口碑追加形式對購買意向的影響：口碑方向的調節作用*

2016-02-02 13:34:03陳毅文

心理學報 2016年6期

李信陳毅文

(1中國科學院心理研究所行為科學重點實驗室,北京 100101)(2中國科學院大學,北京 100049)

1 引言

隨著信息技術的發展,網絡購物越來越成為一種潮流,越來越多的消費者通過網絡購買自己需要的產品。與傳統購物相比,網絡購物獲得的產品信息相對較少,因而網絡口碑在網絡購物決策中發揮著重要的作用。現有口碑研究框架以Hovland,Janis和Kelley(1953)的信息傳遞理論為基礎,探討提供者特征、口碑特征、接受者特征對消費者態度的影響。很多研究者對網絡口碑特征進行研究,從口碑數量(Khare,Labrecque,&Asare,2011)、評分(Racherla&Friske,2012)、口碑內容方向性(Zhang,Craciun,&Shin,2010)和屬性(Park&Kim,2009)、內容與評分的一致性(Schlosser,2011)、口碑間的一致性(Khare et al.,2011)和口碑單面和雙面等方面探討其對購買意向相關變量的影響,然而較少對口碑信息結構進行探討。

近幾年中國網絡消費市場中C2C網站在口碑信息結構中設置了追加口碑,而在實際網絡購物中,消費者表示,在閱讀網上產品口碑時他們更偏愛追加口碑,更信任從追加口碑中獲得的信息,認為追加口碑對他們的決策更有指導意義。本研究以線索一致性理論和認知失調理論為基礎,從口碑追加形式這個角度入手,采用實驗研究探討C2C網站上口碑追加形式和口碑方向與購買意向之間的關系。本研究有望完善口碑特征相關研究,確立口碑信息結構在消費者感知口碑效應上的作用;在實踐上可以為商家更好的銷售商品和管理口碑提供建議,通過正確科學地認識追加口碑的作用,更大程度上發揮口碑作用,增加銷售額。

2 文獻綜述和研究假設

2.1 口碑方向與購買意向

傳統口碑(Traditional word of mouth)是通過口頭交流方式對產品或服務進行信息評價,從而進行人際溝通的行為(Arndt,1967)。網絡口碑(Electronic word of mouth)指公司或者消費者通過論壇、口碑網等網絡渠道和其他人分享產品和服務的觀點、想法和感受(Schindler&Bickart,2005),如豆瓣上的口碑,電子商務網站的口碑等。網絡口碑的分布范圍廣泛,不僅在博客、論壇、口碑網站和商品網站上,還經常出現在電子公告、新聞組和社交網站上(Cheung&Lee,2012)。與傳統口碑相比,網絡口碑的靈活性更強,傳播速度更快(Park&Lee,2009);交流信息保存的時間更長久,可接受性更高(Park&Kim,2009);便于開展測量和研究(Cheung&Lee,2012);但是口碑的內容需要篩選和分析(Cheung&Thadani,2012)。

口碑按照指向可以分為中立口碑、正向口碑和負向口碑。中立口碑指內容沒有明確指向的口碑,由于消費者更偏好有指向性的信息,因而正向和負向口碑的有用性高于中立口碑(Purnawirawan,De Pelsmacker,&Dens,2012)。正向口碑指關于商品和服務的口碑指向是正向的,反之負向口碑指向內容是負向的。很多研究者熱衷于對口碑的指向進行研究,并得出較為一致的結論：負向口碑作用大于正向口碑。Park和Lee(2009)發現負向口碑更容易喚起消費者的風險意識和不確定性,其影響大于正向口碑。Chakravarty,Liu和Mazumdar(2010)發現消費者對電影進行評價時,負向口碑的作用大于正向口碑。Yang和Mai(2010)研究網絡游戲時發現消費者在口碑網站搜尋信息時,產品負向口碑比正向口碑對消費者的影響更大。Verhagen,Nauta和Felberg(2013)發現報告負向口碑的人會減少重復購買意向,增加品牌轉換意向。然而還有另外的研究發現負向口碑的作用并不總是大于正向口碑。Vermeulen和Seegers(2009)通過研究旅館口碑發現正向口碑對消費者行為存在積極作用,可以提升對旅館的態度;但是負向口碑對消費者行為的影響相對較小。如果消費者對產品質量的信任度很高,負向口碑的作用也可以被減弱(Yang&Mai,2010)。

口碑所包含的正向和負向信息的全面性也會影響口碑作用。Mudambi和Schuff(2010)提出包括產品正負兩方面信息的口碑感知有用性更高。Schlosser(2011)發現口碑的單雙面和評分的匹配性也影響著口碑效應,當評分為中等時,雙面口碑比單面口碑更有用;當評分極端時(高分或低分),單面口碑比雙面口碑更有用。

口碑方向影響購買意向。購買意向指消費者發生購買行為的可能性,購買意向可以有效預測實際購買行為,購買意向越強,實施購買行為的可能性越大(Cheung&Thadani,2012)。產品按照不同功能屬性可以分為促進定向產品和預防定向的產品,前者是增加生活樂趣的產品;后者是保障生活安全的產品。產品類型調節口碑方向對說服力的影響,當評價促進定向目標產品時,認為正向口碑比負向口碑更有說服力,當評價預防定向目標產品時,認為負向口碑比正向口碑更有說服力(Zhang et al.,2010)。Chakravarty等人(2010)發現較少去電影院的消費者更容易被負向口碑說服,而電影院的常客受負向口碑的影響較小。單面口碑與極端評分的匹配說服力更強(Schlosser,2011)。Sun(2012)提出影響購買意向的不是單個的評分,而是產品評分的分布范圍。研究發現產品評分的平均分和標準差對購買意向產生影響,產品平均分低的產品,標準差高,增加利潤。產品平均分高,標準差高會讓搖擺不定的消費者離開,減少利潤。口碑數量調節口碑方向對購買意向影響,口碑數量多時,口碑得分越高,口碑可信度越高,購買意向越強;相反,口碑數量少時,口碑得分高,口碑真實度降低,購買意向降低(Park,Gu,&Lee,2012)。

