LEALTAD A LA MARCA DE DISTRIBUIDOR: EVIDENCIAS PARA

LEALTAD A LA MARCA DE DISTRIBUIDOR:
EVIDENCIAS PARA EL MERCADO ESPAÑOL
DE DETERGENTES.
JOSE Mª LABEAGA AZCONA1
Universidad Nacional de Educación a Distancia
NORA LADO COUSTÉ2
Universidad Carlos III de Madrid
Mª DE LAS MERCEDES MARTOS PARTAL3
Universidad Carlos III de Madrid
RESUMEN
La lealtad de los hogares juega un papel muy importante en la elección de marca. En este artículo se
examina la influencia de la lealtad en el comportamiento de elección de marca en dos categorías de
detergente, y la elección dentro de cada categoría. El objetivo que nos planteamos es ver si los
hogares que tienen una alta preferencia o lealtad por las marcas de establecimiento en una categoría
de detergentes (delicada) también tendrán una alta preferencia por las marcas de establecimiento en
otra categoría de detergentes (no delicada). El contraste empírico se realiza utilizando datos de
scanner de un panel de consumidores de ACNielsen, siendo el ámbito territorial el mercado español y
el período muestral cubierto por el panel de Enero 1999 a Diciembre de 2000. Las especificaciones
que se proponen para estimar modelos de lealtad son los tradicionales modelos de elección discreta
logit binarios.
PALABRAS CLAVE
Marcas nacionales, marcas privadas, lealtad, modelos logit, detergentes, panel de
consumidores.
1
Departamento de Análisis Económico. Facultad de CC. Económicas y Empresariales, U.N.E.D. Paseo Senda del Rey, 11.
Madrid, jlabeaga@cee.uned.es
2
Departamento de Economía de la Empresa. Facultad de CC. Económicas y Empresariales, Universidad Carlos III de
Madrid, Calle Madrid, 126, Getafe, Madrid, nora@eco.uc3m.es
3
mmartos@emp.uc3m.es
J.M. LABEAGA, N. LADO Y M. MARTOS
1. Introducción
La lealtad a la marca ha sido un tema central en la literatura de marketing durante las últimas décadas
y sigue siendo de gran actualidad, así lo refleja el hecho que la medición y valoración de la fidelidad a
las marcas sea de las máximas prioridades de investigación para los años 2002-2004 para el Marketing
Science Institute. Desde los artículos seminales de Howard y Sheth, 1969 y Jacoby y Chestnut, 1978
sobre la definición y las diferentes medidas de la lealtad del consumidor, pasando por la contribución
de Aaker (1991), donde se analiza el papel de la lealtad en el proceso de creación de valor de marca,
hasta el artículo reciente de Chaudhuri y Holbrook (2001) examinando la forma en que la lealtad
influencia la cuota de mercado y los precios relativos, la importancia del tema no ha hecho más que
crecer. La relevancia del estudio de la lealtad en la literatura de marketing refleja su importancia para
las empresas, donde la fidelidad de los clientes, representa importantes ventajas de marketing tales
como la reducción en la motivación de búsqueda de alternativas por los clientes, el favorable bocaoído y la mayor resistencia entre los consumidores leales ante estrategias competitivas (Dick y Basu,
1994).
Como sugieren Mellens, Dekimpe y Sttenkamp (1996; p. 523), los modelos de elección discreta o
elección de marca ofrecen una amplia oportunidad para la investigación en lealtad a la marca, o estado
de dependencia positiva. Se trata de medidas de comportamiento a nivel de individuo, donde es
posible incorporar la dinámica en la elección y añadir variables explicativas que describan marcas y
consumidores y es factible estudiar la influencia relativa de la lealtad a la marca en la elección de la
marca comparada con otras variables que se consideren relevantes.4
La revisión de la literatura nos sugiere que el análisis de lealtad a la marca de distribuidor no ha sido
suficientemente abordado. A pesar de la importancia y peso creciente en los mercados de las marcas
privadas (Erdem, Zhao y Valenzuela, 2004), la mayoría de los estudios conceptuales y empíricos de
marketing se siguen dirigiendo a las marcas nacionales (Steemkamp y Dekimpe, 1997). La literatura
sobre marcas de distribuidor se ha centrado entorno al perfil del comprador de estas marcas en
términos de variable sociodemográficasy de personalidad, las relaciones entre marca de distribuidor y
percepciones de calidad (Dick et al, 1996, Erdem et al, 2003), así como en las diferencias en la
penetración entre diferentes categorías (Batra y Sinha, 2000) y mercados (Erdem et al, 2004). Sin
embargo, existe muy poca evidencia empírica sobre los comportamientos de fidelidad de las marcas
privadas. Asimismo, la siguiente pregunta no ha sido suficientemente abordada: ¿las familias o
individuos que tienen una alta lealtad por las marcas de establecimiento en una categoría también
mostrarán una elevada lealtad por las marcas de distribuidor en otras categorías similares?
Con el fin de proceder al contraste del comportamiento de los consumidores en la compra de la
categoría de detergentes, así como para analizar la lealtad a marcas privadas frente a marcas
nacionales, se propone la estimación de un modelo logit binomial.
El resto del trabajo se ha organizado como sigue. En la sección siguiente se realiza una revisión de la
medición e inclusión de variables de lealtad en los modelos de elección discreta. Posteriormente, se
procede al planteamiento y fundamentación de las hipótesis. La sección tercera contiene un resumen
de resultados obtenidos cuando se diferencian los modelos en relación con la elección de marcas de
distribuidor frente a marcas nacionales. El trabajo finaliza con una discusión de las principales
conclusiones.
