.003 0.061 0.206** 0.102 0.051 0.238*** 1 8.先备经验 -0.021 0.100 0.204** 0.041 0.066 0.000 0.569*** 1 9.产品涉入度 -0.061 0.038 -0.027 0.064 -0.071 0.161* 0.111 0.027 1 10.感知声望 -0.018 -0.058 0.190** 0.253*** 0.008 0.767*** 0.245*** 0.085 0.164* 1 11.性别 0.026 -0.039 -0.099 0.073 -0.074 0.244*** -0.091 -0.285*** -0.022 0.201** 1 12.年龄 0.025 0.029 -0.032 -0.084 -0.001 -0.134* -0.044 0.011 0.045 -0.163* -0.174** 1 13.婚姻 0.048 0.012 -0.010 -0.050 0.120 -0.096 -0.065 0.046 0.020 -0.088 -0.123 0.433*** 1 14.收入 0.009 0.030 0.057 -0.082 0.009 -0.080 0.066 0.166* -0.021 -0.159* -0.190** 0.556*** 0.490*** 1 M 4.030 3.792 4.962 5.431 3.529 5.830 5.579 4.380 4.302 5.910 0.540 31.830 0.670 6.100 SD 2.011 1.721 1.000 0.964 1.899 0.741 1.004 1.824 1.633 0.944 0.499 4.108 0.471 2.753 注：*表示p < 0.05, * *表示p < 0.01, * * *表示p < 0.001。对采取-3到3等级评分测量的变量，将相应数值转换成1—7后再进行均值和标准差的计算。

表 2 有关构念的平均值、标准差及相关系数

层次回归模型的分析结果如表 3所示。所有回归模型的R²在0.342和0.628之间，证明本研究提出的预测变量对消费者态度的解释程度较高。具体地，由M1可知，刻板印象一致性对产品购买可能性存在显著的正向预测作用(β=0.541，p < 0.001)，H1得到验证。

表 3

表 3 层次回归结果 变  量 M1：产品购买可能性 M2：品牌本土象征性 M3：产品购买可能性 Step 1 Step 2 Step 1 Step 2 Step 1 Step 2 控制变量：   性别 -0.085 -0.102 0.017 -0.007 -0.085 -0.101   年龄 -0.031 -0.042 0.018 0.001 -0.031 -0.042   婚姻 0.178* 0.147* -0.008 -0.053 0.178* 0.158*   收入 -0.093 -0.080 0.003 0.022 -0.093 -0.085   感知质量 0.209 0.229 -0.098 -0.069 0.209 0.243**   品牌熟悉度 0.026 0.006 0.035 0.007 0.026 0.005   先备经验 0.049 0.065 0.084 0.109* 0.049 0.043   产品涉入度 -0.093 -0.060 0.048 0.097* -0.093 -0.079   感知声望 -0.135 -0.142 -0.007 -0.017 -0.135 -0.138 自变量：   刻板印象一致性 0.541*** 0.783*** 0.383*** 中介变量：   品牌本土象征性 0.203* ΔR2 0.052 0.290 0.021 0.607 0.052 0.305 ΔF 1.281 9.643*** 0.505 34.941*** 1.281 9.290*** 合计R2 0.052 0.342 0.021 0.628 0.052 0.357 调整后R2 0.011 0.311 -0.021 0.610 0.011 0.324 注：表中所示均为标准化系数。*表示p < 0.05, **表示p < 0.01, ***表示p < 0.001。

表 3 层次回归结果

对中介效应的检验，我们采用Baron和Kenny(1986)提出的因果逐步回归法，其步骤如下：第一，前因变量(刻板印象一致性)对结果变量(产品购买可能性)存在显著的影响关系；第二，前因变量(刻板印象一致性)对中介变量(品牌本土象征性)存在显著的影响关系；第三，构建前因变量(刻板印象一致性)和中介变量(品牌本土象征性)同时对结果变量(产品购买可能性)回归的模型，中介变量的回归系数应该显著，同时前因变量的回归系数不显著或显著减小，则说明中介效应存在。按照该程序，构建3个层次回归模型进行分析，结果见表 3。根据M1结果，刻板印象一致性对产品购买可能性存在显著的预测作用(β=0.541，p < 0.001)；由M2可知，刻板印象一致性能够显著提升品牌本土象征性(β=0.783，p < 0.001)；M3结果显示，当将中介变量纳入回归模型时，品牌本土象征性对产品购买可能性存在显著的积极影响(β=0.203，p < 0.05)，刻板印象一致性对产品购买可能性的预测作用仍显著(β=0.383，p < 0.001，Sobel test statistic=8.561，p < 0.01)，且与第一步检验结果(β=0.541，p=0.000)相比，其系数下降了。因此，品牌本土象征性在刻板印象一致性对产品购买可能性的影响过程中发挥部分中介作用，从而验证了H2。