2.2 追加形式與購買意向

追加口碑是淘寶網和天貓商城的一種口碑呈現方式,當交易成功且買方(口碑提供者)單方評價后即可追加口碑,追加口碑開放時間為交易成功后的180天之內,買方將有一次追加口碑的機會,僅限追加口碑,不能進行好中差評及店鋪動態評分,賣家也會隨之多一次解釋機會,追加口碑無法進行修改或者刪除。一般而言,追加口碑是消費者使用產品一段時間后的心得體驗,因而追加口碑中的正向口碑和負向口碑都很受關注。

Cacioppo和Petty(1984)提出精細加工可能性模型(Elaboration Likelihood Model,ELM),認為個體態度改變依賴雙重加工途徑,中心途徑和外周途徑。當消費者對于商品信息了解詳盡時,精細加工的可能性較高,更多的運用中心途徑,認真考慮和綜合產品本身各項特征來作出決策。但在網絡購物環境下,網絡提供的商品信息有限,大多數消費者獲得產品本身信息較少,精細加工可能性較低,更多的依賴外周加工,如信息源可信度、銷售量和評價數量等進行信息處理。

人們在購買商品時,口碑是一種重要的信息源,口碑包括原口碑和追加口碑。追加口碑是消費者額外付出的口碑活動,包含使用經驗更豐富,是對產品更全面、更可靠的認識。從形式上決定其可信度高于原口碑。Park和Lee(2009)提出來自于高聲譽網站的口碑信息,可信度更高,對決策更有用;有研究表明信息來源可信度越高,感知有用性越高,信息對決策的影響更大(Filieri,2014)。追加口碑代表消費者更多的使用經驗和用戶體驗,有助于提供更全面的信息,因而我們推測追加口碑更可靠,對購買決策的影響力更大,有用性更高。

H1：追加形式影響消費者感知口碑的有用性,閱讀有追加的口碑組時消費者感知到的口碑有用性更高。

Maheswaran和Chaiken(1991)的線索一致性理論(Cue Consistency Theory)認為相對于不一致的信息,一致性信息對質量判斷更有用。如果呈現口碑方向一致的信息,信息對產品質量感知更有參考價值,說服效果會增強。Jiménez和Mendoza(2013)也認為信息一致性影響購買意向。因此我們推測：當原口碑方向為正向時,追加與原口碑方向一致(正向)的口碑信息時,偏好會增強;當原口碑方向為負向時,追加與原口碑方向一致(負向)的口碑,信息對決策的影響更大。具體而言,正向口碑的匹配會提升口碑的積極效果,購買意向相對于不追加組顯著上升;負向口碑的匹配會增強口碑的消極效應,購買意向相對于不追加組顯著下降。

人們總是偏好一致性信息(Osgood&Tannenbaum,1955),當面對不一致信息時,個體傾向于改變對信息內容的評價或改變對信息源評價,達到減少不一致的目的(Festinger,1962)。認知失調理論(Theory of Cognitive Dissonance)認為個體發現不一致信息時,會感受到心理沖突和緊張不安,希望通過態度或行為改變減少這種不一致。產品質量的研究表明,當呈現不一致產品信息時,個體態度會發生改變(Miyazaki,Grewal,&Goodstein,2005)。當面對原口碑與追加口碑不一致的情況,人們為了減少不一致,會改變對于信息源的評價,認為追加口碑信息源可信度更高,其信息內容對決策影響更大。因此我們推測：當原口碑方向為正向,追加不一致(負向)信息,由于追加口碑信息影響更大,負向的追加口碑效應超過正向的原口碑,因而偏好被削弱,購買意向相對于不追加組下降;當原口碑方向為負向,追加不一致(正向)信息,消極效應會降低,購買意向相對于不追加組會上升。綜上所述,我們提出：

H2.口碑方向調節追加形式對購買意向的影響。當閱讀正向口碑時,正追正組(原正向口碑追加正向口碑)的購買意向顯著高于正不追組和正追負組,正不追組購買意向顯著高于正追負組。當閱讀負向口碑時,負追正的購買意向顯著高于負不追組和負追負組,負不追組顯著高于負追負組。

H3.口碑方向調節追加形式對推薦意向的影響。當閱讀正向口碑時,正追正組的推薦意向顯著高于正不追組和正追負組,正不追組顯著高于正追負組。當閱讀負向口碑時,負追正組的推薦意向顯著高于負不追組和負追負組,負不追組顯著高于負追負組。

2.3 其它因素對購買意向的影響

口碑數量影響購買意向,口碑數量作為商品評價的次要線索,可以影響即時銷售額(Duan,Gu,&Whinston,2008),增加口碑積極效應,減少不確定性,緩解購買風險,影響消費者對網上口碑的評估(Khare et al.,2011;Park&Kim,2009),尤其對低專業人員的購買意向影響較大(Park&Kim,2009)。口碑呈現形式影響購買意向,Jin(2009)提出在互動營銷中卷入度調節口碑呈現形式對購買意向的影響,呈現聲音信息可以提高高卷入度消費者的購買意向;但對于低卷入度消費者沒有顯著影響。產品銷售量正向影響購買意向(Khare et al.,2011),品牌熟悉度調節口碑方向對購買的影響(Racherla&Friske,2012),品牌與自身信念的一致程度可以預測購買意向(Bian&Forsythe,2012)。本研究在實驗操作中對以上變量進行控制,控制口碑數量一致,評分一致,銷售量一致,統一呈現文字口碑,未設置品牌信息。