2. Lealtad a la marca en modelos de elección discreta: Revisión de la literatura
El estudio de la elección de marca se ha centrado especialmente en el caso de productos
empaquetados de compra frecuente. Muestra de ello son los números especiales dedicados por la
revista Marketing Letters en 1999 y 2002 a los avances en la modelación de la elección. Las primeras
aportaciones proponían modelos estocásticos y en una segunda etapa, con el objetivo de introducir la
influencia de variables del marketing-mix, los investigadores adoptaron modelos de elección discreta
(logit y probit binarios o multinomiales) derivados de las teorías de maximización de la utilidad
4
Para más detalle sobre la especificación y formulación de los modelos de elección discreta se pueden consultar los
monográficos de Maddala (1983) y Ben-Akiva y Lerman (1985)
2
LEALTAD A LA MARCA DE DISTRIBUIDOR: EVIDENCIAS PARA EL MERCADO ESPAÑOL DE DETERGENTES.
(McFadden, 1973). Este tipo de modelos constituye un marco excelente para el análisis de la elección
de marca y permite incorporar el efecto de la heterogeneidad observable e inobservable que los
hogares muestran.
Uno de los aspectos más tratados del comportamiento de compra de los consumidores, por su interés e
importancia, es el análisis del efecto de las elecciones actuales del hogar en sus elecciones futuras. Tal
caracterización permite incluir la lealtad o el efecto del estado de la dependencia en las elecciones de
marca. Según Howard y Sheth (1969) en categorías de productos de compra frecuente y de bajo
precio, los hogares deberían rutinizar sus elecciones de marca al comprar la misma marca de forma
repetida en el tiempo, lo que significa que la marca actualmente elegida tiene una mayor probabilidad
de ser elegida en el futuro que otras. Se trata de un caso de estado de dependencia positivo. Nehta,
Rajiv y Srinivasan (2001). Estos últimos autores profundizan en dos tipos de estados de dependencia
positivos considerando a los consumidores con inercia como consumidores pasivamente leales, y a los
leales como consumidores activamente leales y contribuyendo a los estudios que diferencian entre la
lealtad y la lealtad inercial. En este segundo caso, el comportamiento es rutinario o está basado en
factores de situación, tales como la mejor accesibilidad a la marca o la existencia de elevados costes de
cambio, y no está sustentado en una actitud relativa fuerte hacia la marca comprada. Por ello, estos
autores advierten que no se puede considerar como lealtad duradera dado que la repetición de la
compra no se apoya necesariamente en una preferencia clara hacia la marca. En contraste con lo
anterior, pudiera darse un efecto de saciabilidad con las marcas previamente elegidas debido a un
fenómeno de búsqueda de variedad de los hogares (McAslister, 1982; Kahn, Kalwani y Morrison,
1986; Kim, Allenby y Rossi, 2002). En este último escenario, la marca actualmente elegida tiene una
menor probabilidad de ser elegida en el futuro frente otras marcas, tratándose de un caso de estado de
dependencia negativa.
La forma de tratar los estados de dependencia o lealtad en los modelos de utilidad aleatoria ha pasado
por incluir una variable de retardo de compra (Jones y Landwehr, 1988; Lattin y Bucklin, 1989) o por
la proposición de una variable basada en las compras pasadas como factor explicativo en los modelos
(ver, por ejemplo, Erdem, 1996; Guadagni y Little, 1983; Krishnaimurthi y Raj, 1988; Lattin y
Bucklin, 1989; Ortmeyer, Lattin y Montgomery, 1991; Allenby y Rossi, 1991; o Keane, 1997). El
argumento que se exponeen la mayoría de los trabajos citados es que el estado de dependencia en el
tiempo exhibido en las elecciones de marcas será positivo en productos de compra frecuente de bajo
precio, lo cual es consistente con lo sugerido por Howard y Sheth (1969).
Guadagni y Little (1983, G&L de ahora en adelante), es el primer artículo que introduce una variable
de lealtad o estado de dependencia en su modelo de elección de marca. Para ello, aportan unala
aproximación a la lealtad a la marca mediante un modelo de suavizado exponencial del
comportamiento de compra pasado de cada panelista. De la misma forma, se sugiere la distinción entre
compra previa en promoción y compra previa sin promoción, ya que la primera no constituye, en
opinión de G&L, un indicador tan fuerte de preferencia o lealtad a la marca como la segunda.
La medida de lealtad propuesta por G&L es capaz de mostrar las diferencias o heterogeneidades en el
comportamiento de compra a través de consumidores y a lo largo del tiempo, sin embargo, no es capaz
de separar esas dos componentes de la heterogeneidad. Lattin (1987) señaló que el uso de una única
variable de lealtad asume implícitamente que las diferencias entre consumidores y las diferencias en el
tiempo contribuyen igualmente a la heterogeneidad en la utilidad. Sin embargo, se argumenta que el
modelo de suavizado exponencial de lealtad a la marca no puede distinguir de un modo apropiado
entre fuentes de utilidad debido a heterogeneidad (variaciones entre hogares) y fuentes de variación
debido a la no estacionalidad (variaciones a lo largo del tiempo dentro de cada hogar). Estas razones
han contribuido al surgimiento de alternativas que han tratado de medir la heterogeneidad de forma
que sea posible separar las diferencias entre las preferencias heterogéneas de los consumidores de los
cambios en el tiempo de esas preferencias individuales, o de los cambios en los estados de preferencia.