我们采用Edwards和Lambert(2007)提出的总效应调节模型，将调节效应和中介效应纳入同一个框架中进行分析。具体而言，该模型假设中介过程的三条路径(前因变量→中介变量、中介变量→结果变量、前因变量→结果变量)都有可能受到调节变量的影响，因而将直接效应(前因变量→结果变量)和间接效应(前因变量→中介变量→结果变量)结合起来进行调节作用分析。该模型可分析调节变量在三个方面的作用：首先，对每一路径的调节效应进行统计检验，确定中介模型中受到调节的路径；其次，估计通过中介变量传递的间接效应，同时揭示调节变量对间接效应的影响作用；最后，在单独分析直接效应和间接效应在调节变量不同水平变化情形的基础上，进一步估算调节变量对总效应(直接效应+间接效应)的调节情况。本文遵照Edwards和Lambert(2007：4，Model H)的方法，验证全球认同和本土认同的调节作用。为此，构建下列两个方程。方程(1)反映第一阶段的影响，方程(2)反映第二阶段的影响及直接效应。

其中，CI_i代表不同的调节变量(全球认同和本土认同)，PBL、SC、PL分别代表品牌本土象征性、刻板印象一致性及产品购买可能性。然后，通过构建多元回归方程，计算各回归系数，如表 4所示。

表 4

表 4 参数估计 调节变量 a05 ax5 az5 axz5 R2 b020 bx20 bm20 bz20 bxz20 bmz20 R2 本土认同 -0.003 0.767*** 0.017 0.061 0.604 -0.210 0.386*** 0.148 -0.071 0.083 0.264** 0.443 全球认同 0.001 0.773*** 0.010 -0.002 0.599 0.024 0.389*** 0.196* 0.102 -0.148 -0.100 0.378 注：在分析之前，已对表中的所有变量进行了中心化处理(平均值为0)(Aiken & West, 1991)。所有参数值均为非标准化系数。*表示p < 0.05, * *表示p < 0.01，* * *表示p < 0.001。

表 4 参数估计

接着，基于表 4的参数估计值，计算调节变量在不同水平下的各路径系数、不同效应及差异的数值大小。第一阶段的效应是指前因变量(刻板印象一致性)到中介变量(品牌本土象征性)的回归系数；第二阶段的效应值是中介变量(品牌本土象征性)到结果变量(产品购买可能性)的回归系数；直接效应反映了前因变量(刻板印象一致性)到结果变量(产品购买可能性)的回归系数；间接效应由第一阶段和第二阶段的回归系数值相乘得到；总效应是直接效应与间接效应加总后的结果；差异是不同水平下的效应值相减后的结果。

在上述基础上，通过拔靴法(Bootstrap Method)确定各路径系数及效应值的显著性。首先以221个个案为原始样本，采取有放回的随机重复抽样，每次抽取数量为221。随后，基于抽取的样本(221个个案)计算各单纯路径系数、间接效应和总效应的估计值。重复上述步骤1000次，最终得到1000组样本及估计值，并在此基础上确定偏差校正置信区间。最后判断各效应差异的显著性。第一、第二阶段的路径系数及直接效应的差异的显著性与表 4中a_xz5、b_mz20及b_xz20的显著性相同；间接效应和总效应的差异的显著性则根据偏差校正置信区间判断。如果对应置信区间中不包含0，则该系数在该置信水平下显著。另外，调节变量在不同水平下的各路径系数及效应值的显著性，同样依据偏差校正置信区间进行判断。具体操作过程参见Edwards和Lambert(2007)，分析结果如表 4和表 5所示。

