B2C環境下消費者機會主義行為動因研究

李純鋼

中圖分類號：F274 文獻標識碼：A

內容摘要：本文通過研究目前網上經營中普遍采用的賠償額度高且啟用程序難（“高難型”）以及賠償額度低且啟用程序易（“低易型”）的兩種服務保證策略對消費者的機會主義行為傾向的影響，探究服務保證策略與消費者的機會主義行為（傾向）之間的關系。同時，基于調節定向理論，研究消費者調節定向在服務保證與消費者機會主義行為傾向之間影響過程中的調節作用。此外，本文在研究服務保證與消費者機會主義行為傾向影響的過程中，將企業聲譽作為調節變量，檢驗不同企業提供的服務，以保證對消費者機會主義行為傾向的影響。

關鍵詞：服務保證 消費者機會主義行為 調節定向 企業聲譽

引言

本文梳理前人的文獻和本研究采集到的企業實操數據，根據賠償額度和啟用程序兩個要素的組合，將網絡市場環境下的服務保證分為四種類型，“賠償額度高、啟用程序難”的服務保證，簡稱“高難型”服務保證；“賠償額度低、啟用程序容易”的服務保證，簡稱“低易型”服務保證；“賠償額度低、啟用程序難”的服務保證，簡稱“低難型”服務保證；“賠償額度高、啟用程序容易”的服務保證，簡稱“高易型”服務保證。顯然，在第三種（低難型）服務保證情況下，盡管企業能夠在一定程度上避免消費者機會主義行為的發生，并且減少相應的損失，但如此沒誠意的服務保證，反而影響了服務保證對于增強顧客滿意等正面作用的發揮，此類型的服務保證則不是企業的首選；而對于第四種（高易型）服務保證，企業可能會因此招致大量消費者機會主義行為，這種服務保證企業自然不會采用。以往的理論和實踐都已經證明這兩種組合是不適宜作為服務保證策略選擇的，故本文未將這兩種極端情況納入本研究的范圍內。基于上述分析，本研究將探究第一、二種，即“高難型”和“低易型”的服務保證是如何影響消費者機會主義行為的。

基于此，本文提出研究概念模型，如圖1所示，“高難型”和“低易型”兩種服務保證為自變量，消費者機會主義行為傾向為因變量，消費者調節導向和企業聲譽為兩組調節變量。

研究假設

（一）服務保證策略對消費者機會主義行為傾向影響

在“7天無理由退貨”成為網絡市場中基本經營規則的今天，拒絕“無理由退貨”已成為違法行為。為盡可能減少遭遇五花八門的消費者機會主義行為，一些商家千方百計地為“有理由不退貨”尋找各種借口，然而這種畸形的博弈并不能解決問題，反而會使網絡市場秩序更加無序。根據雙因素理論，保健因素的缺失可以引起消費者不滿意，激勵因素的加入可以提高消費者的滿意度（金立印，2011）。因此，本研究將賠償額度高、啟用程序易視作為激勵因素的加入，一方面提高了消費者的滿意度，但另一方面也增加了誘發消費者機會主義行為動機的概率；同時將賠償額度低、啟用程序難視為保健因素的缺失，一方面會引起消費者的不滿意，但另一方面也在一定程度上增加了消費者實施機會主義行為的難度，降低了實施的概率。為此，提出如下假設：

H1：“高難型”和“低易型”服務保證均對消費者機會主義行為傾向產生影響，但這種影響無顯著差異。

（二）消費者調節定向的調節作用

預防定向和促進定向的消費者在消費的各個階段均表現出不同的動機和決策（Pham & Higgins，2005）。預防定向的消費者對“有無壞”的結果更為敏感，他們的決策往往是為了避免未能達到目的。當面對兩種沒有絕對優勢的服務保證描述時，不管是選擇“高難型”還是“低易型”，預防定向的消費者會認為無論是賠償額度的高、低還是啟用程序的難、易，都不會阻礙其機會主義行為的成功，因為這兩種服務保證的覆蓋范圍都是全覆蓋，即“不滿意就退款”。對于促進定向的消費者，他們對“有無好”的結果更敏感，他們的決策往往是為了接近目標。當面對兩種各有千秋的服務保證時，相比于收益的高低，他們更愿意選擇容易實現目標的那一組，即“低易型”的服務保證，因為此服務保證規定了較便利的啟用程序。

