李 信 陳毅文

(1中國科學(xué)院心理研究所行為科學(xué)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,北京 100101)(2中國科學(xué)院大學(xué),北京 100049)

1 引言

隨著信息技術(shù)的發(fā)展,網(wǎng)絡(luò)購物越來越成為一種潮流,越來越多的消費(fèi)者通過網(wǎng)絡(luò)購買自己需要的產(chǎn)品。與傳統(tǒng)購物相比,網(wǎng)絡(luò)購物獲得的產(chǎn)品信息相對(duì)較少,因而網(wǎng)絡(luò)口碑在網(wǎng)絡(luò)購物決策中發(fā)揮著重要的作用?，F(xiàn)有口碑研究框架以Hovland,Janis和Kelley(1953)的信息傳遞理論為基礎(chǔ),探討提供者特征、口碑特征、接受者特征對(duì)消費(fèi)者態(tài)度的影響。很多研究者對(duì)網(wǎng)絡(luò)口碑特征進(jìn)行研究,從口碑?dāng)?shù)量(Khare,Labrecque,&Asare,2011)、評(píng)分(Racherla&Friske,2012)、口碑內(nèi)容方向性(Zhang,Craciun,&Shin,2010)和屬性(Park&Kim,2009)、內(nèi)容與評(píng)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(duì)購買意向相關(guān)變量的影響,然而較少對(duì)口碑信息結(jié)構(gòu)進(jìn)行探討。

近幾年中國網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)市場中C2C網(wǎng)站在口碑信息結(jié)構(gòu)中設(shè)置了追加口碑,而在實(shí)際網(wǎng)絡(luò)購物中,消費(fèi)者表示,在閱讀網(wǎng)上產(chǎn)品口碑時(shí)他們更偏愛追加口碑,更信任從追加口碑中獲得的信息,認(rèn)為追加口碑對(duì)他們的決策更有指導(dǎo)意義。本研究以線索一致性理論和認(rèn)知失調(diào)理論為基礎(chǔ),從口碑追加形式這個(gè)角度入手,采用實(shí)驗(yàn)研究探討C2C網(wǎng)站上口碑追加形式和口碑方向與購買意向之間的關(guān)系。本研究有望完善口碑特征相關(guān)研究,確立口碑信息結(jié)構(gòu)在消費(fèi)者感知口碑效應(yīng)上的作用;在實(shí)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(xué)地認(rèn)識(shí)追加口碑的作用,更大程度上發(fā)揮口碑作用,增加銷售額。

2 文獻(xiàn)綜述和研究假設(shè)

