口碑追加形式对购买意向的影响：口碑方向的调节作用*

李 信 陈毅文

(1中国科学院心理研究所行为科学重点实验室,北京 100101)(2中国科学院大学,北京 100049)

1 引言

随着信息技术的发展,网络购物越来越成为一种潮流,越来越多的消费者通过网络购买自己需要的产品。与传统购物相比,网络购物获得的产品信息相对较少,因而网络口碑在网络购物决策中发挥着重要的作用。现有口碑研究框架以Hovland,Janis和Kelley(1953)的信息传递理论为基础,探讨提供者特征、口碑特征、接受者特征对消费者态度的影响。很多研究者对网络口碑特征进行研究,从口碑数量(Khare,Labrecque,&Asare,2011)、评分(Racherla&Friske,2012)、口碑内容方向性(Zhang,Craciun,&Shin,2010)和属性(Park&Kim,2009)、内容与评分的一致性(Schlosser,2011)、口碑间的一致性(Khare et al.,2011)和口碑单面和双面等方面探讨其对购买意向相关变量的影响,然而较少对口碑信息结构进行探讨。

近几年中国网络消费市场中C2C网站在口碑信息结构中设置了追加口碑,而在实际网络购物中,消费者表示,在阅读网上产品口碑时他们更偏爱追加口碑,更信任从追加口碑中获得的信息,认为追加口碑对他们的决策更有指导意义。本研究以线索一致性理论和认知失调理论为基础,从口碑追加形式这个角度入手,采用实验研究探讨C2C网站上口碑追加形式和口碑方向与购买意向之间的关系。本研究有望完善口碑特征相关研究,确立口碑信息结构在消费者感知口碑效应上的作用;在实践上可以为商家更好的销售商品和管理口碑提供建议,通过正确科学地认识追加口碑的作用,更大程度上发挥口碑作用,增加销售额。

2 文献综述和研究假设

2.1 口碑方向与购买意向

传统口碑(Traditional word of mouth)是通过口头交流方式对产品或服务进行信息评价,从而进行人际沟通的行为(Arndt,1967)。网络口碑(Electronic word of mouth)指公司或者消费者通过论坛、口碑网等网络渠道和其他人分享产品和服务的观点、想法和感受(Schindler&Bickart,2005),如豆瓣上的口碑,电子商务网站的口碑等。网络口碑的分布范围广泛,不仅在博客、论坛、口碑网站和商品网站上,还经常出现在电子公告、新闻组和社交网站上(Cheung&Lee,2012)。与传统口碑相比,网络口碑的灵活性更强,传播速度更快(Park&Lee,2009);交流信息保存的时间更长久,可接受性更高(Park&Kim,2009);便于开展测量和研究(Cheung&Lee,2012);但是口碑的内容需要筛选和分析(Cheung&Thadani,2012)。

口碑按照指向可以分为中立口碑、正向口碑和负向口碑。中立口碑指内容没有明确指向的口碑,由于消费者更偏好有指向性的信息,因而正向和负向口碑的有用性高于中立口碑(Purnawirawan,De Pelsmacker,&Dens,2012)。正向口碑指关于商品和服务的口碑指向是正向的,反之负向口碑指向内容是负向的。很多研究者热衷于对口碑的指向进行研究,并得出较为一致的结论：负向口碑作用大于正向口碑。Park和Lee(2009)发现负向口碑更容易唤起消费者的风险意识和不确定性,其影响大于正向口碑。Chakravarty,Liu和Mazumdar(2010)发现消费者对电影进行评价时,负向口碑的作用大于正向口碑。Yang和Mai(2010)研究网络游戏时发现消费者在口碑网站搜寻信息时,产品负向口碑比正向口碑对消费者的影响更大。Verhagen,Nauta和Felberg(2013)发现报告负向口碑的人会减少重复购买意向,增加品牌转换意向。然而还有另外的研究发现负向口碑的作用并不总是大于正向口碑。Vermeulen和Seegers(2009)通过研究旅馆口碑发现正向口碑对消费者行为存在积极作用,可以提升对旅馆的态度;但是负向口碑对消费者行为的影响相对较小。如果消费者对产品质量的信任度很高,负向口碑的作用也可以被减弱(Yang&Mai,2010)。

口碑所包含的正向和负向信息的全面性也会影响口碑作用。Mudambi和Schuff(2010)提出包括产品正负两方面信息的口碑感知有用性更高。Schlosser(2011)发现口碑的单双面和评分的匹配性也影响着口碑效应,当评分为中等时,双面口碑比单面口碑更有用;当评分极端时(高分或低分),单面口碑比双面口碑更有用。