Entre ellas vale la pena citar por su importancia las empleadas por Lattin y Bucklin (1989, L&B de
ahora en adelante), que estudia los efectos de las referencias de precios y promociones en el
comportamiento del consumidor en términos de elección.
3
J.M. LABEAGA, N. LADO Y M. MARTOS
Investigaciones previas han examinado empíricamente la naturaleza de los estados de dependencia
para categorías de productos específicos (Seetharaman, Ainslie y Chintagunta, 1999 y; Ainslie y
Rossi, 1998). Estos últimos analizan mediante un modelo probit multi-categoría si los estados de
dependencia son una característica específica del hogar o un fenómeno inherente a la categoría.
Concluyendo que los hogares exhiben similitudes remarcables en los estados de preferencia entre
categorías. El estado de dependencia está influido por variables de comportamiento de compra pero no
por variables sociodemográficas.
Sin embargo, un aspecto que no ha sido suficientemente abordado en la literatura es la lealtad hacia las
marcas de distribuidor entre categorías. Seetharaman, Ainslie y Chitagunta (1999) plantea la cuestión
de si los hogares con altas preferencias o lealtades por las marcas privadas o de distribuidor en una
categoría también tienen altas preferencias por las marcas privadas o de distribuidor en otras
categorías Teniendo en cuenta que un número importante de aspectos del comportamiento del
consumidor; como los procesos de elección de marca y la frecuencia de compra varían a través de
productos y a través de consumidores como consecuencia de una serie de antecedentes como el grado
de riesgo percibido, el valor hedónico o utilitario del producto, el valor de signo del mismo o el interés
que posee el consumidor hacia la categoría de producto. Estos antecedentes sirven para medir la
implicación que el consumidor posee en la compra de la categoría y de la que se pueden esperar
diferencias en el grado de lealtad observado entre ellas en los procesos de elección de marca de los
consumidores. Por otro lado, estudios recientes (Erdem, Zhao y Valenzuela, 2004) muestran que las
marcas privadas o de distribuidor alcanzan un mayor valor de marca y cuota de mercado en los
mercados europeos frente a los americanos. Los autores explican estas diferencias en la mayor
incertidumbre a la hora de elegir las marcas de distribuidor en los mercados americanos debido a las
mayores diferencias percibidas de la consistencia en la calidad de esas marcas en el tiempo y en las
mayores diferencias en el riesgo relativo por la compra de esas marcas que perciben los consumidores.
Donde la calidad se convierte en un determinante fundamental para el buen funcionamiento de las
marcas de distribuidor en los mercados (Steenkamp y Dekimpe, 1997; Burton, Lichtenstein,
Netemeyer y Carretson, 1998; Corstjens y Lal, 2000; Medina, Méndez y Rubio, 2001; Ailawadi,
Gedenk y Neslin, 2003 y; Erdem, Zhao y Valenzuela, 2004). Este comportamiento diferencial de los
mercados europeos, y dentro de estos del español, nos lleva a profundizar en el comportamiento de
elección de las marcas privadas o de distribuidor. Uno de los objetivos de este epígrafe es por tanto
analizar si ese incremento en las cuotas de mercado de las marcas de distribuidor se ha trasladado a un
comportamiento de repetición o lealtad hacia esas marcas y si ese comportamiento se mantiene o varía
a través de las categorías, es decir; que si los que tienen una alta preferencia o lealtad por las marcas
de establecimiento en una categoría también tendrán una alta preferencia por las marcas de
establecimiento en otras categorías. Para realizar este análisis procedemos a realizar una serie de
hipótesis que posteriormente serán objeto de contraste.
2.1. Planteamiento de hipótesis.
El tipo de categoría de producto influencia la decisión de elección de marca, y por tanto, la repetición
de esa elección o lealtad (Dick y Basu, 1994; Chaudhuri y Holbrook, 2001). Así, en el caso de
productos de compra frecuente el consumidor tiende a simplificar la decisión de compra repitiendo la
compra de la misma marca (Howard y Sheth, 1969). Nosotros observamos el comportamiento de
compra de los hogares en la categoría de detergentes, para prendas delicadas y para prendas no
delicadas. Los datos serán presentados en la sección siguiente. La categoría de detergentes, sin
distinguir en delicada y no delicada, ha sido considerada como una categoría de baja implicación y
como un producto utilitario (Laurent y Kapferer 1985; Sloot, Verhoef y Franses, 2002)
En nuestro caso y dado que ambas categorías son de precio bajo y se trata de productos de compra
frecuente, nosotros esperaremos que estas categorías se caractericen por un comportamiento de lealtad
a la marca de distribuidor o inercia o estado de dependencia positivo.
H1: en ambas categorías de producto la inercia o estado de dependencia es positivo para las
marcas de distribuidor.
4
LEALTAD A LA MARCA DE DISTRIBUIDOR: EVIDENCIAS PARA EL MERCADO ESPAÑOL DE DETERGENTES.