2.1 口碑方向與購買意向

傳統(tǒng)口碑(Traditional word of mouth)是通過口頭交流方式對(duì)產(chǎn)品或服務(wù)進(jìn)行信息評(píng)價(jià),從而進(jìn)行人際溝通的行為(Arndt,1967)。網(wǎng)絡(luò)口碑(Electronic word of mouth)指公司或者消費(fèi)者通過論壇、口碑網(wǎng)等網(wǎng)絡(luò)渠道和其他人分享產(chǎn)品和服務(wù)的觀點(diǎn)、想法和感受(Schindler&Bickart,2005),如豆瓣上的口碑,電子商務(wù)網(wǎng)站的口碑等。網(wǎng)絡(luò)口碑的分布范圍廣泛,不僅在博客、論壇、口碑網(wǎng)站和商品網(wǎng)站上,還經(jīng)常出現(xiàn)在電子公告、新聞組和社交網(wǎng)站上(Cheung&Lee,2012)。與傳統(tǒng)口碑相比,網(wǎng)絡(luò)口碑的靈活性更強(qiáng),傳播速度更快(Park&Lee,2009);交流信息保存的時(shí)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(nèi)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(fù)向口碑。中立口碑指內(nèi)容沒有明確指向的口碑,由于消費(fèi)者更偏好有指向性的信息,因而正向和負(fù)向口碑的有用性高于中立口碑(Purnawirawan,De Pelsmacker,&Dens,2012)。正向口碑指關(guān)于商品和服務(wù)的口碑指向是正向的,反之負(fù)向口碑指向內(nèi)容是負(fù)向的。很多研究者熱衷于對(duì)口碑的指向進(jìn)行研究,并得出較為一致的結(jié)論：負(fù)向口碑作用大于正向口碑。Park和Lee(2009)發(fā)現(xiàn)負(fù)向口碑更容易喚起消費(fèi)者的風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)和不確定性,其影響大于正向口碑。Chakravarty,Liu和Mazumdar(2010)發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者對(duì)電影進(jìn)行評(píng)價(jià)時(shí),負(fù)向口碑的作用大于正向口碑。Yang和Mai(2010)研究網(wǎng)絡(luò)游戲時(shí)發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者在口碑網(wǎng)站搜尋信息時(shí),產(chǎn)品負(fù)向口碑比正向口碑對(duì)消費(fèi)者的影響更大。Verhagen,Nauta和Felberg(2013)發(fā)現(xiàn)報(bào)告負(fù)向口碑的人會(huì)減少重復(fù)購買意向,增加品牌轉(zhuǎn)換意向。然而還有另外的研究發(fā)現(xiàn)負(fù)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(fā)現(xiàn)正向口碑對(duì)消費(fèi)者行為存在積極作用,可以提升對(duì)旅館的態(tài)度;但是負(fù)向口碑對(duì)消費(fèi)者行為的影響相對(duì)較小。如果消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量的信任度很高,負(fù)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(fù)向信息的全面性也會(huì)影響口碑作用。Mudambi和Schuff(2010)提出包括產(chǎn)品正負(fù)兩方面信息的口碑感知有用性更高。Schlosser(2011)發(fā)現(xiàn)口碑的單雙面和評(píng)分的匹配性也影響著口碑效應(yīng),當(dāng)評(píng)分為中等時(shí),雙面口碑比單面口碑更有用;當(dāng)評(píng)分極端時(shí)(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(fèi)者發(fā)生購買行為的可能性,購買意向可以有效預(yù)測實(shí)際購買行為,購買意向越強(qiáng),實(shí)施購買行為的可能性越大(Cheung&Thadani,2012)。產(chǎn)品按照不同功能屬性可以分為促進(jìn)定向產(chǎn)品和預(yù)防定向的產(chǎn)品,前者是增加生活樂趣的產(chǎn)品;后者是保障生活安全的產(chǎn)品。產(chǎn)品類型調(diào)節(jié)口碑方向?qū)φf服力的影響,當(dāng)評(píng)價(jià)促進(jìn)定向目標(biāo)產(chǎn)品時(shí),認(rèn)為正向口碑比負(fù)向口碑更有說服力,當(dāng)評(píng)價(jià)預(yù)防定向目標(biāo)產(chǎn)品時(shí),認(rèn)為負(fù)向口碑比正向口碑更有說服力(Zhang et al.,2010)。Chakravarty等人(2010)發(fā)現(xiàn)較少去電影院的消費(fèi)者更容易被負(fù)向口碑說服,而電影院的?？褪茇?fù)向口碑的影響較小。單面口碑與極端評(píng)分的匹配說服力更強(qiáng)(Schlosser,2011)。Sun(2012)提出影響購買意向的不是單個(gè)的評(píng)分,而是產(chǎn)品評(píng)分的分布范圍。研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品評(píng)分的平均分和標(biāo)準(zhǔn)差對(duì)購買意向產(chǎn)生影響,產(chǎn)品平均分低的產(chǎn)品,標(biāo)準(zhǔn)差高,增加利潤。產(chǎn)品平均分高,標(biāo)準(zhǔn)差高會(huì)讓搖擺不定的消費(fèi)者離開,減少利潤?？诒?dāng)?shù)量調(diào)節(jié)口碑方向?qū)徺I意向影響,口碑?dāng)?shù)量多時(shí),口碑得分越高,口碑可信度越高,購買意向越強(qiáng);相反,口碑?dāng)?shù)量少時(shí),口碑得分高,口碑真實(shí)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(wǎng)和天貓商城的一種口碑呈現(xiàn)方式,當(dāng)交易成功且買方(口碑提供者)單方評(píng)價(jià)后即可追加口碑,追加口碑開放時(shí)間為交易成功后的180天之內(nèi),買方將有一次追加口碑的機(jī)會(huì),僅限追加口碑,不能進(jìn)行好中差評(píng)及店鋪動(dòng)態(tài)評(píng)分,賣家也會(huì)隨之多一次解釋機(jī)會(huì),追加口碑無法進(jìn)行修改或者刪除。一般而言,追加口碑是消費(fèi)者使用產(chǎn)品一段時(shí)間后的心得體驗(yàn),因而追加口碑中的正向口碑和負(fù)向口碑都很受關(guān)注。

Cacioppo和Petty(1984)提出精細(xì)加工可能性模型(Elaboration Likelihood Model,ELM),認(rèn)為個(gè)體態(tài)度改變依賴雙重加工途徑,中心途徑和外周途徑。當(dāng)消費(fèi)者對(duì)于商品信息了解詳盡時(shí),精細(xì)加工的可能性較高,更多的運(yùn)用中心途徑,認(rèn)真考慮和綜合產(chǎn)品本身各項(xiàng)特征來作出決策。但在網(wǎng)絡(luò)購物環(huán)境下,網(wǎng)絡(luò)提供的商品信息有限,大多數(shù)消費(fèi)者獲得產(chǎn)品本身信息較少,精細(xì)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(píng)價(jià)數(shù)量等進(jìn)行信息處理。

人們?cè)谫徺I商品時(shí),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(fèi)者額外付出的口碑活動(dòng),包含使用經(jīng)驗(yàn)更豐富,是對(duì)產(chǎn)品更全面、更可靠的認(rèn)識(shí)。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(yù)網(wǎng)站的口碑信息,可信度更高,對(duì)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(duì)決策的影響更大(Filieri,2014)。追加口碑代表消費(fèi)者更多的使用經(jīng)驗(yàn)和用戶體驗(yàn),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(duì)購買決策的影響力更大,有用性更高。

H1：追加形式影響消費(fèi)者感知口碑的有用性,閱讀有追加的口碑組時(shí)消費(fèi)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(rèn)為相對(duì)于不一致的信息,一致性信息對(duì)質(zhì)量判斷更有用。如果呈現(xiàn)口碑方向一致的信息,信息對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量感知更有參考價(jià)值,說服效果會(huì)增強(qiáng)。Jiménez和Mendoza(2013)也認(rèn)為信息一致性影響購買意向。因此我們推測：當(dāng)原口碑方向?yàn)檎驎r(shí),追加與原口碑方向一致(正向)的口碑信息時(shí),偏好會(huì)增強(qiáng);當(dāng)原口碑方向?yàn)樨?fù)向時(shí),追加與原口碑方向一致(負(fù)向)的口碑,信息對(duì)決策的影響更大。具體而言,正向口碑的匹配會(huì)提升口碑的積極效果,購買意向相對(duì)于不追加組顯著上升;負(fù)向口碑的匹配會(huì)增強(qiáng)口碑的消極效應(yīng),購買意向相對(duì)于不追加組顯著下降。