口碑方向影响购买意向。购买意向指消费者发生购买行为的可能性,购买意向可以有效预测实际购买行为,购买意向越强,实施购买行为的可能性越大(Cheung&Thadani,2012)。产品按照不同功能属性可以分为促进定向产品和预防定向的产品,前者是增加生活乐趣的产品;后者是保障生活安全的产品。产品类型调节口碑方向对说服力的影响,当评价促进定向目标产品时,认为正向口碑比负向口碑更有说服力,当评价预防定向目标产品时,认为负向口碑比正向口碑更有说服力(Zhang et al.,2010)。Chakravarty等人(2010)发现较少去电影院的消费者更容易被负向口碑说服,而电影院的常客受负向口碑的影响较小。单面口碑与极端评分的匹配说服力更强(Schlosser,2011)。Sun(2012)提出影响购买意向的不是单个的评分,而是产品评分的分布范围。研究发现产品评分的平均分和标准差对购买意向产生影响,产品平均分低的产品,标准差高,增加利润。产品平均分高,标准差高会让摇摆不定的消费者离开,减少利润。口碑数量调节口碑方向对购买意向影响,口碑数量多时,口碑得分越高,口碑可信度越高,购买意向越强;相反,口碑数量少时,口碑得分高,口碑真实度降低,购买意向降低(Park,Gu,&Lee,2012)。

2.2 追加形式与购买意向

追加口碑是淘宝网和天猫商城的一种口碑呈现方式,当交易成功且买方(口碑提供者)单方评价后即可追加口碑,追加口碑开放时间为交易成功后的180天之内,买方将有一次追加口碑的机会,仅限追加口碑,不能进行好中差评及店铺动态评分,卖家也会随之多一次解释机会,追加口碑无法进行修改或者删除。一般而言,追加口碑是消费者使用产品一段时间后的心得体验,因而追加口碑中的正向口碑和负向口碑都很受关注。

Cacioppo和Petty(1984)提出精细加工可能性模型(Elaboration Likelihood Model,ELM),认为个体态度改变依赖双重加工途径,中心途径和外周途径。当消费者对于商品信息了解详尽时,精细加工的可能性较高,更多的运用中心途径,认真考虑和综合产品本身各项特征来作出决策。但在网络购物环境下,网络提供的商品信息有限,大多数消费者获得产品本身信息较少,精细加工可能性较低,更多的依赖外周加工,如信息源可信度、销售量和评价数量等进行信息处理。

人们在购买商品时,口碑是一种重要的信息源,口碑包括原口碑和追加口碑。追加口碑是消费者额外付出的口碑活动,包含使用经验更丰富,是对产品更全面、更可靠的认识。从形式上决定其可信度高于原口碑。Park和Lee(2009)提出来自于高声誉网站的口碑信息,可信度更高,对决策更有用;有研究表明信息来源可信度越高,感知有用性越高,信息对决策的影响更大(Filieri,2014)。追加口碑代表消费者更多的使用经验和用户体验,有助于提供更全面的信息,因而我们推测追加口碑更可靠,对购买决策的影响力更大,有用性更高。

H1：追加形式影响消费者感知口碑的有用性,阅读有追加的口碑组时消费者感知到的口碑有用性更高。

Maheswaran和Chaiken(1991)的线索一致性理论(Cue Consistency Theory)认为相对于不一致的信息,一致性信息对质量判断更有用。如果呈现口碑方向一致的信息,信息对产品质量感知更有参考价值,说服效果会增强。Jiménez和Mendoza(2013)也认为信息一致性影响购买意向。因此我们推测：当原口碑方向为正向时,追加与原口碑方向一致(正向)的口碑信息时,偏好会增强;当原口碑方向为负向时,追加与原口碑方向一致(负向)的口碑,信息对决策的影响更大。具体而言,正向口碑的匹配会提升口碑的积极效果,购买意向相对于不追加组显著上升;负向口碑的匹配会增强口碑的消极效应,购买意向相对于不追加组显著下降。

人们总是偏好一致性信息(Osgood&Tannenbaum,1955),当面对不一致信息时,个体倾向于改变对信息内容的评价或改变对信息源评价,达到减少不一致的目的(Festinger,1962)。认知失调理论(Theory of Cognitive Dissonance)认为个体发现不一致信息时,会感受到心理冲突和紧张不安,希望通过态度或行为改变减少这种不一致。产品质量的研究表明,当呈现不一致产品信息时,个体态度会发生改变(Miyazaki,Grewal,&Goodstein,2005)。当面对原口碑与追加口碑不一致的情况,人们为了减少不一致,会改变对于信息源的评价,认为追加口碑信息源可信度更高,其信息内容对决策影响更大。因此我们推测：当原口碑方向为正向,追加不一致(负向)信息,由于追加口碑信息影响更大,负向的追加口碑效应超过正向的原口碑,因而偏好被削弱,购买意向相对于不追加组下降;当原口碑方向为负向,追加不一致(正向)信息,消极效应会降低,购买意向相对于不追加组会上升。综上所述,我们提出：