Por otro lado, podemos considerar que la búsqueda de variedad implica algún grado de asunción
de riesgo por parte del hogar y aquellas categorías que representan un gasto mayor dentro de la cesta
de la compra de una familia supondrán un nivel de riesgo relativo percibido más elevado e inhibirán
las tendencias hacia la búsqueda de variedad. (Kahn, Kalwani y Morrison, 1986). Por tanto, en
categorías de productos que implican altos gastos se espera una mayor lealtad o inercia que en
categorías de bajo gasto. El gasto en la categoría a lo largo de toda la muestra puede utilizarse como
una proxy de la variable de intensidad5 propuesta por Seetharaman, Ainslie y Chintagunta (1999), que
es específica de la categoría. En nuestro caso, dada la diferencia de gasto en media que supone la
categoría de detergente para ropa no delicada frente a delicada se esperaría que la lealtad o inercia
hacia las marcas de distribuidor en no delicada fuese superior que en delicada (hipótesis 2, H21).6 Pero
por otro lado, nos encontramos que el riesgo percibido en la compra de una categoría de producto tiene
dos facetas: una de ellas es la importancia percibida de las consecuencias negativas en caso de una
mala elección, y la otra, la probabilidad percibida de considerar la decisión como un error (Laurent y
Kapferer 1985, Kapferer y Laurent, 1993). Esto nos lleva a plantear una hipótesis alternativa, dado que
no tenemos la certeza de cuál de estos componentes tendrá un mayor peso en el riesgo percibido
debido a que el uso al que se destinan ambas categorías de detergentes es muy diferente. El uso
tradicional de los detergentes para prendas delicadas es el lavado de prendas de mayor calidad y de
mayor precio por lo que el consumidor puede considerar que la decisión de compra de este tipo de
producto puede tener un mayor riesgo percibido que la decisión de elección en la categoría de no
delicada (hipótesis 2, H22). De esta forma H2 se expresa:
H21: Cuánto mayor sea el gasto en una categoría de producto mayor será su lealtad o inercia,
por tanto; la lealtad o inercia hacia las marcas de distribuidor en la categoría de prendas no
delicadas debiera ser superior que en la categoría de prendas delicadas.
O la alternativa:
H22: Cuánto mayor importancia percibida se le dé a las consecuencias de una mala elección y
cuánto mayor sea la probabilidad percibida de considerar la decisión como un error, mayor será la
lealtad o inercia, por tanto, la lealtad o inercia hacia las marcas de distribuidor en la categoría de
prendas delicadas debiera ser superior que en la categoría de prendas no delicadas.
3. Datos y contraste de hipótesis.
Con el objetivo de explorar si existe lealtad hacia las marcas de distribuidor en el comportamiento
de elección de marca en las dos categorías consideradas vamos a realizar un análisis mediante modelos
de elección discreta binarios en ambas categorías. En particular se propone para la estimación un
modelo logit. Para poder contrastar debidamente las hipótesis enunciadas, hemos de hacer una
selección de la muestra. Consideramos sólo aquellos hogares que han realizado compras en ambas
categorías durante el período muestral, construyendo como consecuencia un panel completo de
hogares (ver Seetharaman, Ainslie y Chintagunta, 1999)7, tomando las mismas variables en ambas
categorías.
Las especificaciones propuestas se van a ajustar utilizando los datos de ocasiones de compra de los
hogares durante dos años en dos categorías de detergente recogidos en un Panel de Consumidores con
5
La variable intensidad es definida por estos autores como la razón del gasto de la categoría sobre el total de gasto de la cesta
de la compra en cada visita. Dado que estamos trabajando con un panel de hogares, la información sobre las visitas de
compra no está disponible, por tanto, sólo contamos con la información sobre las cestas compradas en los casos en que
uno de los elementos de la compra sea alguna de las categorías de detergentes consideradas.
6
Como características del hogar nos encontramos la frecuencia de compra, de la que sólo podemos tomar una proxy que sería
la frecuencia de compra de cada categoría, la categoría de no delicada es una categoría de compra más frecuente que
delicada lo que según Howard y Sheth (1969) que sugieren que la tendencia a comprar frecuentemente conduce a
procesos de decisión repetidos, estimulando la inercia. En nuestro caso no podemos contrastar esta hipótesis debido a la
falta de información sobre las visitas a los establecimientos.
7
Si no consideramos las compras de los mismos hogares en ambas categorías, las diferencias o similitudes podrían deberse
no a las diferencias de comportamiento sino al comportamiento diferencial de los hogares que compran sólo alguna de
las categorías.
5
J.M. LABEAGA, N. LADO Y M. MARTOS
datos de scanner proporcionados por ACNielsen. Existen 1.095 hogares que compran ambas
categorías, en un total de 29.459 episodios de compra, de los cuales 5.316 corresponden a la compra
de la categoría de detergente para prendas delicadas y 24.143 corresponden a la compra de la categoría
de detergente para prendas no delicadas. Tal y como ya hemos descrito, el gasto medio en la categoría
de no delicada es de 60,30 € casi el doble que en el caso de delicada que es de 30,62 €. La frecuencia
de compra en el caso de delicadas toma un rango de (1,90) con una media en 14 episodios y mediana
en 8 episodios por hogar. Rango muy superior en el caso de no delicada que se sitúa de (5, 187) con
una media en 33 episodios y una mediana en 27.