因此，本研究推論，促進定向和預防定向兩類消費者對于不同策略組合服務保證情境下的機會主義行為傾向會有所不同，據此，假設如下：

H2a：促進定向的消費者，面對“低易型”的服務保證時，其機會主義行為傾向顯著高于面對“高難型”服務保證時；

H2b：預防定向的消費者，面對“高難型”或“低易型”服務保證的消費者，其機會主義行為傾向沒有顯著變化。

（三）企業聲譽的調節作用

一個聲譽不高的企業提供的服務保證不能作為其提高服務質量的手段（Chen et al.，2003），因為低聲譽企業提供的良好服務保證可能會被消費者視為“空白支票”（Sara和Skalen，2003）。也有實證研究發現，對于聲譽很高的杰出公司，明確的服務保證可能成為一種“服務存在潛在質量問題”的負面信號（Wirtz et al.，2000），可能適得其反，本研究并不去探討消費者對特定服務保證產生負面聯想的內外在原因，而是結合本文的主題，從企業如何選擇服務保證策略的視角，探討不同企業聲譽對于賠償額度和啟動程序實現有效組合的服務保證策略影響。因此，提出如下假設：

H3a：當企業聲譽低時，面對“高難型”的服務保證，消費者的機會主義行為傾向顯著高于面對“低易型”服務保證的情況；

H3b：當企業聲譽高時，面對“高難型”或“低易型”服務保證的消費者，其機會主義行為傾向沒有顯著變化。

服務保證策略對消費者機會主義行為傾向影響的實證分析

（一）研究方案設計

研究一：研究模型設計。本研究的目的是驗證賠償額度和啟動程序兩個要素間不同組合的服務保證策略對消費者機會主義行為傾向的影響。研究方案選擇了模擬情境實驗的方式進行，采用雙因素完全隨機實驗設計，自變量為賠償額度和啟動程序，賠償額度有兩個水平，即高賠償額度和低賠償額度；啟動程序也有兩個水平，即啟動程序難和啟動程序容易，因變量為消費者機會主義行為傾向，對應的研究模型如圖2所示。

具體的實驗方案包括三個任務：一是對實驗中服務保證賠償額度和啟用程序的操縱進行檢驗；二是對實驗中采用的消費者機會主義行為傾向量表的信度進行檢驗；三是對研究設計中的假設H1（面對“高難型”和“低易型”服務保證時，消費者機會主義行為傾向的影響沒有顯著差異）進行檢驗。

研究變量設計。服務保證的賠償額度。服務保證的賠償額度是指企業承諾在消費者成功啟用服務保證后將會獲得的賠償。與服務行業中提供的金錢賠償不同（例如某餐廳承諾點單30分鐘以后上的主菜按半價埋單），零售行業則經常將一定期限內的退貨服務作為賠償（如某服裝零售商承諾30天內免費退貨）。而對于在線零售行業，由于是在交易雙方和人與商品分離的虛擬環境中進行交易，因此商家普遍把“承擔退換貨費用”作為一種賠償。

因此，研究對于高、低兩種賠償額度的標準是，高賠償額度為“15天內不滿意就退貨、30天內可換貨、商家承擔所有退換貨費用”；低賠償額度為“3天內買家若不滿意可無理由退貨，買家需承擔退貨費用”。

服務保證啟用程序。服務保證啟用程序是消費者為獲得服務保證中承諾的賠償所應遵循的運作程序和流程，包括商家要求消費者提供相關證據以及雙方取得聯系的方式等具體事宜。考慮到在線購買情境下啟用服務保證往往伴隨有退貨，因此，根據消費者在啟用服務保證過程中被要求提供的退貨證據的多寡，以及退貨流程的復雜程度和實施周期的長短，難、易兩種服務保證啟用程序的設計如下：

首先，“難啟用”的服務保證啟用程序分4步實現：

一是消費者在線填寫退貨申請表格；二是消費者需將本人有效身份證件、購物發票等相關證明連同商品一起寄至賣方指定的地址；三是賣方在收到消費者退貨商品后的3個工作日內審核申請；四是賣方審核通過后，將退款至賣方的購物賬戶上。