表 5

表 5 简单效应分析 调节变量 阶段 效应 第一阶段 第二阶段 直接效应 间接效应 总效应 本土认同     低 0.706*** -0.116 0.303*** -0.082 0.221**     高 0.828*** 0.412*** 0.469*** 0.341*** 0.811*** 差异 -0.122 -0.528** -0.167 -0.423*** -0.590*** 全球认同     低 0.775*** 0.295** 0.536** 0.229* 0.765***     高 0.771*** 0.096 0.241* 0.074 0.315*** 差异 0.004 0.199 0.295 0.155 0.450*** 注：表中不同水平(高/低)下的全球认同和本土认同所对应的各行数据，是根据表 4中关于方程(2)的参数估计值计算而得的。调节变量的分组依据为Zhigh=mean+1sd，Zlow=mean-1sd，由于表中各变量在分析前已经过中心化处理，各变量均值为0。差异系数等于低组系数减去高组系数。*表示p < 0.05, **表示p < 0.01, ***表示p < 0.001。

表 5 简单效应分析

由表 4可知，b_xz20是指刻板印象一致性对产品购买可能性的直接影响过程中调节变量效应的系数，结果为本土认同的系数为0.083(ns)，而全球认同的系数为-0.148(ns)，表明文化认同在该过程中发挥的调节作用不显著。a_xz5是指刻板印象一致性对品牌本土象征性的影响过程中调节变量效应的系数，结果是本土认同的系数为0.061(ns)，而全球认同的系数为-0.002(ns)，表明消费者文化认同在该过程中发挥的调节作用也不显著。b_mz20是指品牌本土象征性对产品购买可能性的作用过程中调节变量效应的系数，结果表明本土认同存在显著的调节作用(0.264, p < 0.01)，而全球认同不存在显著的调节作用(-0.100, ns)。因此，仅本土认同在第二阶段具有正向调节作用。

表 5进一步表明调节变量在不同水平下各效应值的大小及显著程度。从本土认同的角度看，在不同本土认同水平下，刻板印象一致性对产品购买可能性影响的总效应存在显著差异(-0.590, p < 0.001)，且高水平群体的系数值大于低水平群体，说明本土认同在该过程中发挥正向调节作用，从而验证了H3a。从第一阶段影响(刻板印象一致性对品牌本土象征性的影响)看，本土认同较低和较高的消费者都显示出正向作用(分别为：0.706, p < 0. 001; 0.828, p < 0.001)，但两者差异不显著(-0.122, ns)。在第二阶段中，品牌本土象征性对产品购买可能性的影响仅在高本土认同消费者中表现为显著(0.412, p < 0.001)。在不同本土认同水平的消费者之间，这种影响的差异达到显著水平(-0.528, p < 0.01)，说明本土认同在该过程中发挥正向调节作用。就直接效应而言，刻板印象一致性对产品态度的影响在低高两类人群中均表现为显著(分别为：0.303, p < 0.001; 0.469, p < 0.001)，两者差异未达到显著性水平(-0.167, ns)；在间接效应上，高低本土认同的两者差异达到显著性水平(-0.423, p < 0.001)。综上所述，本土认同对第二阶段的正向调节作用显著，从而支持了H4a。

从全球认同的角度看，在不同全球认同水平下，刻板印象一致性对产品购买可能性影响的总效应存在显著差异(0.450, p < 0.001)，全球认同对总效应的负向调节效果显著, H3b得到证实。就第一阶段影响效果看，全球认同较低和较高的消费者都显示出正向作用(分别为：0.775, p < 0.001; 0.771, p<0.001)，但差异不显著(0.004, ns)。从第二阶段(品牌本土象征性对产品购买可能性)影响效果看，对全球认同较低和较高的消费者体现出不同的作用(分别为：0.295, p < 0.01; 0.096, ns)，两者差异也不显著(0.199, ns)。就直接效应而言，对低全球认同的消费者而言，刻板印象一致性对产品购买可能性起到显著的正向作用(0.536, p < 0.01)，对高全球认同人群也是如此(0.241, p < 0.05)，但两者差异并不显著(0.295, ns)；在间接效应上，仅对低全球认同的消费者显著(0.229, p < 0.05)，对高全球认同的消费者不显著(0.074, ns)，两者不存在显著差异(0.155, ns)。综上，全球认同对第二阶段的负向调节作用不显著，H4b不成立。

