沈曼瓊， 王海忠， 劉 笛， 梁炎君

（1. 中山大學(xué) 管理學(xué)院，廣東 廣州 510275；2. 廣東財(cái)經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，廣東 廣州 510320）

一、引 言

信任品（credence products）指的是消費(fèi)者在使用之后也較難判斷其質(zhì)量的產(chǎn)品（Darby和Karni，1973）。隨著科學(xué)技術(shù)的發(fā)展和消費(fèi)模式的升級，產(chǎn)品也隨著消費(fèi)者需求的變化向“環(huán)保、綠色、健康、高科技”等概念升級，市場上涌現(xiàn)了越來越多的信任品。信任品作為企業(yè)創(chuàng)新的載體日益受到業(yè)界和學(xué)界的共同重視（王建華等，2016）。由于信任品具有在使用前后都無法判斷其質(zhì)量的特征，因此信任品如何被消費(fèi)者接受和采納的問題一直是令企業(yè)管理者關(guān)心和困惑的重要課題之一。

市場信號是消費(fèi)者接受和采納產(chǎn)品的重要依據(jù)。在網(wǎng)絡(luò)交易市場中，由于信息不對稱，消費(fèi)者往往處于劣勢。為了降低購買風(fēng)險(xiǎn)、提升購買滿意度，消費(fèi)者在進(jìn)行產(chǎn)品選擇時往往會根據(jù)線上信號來消除網(wǎng)上購物的信息不對稱。其中，在線評論信息和第三方認(rèn)證信息是典型的判斷信號，分別代表人際和理性化信息。BrightLocal的消費(fèi)者報(bào)告顯示，88%的人會信任在線評論并且會根據(jù)評論做出選擇和決策。然而，信號有時也會失靈（侯永等，2014）。比如，《舌尖上的中國3》在一片叫好中卻迎來豆瓣2星和3.9分的差評。而為了緩解口碑失靈，淘寶平臺也在2015年開啟了寶貝評價(jià)“折疊”功能，將意義不大的評價(jià)進(jìn)行折疊。王志剛等（2013）通過對北京、天津、河北等20個省市的消費(fèi)者進(jìn)行調(diào)查，發(fā)現(xiàn)我國消費(fèi)者不完全信任農(nóng)產(chǎn)品的認(rèn)證標(biāo)識。目前，已有的研究還不能很好地解釋為何有時信號會失靈。

以往關(guān)于信任品管理和創(chuàng)新績效的研究大多集中在企業(yè)層面和市場分析層面，通過個體層面的消費(fèi)者視角來考察企業(yè)產(chǎn)品績效的研究則相對較少。鑒于此，本文通過揭開消費(fèi)者接受和采納信任品的黑匣子，來探索消費(fèi)者感知和評價(jià)信任品的心理機(jī)制。接下來，本文將先對相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理，再從消費(fèi)者自我建構(gòu)這一個人特質(zhì)入手，界定市場信號對信任品采納產(chǎn)生影響的邊界條件并提出假設(shè)，隨后通過一系列實(shí)驗(yàn)檢驗(yàn)假設(shè)，最后得出結(jié)論并討論其對營銷戰(zhàn)略的啟示。本研究通過三項(xiàng)實(shí)驗(yàn)證明了獨(dú)立型自我建構(gòu)的消費(fèi)者對展示第三方認(rèn)證信號（相較于在線評論信號）的信任品有更積極的評價(jià)，而相依型自我建構(gòu)的消費(fèi)者對展示在線評論信號（相較于第三方認(rèn)證信號）的信任品有更積極的評價(jià)，而這種效應(yīng)通過影響消費(fèi)者的感知信任起作用。本文采用多種方法，聚焦于新時代背景下的信任品，填補(bǔ)了目前關(guān)于信任品研究的缺口；同時從市場信號這一視角出發(fā)，揭示了消費(fèi)者接受和采納信任品的內(nèi)在機(jī)制，豐富了在線購物領(lǐng)域的相關(guān)研究，也拓展了信任領(lǐng)域的相關(guān)研究。對于消費(fèi)者是如何接受和采納信任品這一問題的解答，將有利于拓展自我建構(gòu)理論和在線購物等領(lǐng)域的理論成果，為企業(yè)開拓市場、推廣信任品提供洞見。

二、理論背景和研究假設(shè)

（一）信任品接納與市場信號

Darby和Karni（1973）根據(jù)顧客對產(chǎn)品特性的了解方式和程度，將消費(fèi)品分為搜尋品、經(jīng)驗(yàn)品和信任品三大類。搜尋品指的是在購買之前就可以判斷其質(zhì)量的產(chǎn)品；經(jīng)驗(yàn)品指的是只有在購買和體驗(yàn)后才能判斷其質(zhì)量的產(chǎn)品；而信任品指的是消費(fèi)者在使用之后也難以判斷其質(zhì)量的產(chǎn)品。許多道德倫理產(chǎn)品（ethical goods）和公平交易產(chǎn)品（fair trade goods），包括有機(jī)食品、家用健康儀器、環(huán)保產(chǎn)品等，都屬于信任品的范疇（Balineau和Dufeu，2010）。對于一般消費(fèi)者而言，評價(jià)信任品的質(zhì)量需要進(jìn)一步的、高成本的信息。隨著信息技術(shù)的發(fā)展和消費(fèi)模式的升級，市場上的信任品越來越多，因而對信任品的研究變得非常重要和迫切。

