賴俊明

中圖分類號(hào)：F270.7 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

內(nèi)容摘要：本文以大型購(gòu)物中心為研究對(duì)象，研究租戶組合認(rèn)知偏差在消費(fèi)者滿意度中的可利用性。驗(yàn)證了大型購(gòu)物中心與店鋪?zhàn)鳛閮r(jià)值的共同創(chuàng)造者參與價(jià)值創(chuàng)造過(guò)程，在這種情境下，消費(fèi)者占據(jù)了主導(dǎo)地位，大型購(gòu)物中心及店鋪只是扮演輔助者的角色。本文在認(rèn)知偏差傳遞規(guī)律的研究基礎(chǔ)上，提出了強(qiáng)化租戶組合對(duì)消費(fèi)者在大型購(gòu)物中心中優(yōu)勢(shì)的感知，可以彌補(bǔ)相應(yīng)劣勢(shì)對(duì)消費(fèi)者滿意度的影響。

關(guān)鍵詞：大型購(gòu)物中心 租戶組合 認(rèn)知偏差 消費(fèi)者

引言

自美國(guó)學(xué)者Cardozo于1965年首次在營(yíng)銷學(xué)領(lǐng)域討論了消費(fèi)者滿意度（customer satisfaction）的概念以來(lái)，經(jīng)過(guò)學(xué)者們幾十年的深入研究和探索，消費(fèi)者滿意度理論已逐漸成熟，并在大型購(gòu)物中心的實(shí)踐中得到了廣泛應(yīng)用。1981年Oliver根據(jù)前人的研究結(jié)論，提出了被廣大學(xué)者普遍接受并作為理論基礎(chǔ)的消費(fèi)者滿意度定義，即消費(fèi)者滿意度是消費(fèi)者消費(fèi)前對(duì)產(chǎn)品或服務(wù)的期望和實(shí)際經(jīng)驗(yàn)比較的結(jié)果。在這個(gè)定義的基礎(chǔ)上，學(xué)者們從影響消費(fèi)者滿意度的前因（如預(yù)期、感知質(zhì)量、感知價(jià)值等）和消費(fèi)者滿意度影響的結(jié)果（如消費(fèi)者忠誠(chéng)度、抱怨）方面進(jìn)行了廣泛的研究，并區(qū)分了兩種不同類型的消費(fèi)者滿意度測(cè)量情形：一種是特定交易滿意度，即消費(fèi)者一次特定消費(fèi)經(jīng)歷后，對(duì)該產(chǎn)品或服務(wù)的滿意度，是消費(fèi)者在短期內(nèi)對(duì)自己的滿意程度做出的判斷（Wirtz and Miller，1977；Westbrook，1980；Oliver，1980；Woodruff，Cadotte，and Jenkins，1983）；另一種是累積滿意度，是更加整合的累計(jì)消費(fèi)經(jīng)歷的評(píng)價(jià)（Johnson and Fornell，1991；Fornell，1992；Fornell and Johnson，1996）。而后者成為大型購(gòu)物中心長(zhǎng)期監(jiān)控其消費(fèi)者滿意度狀態(tài)，以及為國(guó)家、行業(yè)等提供宏觀指標(biāo)參考的消費(fèi)者滿意指數(shù)構(gòu)建和測(cè)量的基礎(chǔ)。

然而，隨著人們消費(fèi)觀念的變化和可支配收入的增長(zhǎng)，消費(fèi)者的需求越來(lái)越呈現(xiàn)出專業(yè)化和高水平的特征。大型購(gòu)物中心在滿足消費(fèi)者需求上的一些不足之處也開始顯現(xiàn)出來(lái)。首先，在商品種類方面，由于銷售額高度集中在少數(shù)產(chǎn)品上，使其在商品線的寬度和深度拓展上受到了一定的限制。面對(duì)未來(lái)各零售業(yè)態(tài)的競(jìng)爭(zhēng)，大型購(gòu)物中心必須做出戰(zhàn)略調(diào)整，進(jìn)行業(yè)態(tài)創(chuàng)新。大型購(gòu)物中心與專業(yè)店的捆綁，能夠最大限度地滿足消費(fèi)者的多種消費(fèi)需求，兩者相輔相成、互惠互利?；诖?，本文試圖通過(guò)確認(rèn)認(rèn)知偏差現(xiàn)象在滿意度測(cè)量中是一種客觀存在的規(guī)律還是偶然的現(xiàn)象，探索消費(fèi)者認(rèn)知偏差對(duì)消費(fèi)者滿意度結(jié)構(gòu)的影響，旨在為大型購(gòu)物中心正確對(duì)待消費(fèi)者滿意度測(cè)量的結(jié)果以及客觀看待消費(fèi)者滿意度測(cè)量中的認(rèn)知偏差現(xiàn)象，提供理論上的支持。