H2.口碑方向调节追加形式对购买意向的影响。当阅读正向口碑时,正追正组(原正向口碑追加正向口碑)的购买意向显著高于正不追组和正追负组,正不追组购买意向显著高于正追负组。当阅读负向口碑时,负追正的购买意向显著高于负不追组和负追负组,负不追组显著高于负追负组。

H3.口碑方向调节追加形式对推荐意向的影响。当阅读正向口碑时,正追正组的推荐意向显著高于正不追组和正追负组,正不追组显著高于正追负组。当阅读负向口碑时,负追正组的推荐意向显著高于负不追组和负追负组,负不追组显著高于负追负组。

2.3 其它因素对购买意向的影响

口碑数量影响购买意向,口碑数量作为商品评价的次要线索,可以影响即时销售额(Duan,Gu,&Whinston,2008),增加口碑积极效应,减少不确定性,缓解购买风险,影响消费者对网上口碑的评估(Khare et al.,2011;Park&Kim,2009),尤其对低专业人员的购买意向影响较大(Park&Kim,2009)。口碑呈现形式影响购买意向,Jin(2009)提出在互动营销中卷入度调节口碑呈现形式对购买意向的影响,呈现声音信息可以提高高卷入度消费者的购买意向;但对于低卷入度消费者没有显著影响。产品销售量正向影响购买意向(Khare et al.,2011),品牌熟悉度调节口碑方向对购买的影响(Racherla&Friske,2012),品牌与自身信念的一致程度可以预测购买意向(Bian&Forsythe,2012)。本研究在实验操作中对以上变量进行控制,控制口碑数量一致,评分一致,销售量一致,统一呈现文字口碑,未设置品牌信息。

调节定向理论将自我调节系统分为促进定向和预防定向,促进定向的个体追求成就和进步,关注积极结果;而预防定向个体追求安全和保障,关注消极结果。Florack,Ineichen和Bieri(2009)提出同时呈现正向和负向信息,预防定向个体对负面信息更敏感,对产品评价低于促进定向个体,购买意向更低。气质性乐观是一种稳定的人格特质,是人们对未来美好结果的总体期望,具有跨时间和情境的一致性(Scheier,Weintraub,&Carver,1986)。姚琦等的研究发现促进定向个体与乐观和悲观存在显著相关,高促进定向个体更倾向于乐观,低促进定向个体更倾向于悲观,因而消费者的乐观性与悲观性可能对消费者购买意向产生一定的影响。本研究将调节定向和气质性乐观作为控制变量。

2.4 满意度的中介作用

顾客满意度指顾客对产品和服务满足其需要和期望水平的评估,指顾客对之前购物经历的满意程度(Bai,Law,&Wen,2008)。以往研究将满意度看成消费者在购买商品或服务之后所产生的一种不确定性、遗憾或快乐等情绪状态,而本研究中将满意度看成一种态度(Tudoran,Olsen,&Dopico,2012),指消费者在购买前,通过整合产品性能特征信息形成的对产品的态度。

追加口碑内容上是对产品使用效果的体验,信息源可信度高。如果追加正向口碑,这种满意的产品经验会使消费者对产品的评价上升,形成对产品较好的印象,因而对产品的满意度也相应上升。反之,如果追加负向口碑,则这种不满意的产品经验会使消费者对产品的评价下降,相应的对产品产生怀疑,对产品的满意度也相应下降。因此我们推测追加口碑和原口碑方向一致性影响满意度。另一方面。顾客满意度对购买意向有显著影响(Kuo,Wu,&Deng,2009;Mittal&Kamakura,2001),Bai等人(2008)发现可以通过提高消费者的满意度影响购买意向。当消费者满意度水平较高时,购买的意向也会上升。

综上所述,追加形式和口碑方向的交互作用可能影响购买意向,也可能影响满意度,那么满意度是否在追加口碑对购买意向的影响中发挥中介作用,目前尚不清楚。因此我们提出的研究假设如下：