信任品接納指的是消費(fèi)者決定采用信任品的意向和行為決策（馬澤宇等，2017）。目前對于信任品接納問題的探索，主要停留在企業(yè)層面和市場分析層面。例如，Roe和Sheldon（2007）針對安全型與專家診治服務(wù)型信任品的區(qū)別，探索了不同類型的標(biāo)識制度對企業(yè)質(zhì)量選擇與定價(jià)的影響。樊斌和李翠霞（2012）利用演化博弈的方法分析了乳制品加工企業(yè)的行為，發(fā)現(xiàn)在乳制品這一信任品市場中，政府對乳制品質(zhì)量監(jiān)督查處的力度和強(qiáng)度直接關(guān)系到消費(fèi)者對產(chǎn)品的信任度及廠商的生產(chǎn)行為。在市場分析層面，王建華等（2014）通過對市場進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)信任品市場的分離均衡受到消費(fèi)者市場類型的影響。王永欽等（2014）基于中國食品行業(yè)探索了信任品市場中的競爭效應(yīng)和傳染效應(yīng)。李想（2011）將消費(fèi)者分為高端和低端兩類，引入質(zhì)量缺陷在重復(fù)購買前可能被曝光這一因素，對食品信任品市場中的質(zhì)量安全問題及解決方法進(jìn)行了探討。然而，關(guān)于如何深入消費(fèi)者心理，提高消費(fèi)者對信任品接納的研究還比較少。

從個體層面的消費(fèi)者視角，消費(fèi)者對信任品的接納起步于市場上的信號。市場信號作為傳遞給消費(fèi)者的質(zhì)量信號，其在信任品市場中發(fā)揮著重要的溝通作用。由于消費(fèi)者的過往經(jīng)驗(yàn)和知識并不足以對信任品進(jìn)行判斷，因此外部信息成為消費(fèi)者信息收集和決策判斷的重要來源。根據(jù)信息來源，可以把外部信息分為人際信息和理性化信息。在網(wǎng)絡(luò)購物情境下，在線評論和第三方認(rèn)證信息分別是人際信息和理性化信息的典型代表。Chevalier和Mayzlin（2006）以書籍為研究對象，發(fā)現(xiàn)在線上書店網(wǎng)站情境中，用戶在線評論的提升（包括評論的積極性、長度和數(shù)量）能夠促進(jìn)對應(yīng)書籍銷量的上漲。而第三方認(rèn)證借助第三方標(biāo)簽系統(tǒng)幫助消費(fèi)者了解不可觀測的產(chǎn)品屬性。一般認(rèn)為，由于獨(dú)立機(jī)構(gòu)避免了利益關(guān)聯(lián)，其發(fā)出的第三方認(rèn)證（third party certification）會比企業(yè)自身發(fā)出的自我認(rèn)證（self-certification）可信度更高。Jiang等（2010）的研究表明，在網(wǎng)絡(luò)購物中，第三方認(rèn)證會正向影響消費(fèi)者的信任。

總結(jié)信任品接納相關(guān)研究，本研究發(fā)現(xiàn)，鮮有研究從消費(fèi)者視角來幫助企業(yè)管理者理解消費(fèi)者是如何接納信任品的。鑒于此，本研究將使用實(shí)驗(yàn)的方法，從消費(fèi)者加工市場信號的視角，探索消費(fèi)者對信任品的接納機(jī)制及其影響因素。

（二）自我建構(gòu)對市場信號偏好的影響

從信號傳播的角度看，市場信號的發(fā)送方和接收方存在各自的特點(diǎn)，并且相互影響。由于不同市場信號的發(fā)送源和內(nèi)容存在差異，其向消費(fèi)者傳遞的信息類型也不一樣。在線評論是消費(fèi)者在互聯(lián)網(wǎng)上發(fā)布的對商品或服務(wù)的評論信息，是消費(fèi)者口碑溝通的一種形式，屬于人際信息。而第三方認(rèn)證則是由獨(dú)立機(jī)構(gòu)發(fā)出的資質(zhì)認(rèn)可，提供的是理性化信息，不具有明顯的人際特征。