調節定向理論將自我調節系統分為促進定向和預防定向,促進定向的個體追求成就和進步,關注積極結果;而預防定向個體追求安全和保障,關注消極結果。Florack,Ineichen和Bieri(2009)提出同時呈現正向和負向信息,預防定向個體對負面信息更敏感,對產品評價低于促進定向個體,購買意向更低。氣質性樂觀是一種穩定的人格特質,是人們對未來美好結果的總體期望,具有跨時間和情境的一致性(Scheier,Weintraub,&Carver,1986)。姚琦等的研究發現促進定向個體與樂觀和悲觀存在顯著相關,高促進定向個體更傾向于樂觀,低促進定向個體更傾向于悲觀,因而消費者的樂觀性與悲觀性可能對消費者購買意向產生一定的影響。本研究將調節定向和氣質性樂觀作為控制變量。

2.4 滿意度的中介作用

顧客滿意度指顧客對產品和服務滿足其需要和期望水平的評估,指顧客對之前購物經歷的滿意程度(Bai,Law,&Wen,2008)。以往研究將滿意度看成消費者在購買商品或服務之后所產生的一種不確定性、遺憾或快樂等情緒狀態,而本研究中將滿意度看成一種態度(Tudoran,Olsen,&Dopico,2012),指消費者在購買前,通過整合產品性能特征信息形成的對產品的態度。

追加口碑內容上是對產品使用效果的體驗,信息源可信度高。如果追加正向口碑,這種滿意的產品經驗會使消費者對產品的評價上升,形成對產品較好的印象,因而對產品的滿意度也相應上升。反之,如果追加負向口碑,則這種不滿意的產品經驗會使消費者對產品的評價下降,相應的對產品產生懷疑,對產品的滿意度也相應下降。因此我們推測追加口碑和原口碑方向一致性影響滿意度。另一方面。顧客滿意度對購買意向有顯著影響(Kuo,Wu,&Deng,2009;Mittal&Kamakura,2001),Bai等人(2008)發現可以通過提高消費者的滿意度影響購買意向。當消費者滿意度水平較高時,購買的意向也會上升。

綜上所述,追加形式和口碑方向的交互作用可能影響購買意向,也可能影響滿意度,那么滿意度是否在追加口碑對購買意向的影響中發揮中介作用,目前尚不清楚。因此我們提出的研究假設如下：

H4.有中介的調節模型：追加形式與口碑方向的交互作用通過滿意度的中介作用,進而影響購買意向。

研究框架如圖1所示：

圖1 研究框架圖

3 先導研究

本研究的先導研究包括兩部分,第一是選出網上購買智能手機時需要考慮的手機屬性;第二是篩選購買智能手機時重點考慮的屬性,并將其組合成口碑,轉向,形成包含重要屬性的正向與負向的口碑,從而形成正式的實驗材料。

3.1 先導研究1——智能手機所需屬性篩選

本研究選定的產品是智能手機,主要基于以下3個標準：(1)在大學生中使用率較高,在網絡購買中比較謹慎,比較重視參考網絡口碑信息。(2)產品屬性比較明確,有利于消費者將口碑體驗遷移到自身的購物體驗中。(3)包含屬性較多,有利于在口碑信息中嵌入。為了提取智能手機的屬性評價要素,研究者首先從淘寶網、天貓商城和京東商城中找出真實的產品口碑,每個網站選取100條,一共300條口碑。然后對口碑進行分類,同義整合,確立了包括手機屏幕、外形、攝像頭、電池、性價比等在內的屬性。為避免負面效應,所有項目均采用正向方式描述;為保證被試看完所有項目,指導語中寫到“請逐條閱讀下列句子,在您認為重要的句子前面的括號劃“√”,需要注意的是這些可選擇的句子個數沒有限制”。通過隨機編排文本,最終形成了42道題目的智能手機屬性評價要素問卷。被試選擇的記為“1”,未選擇的記為“0”,最終按照分數高低進行篩選。

50名大學生參與調查。調查中,研究者先詢問被試是否愿意抽出時間填寫問卷,在征得被試同意后,將問卷遞給被試,同時讓被試挑選小禮品,保證了被試的主動性和積極性。男生和女生各25名,平均年齡21.44歲(

=1.73),平均使用智能手機時間2年(

=1.58)。被試選擇手機屬性數量沒有顯著性別差異(

=19.32,

=18.96,

(48)=0.16,

=0.878)。調查得出在購買智能手機時需要考慮屏幕色彩、系統流暢度和播放器音質等21個屬性。

3.2 先導研究2——智能手機重要屬性篩選

根據先導研究1篩選的屬性,通過隨機編排,形成了21道題的智能手機重要屬性篩選問卷。問卷要求被試選出最重要的5個項目,并按照重要性大小進行排序,以便篩選出消費者在選擇智能手機時最重視的屬性。排名第一的記為1,第二的為1/2,第三的為1/3,第四的為1/4,第五的為1/5,沒有選擇的記為0,最后按照分數高低進行篩選。

實驗流程與預實驗1相似,有50名大學生參與調查,其中男女生各25名,平均年齡20.88歲(

=1.69),平均使用智能手機時間2.50年(

=1.56)。調查確定了消費者選擇智能手機時最看重的系統流暢性、性價比和款式等12個屬性。前人研究發現消費者購物時參考是5～10條口碑(Purnawirawan et al.,2012),按照各個屬性的得分,將12個屬性整合成6條口碑。各口碑得分(