H4.有中介的调节模型：追加形式与口碑方向的交互作用通过满意度的中介作用,进而影响购买意向。

研究框架如图1所示：

图1 研究框架图

3 先导研究

本研究的先导研究包括两部分,第一是选出网上购买智能手机时需要考虑的手机属性;第二是筛选购买智能手机时重点考虑的属性,并将其组合成口碑,转向,形成包含重要属性的正向与负向的口碑,从而形成正式的实验材料。

3.1 先导研究1——智能手机所需属性筛选

本研究选定的产品是智能手机,主要基于以下3个标准：(1)在大学生中使用率较高,在网络购买中比较谨慎,比较重视参考网络口碑信息。(2)产品属性比较明确,有利于消费者将口碑体验迁移到自身的购物体验中。(3)包含属性较多,有利于在口碑信息中嵌入。为了提取智能手机的属性评价要素,研究者首先从淘宝网、天猫商城和京东商城中找出真实的产品口碑,每个网站选取100条,一共300条口碑。然后对口碑进行分类,同义整合,确立了包括手机屏幕、外形、摄像头、电池、性价比等在内的属性。为避免负面效应,所有项目均采用正向方式描述;为保证被试看完所有项目,指导语中写到“请逐条阅读下列句子,在您认为重要的句子前面的括号划“√”,需要注意的是这些可选择的句子个数没有限制”。通过随机编排文本,最终形成了42道题目的智能手机属性评价要素问卷。被试选择的记为“1”,未选择的记为“0”,最终按照分数高低进行筛选。

50名大学生参与调查。调查中,研究者先询问被试是否愿意抽出时间填写问卷,在征得被试同意后,将问卷递给被试,同时让被试挑选小礼品,保证了被试的主动性和积极性。男生和女生各25名,平均年龄21.44岁(

SD

=1.73),平均使用智能手机时间2年(

SD

=1.58)。被试选择手机属性数量没有显著性别差异(

M

=19.32,

M

=18.96,

t

(48)=0.16,

p

=0.878)。调查得出在购买智能手机时需要考虑屏幕色彩、系统流畅度和播放器音质等21个属性。

3.2 先导研究2——智能手机重要属性筛选

根据先导研究1筛选的属性,通过随机编排,形成了21道题的智能手机重要属性筛选问卷。问卷要求被试选出最重要的5个项目,并按照重要性大小进行排序,以便筛选出消费者在选择智能手机时最重视的属性。排名第一的记为1,第二的为1/2,第三的为1/3,第四的为1/4,第五的为1/5,没有选择的记为0,最后按照分数高低进行筛选。

实验流程与预实验1相似,有50名大学生参与调查,其中男女生各25名,平均年龄20.88岁(

SD

=1.69),平均使用智能手机时间2.50年(

SD

=1.56)。调查确定了消费者选择智能手机时最看重的系统流畅性、性价比和款式等12个属性。前人研究发现消费者购物时参考是5～10条口碑(Purnawirawan et al.,2012),按照各个属性的得分,将12个属性整合成6条口碑。各口碑得分(

M

=16.12,

SD

=3.91)。将各口碑反向,形成了正向和负向各6条口碑。结合各口碑涉及的属性和购物网站上的真实口碑,我们对口碑进行了修改,以保证其“原汁原味”。Racherla和Friske(2012)发现口碑长度会影响消费者对口碑效果的感知,合成后的口碑长度(字数)正向(

M

=36.83,

SD

=3.76),负向(

M

=36.83,

SD

=4.62),

t

(10)<0.01,

p

=1.000,差异不显著。

4 正式实验

4.1 研究设计

本研究的自变量是网络口碑方向和追加形式,形成了2(口碑方向：正向vs.负向)×3(追加形式：不追加vs.追加一致vs.追加不一致)的组间设计;因变量是感知有用性,购买意向和推荐意向;中介变量是满意度;控制变量是调节定向(促进型、预防型)和气质性乐观(乐观性、悲观性)。

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4.2 研究材料

在本研究中,为了排除其他因素对结果的影响,对口碑方向的设置、追加口碑的内容和位置、口碑时间、追加时间、机身颜色、手机套餐、评论者头像、评论者用户名均进行控制。正向和负向指口碑组的总体方向,正向口碑组由6条正向口碑组成;负向口碑组由6条负向口碑组成。追加口碑则指在原口碑之下增加新的口碑,根据序列位置效应(Purnawirawan et al.,2012),为了让被试更大程度地注意到“追加口碑”这个刺激,在首尾和中间的3条口碑后追加口碑。追加一致指追加口碑与原口碑方向一致,如正向追加正向,负向追加负向。追加不一致指追加口碑与原口碑方向不一致,如正向追加负向,负向追加正向。为克服追加形式与追加内容混淆影响,我们控制追加口碑内容与原口碑内容包含属性一致。此外为了避免时间差异对实验结果造成影响,呈现材料中口碑时间限定在2013年04月16日20:42到22:32,每组中口碑的时间设置是一致的。追加口碑时间统一确定为“确认收货后7天追加”。机身颜色全部设为“黑色”,手机套餐全部设置为“官方标配”。口碑的提供者头像为系统默认图像,提供者的名字为5个英文字母组成的无意义单词。