對于信息接收者而言，不同自我建構(gòu)類型的消費(fèi)者接收信息的偏好也不一樣。相依型自我建構(gòu)的個體在做出判斷時，出于維持和諧的動機(jī)，會更多地遵循他人的意見，使自己和群體保持一致。而獨(dú)立型自我建構(gòu)的個體則出于保持獨(dú)立的動機(jī)，能更好地承受來自社會的壓力，依據(jù)其個人的態(tài)度、偏好和意見做出判斷（Yang等，2015）。不僅如此，不同自我建構(gòu)類型的個體在目標(biāo)追尋方面也存在差異。獨(dú)立型自我建構(gòu)者更多地追尋個人目標(biāo)，關(guān)注其獨(dú)立性和差異化，注重對自我的表達(dá)。而相依型自我建構(gòu)者則把群體目標(biāo)置于個人目標(biāo)之上，更多地關(guān)注自我與他人的共同點(diǎn)，以維持個體與他人的關(guān)系（王海忠等，2012）。從信息加工的心理機(jī)制來看，消費(fèi)者不同的信息偏好和加工動機(jī)會導(dǎo)致其對相關(guān)產(chǎn)品信息關(guān)注程度的不同，進(jìn)而影響消費(fèi)者對產(chǎn)品的態(tài)度。Bei等（2007）研究發(fā)現(xiàn)，相依型自我建構(gòu)者在購買決策過程中更依賴他人的意見，即人際信息；相反，獨(dú)立型自我建構(gòu)者更注重自身的內(nèi)在感受和態(tài)度，會根據(jù)自己的內(nèi)在信念做出購買決定，因此在信息搜尋和處理的過程當(dāng)中更信任理性化信息。相依型自我建構(gòu)者致力于尋求歸屬感，強(qiáng)調(diào)人的社會屬性，將自己視為社會網(wǎng)絡(luò)中的一員，更加關(guān)注群體內(nèi)的人際信息。因此，積極的人際信息有助于促使相依型自我建構(gòu)者對產(chǎn)品產(chǎn)生積極的態(tài)度。正如李東進(jìn)等人（2016）所發(fā)現(xiàn)的，面對脫銷產(chǎn)品信息，相比獨(dú)立型自我建構(gòu)者，相依型自我建構(gòu)者更愿意選擇相似品。與之相反，獨(dú)立型自我建構(gòu)者追求與他人的差異性，傾向于基于第三方的獨(dú)立信息來做判斷。因此，相對于相依型自我建構(gòu)者，獨(dú)立型自我建構(gòu)者更需要客觀的理性化信息來加強(qiáng)其內(nèi)在的自我概念，以滿足其獨(dú)特性需求。Wu等（2019）的研究表明，相對于小規(guī)模群體，當(dāng)群體規(guī)模較大時，獨(dú)立型自我建構(gòu)者傾向于依賴自己的喜好為群體做決策。基于此，我們推斷獨(dú)立型自我建構(gòu)者傾向于關(guān)注獨(dú)立的客觀信息，并且這種客觀的理性化信息有助于促使獨(dú)立型自我建構(gòu)者對產(chǎn)品產(chǎn)生積極的態(tài)度。

因此，不同自我建構(gòu)類型的消費(fèi)者對市場信號可能存在不同的偏好。根據(jù)以上研究，我們假設(shè)：

H1：不同自我建構(gòu)類型的個體對市場信號存在不同的偏好。

H1a：對于獨(dú)立型自我建構(gòu)的消費(fèi)者來說，展示第三方認(rèn)證信號（相較于在線評論信號）對產(chǎn)品態(tài)度有更積極的作用。

H1b：對于相依型自我建構(gòu)的消費(fèi)者來說，展示在線評論信號（相較于第三方認(rèn)證信號）對產(chǎn)品態(tài)度有更積極的作用。

（三）市場信號對消費(fèi)者感知信任的影響

在信號傳播過程中，企業(yè)管理人員關(guān)心的首要問題是傳播的效果。為了回答這一問題，研究者首先需要理解傳播過程中信號產(chǎn)生作用的內(nèi)在機(jī)制，以便提高企業(yè)績效。信任品“難以判斷其質(zhì)量”的特點(diǎn)，加上網(wǎng)絡(luò)購物情境下的信息不對稱性現(xiàn)象，使得消費(fèi)者處于信息劣勢。信息的缺乏和不確定性降低了消費(fèi)者的信任感知，因此消費(fèi)者強(qiáng)烈需要額外的信號來滿足其信任需求。對此，很多已有的研究證明，在線評論和第三方認(rèn)證對提升消費(fèi)者的感知信任有積極的作用。

在線評論是市場人際信息的典型代表，在當(dāng)前的電子商務(wù)活動中被廣泛使用。在線評論指潛在的、過去的或?qū)嶋H的顧客在互聯(lián)網(wǎng)上創(chuàng)建和發(fā)布的對于產(chǎn)品或服務(wù)的任何積極、中性或負(fù)面的評論。在線評論比許多傳統(tǒng)營銷活動更具有說服力，能使產(chǎn)品的質(zhì)量信息在消費(fèi)者之間進(jìn)行溝通，是一種十分有效的市場信號。Sparks等（2013）研究發(fā)現(xiàn)，在線旅游評論是一種非常具有說服力的溝通方式，能夠提高消費(fèi)者的信任以及對旅游目的地的積極態(tài)度。因而，在線評論能夠促進(jìn)信任的形成。同時，第三方認(rèn)證是市場中常見的理性化信息。為了解決市場上存在的信息不對稱問題，企業(yè)的一種常用手段就是利用認(rèn)證（certification）作為市場信號。根據(jù)信任轉(zhuǎn)移理論，第三方認(rèn)證能把消費(fèi)者對可信賴的第三方實(shí)體的信任轉(zhuǎn)移至其不熟悉的品牌，從而降低消費(fèi)者的風(fēng)險(xiǎn)識別（Jiang等，2010）。在互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境下，由于商家的匿名性以及消費(fèi)者選擇集的增大等因素，許多商家都會出示第三方認(rèn)證信息，如質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)認(rèn)證標(biāo)識、產(chǎn)品質(zhì)量檢測報(bào)告等，以贏取消費(fèi)者的信任。第三方認(rèn)證可以平衡在線商家和消費(fèi)者之間的權(quán)力，提供達(dá)成交易所需要的信任。Kim和Kim（2011）的研究也認(rèn)為，使用知名的第三方認(rèn)證標(biāo)識，能夠作為企業(yè)的在線廣告策略，有效提升消費(fèi)者對陌生的在線購物網(wǎng)站的初始信任。