本文提出的假设基本上都得到了证实。研究表明，消费者对中国元素的刻板印象一致性既直接对产品购买可能性产生正向影响(H1)，同时也通过品牌本土象征性对产品购买可能性产生正向影响(H2)。在这个过程中，消费者的文化认同具有调节作用。具体而言，消费者的本土认同在刻板印象一致性对产品购买可能性的整体影响过程中起到正向调节作用(H3a)，而消费者的全球认同对此起到负向调节作用(H3b)。但具体到该过程中的各个阶段，消费者的本土认同在品牌本土象征性对产品购买可能性的影响过程中起到正向调节作用(H4a)，全球认同对此的负向调节作用没有得到证实(H4b)。另外，本土认同和全球认同在刻板印象一致性对产品购买可能性的直接影响过程中发挥的调节作用并不显著。在全球品牌化领域，本文的研究具有若干显在的理论贡献与实践意义。

在理论上，本文证实了全球品牌在新兴市场中采用全球本土化战略的一种有效方式及条件，即采用代表东道国当地文化的元素进行产品开发和设计，可以积极地影响消费者对此新产品的态度，而其基本前提条件则是消费者对其文化元素刻板印象的一致性。这个新构念对全球品牌全球本土化战略评价提供了新的理论视角。

此前，研究者们把品牌感知全球性和本土象征性作为先行变量，探究它们对感知质量和感知声望的影响，及其如何进一步影响产品购买意愿。在本研究中，我们进一步探究了影响品牌本土象征性的前因，即对本土文化元素的刻板印象一致性，发现了品牌本土象征性所扮演的中介作用角色。我们的研究也表明，在控制了感知质量、感知声望、品牌熟悉度、先备经验、产品涉入度等因素后，品牌本土象征性仍然对产品态度产生显著影响作用。这从理论上进一步证实了本土象征性是全球品牌价值的必要组成。在进入新兴市场过程中，全球品牌采用文化取向的本土适应性战略是普遍有效之道。

本文对进一步探明消费者文化认同的影响作用也做出了贡献。此前，全球认同和本土认同被用来分析消费者对外国产品和本土产品态度的差异，共同的结论是全球认同者偏好全球产品，本土认同者偏好本土产品。而本文的研究表明，全球认同和本土认同还可以用来解释消费者对全球品牌不同定位效果的差异。即与那些全球认同者相比，本土认同者更易受本土文化元素策略对其产品态度产生的影响。这意味着，消费者文化认同是研究全球品牌定位态度与全球/国际市场细分的重要变量。

在Steenkamp, Batra和Alden(2003)的研究中，消费者民族中心主义在品牌本土象征性对品牌购买可能性影响过程中的调节作用没有得到证实。而本文证实了本土认同对此影响过程有显著的调节作用，即对于高本土文化认同者，品牌本土象征性对产品购买可能性的影响作用更强。这进一步表明，消费者民族中心主义与文化认同(本土认同)是两个不同性质的构念，对全球品牌和本土品牌态度具有不同的解释作用。这是由于前者是出于消费者感知外国经济对本土经济造成威胁而偏向于购买国货，是受外部道德规范的影响，但并非从内心一定喜欢国货，而后者是出于对本土品牌或本土文化的认同而偏向于购买国货，是受内在动机的驱动所至。因此，对于民族中心主义强的消费者，品牌本土象征性并不能对产品态度产生更强影响力，而对于高本土认同者，本土象征性会对产品态度产生更强的影响作用。当前，中国已发展成为世界第二大经济体，与之对应的是，民众对本国文化的自信度大大提高。因此，我们有理由相信，在预测全球品牌与本土品牌态度、评价全球品牌不同定位战略效果等方面，文化认同构念比消费者民族中心主义构念更为有效。