Se necesita inicializar las variables de lealtad o las variables de preferencia. Proponemos dos
variables de lealtad: la variable de lealtad de G&L que confunde el estado de dependencia y la
heterogeneidad observable en las preferencias (loye) y una variable de lealtad que se separa en dos
variables; el estado de dependencia y la heterogeneidad observable de las preferencias (las variables de
lealtad propuestas por L&R, prefer y last)
Con el fin de inicializar estas variables se ha tomado las ocasiones de compras realizadas por los
hogares a lo largo del primer año de la muestra, realizando la estimación en las ocasiones de compra
del segundo año de compra y eliminado sólo a aquellas familias que no tenían observaciones en el
periodo de inicialización. Las cuotas de mercado de las marcas de distribuidor en la categoría de
delicada representan el 38 por ciento del mercado frente al 21 por ciento en el caso de la categoría de
no delicada.
Con respecto a la constante de suavizado incluida en la variable de lealtad de G&L, hemos tomado
un valor de 0,7 siguiendo lo sugerido por Lattin (1987).
La especificación de los modelos se completa además de con el uso de una variable de lealtad, de
entre las dos variables propuestas, con la inclusión de todos los determinantes sociodemográficos y de
comportamiento de compra considerados como relevantes en estudios previos (Gupta y Chintagunta,
1994; y Seetharaman, Ainslie y Chintagunta, 1999). La definición y formulación de todas las variables
incluidas se muestran en el Apéndice (A.1).
El interrogante planteado por Seetharaman, Ainslie y Chintagunta (1999) de si los hogares con
altas preferencias o lealtades por las marcas privadas o de distribuidor en una categoría también tienen
altas preferencias por las marcas privadas o de distribuidor en otras categorías (es una especie de
hipótesis de consistencia o coherencia en la elección que se observa que los consumidores realizan).
Este interrogante, junto a la importancia que han adquirido las marcas privadas o de distribuidor en los
mercados, se toma como referencia a la hora de definir la variable dependiente en el modelo logit y
establecer las alternativas del modelo, el indicador yij, tomará el valor 1 cuando el hogar “i” compre
alguna de las marcas privadas o de distribuidor (MD) que existen en cada categoría siendo esta una de
las alternativas y 0 en caso de considerar el resto de marcas, que son las marcas nacionales o de
fabricante y que suponen la otra alternativa.
En el Apéndice (A.2) se recogen los resultados de la estimación de los modelos logit de las
variables de lealtad en ambas categorías. Los modelos: Modelo a y Modelo b sólo se diferencian en
sus especificación en la variable de lealtad que han incluido. La variable definida por G&L, “loye”,
que no distingue las distintas razones de la heterogeneidad (Modelo a), y las variables de L&B que
distinguen entre heterogeneidad en las preferencias “prefer” y estado de dependencia “last” (Modelo
b).
Los coeficientes estimados en modelos de elección discreta proporcionan información cualitativa
relevante pero no completa si se pretende evaluar los efectos de las variables explicativas sobre la
decisión de compra de un producto. La razón es que en un modelo no lineal de estas características, es
necesario evaluar la probabilidad del suceso que se pretende explicar a distintos valores de las
variables explicativas para calcular su efecto (en probabilidad) sobre la decisión a tomar por los
consumidores (ver, por ejemplo, Greene 2000). Estas valoraciones, que sirven para paliar esta
deficiencia son conocidas como efectos marginales, que muestran el efecto de las X en las alternativas
de elección y para el modelo estimado previamente están expuestas en la Tabla 1. Los efectos
marginales nos muestran cómo cambia la probabilidad de elegir la marca privada o de distribuidor
frente a las marcas nacionales cuando se producen cambios infinitesimales en las variables predictivas.
Cuando se trata de una variable explicativa ficticia, el cambio infinitesimal se entiende como pasar de
0 a 1 o viceversa. De esta forma, un efecto marginal aproxima las elasticidades de probabilidad que el
6
LEALTAD A LA MARCA DE DISTRIBUIDOR: EVIDENCIAS PARA EL MERCADO ESPAÑOL DE DETERGENTES.
modelo calcula. Estos resultados son interesantes para derivar recomendaciones sobre las estrategias
de marcas que los gestores deben seguir en aras de mantener a sus clientes. Y son los efectos
marginales los que nos van a servir para validar las hipótesis propuestas.
Si tomamos en cuenta los efectos marginales de las variables en el caso del Modelo a, nos
encontramos que un incremento de la lealtad “loye” hacia las marcas privadas o de distribuidor tiene
un efecto positivo sobre la probabilidad de elegirlas en sustitución de las marcas nacionales, en ambas
categorías, lo que nos lleva a no poder rechazar el cumplimiento de H1.
En relación con H2, observamos que el efecto del incremento de la lealtad en la probabilidad de
elegir la MD es muy superior en el caso de la categoría de delicada frente a no delicada por lo que no
es posible rechazar H22 y, por tanto, rechazamos H21.
Observando los resultados obtenidos en el Modelo b, encontramos que un aumento en las
preferencias “prefer” hacia las MD suponen un efecto positivo en la probabilidad de elegir esas
marcas en el futuro en ambas categorías, lo que también nos conduce a no poder rechazar a niveles
estándar de significación la hipótesis nula H1. Al igual que en el modelo anterior el efecto de la lealtad
en la categoría de detergente para prendas delicadas es superior que en la categoría de no delicadas lo
que confirma el rechazo de H21 y la imposibilidad de rechazo de H22
Finalmente, el estado de dependencia “last”, que también está incorporada con la variable de
lealtad en el modelo b, refleja la influencia en la elección actual de la elección pasada. Esta variable no
es significativa en el caso de la categoría de delicada aunque si aparece como significativa en no
delicada, mostrando que el efecto de la decisión pasada es muy pequeño y de signo negativo lo que
indicaría una cierta búsqueda de variedad con respecto a la última elección tomada.