因此，不管是在線評論還是第三方認(rèn)證，已有的研究都證明了其對消費(fèi)者信任的影響。正如當(dāng)你購買一把高度防曬、價(jià)格昂貴的“蕉下”遮陽傘時，網(wǎng)上的評論以及防紫外線相關(guān)認(rèn)證證書都可能會影響你對該產(chǎn)品的信任感。而根據(jù)理性行為理論（theory of reasoned action，TRA），人是理性的，在做出某一行為前會綜合各種信息來考慮自身行為的意義和后果。人的理性行為遵循“信念（belief）→態(tài)度（attitude）→傾向（intension）→行為（behavior）”的影響路徑（于丹等，2008）。信任是影響消費(fèi)者態(tài)度以及最后行為的一種強(qiáng)烈的信念。許多學(xué)者的研究也驗(yàn)證了信任是消費(fèi)者態(tài)度形成的前因變量，并且這在電子銀行、電子商務(wù)網(wǎng)站、在線旅游網(wǎng)站等多個領(lǐng)域獲得了實(shí)證支持（李立威和何勤，2018；Stouthuysen等，2018；Sullivan和Kim，2018）。根據(jù)以上研究，我們假設(shè)：

H2：在網(wǎng)絡(luò)購物情境下，市場信號與消費(fèi)者自我建構(gòu)之間的相互作用會受到感知信任的中介作用。

H2a：對于獨(dú)立型自我建構(gòu)的消費(fèi)者來說，展示第三方認(rèn)證信號（相較于在線評論信號）通過提高消費(fèi)者感知信任對產(chǎn)品態(tài)度有更積極的作用。

H2b：對于相依型自我建構(gòu)的消費(fèi)者來說，展示在線評論信號（相較于第三方認(rèn)證信號）通過提高消費(fèi)者感知信任對產(chǎn)品態(tài)度有更積極的作用。

綜上所述，本研究的概念模型如圖1所示。本研究將基于市場信號加工的視角，考察不同自我建構(gòu)類型的消費(fèi)者對市場信號的態(tài)度偏好，并進(jìn)一步探究感知信任在其中起到的中介作用。實(shí)驗(yàn)一用量表的方式檢驗(yàn)不同自我建構(gòu)類型的消費(fèi)者對展示不同市場信號的信任品的態(tài)度偏好，檢驗(yàn)H1a和H1b。實(shí)驗(yàn)二使用圈點(diǎn)代詞的方法操縱自我建構(gòu)變量，重復(fù)驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)一的結(jié)果，并檢驗(yàn)感知信任的中介效應(yīng)，即驗(yàn)證H2。實(shí)驗(yàn)三則采用回憶范式，并運(yùn)用操作性更強(qiáng)的故事激活法操縱情境性自我建構(gòu)，再次驗(yàn)證H1。

圖1 本研究的概念模型圖

三、實(shí)驗(yàn)一

實(shí)驗(yàn)一的目的是通過用量表測量自我建構(gòu)水平，初步探索特質(zhì)性自我建構(gòu)對消費(fèi)者信任品采納的調(diào)節(jié)作用。

（一）實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

125名在校大學(xué)生參加了實(shí)驗(yàn)（88名女性；M年齡=22.302，SD=2.052），其平均網(wǎng)絡(luò)購物經(jīng)驗(yàn)為3.162年（SD=1.683）。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后，所有被試均獲得了一定的實(shí)驗(yàn)報(bào)酬。

本實(shí)驗(yàn)采用2（市場信號：在線評論 vs. 第三方認(rèn)證）×2（自我建構(gòu)類型：獨(dú)立型自我 vs. 相依型自我）的兩因素被試間設(shè)計(jì)。因變量是消費(fèi)者對產(chǎn)品的態(tài)度。

（二）實(shí)驗(yàn)材料與程序

根據(jù)Darby和Karni（1973）研究中對產(chǎn)品的分類，本研究選用空氣凈化器作為實(shí)驗(yàn)材料。為了進(jìn)一步驗(yàn)證產(chǎn)品的種類，要求64名被試對實(shí)驗(yàn)材料是否為“搜尋品/經(jīng)驗(yàn)品/信任品”進(jìn)行了前測評定。參考前人的做法（Tsao和Hsieh，2015），在問卷調(diào)查中，先向被試出示搜尋品、經(jīng)驗(yàn)品、信任品三種不同類型產(chǎn)品的定義，要求被試認(rèn)真閱讀與理解。隨后，分別向被試展示空氣凈化器的基本信息以及圖片，要求被試對“我認(rèn)為該商品屬于搜尋品/經(jīng)驗(yàn)品/信任品”的觀點(diǎn)作評價(jià)，以五級李克特量表進(jìn)行測量，1分代表非常不同意，5分代表非常同意。結(jié)果顯示，空氣凈化器的信任品屬性得分顯著高于其搜尋品屬性得分[M信任品=4.375＞M搜尋品=1.766，t（63）=13.299，p＜0.001]和經(jīng)驗(yàn)品屬性得分[M信任品=4.375＞M經(jīng)驗(yàn)品=2.328，t（63）=8.517，p＜0.001]。此外，為了控制向在線評論組和第三方認(rèn)證組所展示的產(chǎn)品的質(zhì)量，要求另外41名被試對實(shí)驗(yàn)材料的產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行評定。被試在閱讀材料圖片后，對“這款產(chǎn)品的質(zhì)量是可以接受的/這款產(chǎn)品是可以安全使用的/這款產(chǎn)品的質(zhì)量是始終如一的”三個維度進(jìn)行評定（Sweeney和Soutar，2001），結(jié)果顯示，本實(shí)驗(yàn)向在線評論組和第三方認(rèn)證組所展示的產(chǎn)品的質(zhì)量沒有顯著差異[t（41）=0.927，p＞0.050，M第三方認(rèn)證=5.609，M在線評論=5.471]。