=16.12,

=3.91)。將各口碑反向,形成了正向和負向各6條口碑。結合各口碑涉及的屬性和購物網站上的真實口碑,我們對口碑進行了修改,以保證其“原汁原味”。Racherla和Friske(2012)發現口碑長度會影響消費者對口碑效果的感知,合成后的口碑長度(字數)正向(

=36.83,

=3.76),負向(

=36.83,

=4.62),

(10)<0.01,

=1.000,差異不顯著。

4 正式實驗

4.1 研究設計

本研究的自變量是網絡口碑方向和追加形式,形成了2(口碑方向：正向vs.負向)×3(追加形式：不追加vs.追加一致vs.追加不一致)的組間設計;因變量是感知有用性,購買意向和推薦意向;中介變量是滿意度;控制變量是調節定向(促進型、預防型)和氣質性樂觀(樂觀性、悲觀性)。

母親大概是被他太長時間的頹廢狀態氣壞了，脫口而出，“你看看你現在的樣子，人家好看的姑娘能跟你嗎？”許諾就是被這句話打敗了，他也就只配不好看的姑娘吧。于是，他妥協了，認命地接受了他的后半生。也有朋友調侃他，他跟丁小慧結婚，以后的人生簡直少奮斗二十年。

4.2 研究材料

在本研究中,為了排除其他因素對結果的影響,對口碑方向的設置、追加口碑的內容和位置、口碑時間、追加時間、機身顏色、手機套餐、評論者頭像、評論者用戶名均進行控制。正向和負向指口碑組的總體方向,正向口碑組由6條正向口碑組成;負向口碑組由6條負向口碑組成。追加口碑則指在原口碑之下增加新的口碑,根據序列位置效應(Purnawirawan et al.,2012),為了讓被試更大程度地注意到“追加口碑”這個刺激,在首尾和中間的3條口碑后追加口碑。追加一致指追加口碑與原口碑方向一致,如正向追加正向,負向追加負向。追加不一致指追加口碑與原口碑方向不一致,如正向追加負向,負向追加正向。為克服追加形式與追加內容混淆影響,我們控制追加口碑內容與原口碑內容包含屬性一致。此外為了避免時間差異對實驗結果造成影響,呈現材料中口碑時間限定在2013年04月16日20:42到22:32,每組中口碑的時間設置是一致的。追加口碑時間統一確定為“確認收貨后7天追加”。機身顏色全部設為“黑色”,手機套餐全部設置為“官方標配”。口碑的提供者頭像為系統默認圖像,提供者的名字為5個英文字母組成的無意義單詞。

為了避免價格、手機圖片等因素對消費者感知手機產生影響,實驗中只呈現口碑詳情部分,在指導語中采用假想場景,假設被試需要一款智能手機,現在需要通過閱讀口碑進行決策。口碑呈現在彩色打印并覆膜的A4圖片上,圖片仿照淘寶網的口碑詳情部分設計,在7組中對產品評價詳情部分進行操縱,操縱因素是口碑方向和追加形式。

4.3 被試

151名大學生參加實驗,11份由于填寫不全被篩除,有效數據140份,回收率92.7%,其中男性70名,女性70名,平均年齡為21.52歲(

=1.51),月可支配收入1347.08元(

=617.93),半年內網購次數12.95次(

=20.09),網購時間3.07年(

=1.52),使用智能手機時間2.26年(

=1.48)。

4.4 流程和測量工具

在實驗過程中,參與者首先看到實驗指導語：“歡迎您參與本次研究。假如您現在需要換一款智能手機,希望通過閱讀商品評論來獲得一些信息。下面將會呈現給您關于智能手機的產品評論,請您閱讀后回答一些問題,答案沒有對錯之分,請根據您的第一反應作答即可”,將被試隨機分到6組中閱讀實驗材料。

看完實驗材料后,參與者先填寫感知口碑有用性量表(Bailey&Pearson,1983),包括3個項目(我覺得這些評論有用,這些評論幫助我明確了對該手機的態度,這些評論幫助我做出了是否購買關于該手機的決定。α=0.73),然后填寫購買意向量表：我購買該手機的可能性是(請填寫一個從0到100%的概率);推薦意向量表(我會將該手機推薦給我的朋友)(Park&Kim,2009);滿意度量表(購買該手機后,我會很不滿意/滿意),除了購買意向量表,以上問卷均采用7點Likert量表。最后填寫特質性調節定向量表(α=0.67)(Florack et al.,2009),生活定向測驗?修訂版(LOT-R)量表(Scheier,Carver,&Bridges,1994)(α=0.57)和人口統計學信息。

4.5 結果

4.5.1 有用性分析

進行單因變量方差分析,追加形式和口碑方向作為自變量,因變量是感知口碑有用性。結果發現追加形式主效應不顯著,

(2,114)=0.77,

=0.468;口碑方向的主效應不顯著,

(1,114)=1.18,

=0.280,二者的交互作用不顯著,

(2,114)=1.02,

=0.363。各組在感知口碑有用性方面沒有顯著性差異。因此H1沒有得到支持。通過單樣本

檢驗可知,被試的總體有用性評分(

=4.93,

=1.14)大于量表中間值4(測量采用7點量表),且差異顯著(

(139)=9.64,

<0.01),說明被試普遍認為口碑的有用性較高,認為所呈現的口碑對于他們了解信息和作出決策是有用的。

4.5.2 購買意向分析

由于性別、年齡、年級、專業、月可支配收入、半年內網購次數、網購時間和使用智能手機時間與購買意向的相關均不顯著,控制變量調節定向,氣質性樂觀及二者分別與追加形式的交互作用對購買意向的影響均不顯著,感知有用性對購買意向沒有顯著影響,因而在后續分析中不再考慮這些變量的影響。