为了避免价格、手机图片等因素对消费者感知手机产生影响,实验中只呈现口碑详情部分,在指导语中采用假想场景,假设被试需要一款智能手机,现在需要通过阅读口碑进行决策。口碑呈现在彩色打印并覆膜的A4图片上,图片仿照淘宝网的口碑详情部分设计,在7组中对产品评价详情部分进行操纵,操纵因素是口碑方向和追加形式。

4.3 被试

151名大学生参加实验,11份由于填写不全被筛除,有效数据140份,回收率92.7%,其中男性70名,女性70名,平均年龄为21.52岁(

SD

=1.51),月可支配收入1347.08元(

SD

=617.93),半年内网购次数12.95次(

SD

=20.09),网购时间3.07年(

SD

=1.52),使用智能手机时间2.26年(

SD

=1.48)。

4.4 流程和测量工具

在实验过程中,参与者首先看到实验指导语：“欢迎您参与本次研究。假如您现在需要换一款智能手机,希望通过阅读商品评论来获得一些信息。下面将会呈现给您关于智能手机的产品评论,请您阅读后回答一些问题,答案没有对错之分,请根据您的第一反应作答即可”,将被试随机分到6组中阅读实验材料。

看完实验材料后,参与者先填写感知口碑有用性量表(Bailey&Pearson,1983),包括3个项目(我觉得这些评论有用,这些评论帮助我明确了对该手机的态度,这些评论帮助我做出了是否购买关于该手机的决定。α=0.73),然后填写购买意向量表：我购买该手机的可能性是(请填写一个从0到100%的概率);推荐意向量表(我会将该手机推荐给我的朋友)(Park&Kim,2009);满意度量表(购买该手机后,我会很不满意/满意),除了购买意向量表,以上问卷均采用7点Likert量表。最后填写特质性调节定向量表(α=0.67)(Florack et al.,2009),生活定向测验−修订版(LOT-R)量表(Scheier,Carver,&Bridges,1994)(α=0.57)和人口统计学信息。

4.5 结果

4.5.1 有用性分析

进行单因变量方差分析,追加形式和口碑方向作为自变量,因变量是感知口碑有用性。结果发现追加形式主效应不显著,

F

(2,114)=0.77,

p

=0.468;口碑方向的主效应不显著,

F

(1,114)=1.18,

p

=0.280,二者的交互作用不显著,

F

(2,114)=1.02,

p

=0.363。各组在感知口碑有用性方面没有显著性差异。因此H1没有得到支持。通过单样本

t

检验可知,被试的总体有用性评分(

M

=4.93,

SD

=1.14)大于量表中间值4(测量采用7点量表),且差异显著(

t

(139)=9.64,

p

<0.01),说明被试普遍认为口碑的有用性较高,认为所呈现的口碑对于他们了解信息和作出决策是有用的。

4.5.2 购买意向分析

由于性别、年龄、年级、专业、月可支配收入、半年内网购次数、网购时间和使用智能手机时间与购买意向的相关均不显著,控制变量调节定向,气质性乐观及二者分别与追加形式的交互作用对购买意向的影响均不显著,感知有用性对购买意向没有显著影响,因而在后续分析中不再考虑这些变量的影响。