4. Conclusiones
El objetivo de este artículo es evaluar si existe lealtad o preferencia hacia las marcas de
distribuidor en el mercado español de detergentes y ver si existe un comportamiento diferencial en las
categorías de detergentes para prendas delicadas y no delicadas.
Del análisis realizado se puede concluir que se produce en ambas categorías un comportamiento
de elección de marcas de distribuidor o privadas que indica la repetición de elección de esas marcas
por parte de los hogares. Lo que viene a mostrar que el incremento que se ha venido observando de las
cuotas de mercado de las marcas privadas o de distribuidor se ha trasladado a un comportamiento de
lealtad hacia esas marcas de distribuidor. Situación que se da en ambas categorías de detergentes. Por
otro lado, hemos observado que la lealtad en el caso de prendas delicadas es superior que en el caso de
no delicada lo que indica que en el riesgo de compra ha pesado más el efecto de las malas
consecuencias de la decisión que el riesgo que supone realizar un mayor gasto medio en la categoría
de producto, esto nos viene a indicar como ya anticipábamos que la lealtad es un fenómeno que varia
según las categorías y que esto se mantiene también para el caso de las marcas privadas o de
distribuidor.
Finalmente, encontramos signos de heterogeneidad inobservable de los hogares, p.e; los
coeficientes específicos de marca son significativos en los modelos. Como líneas de investigaciones
futuras se señala mejorar el desempeño de los modelos al controlar la heterogeneidad inobservable
Ailawadi, Gedenk y Heslin, 1999). Así como se pretende generalizar los resultados obtenidos usando
varias categorías de producto.
7
J.M. LABEAGA, N. LADO Y M. MARTOS
APÉNDICE
A.1.
Variables
Las variables incluidas en la especificación de los modelos pueden ser agrupadas en las siguientes 5 categorías:
(1) Variables de Marketing-mix:
“Precio” que es el precio de venta del producto definido como precio por kilogramo de producto8.
(2) Variables sociodemográficas:
“Fnumero” recoge el tamaño de la familia, tomando valores de 1 a 5, estando agrupadas bajo el valor de 5 las familias con 5
y más miembros.
“Clase social” es una variable ficticia que toma valor 0 en caso de hogares considerados de clase social media-baja y valor 1
en el caso de que el hogar sea clasificado de clase social alta, media-alta y media.
“Activa1” variable ficticia donde el valor 1 identifica a familias en las que el ama de casa trabaja.
(3) Variables de comportamiento de compra:
“Grancon” es una variable ficticia que toma el valor 1 si el gasto del hogar en la categoría durante el periodo de análisis es
superior al gasto medio de los hogares, tomando como media de gasto la media de compra en la categoría, y toma el valor 0
en caso de que el gasto medio del hogar sea inferior a la media de gasto de los hogares.
(4) Variables de lealtad.
Guadagni y Little, 1983, p 216 :
La construcción y definición de la variable de lealtad es la siguiente:
“Loyehit”= λ Loyehit-1 + (1-λ) Ihit, donde Loyehit es la lealtad del consumidor h a la marca i en la ocasión de compra t y Ihit es
una variable ficticia, que toma el valor 1 si la marca comprada en la ocasión de compra t-1 es la marca i y toma el valor 0 en
otro caso.
Por tanto, la variable de lealtad se toma como una suma exponencial ponderada de las compras pasadas, tratadas como
variables 1 y 0. Para inicializar esta variable se toma Loyehi1= λ si la marca i fue la primera compra de la familia y para las
marcas no compradas se toma (1-λ)/ (número de marcas – 1), de este modo se asegura que la suma de lealtades a través de las
marcas para una familia toma el valor de 1.
Lattin y Bucklin (1989):
“Preferhi”: mide la preferencia del consumidor ”h” a la marca “i”, medida por la proporción de ocasiones de compra en las
que el consumidor “h” selecciona la marca “i” durante un periodo de inicialización. Por tanto, este término, que es constante
a lo largo del tiempo, es diseñado para capturar la heterogeneidad observable en las preferencias a través de los
consumidores.
“Lasthit” es una variable ficticia que mide el impacto relativo del comportamiento de compra reciente que refleja si la compra
pasada del consumidor “h” en la ocasión “t-1” fue la marca “i” o no lo fue. 9
(5) Retardos de promoción (Guadagni y Little, 1983; Lattin y Bucklin 1989):
“Promo1hit”, mide el impacto relativo del comportamiento de compra reciente en promoción, medido por el hecho de que la
última compra de la marca “i” estuviera en promoción en la ocasión “t-1”
“Promo2hit”, refleja si la penúltima compra de la marca “i” estaba en promoción en la ocasión “t-2”.
A.2.
Estimación de un modelo logit modelizando la lealtad según G&L (modelo a) y L&B (modelo b)
tomando como alternativas las marcas de distribuidor frente a las marcas nacionales para
familias que compran ambas categorías
Modelo a
Modelo b
Delicada
No delicada
Delicada
No delicada,
(Y=1, 38,04;
Y=0, 61,96)
(Y = 1, 21,37;
Y = 0, 78,63)
(Y= 1, 38,54;
Y= 0, 61,46 )
(Y=1, 21,30;
Y=0, 78,70)
Categorías
Frecuencia
observada
Loye
1,59
(0,33)
3,14
(0,16)
8
La naturaleza de los datos sólo nos permite conocer los precios de venta de las marcas que se compran. No se tiene
información sobre publicidad ni tampoco está disponible la reducción de precio en caso de que la marca esté en
promoción.