人們總是偏好一致性信息(Osgood&Tannenbaum,1955),當(dāng)面對(duì)不一致信息時(shí),個(gè)體傾向于改變對(duì)信息內(nèi)容的評(píng)價(jià)或改變對(duì)信息源評(píng)價(jià),達(dá)到減少不一致的目的(Festinger,1962)。認(rèn)知失調(diào)理論(Theory of Cognitive Dissonance)認(rèn)為個(gè)體發(fā)現(xiàn)不一致信息時(shí),會(huì)感受到心理沖突和緊張不安,希望通過態(tài)度或行為改變減少這種不一致。產(chǎn)品質(zhì)量的研究表明,當(dāng)呈現(xiàn)不一致產(chǎn)品信息時(shí),個(gè)體態(tài)度會(huì)發(fā)生改變(Miyazaki,Grewal,&Goodstein,2005)。當(dāng)面對(duì)原口碑與追加口碑不一致的情況,人們?yōu)榱藴p少不一致,會(huì)改變對(duì)于信息源的評(píng)價(jià),認(rèn)為追加口碑信息源可信度更高,其信息內(nèi)容對(duì)決策影響更大。因此我們推測：當(dāng)原口碑方向?yàn)檎?追加不一致(負(fù)向)信息,由于追加口碑信息影響更大,負(fù)向的追加口碑效應(yīng)超過正向的原口碑,因而偏好被削弱,購買意向相對(duì)于不追加組下降;當(dāng)原口碑方向?yàn)樨?fù)向,追加不一致(正向)信息,消極效應(yīng)會(huì)降低,購買意向相對(duì)于不追加組會(huì)上升。綜上所述,我們提出：

H2.口碑方向調(diào)節(jié)追加形式對(duì)購買意向的影響。當(dāng)閱讀正向口碑時(shí),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(fù)組,正不追組購買意向顯著高于正追負(fù)組。當(dāng)閱讀負(fù)向口碑時(shí),負(fù)追正的購買意向顯著高于負(fù)不追組和負(fù)追負(fù)組,負(fù)不追組顯著高于負(fù)追負(fù)組。

H3.口碑方向調(diào)節(jié)追加形式對(duì)推薦意向的影響。當(dāng)閱讀正向口碑時(shí),正追正組的推薦意向顯著高于正不追組和正追負(fù)組,正不追組顯著高于正追負(fù)組。當(dāng)閱讀負(fù)向口碑時(shí),負(fù)追正組的推薦意向顯著高于負(fù)不追組和負(fù)追負(fù)組,負(fù)不追組顯著高于負(fù)追負(fù)組。

2.3 其它因素對(duì)購買意向的影響

口碑?dāng)?shù)量影響購買意向,口碑?dāng)?shù)量作為商品評(píng)價(jià)的次要線索,可以影響即時(shí)銷售額(Duan,Gu,&Whinston,2008),增加口碑積極效應(yīng),減少不確定性,緩解購買風(fēng)險(xiǎn),影響消費(fèi)者對(duì)網(wǎng)上口碑的評(píng)估(Khare et al.,2011;Park&Kim,2009),尤其對(duì)低專業(yè)人員的購買意向影響較大(Park&Kim,2009)?？诒尸F(xiàn)形式影響購買意向,Jin(2009)提出在互動(dòng)營銷中卷入度調(diào)節(jié)口碑呈現(xiàn)形式對(duì)購買意向的影響,呈現(xiàn)聲音信息可以提高高卷入度消費(fèi)者的購買意向;但對(duì)于低卷入度消費(fèi)者沒有顯著影響。產(chǎn)品銷售量正向影響購買意向(Khare et al.,2011),品牌熟悉度調(diào)節(jié)口碑方向?qū)徺I的影響(Racherla&Friske,2012),品牌與自身信念的一致程度可以預(yù)測購買意向(Bian&Forsythe,2012)。本研究在實(shí)驗(yàn)操作中對(duì)以上變量進(jìn)行控制,控制口碑?dāng)?shù)量一致,評(píng)分一致,銷售量一致,統(tǒng)一呈現(xiàn)文字口碑,未設(shè)置品牌信息。

調(diào)節(jié)定向理論將自我調(diào)節(jié)系統(tǒng)分為促進(jìn)定向和預(yù)防定向,促進(jìn)定向的個(gè)體追求成就和進(jìn)步,關(guān)注積極結(jié)果;而預(yù)防定向個(gè)體追求安全和保障,關(guān)注消極結(jié)果。Florack,Ineichen和Bieri(2009)提出同時(shí)呈現(xiàn)正向和負(fù)向信息,預(yù)防定向個(gè)體對(duì)負(fù)面信息更敏感,對(duì)產(chǎn)品評(píng)價(jià)低于促進(jìn)定向個(gè)體,購買意向更低。氣質(zhì)性樂觀是一種穩(wěn)定的人格特質(zhì),是人們對(duì)未來美好結(jié)果的總體期望,具有跨時(shí)間和情境的一致性(Scheier,Weintraub,&Carver,1986)。姚琦等的研究發(fā)現(xiàn)促進(jìn)定向個(gè)體與樂觀和悲觀存在顯著相關(guān),高促進(jìn)定向個(gè)體更傾向于樂觀,低促進(jìn)定向個(gè)體更傾向于悲觀,因而消費(fèi)者的樂觀性與悲觀性可能對(duì)消費(fèi)者購買意向產(chǎn)生一定的影響。本研究將調(diào)節(jié)定向和氣質(zhì)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(duì)產(chǎn)品和服務(wù)滿足其需要和期望水平的評(píng)估,指顧客對(duì)之前購物經(jīng)歷的滿意程度(Bai,Law,&Wen,2008)。以往研究將滿意度看成消費(fèi)者在購買商品或服務(wù)之后所產(chǎn)生的一種不確定性、遺憾或快樂等情緒狀態(tài),而本研究中將滿意度看成一種態(tài)度(Tudoran,Olsen,&Dopico,2012),指消費(fèi)者在購買前,通過整合產(chǎn)品性能特征信息形成的對(duì)產(chǎn)品的態(tài)度。