本實(shí)驗(yàn)通過問卷星派發(fā)在線問卷。被試先被隨機(jī)分到在線評論組和第三方認(rèn)證組，并填寫有關(guān)其網(wǎng)購習(xí)慣的基本信息，確保參與本次實(shí)驗(yàn)的被試具有一定的網(wǎng)絡(luò)購物經(jīng)驗(yàn)。隨后向被試出示含有對應(yīng)的市場信號的空氣凈化器產(chǎn)品頁面。被試瀏覽完產(chǎn)品頁面后，填寫消費(fèi)者態(tài)度量表。消費(fèi)者態(tài)度的測量選用簡化版的由Batra和Stephens（2010）提出的七級語義差異量表。消費(fèi)者在“該商品質(zhì)量很差—該商品質(zhì)量很好”“該商品是沒有價(jià)值的—該商品是有價(jià)值的”“我很不喜歡該商品—我很喜歡該商品”等五項(xiàng)雙向形容中，以1—7分選擇其偏向性。最后使用Singeli（1994）的修訂版自我建構(gòu)量表進(jìn)行測量。該量表分為獨(dú)立自我和相依自我兩個分量表，以七級李克特量表測量，1分代表非常不同意，7分代表非常同意。

（三）統(tǒng)計(jì)分析

獨(dú)立型自我建構(gòu)量表（Cronbach’s α=0.83）和相依型自我建構(gòu)量表（Cronbach’s α=0.87）的信度良好。根據(jù)Singelis（1994）的做法，排除獨(dú)立型自我建構(gòu)得分和相依型自我建構(gòu)得分差值的絕對值小于等于0.2的被試27個。將獨(dú)立型自我建構(gòu)得分和相依型自我建構(gòu)得分差值大于0.2的被試作為獨(dú)立型自我建構(gòu)者（M=0.972，SD=0.529，N=46），將獨(dú)立型自我建構(gòu)得分和相依型自我建構(gòu)得分差值小于-0.2的被試作為相依型自我建構(gòu)者（M=-0.779，SD=0.525，N=52）。

以消費(fèi)者對產(chǎn)品的態(tài)度為因變量，采用2（市場信號：在線評論 vs. 第三方認(rèn)證）×2（自我建構(gòu)類型：獨(dú)立型自我 vs. 相依型自我）ANOVA方差分析，結(jié)果表明，兩個變量的主效應(yīng)不顯著（p＞0.050），市場信號類型與消費(fèi)者自我建構(gòu)類型之間的交互作用顯著[F（1，94）=6.791，p=0.011，ηp2=0.067]。進(jìn)一步的簡單效應(yīng)分析表明，在獨(dú)立自我建構(gòu)條件下，在線評論信號與第三方認(rèn)證信號對消費(fèi)者態(tài)度的影響有顯著差異[M在線評論=4.900＜M第三方認(rèn)證=5.436，F(xiàn)（1，94）=3.851，p=0.053，ηp2=0.038]，結(jié)果說明獨(dú)立型自我建構(gòu)的個體對第三方認(rèn)證信號的偏好程度高于在線評論信號。在相依型自我建構(gòu)條件下，在線評論信號與第三方認(rèn)證信號對消費(fèi)者態(tài)度的影響有邊緣顯著差異[M在線評論=5.475＞M第三方認(rèn)證=5.021，F(xiàn)（1，94）=2.991，p=0.087，ηp2=0.030]，結(jié)果說明相依型自我建構(gòu)的個體對在線評論信號的偏好程度高于第三方認(rèn)證信號。這反映出在線評論信號可以促進(jìn)相依型自我建構(gòu)消費(fèi)者對信任品的采納，而第三方認(rèn)證信號可以促進(jìn)獨(dú)立型自我建構(gòu)消費(fèi)者對信任品的采納（參見圖2）。該結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H1。

圖2 特質(zhì)性自我建構(gòu)與市場信號在產(chǎn)品態(tài)度上的交互作用示意圖

（四）小結(jié)

實(shí)驗(yàn)一的結(jié)果表明，在網(wǎng)絡(luò)購物情境下，對于獨(dú)立型自我建構(gòu)的消費(fèi)者，第三方認(rèn)證信號比在線評論信號更能影響其產(chǎn)品態(tài)度。而對于相依型自我建構(gòu)的消費(fèi)者則相反，即其對在線評論信號的偏好程度高于第三方認(rèn)證信號。此結(jié)果表明，消費(fèi)者的自我建構(gòu)類型對其市場信號偏好具有調(diào)節(jié)作用。研究假設(shè)H1a和H1b均獲得了證實(shí)。為了進(jìn)一步探索市場信號對信任品采納的影響機(jī)制，我們將進(jìn)行實(shí)驗(yàn)二。

四、實(shí)驗(yàn)二

實(shí)驗(yàn)二主要有三個研究目的：一是探索市場信號對信任品采納的影響機(jī)制，即感知信任的中介作用；二是通過選取有機(jī)大米作為新的實(shí)驗(yàn)材料，檢驗(yàn)研究的可重復(fù)性和普適性；三是采用操縱的方式，操縱個體的情境性自我建構(gòu)類型，以提高研究的生態(tài)效度和應(yīng)用價(jià)值。