9
Es la variable de retardo de compra propuesta por Jones y Landwehr (1988).
8
LEALTAD A LA MARCA DE DISTRIBUIDOR: EVIDENCIAS PARA EL MERCADO ESPAÑOL DE DETERGENTES.
4,79***
20,04***
Prefer
Last
Logverosimilitud
Nº observaciones
Nº parámetros
Pseudo R2
-706
2.537
9
0,5811
-2.836
11.734
9
0,5341
0,93
(0,25)
3,66***
-0,10
(0,18)
-0,55
2,96
(0,12)
25,04***
-0,28
(0,09)
-3,06***
-612
2.281
10
0,5969
-2.601
11.699
10
0,5707
Notas:
1. La variable dependiente (Y) toma el valor 1 cuando los hogares eligen las marcas de distribuidor y el
valor 0 cuando los hogares eligen marcas nacionales.
2. En los cuadros aparecen el valor de los coeficientes y entre paréntesis aparece el valor de
la desviación estándar, en la siguiente línea aparece el estadístico t para un valor de
significación del 0.05 (* p<0,10, **p<0,05 y ***p<0,01)
3. Pseudo R2= 1-(LogLNR/ LogLC), donde LogLNR es el logaritmo del valor de la función de
máxima verosimilitud del modelo completo y LogLC es el logaritmo del valor de la función
de máxima verosimilitud del modelo que sólo incluye como variables explicativas las
constantes del modelo.
4. En la estimación del modelo se han usado las variables mostradas en el apéndice (A.1)
TABLAS
Tabla 1.
Efectos marginales del modelo logit modelando la lealtad según G&L (modelo a) y L&B (modelo
b) tomando como alternativas las marcas de distribuidor frente a las marcas nacionales para
familias que compran ambas categorías
Modelo a
Modelo b
Delicada
No delicada
Delicada
No delicada
Pr(MD)= 0,12
Pr(MD)= 0,02
Pr(MD)= 0,13
Pr(MD)= 0,02
0,17
(0,04)
0,06
(0,01)
0,10
(0,03)
-0,01
(0,02)
0,05
(0,01)
-0,01
(0,002)
Categorías
Probabilidad
estimada
Loye
Prefer
Last
Notas:
1. En el cuadro aparecen el valor del estadístico y entre paréntesis el valor de la
desviación estándar.
2. En la estimación del modelo se han usado las variables mostradas en el apéndice
(A.1)
9
J.M. LABEAGA, N. LADO Y M. MARTOS
Referencias bibliográficas
AAKER, D. A. 1991. Managing Brand Equity: Capitalizing on the Value of a Brand Name. New York: The Free Press.
AILAWADI, K.L., GEDENK K., NESLIN S.A. (1999). ''Heterogeneity and Purchase Event Feedback in Choice Models: An
empirical Analysis with Implications for Model Building.'' International Journal of Research in Marketing 16, 177-198.
AILAWADI, K.L., GEDENK K., NESLIN S.A. (2003). “Understanding Competition Between Retailers and Manufactures:
An Integrated Analysis of Store Brand and National Brand Deal Usage” Working Paper, Truck School of Business at
Dartmouth.
AINSLIE. A. y ROSSI P.E. (1998). “Similarities in Choice Behavior Across Product Categories.” Marketing Science 17 (2):
pgs 91-106.
ALLENBY, G.M y ROSSI P.E (1991). ''Quality Perceptions and Asymmetric Switching Between Brands.'' Marketing
Science 10 (3):185-204.
BATRA, R. y SINHA, I. (2000) “Consumer-Level Factors Moderating the Success of Private Label Brands”, Journal of
Retailing, 76(2), 175-191.
BEN-AKIVA, M. y LERMAN S.R. (1985). Discrete Choice Analysis: Theory and Application to Travel Demand.
Cambridge. MA: MIT Press.
BURTON, S., LICHTENSTEIN, D.R, NETEMEYER, R.G y GARRETSON, J.A (1998). “A Scale for Measuring Attitude
Toward Private Label Products and an Examination of its Psychological and Behavioral Correlates.” Journal of the Academy
of Marketing Science 26 (4): 293-306.
CHAUDHURII, A. y HOLBROOK, M.B. (2001). “The chain of Effects from Brand Trust and Brand Affect to Brand
Performance: The Role of Brand Loyalty.” Journal of Marketing 65 (April): 81-93.
CORSTJENS, M y LAL, R. (2000). “Building Store Loyalty Through Store Brands”. Journal of Marketing Research 37
(Agosto).
DICK, A. y BASU, K. (1994). “Customer Loyalty: Toward an Integrated Conceptual Framework”. Journal of the Academy
of Marketing Science 22 (2): 99-113.
DICK, A, JAIN A. y RICHARDSON P. (1996) “How Consumer Evaluate Store Brands”. The Journal of Product and Brand
Management, 5 (2): 19.
ERDEM, T. 1996. ZHAO, Y. y VALENZUELA, A. (2004). “Performance of Store Brands: A Cross-Country Analysis of
Consumer Store Brand Preferences, Perceptions, and Risk”. Journal of Marketing Research 41, 1: 86..