追加口碑內(nèi)容上是對(duì)產(chǎn)品使用效果的體驗(yàn),信息源可信度高。如果追加正向口碑,這種滿意的產(chǎn)品經(jīng)驗(yàn)會(huì)使消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品的評(píng)價(jià)上升,形成對(duì)產(chǎn)品較好的印象,因而對(duì)產(chǎn)品的滿意度也相應(yīng)上升。反之,如果追加負(fù)向口碑,則這種不滿意的產(chǎn)品經(jīng)驗(yàn)會(huì)使消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品的評(píng)價(jià)下降,相應(yīng)的對(duì)產(chǎn)品產(chǎn)生懷疑,對(duì)產(chǎn)品的滿意度也相應(yīng)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(duì)購買意向有顯著影響(Kuo,Wu,&Deng,2009;Mittal&Kamakura,2001),Bai等人(2008)發(fā)現(xiàn)可以通過提高消費(fèi)者的滿意度影響購買意向。當(dāng)消費(fèi)者滿意度水平較高時(shí),購買的意向也會(huì)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(duì)購買意向的影響中發(fā)揮中介作用,目前尚不清楚。因此我們提出的研究假設(shè)如下：

H4.有中介的調(diào)節(jié)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(jìn)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(dǎo)研究

本研究的先導(dǎo)研究包括兩部分,第一是選出網(wǎng)上購買智能手機(jī)時(shí)需要考慮的手機(jī)屬性;第二是篩選購買智能手機(jī)時(shí)重點(diǎn)考慮的屬性,并將其組合成口碑,轉(zhuǎn)向,形成包含重要屬性的正向與負(fù)向的口碑,從而形成正式的實(shí)驗(yàn)材料。

3.1 先導(dǎo)研究1——智能手機(jī)所需屬性篩選

本研究選定的產(chǎn)品是智能手機(jī),主要基于以下3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)：(1)在大學(xué)生中使用率較高,在網(wǎng)絡(luò)購買中比較謹(jǐn)慎,比較重視參考網(wǎng)絡(luò)口碑信息。(2)產(chǎn)品屬性比較明確,有利于消費(fèi)者將口碑體驗(yàn)遷移到自身的購物體驗(yàn)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(jī)的屬性評(píng)價(jià)要素,研究者首先從淘寶網(wǎng)、天貓商城和京東商城中找出真實(shí)的產(chǎn)品口碑,每個(gè)網(wǎng)站選取100條,一共300條口碑。然后對(duì)口碑進(jìn)行分類,同義整合,確立了包括手機(jī)屏幕、外形、攝像頭、電池、性價(jià)比等在內(nèi)的屬性。為避免負(fù)面效應(yīng),所有項(xiàng)目均采用正向方式描述;為保證被試看完所有項(xiàng)目,指導(dǎo)語中寫到“請(qǐng)逐條閱讀下列句子,在您認(rèn)為重要的句子前面的括號(hào)劃“√”,需要注意的是這些可選擇的句子個(gè)數(shù)沒有限制”。通過隨機(jī)編排文本,最終形成了42道題目的智能手機(jī)屬性評(píng)價(jià)要素問卷。被試選擇的記為“1”,未選擇的記為“0”,最終按照分?jǐn)?shù)高低進(jìn)行篩選。

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

SD

=1.73),平均使用智能手機(jī)時(shí)間2年(

SD

=1.58)。被試選擇手機(jī)屬性數(shù)量沒有顯著性別差異(

M

=19.32,

M

=18.96,

t

(48)=0.16,

p

=0.878)。調(diào)查得出在購買智能手機(jī)時(shí)需要考慮屏幕色彩、系統(tǒng)流暢度和播放器音質(zhì)等21個(gè)屬性。

3.2 先導(dǎo)研究2——智能手機(jī)重要屬性篩選

根據(jù)先導(dǎo)研究1篩選的屬性,通過隨機(jī)編排,形成了21道題的智能手機(jī)重要屬性篩選問卷。問卷要求被試選出最重要的5個(gè)項(xiàng)目,并按照重要性大小進(jìn)行排序,以便篩選出消費(fèi)者在選擇智能手機(jī)時(shí)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?jǐn)?shù)高低進(jìn)行篩選。

實(shí)驗(yàn)流程與預(yù)實(shí)驗(yàn)1相似,有50名大學(xué)生參與調(diào)查,其中男女生各25名,平均年齡20.88歲(

SD

=1.69),平均使用智能手機(jī)時(shí)間2.50年(

SD

=1.56)。調(diào)查確定了消費(fèi)者選擇智能手機(jī)時(shí)最看重的系統(tǒng)流暢性、性價(jià)比和款式等12個(gè)屬性。前人研究發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者購物時(shí)參考是5～10條口碑(Purnawirawan et al.,2012),按照各個(gè)屬性的得分,將12個(gè)屬性整合成6條口碑。各口碑得分(

M

=16.12,

SD

=3.91)。將各口碑反向,形成了正向和負(fù)向各6條口碑。結(jié)合各口碑涉及的屬性和購物網(wǎng)站上的真實(shí)口碑,我們對(duì)口碑進(jìn)行了修改,以保證其“原汁原味”。Racherla和Friske(2012)發(fā)現(xiàn)口碑長度會(huì)影響消費(fèi)者對(duì)口碑效果的感知,合成后的口碑長度(字?jǐn)?shù))正向(