（一）實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

121名在校大學(xué)生參加了實(shí)驗(yàn)（57名女性；M年齡=20.601，SD=2.181），平均網(wǎng)絡(luò)購物經(jīng)驗(yàn)為2.84年（SD=1.550）。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后，被試均獲得了一定的報(bào)酬。

本實(shí)驗(yàn)采用2（市場信號：在線評論 vs. 第三方認(rèn)證）×2（自我建構(gòu)類型：獨(dú)立型自我 vs. 相依型自我）兩因素被試間設(shè)計(jì)。因變量是消費(fèi)者對產(chǎn)品的態(tài)度，中介變量是消費(fèi)者的感知信任。

（二）實(shí)驗(yàn)程序

根據(jù)Darby和Karni（1973）的研究對產(chǎn)品的分類，本研究選用有機(jī)大米作為實(shí)驗(yàn)材料。為了進(jìn)一步驗(yàn)證產(chǎn)品的種類，64名被試對實(shí)驗(yàn)材料是否為“搜尋品/經(jīng)驗(yàn)品/信任品”進(jìn)行了前測評定，評定過程和測項(xiàng)同實(shí)驗(yàn)一。結(jié)果顯示，有機(jī)大米的信任品屬性得分顯著高于搜尋品屬性得分[M信任品=4.359＞M搜尋品=1.734，t（63）=11.998，p＜0.001]和經(jīng)驗(yàn)品屬性得分[M信任品=4.359＞M經(jīng)驗(yàn)品=2.250，t（63）=8.536，p＜0.001]。此外，為了控制向在線評論組和第三方認(rèn)證組所展示的產(chǎn)品的質(zhì)量，要求另外41名被試對實(shí)驗(yàn)材料的產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行評定。具體的評定項(xiàng)目同實(shí)驗(yàn)一。結(jié)果顯示，本實(shí)驗(yàn)向在線評論組和第三方認(rèn)證組所展示的產(chǎn)品的質(zhì)量沒有顯著差異[t（41）=-0.813，p＞0.050，M第三方認(rèn)證=5.325，M在線評論=5.439]。

本實(shí)驗(yàn)通過紙質(zhì)問卷的形式進(jìn)行。首先將被試隨機(jī)分成四組，并讓其填寫有關(guān)其網(wǎng)絡(luò)購物習(xí)慣的基本信息，確保參與本次實(shí)驗(yàn)的被試具有一定的網(wǎng)絡(luò)購物經(jīng)驗(yàn)。隨后要求被試認(rèn)真閱讀對應(yīng)的自我建構(gòu)類型的啟動材料，完成圈詞任務(wù)。本研究使用Brewer和Gardner（1996）提出的圈寫代詞的方法來啟動被試的自我構(gòu)念。實(shí)驗(yàn)過程中要求被試認(rèn)真閱讀實(shí)驗(yàn)材料，然后讓被試圈出材料中的“我”“我的”（“我們”“我們的”），最后使用Singelis（1994）的修訂版自我建構(gòu)量表進(jìn)行操縱檢驗(yàn)。完成自我建構(gòu)操縱啟動后，被試將看到對應(yīng)市場信號的有機(jī)大米產(chǎn)品頁面。該產(chǎn)品頁面的設(shè)計(jì)模擬某電子商務(wù)平臺的產(chǎn)品介紹頁面，還原用戶進(jìn)行在線購物的情境。被試瀏覽完產(chǎn)品頁面后，填寫消費(fèi)者信任量表。消費(fèi)者感知信任的測量選用Pan和Chiou（2011）開發(fā)的七級李克特量表。消費(fèi)者對“該商品是可靠的”“該商品是可信的”“該商品是值得信賴的”三個測項(xiàng)進(jìn)行評價(jià)，1分代表非常不同意，7分代表非常同意。最后讓被試完成消費(fèi)者態(tài)度量表，其具體測項(xiàng)同實(shí)驗(yàn)一。

（三）統(tǒng)計(jì)分析

操縱檢驗(yàn)：情境獨(dú)立型自我建構(gòu)量表（Cronbach’s α=0.780）和情境相依型自我建構(gòu)量表（Cronbach’s α=0.857）信度良好，分別取兩組量表題項(xiàng)的平均值作為相應(yīng)維度的得分，并進(jìn)行操縱有效性檢驗(yàn)。配對樣本t檢驗(yàn)分別考察相同啟動組內(nèi)不同自我建構(gòu)類型的差異：啟動獨(dú)立型自我建構(gòu)時，被試的獨(dú)立型自我得分顯著高于相依型自我[M獨(dú)立=4.765，M相依=3.964，t（56）=8.728，p＜0.001]；啟動相依型自我建構(gòu)時，獨(dú)立型自我得分顯著低于相依型自我[M獨(dú)立=3.950，M相依=5.127，t（63）=-12.349，p＜0.001]。因此，自我建構(gòu)的啟動符合實(shí)驗(yàn)要求。