文獻(xiàn)回顧與理論假設(shè)

（一）租戶組合的界定

租戶組合（Tenants Mix或Mix of Tenants），是購(gòu)物中心內(nèi)的零售商店組合（Brown，1992），體現(xiàn)了零售租戶類型及其在購(gòu)物中心的空間比例、數(shù)量及具體的位置安排（Kirkup and Rafiq，1994）。租戶組合包括三個(gè)重要內(nèi)容：租戶多樣性（Tenant Variety）、租戶相容性（Tenant Compatibility）和租戶布局。對(duì)于購(gòu)物中心和店鋪來(lái)說(shuō)，提高消費(fèi)者購(gòu)物樂(lè)趣和享樂(lè)性的主要方法就是增加商店種類和設(shè)施，優(yōu)化租戶組合，提高租戶多樣性和相容性。研究表明，租戶多樣性能通過(guò)提高消費(fèi)者實(shí)用性購(gòu)物價(jià)值和商品價(jià)值的知覺(jué)來(lái)吸引消費(fèi)者惠顧（郭福斌，2003），并顯著影響消費(fèi)者滿意（王德平，2007）和消費(fèi)者的回頭率（Wakefield and Baker，1998）。

（二）假設(shè)設(shè)計(jì)

盡管對(duì)于消費(fèi)者滿意度的測(cè)量至今還沒(méi)有一個(gè)學(xué)術(shù)界公認(rèn)的量表，但有不少學(xué)者對(duì)該領(lǐng)域進(jìn)行了探索性的研究。Rogers等（1997）在心理健康行業(yè)更加系統(tǒng)地研究了消費(fèi)者滿意度的組成成分。他開發(fā)的股爾康心理受權(quán)量表由七個(gè)維度構(gòu)成：自我效能感、無(wú)權(quán)感、自我認(rèn)知、有效的改變、對(duì)未來(lái)的預(yù)期或控制、正義感及公民行為，并通過(guò)實(shí)證研究證明了這七個(gè)維度之間的彼此相關(guān)。在現(xiàn)在這種商業(yè)環(huán)境下，大型購(gòu)物中心向消費(fèi)者能力最大化轉(zhuǎn)變，大型購(gòu)物中心不再是傳統(tǒng)的一系列商業(yè)單位資產(chǎn)，而是包括消費(fèi)者能力在內(nèi)的能力集合體。服務(wù)主導(dǎo)邏輯與這一趨勢(shì)是一致的。服務(wù)主導(dǎo)邏輯指出，消費(fèi)者是價(jià)值的共同創(chuàng)造者。在測(cè)量共創(chuàng)價(jià)值時(shí)應(yīng)同時(shí)包含消費(fèi)者行為、大型購(gòu)物中心行為和消費(fèi)者與大型購(gòu)物中心的互動(dòng)行為。為了對(duì)此做出解釋，本文提出以下假設(shè)：

H1a：總體印象租戶組合認(rèn)知偏差對(duì)滿意度的影響，將選擇對(duì)滿意度直接影響大的維度向滿意度進(jìn)行傳遞。

H1b：顯著維度租戶組合認(rèn)知偏差對(duì)滿意度的影響，將選擇那些對(duì)滿意度直接影響大的維度向滿意度傳遞。

H1c：顯著維度產(chǎn)生的租戶組合認(rèn)知偏差大于總體印象產(chǎn)生的租戶組合認(rèn)知偏差。

以往學(xué)者們都將認(rèn)知偏差看作是測(cè)量匯總產(chǎn)生誤差的一種普遍的來(lái)源，并希望通過(guò)各種方法來(lái)消除認(rèn)知偏差對(duì)測(cè)量真實(shí)結(jié)果的影響。但是直到目前為止，仍然沒(méi)有找到一個(gè)得到普遍公認(rèn)的方法，這其實(shí)反映出認(rèn)知偏差是人類認(rèn)知過(guò)程中一種必然規(guī)律。自從Leuthesser、Kohli和Harich（1995）將認(rèn)知偏差應(yīng)用到品牌權(quán)益測(cè)量中，學(xué)者們開始對(duì)認(rèn)知偏差的應(yīng)用有了積極的認(rèn)識(shí)。在消費(fèi)者滿意度測(cè)量中，測(cè)量的都是消費(fèi)者主觀評(píng)價(jià)，并且滿意度理論揭示，消費(fèi)者對(duì)大型購(gòu)物中心產(chǎn)品或服務(wù)的主觀認(rèn)識(shí)，將決定消費(fèi)者的購(gòu)買決策。本文提出以下假設(shè)：