M

=36.83,

SD

=3.76),負(fù)向(

M

=36.83,

SD

=4.62),

t

(10)<0.01,

p

=1.000,差異不顯著。

4 正式實(shí)驗(yàn)

4.1 研究設(shè)計(jì)

本研究的自變量是網(wǎng)絡(luò)口碑方向和追加形式,形成了2(口碑方向：正向vs.負(fù)向)×3(追加形式：不追加vs.追加一致vs.追加不一致)的組間設(shè)計(jì);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(diào)節(jié)定向(促進(jìn)型、預(yù)防型)和氣質(zhì)性樂觀(樂觀性、悲觀性)。

母親大概是被他太長時(shí)間的頹廢狀態(tài)氣壞了，脫口而出，“你看看你現(xiàn)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(xié)了，認(rèn)命地接受了他的后半生。也有朋友調(diào)侃他，他跟丁小慧結(jié)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(duì)結(jié)果的影響,對(duì)口碑方向的設(shè)置、追加口碑的內(nèi)容和位置、口碑時(shí)間、追加時(shí)間、機(jī)身顏色、手機(jī)套餐、評(píng)論者頭像、評(píng)論者用戶名均進(jìn)行控制。正向和負(fù)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(fù)向口碑組由6條負(fù)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(jù)序列位置效應(yīng)(Purnawirawan et al.,2012),為了讓被試更大程度地注意到“追加口碑”這個(gè)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(fù)向追加負(fù)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(fù)向,負(fù)向追加正向。為克服追加形式與追加內(nèi)容混淆影響,我們控制追加口碑內(nèi)容與原口碑內(nèi)容包含屬性一致。此外為了避免時(shí)間差異對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果造成影響,呈現(xiàn)材料中口碑時(shí)間限定在2013年04月16日20:42到22:32,每組中口碑的時(shí)間設(shè)置是一致的。追加口碑時(shí)間統(tǒng)一確定為“確認(rèn)收貨后7天追加”。機(jī)身顏色全部設(shè)為“黑色”,手機(jī)套餐全部設(shè)置為“官方標(biāo)配”?？诒奶峁┱哳^像為系統(tǒng)默認(rèn)圖像,提供者的名字為5個(gè)英文字母組成的無意義單詞。

為了避免價(jià)格、手機(jī)圖片等因素對(duì)消費(fèi)者感知手機(jī)產(chǎn)生影響,實(shí)驗(yàn)中只呈現(xiàn)口碑詳情部分,在指導(dǎo)語中采用假想場景,假設(shè)被試需要一款智能手機(jī),現(xiàn)在需要通過閱讀口碑進(jìn)行決策。口碑呈現(xiàn)在彩色打印并覆膜的A4圖片上,圖片仿照淘寶網(wǎng)的口碑詳情部分設(shè)計(jì),在7組中對(duì)產(chǎn)品評(píng)價(jià)詳情部分進(jìn)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(xué)生參加實(shí)驗(yàn),11份由于填寫不全被篩除,有效數(shù)據(jù)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(

SD

=1.51),月可支配收入1347.08元(

SD

=617.93),半年內(nèi)網(wǎng)購次數(shù)12.95次(

SD

=20.09),網(wǎng)購時(shí)間3.07年(

SD

=1.52),使用智能手機(jī)時(shí)間2.26年(

SD

=1.48)。

4.4 流程和測量工具

在實(shí)驗(yàn)過程中,參與者首先看到實(shí)驗(yàn)指導(dǎo)語：“歡迎您參與本次研究。假如您現(xiàn)在需要換一款智能手機(jī),希望通過閱讀商品評(píng)論來獲得一些信息。下面將會(huì)呈現(xiàn)給您關(guān)于智能手機(jī)的產(chǎn)品評(píng)論,請(qǐng)您閱讀后回答一些問題,答案沒有對(duì)錯(cuò)之分,請(qǐng)根據(jù)您的第一反應(yīng)作答即可”,將被試隨機(jī)分到6組中閱讀實(shí)驗(yàn)材料。

看完實(shí)驗(yàn)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(gè)項(xiàng)目(我覺得這些評(píng)論有用,這些評(píng)論幫助我明確了對(duì)該手機(jī)的態(tài)度,這些評(píng)論幫助我做出了是否購買關(guān)于該手機(jī)的決定。α=0.73),然后填寫購買意向量表：我購買該手機(jī)的可能性是(請(qǐng)?zhí)顚懸粋€(gè)從0到100%的概率);推薦意向量表(我會(huì)將該手機(jī)推薦給我的朋友)(Park&Kim,2009);滿意度量表(購買該手機(jī)后,我會(huì)很不滿意/滿意),除了購買意向量表,以上問卷均采用7點(diǎn)Likert量表。最后填寫特質(zhì)性調(diào)節(jié)定向量表(α=0.67)(Florack et al.,2009),生活定向測驗(yàn)?修訂版(LOT-R)量表(Scheier,Carver,&Bridges,1994)(α=0.57)和人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息。

4.5 結(jié)果

4.5.1 有用性分析

進(jìn)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(jié)果發(fā)現(xiàn)追加形式主效應(yīng)不顯著,