其次，“易啟用”的服務保證啟用程序分3步實現，由商家完成郵寄且僅歷時1天：

一是消費者在線提出退貨請求；二是賣家在一個工作日內上門取件并確認商品完好；三是賣家確認后立即退款。

消費者機會主義行為傾向的測量。對于消費者機會主義行為傾向的測量，本研究采用的是Wirtz和Kum在2004年提出的量表（見表1）。由于消費者機會主義行為不是一個正面積極的行為，當測量其傾向時，被試者處于第三方的角色比處于第一方的角色更容易表現其真實的感受（Wirtz&Kum，2004）。實驗過程中，要求被試者在仔細閱讀本研究提供的實驗材料后，回答問卷量表中的各項測量題項，對“XX”的經歷進行評價。研究量表中各題項均使用Likert 7級量表來測量。

（二）假設檢驗

按照研究方案，研究一是通過一個雙因素（賠償額度高/低、啟動程序難/易）隨機實驗來檢驗H1。根據研究的目的，應對賠償額度和啟動程序兩個要素同時進行操控，因此，將被試隨機分成為兩組，上述兩組面對不同情境的說明材料中，關于在線購買的描述相同，唯一不同的是服務保證的描述，一組是“高難型”，另一組是“低易型”服務保證承諾。

研究一邀請了來自XX學校的105名本科生在同一時間，同一地點參與了實驗，共發放問卷105份，每組50人左右。回收問卷99份，問卷回收率為94.3%。本研究用了三個題項來測量消費者機會主義行為傾向，其Cronbach α系數分別為0.896，通過了信度檢驗，表明用該量表來測量消費者機會主義行為傾向是成功的。

其次進行方差分析。方差齊性和正態性是方差分析的前提，研究一中，兩組消費者機會主義行為傾向通過方差齊性檢驗（F值為1.034，顯著性為.456>.05）和正態分布檢驗（K-S檢驗結果為保留原假設）。在滿足方差齊性和正態性的前提下，對兩組的機會主義行為傾向進行的方差分析，表2中的結果顯示，F值為1.467，顯著性為0.229。即表明，面對“高難型”和“低易型”兩種不同服務保證的商品描述時，消費者機會主義行為傾向沒有顯著差異，即假設H1得到驗證。結果顯示：對于“賠償額度高而啟動程序難”和“啟動程序容易但賠償額度低”的服務保證策略，消費者的機會主義行為傾向并沒有多大差異。

消費者調節定向調節作用的實證分析

（一）研究方案設計

研究二：通過研究一證實了“賠償額度高而啟動程序難”和“啟動程序容易但賠償額度低”的服務保證策略對消費者機會主義行為傾向的影響差異不大。如前所述，由于消費者機會主義行為還與個人特質相關，因此，研究二將通過對消費者個人特質的操控，進一步檢驗在研究一中所獲得的結論是否具有穩定性。具體來說，與研究一相比，研究二的研究模型中增加了個人特質作為調節變量，并通過促進定向和預防定向兩個不同的調節定向來操控個人特質，對應的研究模型如圖3所示。

從圖3的研究模型可以看出，研究二的自變量和因變量與研究一完全相同，因此研究二則不再需要對賠償額度和啟用程序進行操縱檢驗，所以，研究二的實驗任務就是對研究設計中的假設H2進行檢驗，即：促進定向的消費者，面對“低易型”的服務保證時，其機會主義行為傾向顯著高于面對“高難型”服務保證時；預防定向的消費者，面對“高難型”或“低易型”服務保證的消費者，其機會主義行為傾向沒有顯著變化。

研究二繼續采用研究一的實驗情境設計，即被試在在線購買的環境下，面對“高難型”和“低易型”兩種不同的服務保證描述。其中，服務保證賠償額度和啟用程序的設計、消費者機會主義行為傾向量表也與研究一相同。

本研究綜合了Higgins的原文量表以及姚琦等人的翻譯，形成了本實驗中的調節定向測量量表（見表3）。

對表3中各題項的測量則繼續使用Likert 7級量表。對消費者的調節定向表現分為兩種，促進定向和預防定向。表3的前6個題項用于測量消費者的促進定向，后4個題項是測量消費者的預防定向。