在实践上，我们使用刻板印象一致性这个新构念，解释并不是所有运用当地文化元素的产品设计都是有效的。全球品牌在采用全球本土化战略时，需要很好地理解本土文化元素的真实内涵，把握其传统意义，以及使用场合与情境，同时结合全球品牌自身的情况(品类及意义)，使本土文化元素很好地融入到全球品牌中，两者并不产生明显的反差，才能真正发挥本土文化元素的作用，使其对产品态度产生独特的积极影响。例如，在我们的测试产品中，Tiffany Charm用珐琅和18K金打造的“中国红”吉祥如意红包挂坠，尽管设计很有创新，寓意又吉祥美好，但是在消费者的心目中红包用于送礼场合，如做成坠子挂于胸口，则与其原有的刻板印象有较大距离；而Gucci的赤龙纹手提包是在白色帆布上印上鲜红的双龙形图腾，产生一种强烈的视觉冲击感，在消费者看来，龙是中华文化的主要图腾与象征，使用场合广泛，经常作为装饰性图案，因此，赤龙纹图案出现在手提包上并不唐突。我们的测试表明，两者的刻板印象一致性评价在均值上存在差异，后者高于前者(M_Tiffany=3.06, M_Gucci=5.13, p < 0.001)。

我们的研究表明，品牌本土象征性有利于正面影响消费者的产品态度。这一方面意味着全球品牌在进入新兴市场国家时，以适当的方式建立起品牌与当地市场的相关性是提高消费者态度的有效路径，比如在产品设计中融入东道国的当地文化元素；另一方面也预示着这样的信号：那些惯常使用标准化策略、追求品牌强度的全球品牌，如转而在营销组合的某些方面融入本土文化元素，则会进一步提升其市场反应效果。一些著名的全球品牌已做出尝试，比如本文开头提到的麦当劳。一般地，在新兴市场中，本土品牌和全球品牌各具差异化优势，前者具有较高的品牌本土象征性优势，后者具有较高的品牌感知全球性优势。根据已有研究，品牌感知全球性和品牌本土象征性都能对消费者态度产生正面影响。但从品牌定位的角度看(Keller, 2013)，全球品牌拥有了品牌本土象征性的特征，才能抵消本土品牌的差异化优势；而对于本土品牌来说，则需要建立品牌感知全球性特征，才能抵消全球品牌的差异化优势。

我们的研究还表明，全球认同在刻板印象一致性对产品态度的整体影响作用中起到反向调节作用，而本土认同则为正向调节作用，并在品牌本土象征性对产品态度的影响过程中也起到同样的作用。这意味着消费者的文化认同能够有效地区分他们对全球品牌全球本土化战略的态度反应。也就是说，全球认同和本土认同可以成为细分全球品牌新兴市场消费群体的有效变量。对于高全球认同的消费群体，全球品牌如何运用本土文化元素不见得需要十分谨慎的方式，相反，如果刻板印象一致性程度低，反而能够减弱其对产品态度的负面影响；而对于高本土认同的消费群体，则需要严格地把握本土文化元素的内涵。因此，只要我们从文化认同取向角度认清和理解了目标市场的特征，那么，营销者对评估其制定的策略正确与否就很容易把握了。

本文尽管做出了开创性贡献，但也存在一些局限性。本文仅以刻板印象一致性一个因素探究全球品牌全球本土化战略的有效性问题，对全面理解和分析全球本土化战略的成效显然是不够的。而且，由于刻板印象一致性没有现成的量表可以借鉴，本文测试中仅有一个测项，其测量的有效性还有待进一步检验和完善。事实上，本文仅独立地探究了中国元素对全球品牌感知本土象征性的影响，未同时考虑全球品牌感知全球性的影响，没有把本土性和全球性两种感知的关系结合起来研究。如果结合的话，则可以更完整地理解全球本土化战略的影响因素，为实际决策带来更具体的指导。最后，我们也未把这种运用中国元素的全球本土化战略放在竞争的范畴和情境中加以考虑，亦是一种局限。这是因为，竞争性因素是制定品牌定位的基本前提。未来的进一步研究可从解决上述局限性的角度出发，进一步扩大测试品类和样本，也有必要单独对奢侈品牌进行研究，以提高本文结论的外部效度。同时，还可以采用实验法，以提高本文研究结论的内部效度。