为检验追加形式和口碑方向对购买意向的影响,我们进行了两因素方差分析(

R

=0.332),结果可得追加形式主效应显著(

F

(2,114)=3.70,

p

=0.028,η=0.06),不追加组的购买意向(

M

=45.35)显著高于追加不一致组(

M

=32.00),二者均与追加一致组(

M

=39.38)没有显著性差异;口碑方向主效应显著(

F

(1,114)=36.77,

p

<0.001,η=0.24),正向组的购买意向(

M

=51.08)显著高于负向组(

M

=26.73);二者的交互作用显著,

F

(2,114)=6.19,

p

=0.003,η=0.10。进一步对调节作用进行分析,由图2可得,在正向口碑组中,追加形式显著影响购买意向,

F

(2,57)=10.71,

p

<0.001,η=0.27。不追加组 (

M

=63.50)与追加一致组的购买意向(

M

=55.50)不存在显著性差异(

p

=0.226),正追正组购买意向显著高于正不追组没有得到支持。不追加组购买意向(

M

=63.50)显著高于追加不一致组(

M

=34.25)(

p

<0.001),正不追组购买意向显著高于正追负组得到支持。追加一致组购买意向(

M

=55.50)显著高于追加不一致组(

M

=34.25)(

p

=0.002),正追正组购买意向显著高于正追负组得到支持。在负向口碑组中,不追加组(

M

=27.20),追加一致组(

M

=23.25)和追加不一致组(

M

=29.75)的购买意向均没有显著性差异(

F

(2,57)=10.40,

p

=0.674),负追正的购买意向显著高于负不追组和负追负组,负不追组显著高于负追负组没有得到支持。因此H2得到部分支持。

4.5.3 推荐意向分析

由于性别、年龄、年级、专业、月可支配收入、半年内网购次数、网购时间和使用智能手机时间与推荐意向的相关均不显著,控制变量调节定向,气质性乐观及二者与追加形式的交互作用对推荐意向的影响均不显著,感知有用性对推荐意向没有显著影响,因而在分析中不再考虑这些变量的影响。

同理,对消费者推荐意向进行方差分析(

R

=0.233),追加形式主效应不显著(

F

(2,114)=2.86,

p

=0.061),口碑方向主效应显著(

F

(1,114)=19.83,

p

<0.001,η=0.15),正向组的推荐意向(

M

=3.58)显著高于负向组(

M

=2.40);二者的交互作用显著,

F

(2,114)=4.56,

p

=0.012,η=0.07。进一步对调节作用进行分析,由图3可得,在正向口碑组中,追加形式显著影响推荐意向,

F

(2,57)=6.09,

p

=0.004,η=0.18。不追加组(

M

=4.30)与追加一致组(

M

=3.80)的推荐意向不存在显著性差异(

p

=0.307),正追正组推荐意向显著高于正不追组没有得到支持。不追加组(

M

=4.30)显著高于追加不一致组(

M

=2.65)的推荐意向(

p

=0.001),正不追组推荐意向显著高于正追负组得到支持。追加一致组推荐意向(

M

=3.80)显著高于追加不一致组(

M

=2.65)(

p

=0.021),正追正组推荐意向显著高于正追负组得到支持。在负向口碑组中,不追加组(

M

=2.50),追加一致组(

M

=2.10)和追加不一致组(

M

=2.60)的推荐意向均没有显著性差异(

F

(2,57)=0.74,

p

=0.481),负追正组的推荐意向显著高于负不追组和负追负组,负不追组显著高于负追负组没有得到支持。因此H3得到部分支持。

图2 口碑方向与追加形式的交互作用对购买意向的影响

图3 口碑方向与追加形式的交互作用对推荐意向的影响

4.5.4 追加效应分析

纵观研究结果可知,一旦口碑组中出现负向口碑,则购买意向和推荐意向得分偏低。为了排除负面效应,进一步验证追加效应,研究增加一组20人的设计(男女生各10人),实验材料与正向追加负向组一致,但是不以追加形式呈现。结果发现组别的主效应显著(

F

(6,133)=9.89,

p

<0.001,η=0.31),主效应分析可知未追加组购买意向(

M

=48.75)显著高于正向追加负向口碑组(

M

=34.25),

p

=0.040,说明在购买意向上存在追加效应。同理,在推荐意向方面,组别的主效应显著(

F

(6,133)=5.94,

p

<0.001,η=0.21),未追加组(

M

=3.50)的推荐意向高于正向追加负向口碑组(

M

=2.65),

p

=0.071,说明在推荐意向上也存在追加效应。

表1 有中介的调节作用分析

4.5.5 有中介的调节模型

我们参考Hayes(2013)以及叶宝娟和温忠麟(2013)的方法,验证有中介的调节模型。第一步,自变量与调节变量的交互作用显著影响因变量,追加形式和口碑方向的交互作用显著影响购买意向(

X

→

Y

被调节;