GREENE, W. H. (2000). Econometric Analysis. Cuarta Edition. Upper Saddle River. NJ; Prentice-Hall.
GUADAGNI, P. M. y LITTLE, J.D. (1983). “A Logit Model of Brand Choice Calibrated on Scanner Data.” Marketing
Science 2 (3): 203-238.
GUPTA, S. y CHINTAGUNTA, P.K. (1994). “On Using Demographic Variables to Determine Segment Membership in
Logit Mixture Models.” Journal of Marketing Research 31 (February): 128-136.
HOWARD, J. A. y SHETH, J.N. (1969). The Theory of Buyer Behavior. New York: John Wiley & Sons.
JACOBY, J. y CHESTNUT, R.W. (1978). Brand loyalty: Measurement and Management. New York: John Wiley & Sons.
STEENKAMP J-B. E.M y DEKIMPE, M.G. (1997). “The Increasing Power of Store Brands: Building Loyalty and Market
Share.” Long Range Planning 30 (6): 917-930.
JONES, M.J. y LANDWEHR, J.T. (1988). “Removing Heterogeneity Bias from Logit Model Estimation.” Marketing
Science 7 (Invierno): 41-59.
KAHN, B.E, KALWANI, M.U y MORRISON, D.G. (1986). “Measuring Variety-Seeking and Reinforcement Behaviors
Using Panel Data.” Journal of Marketing Research 23 (Mayo): 89-100.
KAPFERER, J-N y LAURENT, G. (1993). “Further Evidence on the Consumer Involvement Profile: Five Antecedents of
Involvement.” Psychology & Marketing 10 (4): 347-355.
KEANE, M.P. (1997). “Modeling Heterogeneity and State Dependence in Consumer Choice Behavior.” Journal of Business
and Economic Statistics 15 (3): 310-27.
KIM, J, ALLEMBY, G.M y ROSSI, P.E. (2002). “Modeling Consumer Demand for Variety.” Marketing Science 21
(Summer): 229-250.
KOTLER, P., ARMSTRONG G., SAUNDERS J., WRONG V., MIGUEL S., BIGNÉ E y CÁMARA D. (2000).
Introducción al Marketing. Segunda Edición Europea, Prentice Hall Europe,
KOTLER P. y ARMSTRONG G. (2001). Principles of Marketing. Novena Edición, Prentice-Hall, Inc., Upper Saddle River,
New Jersey .
10
LEALTAD A LA MARCA DE DISTRIBUIDOR: EVIDENCIAS PARA EL MERCADO ESPAÑOL DE DETERGENTES.
KRISHNAMURTHI, L y RAJ, S.P. (1988) “A Model of Brand Choice and Purchase Quantity Price Sensitivities ” Marketing
Science 7 (Invierno): 1-20.
LATTIN, J M. (1987). “A Model of Balanced Choice Behavior.” Marketing Science 6 (Invierno): 48-65.
LATTIN, J M. y BUCKLIN, R.E. (1989). “Reference Effects of Price and Promotion on Brand Choice Behavior.” Journal of
Marketing Research 26 (Agosto): 299-310.
LAURENT G y KAPFERER J-N. (1985). “Measuring Consumer Involvement Profiles.” Journal of Marketing Research 12
(Febrero): 41-53.
MADDALA, G. S. (1983). Limited-dependent and Qualitative Variables in Econometrics. Cambridge University Press.
McALISTER, L. (1982). “A Dynamic Attribute Satiation Model for Choices Made Across Time”, Journal of Consumer
Research 9 (Septiembre): 141-50.
McFADDEN, D. (1973). Conditional Logit Analysis of Qualitative Choice Behavior. Chapter Four In P. Zarembka (ed.),
Frontiers in Econometrics, 105-142. Academic Press, New York.
MARKETING LETTERS. (1999). Special Issue on Choice Modelling. 10 (3).
MARKETING LETTERS.(2002). Special Issue on Choice Modelling. 10 (3).
MEDINA, O, MÉNDEZ J.L y RUBIO N. (2001). “Calidad y Precio en las Marcas de Fabricante y Marcas de Distribuidor:
Evidencias Empíricas” Revista Española de Investigación en Marketing ESIC 5 (1y 2): 81-124.
MEHTA, N, RAJIV S. y SRINIVASAN K. (2001). “Active versus Passive Loyalty: A Structural Model of Consideration Set
Formation.” Review of Marketing Science. Working Paper Series 1 (Noviembre).
MELLENS M., DEKIMPE M.G y STEENKAMP. J.-B.E.M. (1996). "A Review of Brand-loyalty Measures in Marketing."
Tijdschrift Voor Economie in Management 41 (4): 507-533.
ORTEMEYER, G, LATTIN J.M y MONTGOMERY D.B. (1991). “Individual Differences in Response to Consumer
Promotions.” International Journal of Research in Marketing 8: 169-186.
SEETHARAMAN P.B, AINSLIE A. y CHINTAGUNTA, P.K. (1999). “Investigating Household State Dependence Effects
Across Categories.” Journal of Marketing Research 36, (Noviembre): 488-500.
SLOOT L, VERHOEF P.C y FRANSES P.H. (2002). “The Impact of Brand and Category Characteristics on Consumer
Stock-Out reactions.” Working Paper, Erasmus Research Institute of Management. Report Series Research in Management
11