以感知信任為因變量，采用2（市場信號：在線評論 vs. 第三方認(rèn)證）×2（自我建構(gòu)啟動類型：獨(dú)立型自我 vs. 相依型自我）ANOVA方差分析，結(jié)果表明，兩個變量的主效應(yīng)不顯著（p＞0.050），市場信號類型與消費(fèi)者自我建構(gòu)類型之間的交互作用顯著[F（1，117）=9.675，p=0.002，=0.076]。進(jìn)一步的簡單效應(yīng)分析表明，在獨(dú)立型自我建構(gòu)條件下，在線評論信號與第三方認(rèn)證信號對消費(fèi)者感知信任的影響有顯著差異[M在線評論=4.511＜M第三方認(rèn)證=5.185，F(xiàn)（1，118）=4.981，p=0.027，=0.040]，結(jié)果說明獨(dú)立型自我建構(gòu)的個體對第三方認(rèn)證信號的感知信任高于在線評論信號。在相依型自我建構(gòu)條件下，在線評論信號與第三方認(rèn)證信號對消費(fèi)者感知信任的影響有顯著差異[M在線評論=5.237＞M第三方認(rèn)證=4.606，F(xiàn)（1，118）=4.812，p=0.030，=0.039]，結(jié)果說明相依型自我建構(gòu)的個體對在線評論信號的感知信任高于第三方認(rèn)證信號。

以消費(fèi)者對產(chǎn)品的態(tài)度為因變量，采用2（市場信號：在線評論 vs. 第三方認(rèn)證）×2（自我建構(gòu)啟動類型：獨(dú)立型自我 vs. 相依型自我）ANOVA方差分析，結(jié)果表明，兩個變量的主效應(yīng)不顯著（p＞0.050），市場信號類型與消費(fèi)者自我建構(gòu)類型之間的交互作用顯著[F（1，117）=10.937，p=0.001，ηp2=0.085]。進(jìn)一步的簡單效應(yīng)分析表明，在獨(dú)立型自我建構(gòu)條件下，在線評論信號與第三方認(rèn)證信號對消費(fèi)者態(tài)度的影響有顯著差異[M在線評論=4.647＜M第三方認(rèn)證=5.244，F(xiàn)（1，118）=5.000，p=0.027，ηp2=0.040]，結(jié)果說明獨(dú)立型自我建構(gòu)的個體對第三方認(rèn)證信號的偏好程度高于在線評論信號。在相依型自我建構(gòu)條件下，在線評論信號與第三方認(rèn)證信號對消費(fèi)者態(tài)度的影響有顯著差異[M在線評論=5.452＞M第三方認(rèn)證=4.812，F(xiàn)（1，118）=6.111，p=0.015，=0.049]，結(jié)果說明相依型自我建構(gòu)的個體對在線評論信號的偏好程度高于第三方認(rèn)證信號（參見圖3）。

圖3 情境性自我建構(gòu)與市場信號在產(chǎn)品態(tài)度上的交互作用示意圖

以市場信號為自變量（在線評論信號編碼為1，第三方認(rèn)證信號編碼為-1），自我建構(gòu)為調(diào)節(jié)變量（獨(dú)立型自我建構(gòu)編碼為1，相依型自我建構(gòu)編碼為-1），消費(fèi)者態(tài)度為因變量，感知信任為中介變量，做有中介的調(diào)節(jié)分析。按照Zhao等（2010）提出的中介效應(yīng)分析程序進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。樣本量選擇5 000，在95%的置信區(qū)間下，中介檢驗(yàn)結(jié)果未包含0（LLCI=-0.450 2，ULCI=-0.105 7），表明中介變量感知信任的確中介了市場信號類型和自我建構(gòu)類型對消費(fèi)者態(tài)度的交互影響，效應(yīng)大小為-0.274 9。進(jìn)一步的數(shù)據(jù)結(jié)果表明，對于獨(dú)立型自我建構(gòu)和相依型自我建構(gòu)的消費(fèi)者，感知信任的中介效應(yīng)均顯著，Bootstrap檢驗(yàn)的置信區(qū)間分別為（-0.543 9，-0.034 9）和（0.014 1，0.507 0），均不包含0。

（四）小結(jié)

實(shí)驗(yàn)二改變了測試的產(chǎn)品類型，選用了有機(jī)大米進(jìn)行實(shí)驗(yàn)，并采用了情境操縱的方式啟動消費(fèi)者的自我建構(gòu)類型。結(jié)果重復(fù)驗(yàn)證了實(shí)驗(yàn)一中得到的調(diào)節(jié)效應(yīng)，使得研究結(jié)果的普適性得到提升。此外，本研究同時驗(yàn)證了自我建構(gòu)對市場信號偏好的影響是通過消費(fèi)者的感知信任起作用的。然而，由于代詞圈點(diǎn)法操作要求比較高，不太符合現(xiàn)實(shí)營銷場景，因此實(shí)驗(yàn)三將采用應(yīng)用性更強(qiáng)的操縱方式來驗(yàn)證自我建構(gòu)對市場信號偏好的影響。

五、實(shí)驗(yàn)三

盡管前面兩個實(shí)驗(yàn)重復(fù)驗(yàn)證了自我建構(gòu)對消費(fèi)者市場信號偏好的影響，但依舊存在以下兩個問題：一是實(shí)驗(yàn)二雖然采用代詞圈點(diǎn)的方法啟動情境式自我建構(gòu)，但是其操縱方法在現(xiàn)實(shí)環(huán)境中商家難以操作，且其操縱檢驗(yàn)使用的依舊是檢驗(yàn)特質(zhì)性自我建構(gòu)的量表，因此情境式自我建構(gòu)的啟動仍需要進(jìn)一步的檢驗(yàn)；二是前面兩個實(shí)驗(yàn)都采用自我報(bào)告的方式測量消費(fèi)者的態(tài)度，自我報(bào)告的測量指標(biāo)存在社會贊許現(xiàn)象，有一定的強(qiáng)迫性和需求效應(yīng)。因此，實(shí)驗(yàn)三旨在采用回憶范式，探索在自發(fā)條件下自我建構(gòu)對消費(fèi)者市場信號加工的影響。