F

(2,114)=6.19,

p

=0.003,η=0.10)。第二步,自变量与调节变量的交互作用显著影响中介变量,追加形式和口碑方向的交互作用显著影响满意度(

F

(2,114)=3.43,

p

=0.036,η=0.06),也就是说(

X

→

Med

)被调节;第三步,中介变量显著影响因变量,且交互项的系数降低或不再显著,满意度对购买意向有显著的影响(

Med

→

Y

;β=0.47,

t

=6.50,

p

<0.001);追加形式与口碑方向的交互作用对购买意向的影响降低,但仍然显著(

F(

2,113)=3.34,

p

=0.039,η=0.06),说明追加形式与口碑方向的交互作用通过满意度的部分中介作用,进而影响购买意向。因此H4得到支持。使用bootstrapping进行有中介的调节作用检验可知,当自变量是追加一致与不追加对比时,95%CI(−0.92,18.71),包括0,说明效应不显著。当自变量是追加不一致与不追加对比时,95%CI(−22.22,−2.82),不包括0,说明有中介的调节作用显著。

5 讨论

5.1 研究结果讨论

本研究通过对追加形式和口碑方向进行操纵,检验二者对购买意向的影响。结果表明追加形式和口碑方向的交互作用影响购买意向和推荐意向,当原口碑方向为正向时,未追加组与追加一致组的购买意向和推荐意向没有显著性差异,二者均显著高于追加不一致组。当原口碑方向为负向时,未追加组,追加一致组和追加不一致组的购买意向和推荐意向均没有显著性差异。追加形式和口碑方向的交互作用通过影响消费者的满意度,从而影响购买意向;正向组中,相对于不追加组和追加一致组,口碑追加不一致组满意度降低,导致购买意向下降。然而在负向组中满意度水平普遍较低,不同追加形式组的购买意向没有显著差异。

很多研究者热衷于口碑方向的研究,多次证实负向口碑作用强于正向口碑(Chakravarty et al.,2010;Lee&Koo,2012),然而Vermeulen和Seegers(2009)发现负向口碑作用不如正向口碑。Mudambi和Schuff(2010)提出包含正向和负向信息的双面口碑作用强于单面口碑,Schlosser(2011)提出双面口碑作用不是绝对的,只有与产品评分相匹配才能引发更大的说服力。Sun(2012)提出产品评分的分布范围影响购买意向。纵观口碑方向的研究,发现其从单一口碑方向因素转化为与更多因素的结合,本研究引入网络购物网站的追加形式这一新的研究点,探讨多口碑因素对购买的影响,验证了口碑形式影响消费者满意度,进而影响购买意向的模型。

感知有用性结果显示口碑追加形式和口碑方向对其均没有显著影响,与Filieri(2014)信息源可信度影响感知有用性不一致,但与Racherla和Friske(2012)的研究结果一致,即文本内容不影响有用性评估,只有产品评分影响有用性评估。本研究仅呈现评论文本内容,没有呈现差异性的产品评分,因而感知有用性差异不显著。从评分上来看,Schlosser(2011)提出中等和极端产品评分与口碑的单双面匹配性影响有用性感知,本研究给定的商品评分为4.8分,对于中国网购市场不属于中等或极端得分,因而有用性评分没有显著差异。从实践上,Racherla和Friske(2012)指出评论者的专业性和声誉影响有用性评估。本研究对评论者专业性、声誉、口碑真实性、属性信息重要性和口碑长度进行控制,从真实网站上选择产品属性,保证每条口碑包含明确的产品属性信息,统一口碑内容正负向长度一致,保证其原汁原味,因而感知有用性水平没有显著差异。

本研究表明口碑方向在追加形式对购买意向和推荐意向影响中发挥调节作用。从结果来看,原口碑为正向和负向时,追加一致均没有出现购买意向的显著上升或下降,与Jiménez和Mendoza(2013)研究结果不一致。推测可能是网络购物本身存在一定的风险,随着其蓬勃发展,各种现象层出不穷,专业好评师和专业差评师也应运而生,消费者面临此种情景会更加谨慎,因而没有一致情况下的增量效应。另一方面可能是口碑对购买意向的影响有一定的限度(threshold),因此追加一致口碑信息,购买意向没有显著变化。只有增加其他一致的属性信息如品牌等,购买意向才会发生改变。原口碑为正向时,追加不一致时购买意向显著降低,说明负面效应和偏好削弱效应的存在,而通过将其与同样内容但不以追加形式呈现的口碑组相比,发现其购买意向显著低于后者,即负向的追加口碑效应强于负向的普通口碑,证实追加效应的存在。从而说明在网络购物中,相对于普通口碑,追加口碑对于购买决策更重要。原口碑为负向时,购买意向普遍较低,说明网络购物具有更多的不确定性,可供加工的信息线索有限,采用启发式加工,当出现负向追加口碑时,认为其产品质量较差,因此基于产品性能信息而形成的产品满意度较低,消费者在选择商品时会有意识的规避风险,购买意向和推荐意向也较低。不追加口碑与追加不一致的购买意向没有显著性差异,说明不一致信息虽然具有改变消费者态度的作用(Miyazaki et al.,2005),激发对信息的精细加工(Jonas,Diehl,&Brömer,1997),但是负面口碑带来的风险和不确定性掩盖了追加效应和偏好支持效应。Osgood和Tannenbaum(1955)的一致性原则(Principle of Congruity)认为消费者阅读信息时,会认可与已有态度一致的信息,当消费者看到负面口碑,形成了消极态度,即使之后看到正面口碑,也会更加认可之前获得的信息,购买意向不会有显著上升。