H2a： 產(chǎn)生顯著維度認(rèn)知偏差的變量變化后，顯著維度租戶組合認(rèn)知偏差將被強(qiáng)化。

H2b：產(chǎn)生顯著維度認(rèn)知偏差的變量變化后，總體印象租戶組合認(rèn)知偏差的強(qiáng)度將被削弱。

研究設(shè)計(jì)

（一）變量的設(shè)定

本文基于213份樣本數(shù)據(jù)，利用方差最大正交旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行因子置換，并選取特征值大于1的因子。結(jié)果顯示KMO值為0.811，表明樣本適合進(jìn)行因子分析；累計(jì)方差解釋度為69.47%，同時(shí)通過(guò)了Bartlett`s 球形檢驗(yàn)（p=0.000）；所有的問(wèn)項(xiàng)聚集成6個(gè)因子，但有些因子對(duì)應(yīng)的測(cè)量指標(biāo)的因子載荷系數(shù)比較低，需要進(jìn)一步提煉。

（二）模型分析

本文分別構(gòu)造了兩個(gè)分層次線性模型：

模型1：同一購(gòu)物中心不同店鋪比較的分層線性模型。

為了確定同一購(gòu)物中心的不同店鋪之間消費(fèi)者的認(rèn)知偏差狀態(tài)是否具有同質(zhì)性，本文采用兩層多水平線性模型：第一層解釋了消費(fèi)者個(gè)體之間的差異，第二層解釋了店鋪之間的差異。

第一層： （1）

第二層： （2）

式（1）中，CSij表示j店鋪i消費(fèi)者的評(píng)價(jià)分值，β0j表示j店鋪評(píng)價(jià)的平均值，rij表示各消費(fèi)者評(píng)價(jià)值與店鋪平均值的差異，服從方差為σ2的標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，代表消費(fèi)者間的隨機(jī)效應(yīng)。式（2）中，γ00表示整個(gè)購(gòu)物中心店鋪消費(fèi)者評(píng)價(jià)的平均值，μ0j表示j店鋪的消費(fèi)者評(píng)價(jià)值與整個(gè)購(gòu)物中心店鋪消費(fèi)者評(píng)價(jià)的平均值的差異，μ0j服從方差τ00的標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，代表店鋪間的隨機(jī)效應(yīng)。

（3）

如果店鋪間的認(rèn)知偏差狀態(tài)具有同質(zhì)性，那么店鋪間的隨機(jī)效應(yīng)將不顯著，且解釋了消費(fèi)者之間差異的絕大部分。

模型2：不同購(gòu)物中心之間比較的分層線性模型。

模型2構(gòu)建在模型1對(duì)同一購(gòu)物中心的不同店鋪之間隨機(jī)效應(yīng)不顯著檢驗(yàn)結(jié)果基礎(chǔ)之上，可以忽略店鋪之間的差異而將整個(gè)購(gòu)物中心的所有店鋪看作一層，因此在不同購(gòu)物中心的比較中，本文將多水平線性模型分為消費(fèi)者個(gè)體和不同購(gòu)物中心兩層。第一層解釋了消費(fèi)者個(gè)體之間的差異，第二層解釋了購(gòu)物中心之間的差異。

第一層： （4）

第二層： （5）

式（5）中，CSik表示k購(gòu)物中心i消費(fèi)者的評(píng)價(jià)分值，β0k表示k購(gòu)物中心消費(fèi)者評(píng)價(jià)的平均值，rik表示各消費(fèi)者評(píng)價(jià)值與該購(gòu)物中心平均值的差異，服從方差為σ2的標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，代表消費(fèi)者間的隨機(jī)效應(yīng)。式（5）中，γ000表示所有購(gòu)物中心店鋪消費(fèi)者評(píng)價(jià)的平均值，μ0k表示k購(gòu)物中心的消費(fèi)者評(píng)價(jià)值與所有購(gòu)物中心店鋪消費(fèi)者評(píng)價(jià)的平均值的差異，μ0k服從方差τ00的標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，代表購(gòu)物中心間的隨機(jī)效應(yīng)。

實(shí)證結(jié)果與分析

（一）測(cè)量項(xiàng)目提煉和效度分析

在具體操作過(guò)程中，本文采用逐步調(diào)整的方法，逐步刪除測(cè)量項(xiàng)目，直到獲得一個(gè)可接受的擬合模型。測(cè)量項(xiàng)目刪除的順序，按照由專家指出的實(shí)際測(cè)量時(shí)消費(fèi)者無(wú)法感知到的測(cè)量項(xiàng)目開始，到狀態(tài)容易發(fā)生變化的測(cè)量項(xiàng)目，再到載荷系數(shù)比較小的測(cè)量項(xiàng)目的次序進(jìn)行。最終測(cè)量項(xiàng)目提煉結(jié)果如表1所示。