為檢驗追加形式和口碑方向對購買意向的影響,我們進行了兩因素方差分析(

=0.332),結果可得追加形式主效應顯著(

(2,114)=3.70,

=0.028,η=0.06),不追加組的購買意向(

=45.35)顯著高于追加不一致組(

=32.00),二者均與追加一致組(

=39.38)沒有顯著性差異;口碑方向主效應顯著(

(1,114)=36.77,

<0.001,η=0.24),正向組的購買意向(

=51.08)顯著高于負向組(

=26.73);二者的交互作用顯著,

(2,114)=6.19,

=0.003,η=0.10。進一步對調節作用進行分析,由圖2可得,在正向口碑組中,追加形式顯著影響購買意向,

(2,57)=10.71,

<0.001,η=0.27。不追加組 (

=63.50)與追加一致組的購買意向(

=55.50)不存在顯著性差異(

=0.226),正追正組購買意向顯著高于正不追組沒有得到支持。不追加組購買意向(

=63.50)顯著高于追加不一致組(

=34.25)(

<0.001),正不追組購買意向顯著高于正追負組得到支持。追加一致組購買意向(

=55.50)顯著高于追加不一致組(

=34.25)(

=0.002),正追正組購買意向顯著高于正追負組得到支持。在負向口碑組中,不追加組(

=27.20),追加一致組(

=23.25)和追加不一致組(

=29.75)的購買意向均沒有顯著性差異(

(2,57)=10.40,

=0.674),負追正的購買意向顯著高于負不追組和負追負組,負不追組顯著高于負追負組沒有得到支持。因此H2得到部分支持。

4.5.3 推薦意向分析

由于性別、年齡、年級、專業、月可支配收入、半年內網購次數、網購時間和使用智能手機時間與推薦意向的相關均不顯著,控制變量調節定向,氣質性樂觀及二者與追加形式的交互作用對推薦意向的影響均不顯著,感知有用性對推薦意向沒有顯著影響,因而在分析中不再考慮這些變量的影響。

同理,對消費者推薦意向進行方差分析(

=0.233),追加形式主效應不顯著(

(2,114)=2.86,

=0.061),口碑方向主效應顯著(

(1,114)=19.83,

<0.001,η=0.15),正向組的推薦意向(

=3.58)顯著高于負向組(

=2.40);二者的交互作用顯著,

(2,114)=4.56,

=0.012,η=0.07。進一步對調節作用進行分析,由圖3可得,在正向口碑組中,追加形式顯著影響推薦意向,

(2,57)=6.09,

=0.004,η=0.18。不追加組(

=4.30)與追加一致組(

=3.80)的推薦意向不存在顯著性差異(

=0.307),正追正組推薦意向顯著高于正不追組沒有得到支持。不追加組(

=4.30)顯著高于追加不一致組(

=2.65)的推薦意向(

=0.001),正不追組推薦意向顯著高于正追負組得到支持。追加一致組推薦意向(

=3.80)顯著高于追加不一致組(

=2.65)(

=0.021),正追正組推薦意向顯著高于正追負組得到支持。在負向口碑組中,不追加組(

=2.50),追加一致組(

=2.10)和追加不一致組(

=2.60)的推薦意向均沒有顯著性差異(

(2,57)=0.74,

=0.481),負追正組的推薦意向顯著高于負不追組和負追負組,負不追組顯著高于負追負組沒有得到支持。因此H3得到部分支持。

圖2 口碑方向與追加形式的交互作用對購買意向的影響

圖3 口碑方向與追加形式的交互作用對推薦意向的影響

4.5.4 追加效應分析

縱觀研究結果可知,一旦口碑組中出現負向口碑,則購買意向和推薦意向得分偏低。為了排除負面效應,進一步驗證追加效應,研究增加一組20人的設計(男女生各10人),實驗材料與正向追加負向組一致,但是不以追加形式呈現。結果發現組別的主效應顯著(

(6,133)=9.89,

<0.001,η=0.31),主效應分析可知未追加組購買意向(

=48.75)顯著高于正向追加負向口碑組(

=34.25),

=0.040,說明在購買意向上存在追加效應。同理,在推薦意向方面,組別的主效應顯著(

(6,133)=5.94,

<0.001,η=0.21),未追加組(

=3.50)的推薦意向高于正向追加負向口碑組(

=2.65),

=0.071,說明在推薦意向上也存在追加效應。

表1 有中介的調節作用分析

4.5.5 有中介的調節模型

我們參考Hayes(2013)以及葉寶娟和溫忠麟(2013)的方法,驗證有中介的調節模型。第一步,自變量與調節變量的交互作用顯著影響因變量,追加形式和口碑方向的交互作用顯著影響購買意向(

→

被調節;

(2,114)=6.19,

=0.003,η=0.10)。第二步,自變量與調節變量的交互作用顯著影響中介變量,追加形式和口碑方向的交互作用顯著影響滿意度(

(2,114)=3.43,

=0.036,η=0.06),也就是說(

→

Med

)被調節;第三步,中介變量顯著影響因變量,且交互項的系數降低或不再顯著,滿意度對購買意向有顯著的影響(

Med

→

;β=0.47,

=6.50,

<0.001);追加形式與口碑方向的交互作用對購買意向的影響降低,但仍然顯著(

2,113)=3.34,

=0.039,η=0.06),說明追加形式與口碑方向的交互作用通過滿意度的部分中介作用,進而影響購買意向。因此H4得到支持。使用bootstrapping進行有中介的調節作用檢驗可知,當自變量是追加一致與不追加對比時,95%CI(?0.92,18.71),包括0,說明效應不顯著。當自變量是追加不一致與不追加對比時,95%CI(?22.22,?2.82),不包括0,說明有中介的調節作用顯著。