5.2 理论意义

本研究从线索一致性理论和认知失调理论的角度,首次探讨中国企业实践中的新现象追加口碑对购买意向的影响,详细探讨原口碑方向与追加口碑方向二者的不同匹配方式通过满意度作用于购买意向,完善了口碑研究框架。在调节作用方面,本研究从口碑方向的角度探讨追加形式对购买意向影响的边界条件,可以帮助理解原口碑方向与追加口碑方向的一致性对购买意向的不同影响。在中介机制方面,本文解释了口碑影响购买意向的作用机制,为口碑效应提供了理论依据。

本研究证明了追加效应的存在,证实了认知失调理论在网购情境中的适用性,但在出现负向口碑时,二者的效应均被消极效应掩盖。本研究还发现线索一致性理论的局限性,当信息仅包括产品单要素如口碑,而缺乏生产厂商声誉、品牌等多要素时(Miyazaki et al.,2005),线索一致性理论的作用不显著。

5.3 实践启示

本研究结果给电子商务中商家管理口碑时带来一定的启发。第一,追加口碑作用的发挥需要一定的条件,只有当原口碑方向为正向,追加负向口碑时才对购买意向有显著影响,且其影响是消极的。当原口碑方向为负向时,负面效应掩盖了追加效应。因此,在实际的网络市场营销中,当商家在管理口碑时,不需要一味的偏爱追加口碑,因为其效果可能是适得其反的。建议商家注重产品质量和售后服务,减少能够引起购买意向显著下降的负向追加口碑的出现。应从其他方面,如口碑数量、销售量等方面采取策略,通过关注和提升消费者满意度,增加购买行为。第二,消费者需要正确认识追加口碑的作用,有选择性的参考信息,避免受到虚假信息的影响,通过全面搜集和整合产品信息,作出购买决策。

5.4 研究局限与展望

本研究也存在一定的局限性,有待进一步完善。第一,为避免负面效应和其他因素交叉影响,本研究实验材料中正向组的口碑方向都是正向的,负向组中的口碑方向都是负向的,与真实网站中的正负向口碑同时呈现的情况具有一定的差异,因而生态效度较低,今后可以通过操纵每条口碑的重要性,在口碑组中同时呈现正负向口碑,以更符合消费者的决策环境。第二,本研究采用想象方式让被试进入实验情景,Yazdanparast和Spears(2013))分别通过虚拟网站和想象方式研究触摸需求对购买意向的影响,发现两种情况下研究结果没有显著性差异,因而本研究虽然没有与网页实际购买相结合,但是二者效应可能没有显著差异。为提升外部效度,未来研究应该致力于与真实的网站和购买相结合。第三,评论者的身份信息是其获得声誉的前提,有助于提高口碑的有效性,本研究将评论者身份信息统一设置成匿名无等级评分者,今后可以探讨不同等级评论者与追加效应的影响。第四,本研究为排除相关因素对购买意向的影响,对产品,评论者和商家等因素均进行控制,今后可以探索其与追加形式的组合对购买意向的影响。第五,追加口碑与原口碑的关系,消费者发送追加口碑的动机有利于进一步探讨追加口碑背后的机制,也是未来值得研究的方向。

6 结论

本研究旨在探讨口碑追加形式对购买意向的影响,尤其是满意度的中介作用和口碑方向的调节作用。研究发现：(1)口碑方向调节追加形式对消费者购买意向的影响。当阅读正向口碑时,正向不追加口碑和正向追加正向口碑的购买意向没有显著性差异,二者均显著高于正向追加负向口碑。当阅读负向口碑时,负向不追加口碑、负向追加正向口碑和负向追加负向口碑的购买意向没有显著性差异。(2)有中介的调节作用模型：满意度在追加形式与口碑方向的交互作用对购买意向影响中起到部分中介作用。

致谢：

感谢张硕阳博士和王琎同学对本文英文摘要的修改和润色,感谢李占星和刘彤同学对本文修改提出的宝贵建议。Arndt,J.(1967).Role of product-related conversations in the diffusion of a new product.

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