F

(2,114)=0.77,

p

=0.468;口碑方向的主效應(yīng)不顯著,

F

(1,114)=1.18,

p

=0.280,二者的交互作用不顯著,

F

(2,114)=1.02,

p

=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

t

檢驗(yàn)可知,被試的總體有用性評(píng)分(

M

=4.93,

SD

=1.14)大于量表中間值4(測量采用7點(diǎn)量表),且差異顯著(

t

(139)=9.64,

p

<0.01),說明被試普遍認(rèn)為口碑的有用性較高,認(rèn)為所呈現(xiàn)的口碑對(duì)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(jí)、專業(yè)、月可支配收入、半年內(nèi)網(wǎng)購次數(shù)、網(wǎng)購時(shí)間和使用智能手機(jī)時(shí)間與購買意向的相關(guān)均不顯著,控制變量調(diào)節(jié)定向,氣質(zhì)性樂觀及二者分別與追加形式的交互作用對(duì)購買意向的影響均不顯著,感知有用性對(duì)購買意向沒有顯著影響,因而在后續(xù)分析中不再考慮這些變量的影響。

為檢驗(yàn)追加形式和口碑方向?qū)徺I意向的影響,我們進(jìn)行了兩因素方差分析(

R

=0.332),結(jié)果可得追加形式主效應(yīng)顯著(

F

(2,114)=3.70,

p

=0.028,η=0.06),不追加組的購買意向(

M

=45.35)顯著高于追加不一致組(

M

=32.00),二者均與追加一致組(

M

=39.38)沒有顯著性差異;口碑方向主效應(yīng)顯著(

F

(1,114)=36.77,

p

<0.001,η=0.24),正向組的購買意向(

M

=51.08)顯著高于負(fù)向組(

M

=26.73);二者的交互作用顯著,

F

(2,114)=6.19,

p

=0.003,η=0.10。進(jìn)一步對(duì)調(diào)節(jié)作用進(jìn)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,

F

(2,57)=10.71,

p

<0.001,η=0.27。不追加組 (

M

=63.50)與追加一致組的購買意向(

M

=55.50)不存在顯著性差異(

p

=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(

M

=63.50)顯著高于追加不一致組(

M

=34.25)(

p

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

M

=55.50)顯著高于追加不一致組(

M

=34.25)(

p

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

M

=27.20),追加一致組(

M

=23.25)和追加不一致組(

M

=29.75)的購買意向均沒有顯著性差異(

F

(2,57)=10.40,

p

=0.674),負(fù)追正的購買意向顯著高于負(fù)不追組和負(fù)追負(fù)組,負(fù)不追組顯著高于負(fù)追負(fù)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(jí)、專業(yè)、月可支配收入、半年內(nèi)網(wǎng)購次數(shù)、網(wǎng)購時(shí)間和使用智能手機(jī)時(shí)間與推薦意向的相關(guān)均不顯著,控制變量調(diào)節(jié)定向,氣質(zhì)性樂觀及二者與追加形式的交互作用對(duì)推薦意向的影響均不顯著,感知有用性對(duì)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(duì)消費(fèi)者推薦意向進(jìn)行方差分析(

R

=0.233),追加形式主效應(yīng)不顯著(

F

(2,114)=2.86,

p

=0.061),口碑方向主效應(yīng)顯著(

F

(1,114)=19.83,

p

<0.001,η=0.15),正向組的推薦意向(

M

=3.58)顯著高于負(fù)向組(

M

=2.40);二者的交互作用顯著,

F

(2,114)=4.56,

p

=0.012,η=0.07。進(jìn)一步對(duì)調(diào)節(jié)作用進(jìn)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,

F

(2,57)=6.09,

p

=0.004,η=0.18。不追加組(

M

=4.30)與追加一致組(

M

=3.80)的推薦意向不存在顯著性差異(

p

=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(

M

=4.30)顯著高于追加不一致組(

M

=2.65)的推薦意向(

p

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

M

=3.80)顯著高于追加不一致組(

M

=2.65)(

p

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

M

=2.50),追加一致組(

M

=2.10)和追加不一致組(

M

=2.60)的推薦意向均沒有顯著性差異(

F

(2,57)=0.74,

p

=0.481),負(fù)追正組的推薦意向顯著高于負(fù)不追組和負(fù)追負(fù)組,負(fù)不追組顯著高于負(fù)追負(fù)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(duì)購買意向的影響

圖3 口碑方向與追加形式的交互作用對(duì)推薦意向的影響

4.5.4 追加效應(yīng)分析

縱觀研究結(jié)果可知,一旦口碑組中出現(xiàn)負(fù)向口碑,則購買意向和推薦意向得分偏低。為了排除負(fù)面效應(yīng),進(jìn)一步驗(yàn)證追加效應(yīng),研究增加一組20人的設(shè)計(jì)(男女生各10人),實(shí)驗(yàn)材料與正向追加負(fù)向組一致,但是不以追加形式呈現(xiàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)組別的主效應(yīng)顯著(

F

(6,133)=9.89,

p

<0.001,η=0.31),主效應(yīng)分析可知未追加組購買意向(

M

=48.75)顯著高于正向追加負(fù)向口碑組(

M

=34.25),

p

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

F

(6,133)=5.94,

p

<0.001,η=0.21),未追加組(

M

=3.50)的推薦意向高于正向追加負(fù)向口碑組(

M

=2.65),

p

=0.071,說明在推薦意向上也存在追加效應(yīng)。

表1 有中介的調(diào)節(jié)作用分析

4.5.5 有中介的調(diào)節(jié)模型

我們參考Hayes(2013)以及葉寶娟和溫忠麟(2013)的方法,驗(yàn)證有中介的調(diào)節(jié)模型。第一步,自變量與調(diào)節(jié)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(

X

→

Y

被調(diào)節(jié);

F

(2,114)=6.19,

p

=0.003,η=0.10)。第二步,自變量與調(diào)節(jié)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(