5 討論

5.1 研究結果討論

本研究通過對追加形式和口碑方向進行操縱,檢驗二者對購買意向的影響。結果表明追加形式和口碑方向的交互作用影響購買意向和推薦意向,當原口碑方向為正向時,未追加組與追加一致組的購買意向和推薦意向沒有顯著性差異,二者均顯著高于追加不一致組。當原口碑方向為負向時,未追加組,追加一致組和追加不一致組的購買意向和推薦意向均沒有顯著性差異。追加形式和口碑方向的交互作用通過影響消費者的滿意度,從而影響購買意向;正向組中,相對于不追加組和追加一致組,口碑追加不一致組滿意度降低,導致購買意向下降。然而在負向組中滿意度水平普遍較低,不同追加形式組的購買意向沒有顯著差異。

很多研究者熱衷于口碑方向的研究,多次證實負向口碑作用強于正向口碑(Chakravarty et al.,2010;Lee&Koo,2012),然而Vermeulen和Seegers(2009)發現負向口碑作用不如正向口碑。Mudambi和Schuff(2010)提出包含正向和負向信息的雙面口碑作用強于單面口碑,Schlosser(2011)提出雙面口碑作用不是絕對的,只有與產品評分相匹配才能引發更大的說服力。Sun(2012)提出產品評分的分布范圍影響購買意向。縱觀口碑方向的研究,發現其從單一口碑方向因素轉化為與更多因素的結合,本研究引入網絡購物網站的追加形式這一新的研究點,探討多口碑因素對購買的影響,驗證了口碑形式影響消費者滿意度,進而影響購買意向的模型。

感知有用性結果顯示口碑追加形式和口碑方向對其均沒有顯著影響,與Filieri(2014)信息源可信度影響感知有用性不一致,但與Racherla和Friske(2012)的研究結果一致,即文本內容不影響有用性評估,只有產品評分影響有用性評估。本研究僅呈現評論文本內容,沒有呈現差異性的產品評分,因而感知有用性差異不顯著。從評分上來看,Schlosser(2011)提出中等和極端產品評分與口碑的單雙面匹配性影響有用性感知,本研究給定的商品評分為4.8分,對于中國網購市場不屬于中等或極端得分,因而有用性評分沒有顯著差異。從實踐上,Racherla和Friske(2012)指出評論者的專業性和聲譽影響有用性評估。本研究對評論者專業性、聲譽、口碑真實性、屬性信息重要性和口碑長度進行控制,從真實網站上選擇產品屬性,保證每條口碑包含明確的產品屬性信息,統一口碑內容正負向長度一致,保證其原汁原味,因而感知有用性水平沒有顯著差異。

本研究表明口碑方向在追加形式對購買意向和推薦意向影響中發揮調節作用。從結果來看,原口碑為正向和負向時,追加一致均沒有出現購買意向的顯著上升或下降,與Jiménez和Mendoza(2013)研究結果不一致。推測可能是網絡購物本身存在一定的風險,隨著其蓬勃發展,各種現象層出不窮,專業好評師和專業差評師也應運而生,消費者面臨此種情景會更加謹慎,因而沒有一致情況下的增量效應。另一方面可能是口碑對購買意向的影響有一定的限度(threshold),因此追加一致口碑信息,購買意向沒有顯著變化。只有增加其他一致的屬性信息如品牌等,購買意向才會發生改變。原口碑為正向時,追加不一致時購買意向顯著降低,說明負面效應和偏好削弱效應的存在,而通過將其與同樣內容但不以追加形式呈現的口碑組相比,發現其購買意向顯著低于后者,即負向的追加口碑效應強于負向的普通口碑,證實追加效應的存在。從而說明在網絡購物中,相對于普通口碑,追加口碑對于購買決策更重要。原口碑為負向時,購買意向普遍較低,說明網絡購物具有更多的不確定性,可供加工的信息線索有限,采用啟發式加工,當出現負向追加口碑時,認為其產品質量較差,因此基于產品性能信息而形成的產品滿意度較低,消費者在選擇商品時會有意識的規避風險,購買意向和推薦意向也較低。不追加口碑與追加不一致的購買意向沒有顯著性差異,說明不一致信息雖然具有改變消費者態度的作用(Miyazaki et al.,2005),激發對信息的精細加工(Jonas,Diehl,&Br?mer,1997),但是負面口碑帶來的風險和不確定性掩蓋了追加效應和偏好支持效應。Osgood和Tannenbaum(1955)的一致性原則(Principle of Congruity)認為消費者閱讀信息時,會認可與已有態度一致的信息,當消費者看到負面口碑,形成了消極態度,即使之后看到正面口碑,也會更加認可之前獲得的信息,購買意向不會有顯著上升。

5.2 理論意義

本研究從線索一致性理論和認知失調理論的角度,首次探討中國企業實踐中的新現象追加口碑對購買意向的影響,詳細探討原口碑方向與追加口碑方向二者的不同匹配方式通過滿意度作用于購買意向,完善了口碑研究框架。在調節作用方面,本研究從口碑方向的角度探討追加形式對購買意向影響的邊界條件,可以幫助理解原口碑方向與追加口碑方向的一致性對購買意向的不同影響。在中介機制方面,本文解釋了口碑影響購買意向的作用機制,為口碑效應提供了理論依據。

本研究證明了追加效應的存在,證實了認知失調理論在網購情境中的適用性,但在出現負向口碑時,二者的效應均被消極效應掩蓋。本研究還發現線索一致性理論的局限性,當信息僅包括產品單要素如口碑,而缺乏生產廠商聲譽、品牌等多要素時(Miyazaki et al.,2005),線索一致性理論的作用不顯著。