可以看到，修訂模型中除了指示牌清楚、商品擺放合理兩個(gè)測(cè)量項(xiàng)目的載荷系數(shù)略有降低外，降低幅度從0.016到0.020，其他測(cè)量項(xiàng)目均在不同程度上提高，其中容易獲得信息測(cè)量項(xiàng)目的提高幅度最大，為0.372。修訂模型中每個(gè)測(cè)量項(xiàng)目的標(biāo)準(zhǔn)偏差均明顯減少，t值均明顯提高。測(cè)量項(xiàng)目提煉后，模型擬合優(yōu)度得到極大的改善，所有擬合指標(biāo)均優(yōu)于初始模型，χ2從351.14降低到94.92，χ2/df從0.07下降到0.06，SRMR從0.08降低到0.04，特別是GFI、AGFI、NNFI、CFI四個(gè)指標(biāo)分別從低于0.90判斷值的0.80、0.75、0.85、0.87大幅提高到高于判斷值的0.94、0.90、0.97、0.98。綜合上述分析，接受修訂模型為最終模型。

（二）信度分析

本文認(rèn)為同源模型（congeneric model）在本研究中適合用來(lái)估計(jì)購(gòu)物中心中消費(fèi)者滿意度量表的信度。為了用同源模型來(lái)估計(jì)信度，文章采用驗(yàn)證性因子分析計(jì)算得到的結(jié)構(gòu)變量說(shuō)明的測(cè)量項(xiàng)目的方差來(lái)估計(jì)信度（Fleishman and Benson，1987；Baiyin，2004）。計(jì)算公式如下：

（6）

式中，βj表示使一個(gè)測(cè)量項(xiàng)目對(duì)真值估計(jì)的載荷數(shù)值，也就是該測(cè)量項(xiàng)目反映真值的程度；θj表示的是每個(gè)測(cè)量項(xiàng)目估計(jì)誤差的方差。

表2給出了對(duì)購(gòu)物中心中消費(fèi)者滿意度影響維度的信度估計(jì)。本文同時(shí)采用 τ等同模型（τ-equivalent model）和同源模型進(jìn)行信度估計(jì)，τ等同模型估計(jì)就是常用的Cronbach`sα系數(shù)。引入同源模型進(jìn)行信度估計(jì)是因?yàn)樵摴烙?jì)在驗(yàn)證性因子分析環(huán)境下對(duì)信度的估計(jì)更精確（Bollen，1989；Baiyin，2004）。在修訂模型中，各維度中除了感知價(jià)值的α系數(shù)低于0.70的判斷值外，其他維度相對(duì)于初始模型變化不大，甚至略高于初始模型；而同源模型的信度估計(jì)則顯示，修訂模型各維度的信度不但均高于α系數(shù)估計(jì)的信度，也明顯高于初始模型的信度估計(jì)，為0.697到0.935。說(shuō)明修訂模型的信度并沒(méi)有因?yàn)闇y(cè)量項(xiàng)目的減少而明顯下降，反而有了較大的改善，說(shuō)明上述指標(biāo)提煉過(guò)程具有合理的可靠性。

購(gòu)中便利、購(gòu)前便利兩個(gè)對(duì)滿意度存在顯著較大的影響，其中購(gòu)中便利受總體影響的影響最大，進(jìn)一步觀察并且購(gòu)中便利對(duì)滿意度的影響最大，為0.24；而對(duì)滿意度的影響也較小且不顯著的購(gòu)后便利、感知價(jià)值受總體印象影響小且不顯著；總體印象對(duì)滿意度不存在顯著的直接影響，路徑系數(shù)僅為0.01。這些結(jié)果說(shuō)明，總體印象認(rèn)知偏差對(duì)滿意度的影響，將選擇對(duì)滿意度直接影響大的維度向滿意度進(jìn)行傳遞，從而本研究提出的假設(shè)H1a得到證實(shí)。