F

(2,114)=3.43,

p

=0.036,η=0.06),也就是說(

X

→

Med

)被調(diào)節(jié);第三步,中介變量顯著影響因變量,且交互項(xiàng)的系數(shù)降低或不再顯著,滿意度對(duì)購買意向有顯著的影響(

Med

→

Y

;β=0.47,

t

=6.50,

p

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

F(

2,113)=3.34,

p

=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(jìn)而影響購買意向。因此H4得到支持。使用bootstrapping進(jìn)行有中介的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)可知,當(dāng)自變量是追加一致與不追加對(duì)比時(shí),95%CI(?0.92,18.71),包括0,說明效應(yīng)不顯著。當(dāng)自變量是追加不一致與不追加對(duì)比時(shí),95%CI(?22.22,?2.82),不包括0,說明有中介的調(diào)節(jié)作用顯著。

5 討論

5.1 研究結(jié)果討論

本研究通過對(duì)追加形式和口碑方向進(jìn)行操縱,檢驗(yàn)二者對(duì)購買意向的影響。結(jié)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(dāng)原口碑方向?yàn)檎驎r(shí),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(dāng)原口碑方向?yàn)樨?fù)向時(shí),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(fèi)者的滿意度,從而影響購買意向;正向組中,相對(duì)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(dǎo)致購買意向下降。然而在負(fù)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(shí)負(fù)向口碑作用強(qiáng)于正向口碑(Chakravarty et al.,2010;Lee&Koo,2012),然而Vermeulen和Seegers(2009)發(fā)現(xiàn)負(fù)向口碑作用不如正向口碑。Mudambi和Schuff(2010)提出包含正向和負(fù)向信息的雙面口碑作用強(qiáng)于單面口碑,Schlosser(2011)提出雙面口碑作用不是絕對(duì)的,只有與產(chǎn)品評(píng)分相匹配才能引發(fā)更大的說服力。Sun(2012)提出產(chǎn)品評(píng)分的分布范圍影響購買意向?？v觀口碑方向的研究,發(fā)現(xiàn)其從單一口碑方向因素轉(zhuǎn)化為與更多因素的結(jié)合,本研究引入網(wǎng)絡(luò)購物網(wǎng)站的追加形式這一新的研究點(diǎn),探討多口碑因素對(duì)購買的影響,驗(yàn)證了口碑形式影響消費(fèi)者滿意度,進(jìn)而影響購買意向的模型。

感知有用性結(jié)果顯示口碑追加形式和口碑方向?qū)ζ渚鶝]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(jié)果一致,即文本內(nèi)容不影響有用性評(píng)估,只有產(chǎn)品評(píng)分影響有用性評(píng)估。本研究僅呈現(xiàn)評(píng)論文本內(nèi)容,沒有呈現(xiàn)差異性的產(chǎn)品評(píng)分,因而感知有用性差異不顯著。從評(píng)分上來看,Schlosser(2011)提出中等和極端產(chǎn)品評(píng)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(píng)分為4.8分,對(duì)于中國網(wǎng)購市場不屬于中等或極端得分,因而有用性評(píng)分沒有顯著差異。從實(shí)踐上,Racherla和Friske(2012)指出評(píng)論者的專業(yè)性和聲譽(yù)影響有用性評(píng)估。本研究對(duì)評(píng)論者專業(yè)性、聲譽(yù)、口碑真實(shí)性、屬性信息重要性和口碑長度進(jìn)行控制,從真實(shí)網(wǎng)站上選擇產(chǎn)品屬性,保證每條口碑包含明確的產(chǎn)品屬性信息,統(tǒng)一口碑內(nèi)容正負(fù)向長度一致,保證其原汁原味,因而感知有用性水平?jīng)]有顯著差異。

本研究表明口碑方向在追加形式對(duì)購買意向和推薦意向影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。從結(jié)果來看,原口碑為正向和負(fù)向時(shí),追加一致均沒有出現(xiàn)購買意向的顯著上升或下降,與Jiménez和Mendoza(2013)研究結(jié)果不一致。推測可能是網(wǎng)絡(luò)購物本身存在一定的風(fēng)險(xiǎn),隨著其蓬勃發(fā)展,各種現(xiàn)象層出不窮,專業(yè)好評(píng)師和專業(yè)差評(píng)師也應(yīng)運(yùn)而生,消費(fèi)者面臨此種情景會(huì)更加謹(jǐn)慎,因而沒有一致情況下的增量效應(yīng)。另一方面可能是口碑對(duì)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(huì)發(fā)生改變。原口碑為正向時(shí),追加不一致時(shí)購買意向顯著降低,說明負(fù)面效應(yīng)和偏好削弱效應(yīng)的存在,而通過將其與同樣內(nèi)容但不以追加形式呈現(xiàn)的口碑組相比,發(fā)現(xiàn)其購買意向顯著低于后者,即負(fù)向的追加口碑效應(yīng)強(qiáng)于負(fù)向的普通口碑,證實(shí)追加效應(yīng)的存在。從而說明在網(wǎng)絡(luò)購物中,相對(duì)于普通口碑,追加口碑對(duì)于購買決策更重要。原口碑為負(fù)向時(shí),購買意向普遍較低,說明網(wǎng)絡(luò)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(fā)式加工,當(dāng)出現(xiàn)負(fù)向追加口碑時(shí),認(rèn)為其產(chǎn)品質(zhì)量較差,因此基于產(chǎn)品性能信息而形成的產(chǎn)品滿意度較低,消費(fèi)者在選擇商品時(shí)會(huì)有意識(shí)的規(guī)避風(fēng)險(xiǎn),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(fèi)者態(tài)度的作用(Miyazaki et al.,2005),激發(fā)對(duì)信息的精細(xì)加工(Jonas,Diehl,&Br?mer,1997),但是負(fù)面口碑帶來的風(fēng)險(xiǎn)和不確定性掩蓋了追加效應(yīng)和偏好支持效應(yīng)。Osgood和Tannenbaum(1955)的一致性原則(Principle of Congruity)認(rèn)為消費(fèi)者閱讀信息時(shí),會(huì)認(rèn)可與已有態(tài)度一致的信息,當(dāng)消費(fèi)者看到負(fù)面口碑,形成了消極態(tài)度,即使之后看到正面口碑,也會(huì)更加認(rèn)可之前獲得的信息,購買意向不會(huì)有顯著上升。