5.3 實踐啟示

本研究結果給電子商務中商家管理口碑時帶來一定的啟發。第一,追加口碑作用的發揮需要一定的條件,只有當原口碑方向為正向,追加負向口碑時才對購買意向有顯著影響,且其影響是消極的。當原口碑方向為負向時,負面效應掩蓋了追加效應。因此,在實際的網絡市場營銷中,當商家在管理口碑時,不需要一味的偏愛追加口碑,因為其效果可能是適得其反的。建議商家注重產品質量和售后服務,減少能夠引起購買意向顯著下降的負向追加口碑的出現。應從其他方面,如口碑數量、銷售量等方面采取策略,通過關注和提升消費者滿意度,增加購買行為。第二,消費者需要正確認識追加口碑的作用,有選擇性的參考信息,避免受到虛假信息的影響,通過全面搜集和整合產品信息,作出購買決策。

5.4 研究局限與展望

本研究也存在一定的局限性,有待進一步完善。第一,為避免負面效應和其他因素交叉影響,本研究實驗材料中正向組的口碑方向都是正向的,負向組中的口碑方向都是負向的,與真實網站中的正負向口碑同時呈現的情況具有一定的差異,因而生態效度較低,今后可以通過操縱每條口碑的重要性,在口碑組中同時呈現正負向口碑,以更符合消費者的決策環境。第二,本研究采用想象方式讓被試進入實驗情景,Yazdanparast和Spears(2013))分別通過虛擬網站和想象方式研究觸摸需求對購買意向的影響,發現兩種情況下研究結果沒有顯著性差異,因而本研究雖然沒有與網頁實際購買相結合,但是二者效應可能沒有顯著差異。為提升外部效度,未來研究應該致力于與真實的網站和購買相結合。第三,評論者的身份信息是其獲得聲譽的前提,有助于提高口碑的有效性,本研究將評論者身份信息統一設置成匿名無等級評分者,今后可以探討不同等級評論者與追加效應的影響。第四,本研究為排除相關因素對購買意向的影響,對產品,評論者和商家等因素均進行控制,今后可以探索其與追加形式的組合對購買意向的影響。第五,追加口碑與原口碑的關系,消費者發送追加口碑的動機有利于進一步探討追加口碑背后的機制,也是未來值得研究的方向。

6 結論

本研究旨在探討口碑追加形式對購買意向的影響,尤其是滿意度的中介作用和口碑方向的調節作用。研究發現：(1)口碑方向調節追加形式對消費者購買意向的影響。當閱讀正向口碑時,正向不追加口碑和正向追加正向口碑的購買意向沒有顯著性差異,二者均顯著高于正向追加負向口碑。當閱讀負向口碑時,負向不追加口碑、負向追加正向口碑和負向追加負向口碑的購買意向沒有顯著性差異。(2)有中介的調節作用模型：滿意度在追加形式與口碑方向的交互作用對購買意向影響中起到部分中介作用。

致謝：

感謝張碩陽博士和王琎同學對本文英文摘要的修改和潤色,感謝李占星和劉彤同學對本文修改提出的寶貴建議。Arndt,J.(1967).Role of product-related conversations in the diffusion of a new product.

Journal of marketing Research,4

(3),291–295.Bai,B.,Law,R.,&Wen,I.(2008).The impact of website quality on customer satisfaction and purchase intentions:Evidence from Chinese online visitors.

International Journal of Hospitality Management,27

(3),391–402.Bailey,J.E.,&Pearson,S.W.(1983).Development of a tool for measuring and analyzing computer user satisfaction.

Management Science,29

(5),530–545.Bian,Q.,&Forsythe,S.(2012).Purchase intention for luxury brands:A cross cultural comparison.

Journal of Business Research,65

(10),1443–1451.Cacioppo,J.T.,&Petty,R.E.(1984).The elaboration likelihood model of persuasion.

Advances in Consumer Research,11

(1),673–675.Chakravarty,A.,Liu,Y.,& Mazumdar,T.(2010).The differential effects of online word-of-mouth and critics'reviews on pre-release movie evaluation.

Journalof Interactive Marketing,24

(3),185–197.Cheung,C.M.K.,&Lee,M.K.O.(2012).What drives consumers to spread electronic word of mouth in online consumer-opinion platforms.

Decision Support Systems,53

(1),218–225.Cheung,C.M.K.,&Thadani,D.R.(2012).The impact of electronic word-of-mouth communication:A literature analysis and integrative model.

Decision Support Systems,54

(1),461–470.Duan,W.J.,Gu,B.,&Whinston,A.B.(2008).The dynamics of online word-of-mouth and product sales—An empirical investigation of the movie industry.

Journal of Retailing,84

(2),233–242.Festinger,L.(1962).

A theory ofcognitive dissonance

.Stanford,California,USA:Stanford University Press.Filieri,R.(2014).What makes online reviews helpful?A diagnosticity-adoption framework to explain informational and normative influences in e-WOM.

Journal of Business Research,68

(6),1261–1270.Florack,A.,Ineichen,S.,&Bieri,R.(2009).The impact of regulatory focus on the effects of two-sided advertising.

Social Cognition,27

(1),37–56.Hayes,A.F.(2013).

Introduction to mediation,moderation,and conditionalprocess analysis:A regression-based approach

.New York:Guilford Press.Hovland,C.I.,Janis,I.L.,& Kelley,H.H.(1953).

Communication and persuasion;psychological studies of opinion change

.New Haven,CT,US:Yale University Press.Jiménez,F.R.,&Mendoza,N.A.(2013).Too popular to ignore:Theinfluenceofonlinereviewson purchase intentions of search and experience products.