在傳遞路徑上，顯著維度認(rèn)知偏差同總體印象認(rèn)知偏差存在明顯的差異。在顯著維度引發(fā)的認(rèn)知偏差中，購(gòu)中便利對(duì)滿意度具有顯著的直接影響，為0.24，p<0.01，說(shuō)明購(gòu)中便利引發(fā)的認(rèn)知偏差向滿意度傳遞時(shí)，沒(méi)有明顯的路徑選擇性，說(shuō)明產(chǎn)生顯著維度認(rèn)知偏差的變量變化后，總體印象認(rèn)知偏差的強(qiáng)度將被增強(qiáng)。從而本研究提出的假設(shè)H2b被拒絕。同時(shí)可以注意到，顯著維度認(rèn)知偏差的強(qiáng)度高于總體印象認(rèn)知偏差的強(qiáng)度，從而本研究提出的假設(shè)H1c得到證實(shí)。

研究發(fā)現(xiàn)作為引發(fā)顯著維度認(rèn)知偏差的購(gòu)中便利維度在被強(qiáng)化后，對(duì)滿意度的直接影響從0.44增加到0.62，增加了0.18，而其他維度對(duì)滿意度的直接影響卻出現(xiàn)了不同程度的下降，下降幅度分別從0.01到0.17，購(gòu)前便利對(duì)滿意度的直接影響下降幅度最大，并且其統(tǒng)計(jì)顯著性從正常認(rèn)知偏差狀態(tài)下的高度顯著（p<0.001）變化為認(rèn)知偏差強(qiáng)化組中的不顯著。這種現(xiàn)象說(shuō)明，顯著維度認(rèn)知偏差被強(qiáng)化后，作為引發(fā)顯著維度認(rèn)知偏差的維度對(duì)滿意度的直接影響得到了加強(qiáng)，而同時(shí)其他維度對(duì)滿意度的直接影響卻在不同程度上被削弱。這種現(xiàn)象說(shuō)明，顯著維度認(rèn)知偏差被強(qiáng)化后，顯著維度認(rèn)知偏差向滿意度傳遞路徑的路徑系數(shù)之間的差異趨于弱化，本研究提出的假設(shè)H2a得到證實(shí)。

筆者注意到這兩條路徑系數(shù)在正常認(rèn)知偏差組中，為總體印象影響最大的兩條路徑。同時(shí)發(fā)現(xiàn)，認(rèn)知偏差強(qiáng)化組合正常認(rèn)知偏差組比，總體印象影響的統(tǒng)計(jì)顯著水平有所下降。分析結(jié)果說(shuō)明，總體印象認(rèn)知偏差在顯著維度認(rèn)知偏差被強(qiáng)化后，整體上的影響被削弱了，本研究提出的假設(shè)H2b得到證實(shí)。

結(jié)果討論與管理啟示

通過(guò)本文分析可以看到對(duì)評(píng)價(jià)對(duì)象總體印象的好壞能使消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品或服務(wù)具體屬性的評(píng)價(jià)產(chǎn)生偏差，即總體印象越好，對(duì)具體屬性的評(píng)價(jià)越高，總體印象越差，對(duì)具體屬性的評(píng)價(jià)越低；對(duì)滿意度直接影響較高的維度或?qū)傩砸彩鞘瓜M(fèi)評(píng)價(jià)產(chǎn)生偏差的主要原因，并且這些維度或?qū)傩詫?duì)滿意度的影響越大，使其他對(duì)滿意度影響相對(duì)較小的維度和屬性的評(píng)價(jià)偏差越大。

高感知價(jià)值消費(fèi)者的滿意度更高，對(duì)店鋪的態(tài)度或行為忠誠(chéng)就會(huì)越高；對(duì)店鋪更高忠誠(chéng)的消費(fèi)者也更愿意對(duì)購(gòu)物中心進(jìn)行交叉惠顧。研究表明店鋪的租戶多樣性對(duì)消費(fèi)者感知價(jià)值、消費(fèi)者滿意、消費(fèi)者行為意向和交叉惠顧意愿的影響比租戶相容性要大。這一結(jié)論說(shuō)明，在中國(guó)的零售環(huán)境下消費(fèi)者具有對(duì)購(gòu)物區(qū)租戶種類和數(shù)量更大的偏好，一方面租戶多樣性能夠給消費(fèi)者更具體和直接的感官和購(gòu)物刺激，另一方面因?yàn)槌橄笮?，租戶相容性往往被大多?shù)消費(fèi)者忽略，而且本文研究也表明租戶多樣性對(duì)租戶相容性有較為顯著的影響作用。

最后，本研究指出需要主動(dòng)掌握測(cè)量滿意度的正確時(shí)機(jī)，應(yīng)使測(cè)量過(guò)程處于各變量正常的水平下，否則某些變量短時(shí)間的人為干預(yù)，將導(dǎo)致測(cè)量結(jié)果的不穩(wěn)定，甚至對(duì)滿意度的改進(jìn)方向產(chǎn)生誤導(dǎo)。

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