（二）假設檢驗

根據研究方案，研究二是通過一個2（“高難型”和“低易型”）×2（促進定向和預防定向）的組間實驗來檢驗H2。研究二邀請了來自XX大學128名本科生，在同一時間，同一地點參與了實驗，共發放問卷128份，每組32人。回收問卷119份，問卷回收率為93.0%。消費者機會主義傾向量表的信度在研究一中已通過了檢驗，故研究二只進行消費者調節定向的信度檢驗。如前所述，本研究用10個題項來測量消費者調節定向，其Cronbach α系數為0.712，通過了信度檢驗，表明該量表用于測量消費者個性特質的調節定向是成功的。

方差齊性和正態性是方差分析的前提，研究二中面對兩組不同服務保證時，預防定向的消費者機會主義行為傾向通過方差齊性檢驗（F值為.949，顯著性為.450>.05）和正態分布檢驗（K-S檢驗結果為保留原假設）。同樣，面對兩組不同服務保證時，促進定向的消費者機會主義行為傾向也通過了方差齊性檢驗（F值為1.247，顯著性為.303>.05）和正態分布檢驗（K-S檢驗結果為保留原假設）。在滿足方差齊性和正態性的前提下，首先對預防定向的消費者的機會主義行為傾向進行方差分析，表4中的結果顯示，F值為.058，顯著性為0.810。即表明，預防定向的消費者，在面對“高難型”或“低易型”的服務保證時，其機會主義行為傾向沒有顯著變化。其次對促進定向的消費者機會主義行為傾向進行方差分析，表中的結果顯示，F值為5.048，顯著性為.028<.05。即表明，促進定向的消費者，面對“高難型”或“低易型”服務保證，其機會主義行為傾向具有顯著變化。

企業聲譽調節作用的實證分析

（一）研究方案設計

企業聲譽與消費者機會主義行為相關，但是否會像消費者個人特質那樣影響研究一的結論，研究三將對此進行檢驗。圖4是研究三的研究模型，它是在研究一的研究模型中增加了企業聲譽作為調節變量，通過操控企業聲譽的高低，對研究設計中的假設H3進行檢驗，即：當企業聲譽低時，面對“低易型”的服務保證，消費者的機會主義行為傾向顯著高于面對“高難型”服務保證；而當企業聲譽高時，面對“高難型”或“低易型”服務保證的消費者，其機會主義行為傾向沒有顯著變化。

研究三仍然采用研究一的實驗情境設計原則和內容，即：某大學生因為學習或學校活動暫時性的需要在線購買了某種商品，并順利完成了學習或學校活動。自變量也繼續沿用研究一的服務保證賠償額度和啟用程序，消費者機會主義行為傾向的測量量表還是使用研究一中的量表。企業聲譽是一個指標非常豐富的概念，與不同行業、不同市場有著密切的關系，本研究選擇網上消費者所熟知的淘寶信用評價體系實現對企業聲譽的操控。

（二）假設檢驗

研究三采用一個2（“高難型”和“低易型”）×2（高企業聲譽和低企業聲譽）的組間實驗來檢驗H3。將這些被試隨機分成4組，并要求分別閱讀4種在線購買的情境描述材料（描述材料的內容與研究一相同，只是增加了對企業信譽的描述），即：“低易型”+低企業聲譽組；“低易型”+高企業聲譽組；“高難型”+低企業聲譽組；“高難型”+高企業聲譽組。研究三邀請了來自XX大學120名本科生在同一時間，同一地點參與了實驗，共發放問卷120份，每組30人左右。回收問卷99份，問卷回收率為82.5%。

首先，進行方差齊性和正態性檢驗，研究三中面對兩組不同服務保證時，高企業聲譽組的消費者機會主義行為傾向通過方差齊性檢驗（F值為1.462，顯著性為.169>.05）和正態分布檢驗（K-S檢驗結果為保留原假設）。同樣，面對兩組不同服務保證時，低企業聲譽組的消費者機會主義行為傾向也通過了方差齊性檢驗（F值為.749，顯著性為.251>.05）和正態分布檢驗（K-S檢驗結果為保留原假設）。

在滿足方差齊性和正態性的前提下，對兩組的機會主義行為傾向進行的方差分析，表5中的結果顯示，當企業聲譽低時，F值為5.448，顯著性為0.024，即表明，當企業聲譽低時，面對“高難型”和“低易型”服務保證的消費者表現出的機會主義行為傾向具有顯著差異。