Journal of Interactive Marketing,27

(3),226–235.Jin,S.A.A.(2009).The roles of modality richness and involvement in shopping behavior in 3D virtual stores.

Journal of Interactive Marketing,23

(3),234–246.Jonas,K.,Diehl,M.,& Br?mer,P.(1997).Effectsof attitudinalambivalence on information processing and attitude-intention consistency.

JournalofExperimental Social Psychology,33

(2),190–210.Khare,A.,Labrecque,L.I.,&Asare,A.K.(2011).The assimilative and contrastive effects ofword-of-mouth volume:An experimental examination of online consumer ratings.

Journal of Retailing,87

(1),111–126.Kuo,Y.F.,Wu,C.M.,&Deng,W.J.(2009).The relationships among service quality,perceived value,customer satisfaction,and post-purchase intention in mobile value-added services.

Computers in Human Behavior,25

(4),887–896.Lee,K.T.,&Koo,D.M.(2012).Effects of attribute and valence of e-WOM on message adoption:Moderating roles of subjective knowledge and regulatory focus.

Computers in Human Behavior,28

(5),1974–1984.Maheswaran,D.,&Chaiken,S.(1991).Promoting systematic processing in low-motivation settings:Effect of incongruent information on processing and judgment.

Journalof Personality and Social Psychology,61

(1),13–25.Mittal,V.,&Kamakura,W.A.(2001).Satisfaction repurchase intent and repurchase intention:Investigating the moderating effect of customer characteristics.

Journal of marketing Research,38

(1),131–142.Miyazaki,A.D.,Grewal,D.,&Goodstein,R.C.(2005).The effect of multiple extrinsic cues on quality perceptions:A matter of consistency.

Journal of Consumer Research,32

(1),146–153.Mudambi,S.M.,&Schuff,D.(2010).What makes a helpful online review?A study of customer reviews on Amazon.com.

MIS Quarterly,34

(1),185–200.Osgood,C.E.,&Tannenbaum,P.H.(1955).The principle of congruity in the prediction of attitude change.

Psychological Review,62

(1),42–55.Park,C.,&Lee,T.M.(2009).Information direction,website reputation and eWOM effect:A moderating role of product type.

Journal of Business Research,62

(1),61–67.Park,D.H.,&Kim,S.(2009).The effects of consumer knowledge on message processing of electronic word-of-mouth via online consumer reviews.

Electronic Commerce Research and Applications,7

(4),399–410.Park,J.,Gu,B.,&Lee,H.(2012).The relationship between retailer-hosted and third-party hosted WOM sources and their influence on retailer sales.

Electronic Commerce Research and Applications,11

(3),253–261.Purnawirawan,N.,De Pelsmacker,P.,&Dens,N.(2012).Balance and sequence in online reviews:How perceived usefulnessaffectsattitudesand intentions.

Journalof Interactive Marketing,26

(4),244–255.Racherla,P.,&Friske,W.(2012).Perceived ‘usefulness’of online consumer reviews:An exploratory investigation acrossthree servicescategories.

Electronic Commerce Research and Applications,11

(6),548–559.Scheier,M.F.,Carver,C.S.,&Bridges,M.W.(1994).Distinguishing optimism from neuroticism (and trait anxiety,self-mastery,and self-esteem):A reevaluation of the Life Orientation Test.

Journal of Personality and Social Psychology,67

(6),1063–1078.Scheier,M.F.,Weintraub,J.K.,&Carver,C.S.(1986).Coping with stress:Divergent strategies of optimists and pessimists.

Journal of Personality and Social Psychology,51

(6),1257–1264.Schindler,R.M.,&Bickart,B.(2005).Published word of mouth:Referable,consumer-generated information on the Internet.In C.P.Haugtvedt,K.A.Machileit,&R.Yalch(Eds),

Online consumer psychology:Understanding and influencing consumer behavior in the virtual world

(pp.32–57).Mahwah,New Jersey:Lawrence ErlbaumAssociates.Schlosser,A.E.(2011).Can including pros and cons increase the helpfulness and persuasiveness of online reviews?The interactive effects of ratings and arguments.

Journal of Consumer Psychology,21

(3),226–239.Sun,M.(2012).How does the variance of product ratings matter?.

Management Science,58

(4),696–707.Tudoran,A.A.,Olsen,S.O.,&Dopico,D.C.(2012).Satisfaction strength and intention to purchase a new product.

Journal of Consumer Behaviour,11

(5),391–405.Verhagen,T.,Nauta,A.,&Felberg,F.(2013).Negative online word-of-mouth:Behavioral indicator or emotional release?.

Computers in Human Behavior,29

(4),1430–1440.Vermeulen,I.E.,&Seegers,D.(2009).Tried and tested:The impact of online hotel reviews on consumer consideration.

Tourism Management,30

(1),123–127.Yang,J.,&Mai,E.S.(2010).Experiential goods with network externalities effects:An empirical study of online rating system.

Journal of Business Research,63

(9–10),1050–1057.Yazdanparast,A.,&Spears,N.(2013).Can consumers forgo the need to touch products?An investigation of nonhaptic situational factors in an online context.

Psychology and Marketing,30

(1),46–61.Ye,B.J.,&Wen,Z.L.(2013).A discussion on testing methods for mediated moderation models:Discrimination and integration.

Acta Psychological Sinica,45

(9),1050–1060.[葉寶娟,溫忠麟.(2013).有中介的調節模型檢驗方法:甄別和整合.

心理學報,45

(9),1050–1060.]Zhang,J.Q.,Craciun,G.,&Shin,D.(2010).When does electronic word-of-mouth matter?A study of consumer product reviews.

Journal of Business Research,63

(12),1336–1341.