5.2 理論意義

本研究從線索一致性理論和認(rèn)知失調(diào)理論的角度,首次探討中國企業(yè)實(shí)踐中的新現(xiàn)象追加口碑對(duì)購買意向的影響,詳細(xì)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(diào)節(jié)作用方面,本研究從口碑方向的角度探討追加形式對(duì)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(duì)購買意向的不同影響。在中介機(jī)制方面,本文解釋了口碑影響購買意向的作用機(jī)制,為口碑效應(yīng)提供了理論依據(jù)。

本研究證明了追加效應(yīng)的存在,證實(shí)了認(rèn)知失調(diào)理論在網(wǎng)購情境中的適用性,但在出現(xiàn)負(fù)向口碑時(shí),二者的效應(yīng)均被消極效應(yīng)掩蓋。本研究還發(fā)現(xiàn)線索一致性理論的局限性,當(dāng)信息僅包括產(chǎn)品單要素如口碑,而缺乏生產(chǎn)廠商聲譽(yù)、品牌等多要素時(shí)(Miyazaki et al.,2005),線索一致性理論的作用不顯著。

5.3 實(shí)踐啟示

本研究結(jié)果給電子商務(wù)中商家管理口碑時(shí)帶來一定的啟發(fā)。第一,追加口碑作用的發(fā)揮需要一定的條件,只有當(dāng)原口碑方向?yàn)檎?追加負(fù)向口碑時(shí)才對(duì)購買意向有顯著影響,且其影響是消極的。當(dāng)原口碑方向?yàn)樨?fù)向時(shí),負(fù)面效應(yīng)掩蓋了追加效應(yīng)。因此,在實(shí)際的網(wǎng)絡(luò)市場營銷中,當(dāng)商家在管理口碑時(shí),不需要一味的偏愛追加口碑,因?yàn)槠湫Ч赡苁沁m得其反的。建議商家注重產(chǎn)品質(zhì)量和售后服務(wù),減少能夠引起購買意向顯著下降的負(fù)向追加口碑的出現(xiàn)。應(yīng)從其他方面,如口碑?dāng)?shù)量、銷售量等方面采取策略,通過關(guān)注和提升消費(fèi)者滿意度,增加購買行為。第二,消費(fèi)者需要正確認(rèn)識(shí)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(chǎn)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(jìn)一步完善。第一,為避免負(fù)面效應(yīng)和其他因素交叉影響,本研究實(shí)驗(yàn)材料中正向組的口碑方向都是正向的,負(fù)向組中的口碑方向都是負(fù)向的,與真實(shí)網(wǎng)站中的正負(fù)向口碑同時(shí)呈現(xiàn)的情況具有一定的差異,因而生態(tài)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(shí)呈現(xiàn)正負(fù)向口碑,以更符合消費(fèi)者的決策環(huán)境。第二,本研究采用想象方式讓被試進(jìn)入實(shí)驗(yàn)情景,Yazdanparast和Spears(2013))分別通過虛擬網(wǎng)站和想象方式研究觸摸需求對(duì)購買意向的影響,發(fā)現(xiàn)兩種情況下研究結(jié)果沒有顯著性差異,因而本研究雖然沒有與網(wǎng)頁實(shí)際購買相結(jié)合,但是二者效應(yīng)可能沒有顯著差異。為提升外部效度,未來研究應(yīng)該致力于與真實(shí)的網(wǎng)站和購買相結(jié)合。第三,評(píng)論者的身份信息是其獲得聲譽(yù)的前提,有助于提高口碑的有效性,本研究將評(píng)論者身份信息統(tǒng)一設(shè)置成匿名無等級(jí)評(píng)分者,今后可以探討不同等級(jí)評(píng)論者與追加效應(yīng)的影響。第四,本研究為排除相關(guān)因素對(duì)購買意向的影響,對(duì)產(chǎn)品,評(píng)論者和商家等因素均進(jìn)行控制,今后可以探索其與追加形式的組合對(duì)購買意向的影響。第五,追加口碑與原口碑的關(guān)系,消費(fèi)者發(fā)送追加口碑的動(dòng)機(jī)有利于進(jìn)一步探討追加口碑背后的機(jī)制,也是未來值得研究的方向。

6 結(jié)論

本研究旨在探討口碑追加形式對(duì)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(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)：(1)口碑方向調(diào)節(jié)追加形式對(duì)消費(fèi)者購買意向的影響。當(dāng)閱讀正向口碑時(shí),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(fù)向口碑。當(dāng)閱讀負(fù)向口碑時(shí),負(fù)向不追加口碑、負(fù)向追加正向口碑和負(fù)向追加負(fù)向口碑的購買意向沒有顯著性差異。(2)有中介的調(diào)節(jié)作用模型：滿意度在追加形式與口碑方向的交互作用對(duì)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(xué)對(duì)本文英文摘要的修改和潤色,感謝李占星和劉彤同學(xué)對(duì)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.

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