關(guān)于回憶任務(wù)與消費(fèi)者態(tài)度的關(guān)系，在心理學(xué)領(lǐng)域就有不少利用回憶任務(wù)的準(zhǔn)確性探討個體對事物態(tài)度的研究。比如在內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)中，研究者就使用個體完成任務(wù)的準(zhǔn)確性來探索人們對權(quán)利的態(tài)度（楊惠蘭等，2015）。在營銷領(lǐng)域，由于近年來提倡使用多種方法驗(yàn)證同一個假設(shè)，因此也涌現(xiàn)了一些比較創(chuàng)新的研究方法。比如，O’Guinn等（2015）在探討社會擁擠對產(chǎn)品價(jià)格的影響時，就將回憶準(zhǔn)確性和產(chǎn)品態(tài)度共同作為衡量指標(biāo)，驗(yàn)證了消費(fèi)者傾向于把高擁擠的環(huán)境推斷為低社會階層的假設(shè)。相對于傳統(tǒng)的態(tài)度測量，回憶準(zhǔn)確性是一個客觀的測量指標(biāo)，可以降低自我報(bào)告所具有的社會贊許傾向，因此可以輔助態(tài)度衡量指標(biāo)驗(yàn)證研究假設(shè)。

（一）實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

127名在校大學(xué)生參加了實(shí)驗(yàn)（87名女性；M年齡=21.940，SD=3.121）。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后，被試均獲得了一定的報(bào)酬。

實(shí)驗(yàn)采用2（市場信號：在線評論 vs. 第三方認(rèn)證）×2（自我建構(gòu)類型：獨(dú)立型自我 vs. 相依型自我）兩因素被試間設(shè)計(jì)。因變量是消費(fèi)者對產(chǎn)品屬性的回憶準(zhǔn)確度，包括價(jià)格、銷量和噪音分貝等產(chǎn)品屬性。

（二）實(shí)驗(yàn)程序

本研究根據(jù)Ma等（2014）的研究，采用故事激活法，要求被試閱讀一則關(guān)于網(wǎng)球運(yùn)動員比賽的材料。在獨(dú)立型自我建構(gòu)條件下，要求被試想象自己正為了“自己”的榮譽(yù)而做最后的努力；而在相依型自我建構(gòu)條件下，要求被試想象自己正在為了“團(tuán)隊(duì)”的榮譽(yù)努力拼搏。此外，為了增強(qiáng)啟動效果，我們參考李東進(jìn)等（2016）的做法，在材料中配了與描述材料相一致的兩張比賽照片。在被試閱讀完材料后安排其填寫情境自我建構(gòu)量表（共14個測項(xiàng)，例如“此時此刻，我認(rèn)為同伴開心對我來說很重要”“此時此刻，我認(rèn)為我是一個很獨(dú)特的個體”等）。

完成自我建構(gòu)變量操縱后，被試將會看到與實(shí)驗(yàn)一相同的產(chǎn)品的信息。不同的是，在本研究中，我們給被試提供了更多的產(chǎn)品信息，包括產(chǎn)品的名稱、價(jià)格、功能、產(chǎn)地、最高噪音和月銷量。之后給被試呈現(xiàn)第三方認(rèn)證信號或者在線評論信號。此外，為了控制向在線評論組和第三方認(rèn)證組所展示的產(chǎn)品的質(zhì)量，要求另外41名被試對實(shí)驗(yàn)材料的產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行評定。具體的評定項(xiàng)目同實(shí)驗(yàn)一。結(jié)果顯示，本實(shí)驗(yàn)向在線評論組和第三方認(rèn)證組所展示的產(chǎn)品的質(zhì)量沒有顯著差異[t（41）=0.237，p＞0.050；M第三方認(rèn)證=5.585，M在線評論=5.561]。在讓被試完成回憶任務(wù)之前，我們還參考心理學(xué)關(guān)于記憶的研究，讓被試完成六道數(shù)學(xué)題以達(dá)到干擾記憶的效果。緊接著要求被試完成回憶任務(wù)，填寫他們記憶中的產(chǎn)品價(jià)格、月銷量和產(chǎn)品最高噪音。最后讓被試提供人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息。

（三）統(tǒng)計(jì)分析

操縱檢驗(yàn)：情境獨(dú)立型自我建構(gòu)量表（Cronbach’s α=0.815）和情境相依型自我建構(gòu)量表（Cronbach’s α=0.769）信度良好，分別取兩組量表題項(xiàng)的平均值作為相應(yīng)維度的得分，并進(jìn)行操控有效性檢驗(yàn)。配對樣本t檢驗(yàn)分別考察相同啟動組內(nèi)不同類型自我建構(gòu)的差異：啟動獨(dú)立型自我建構(gòu)條件時，獨(dú)立型自我的得分顯著高于相依型自我[M獨(dú)立=5.525，M相依=4.688，t（63）=6.513，p＜0.001]；在相依型自我建構(gòu)啟動組中，獨(dú)立型自我的得分顯著低于相依型自我[M獨(dú)立=4.356，M相依=5.170，t（62）=-5.392，p＜0.001]。因此，自我建構(gòu)的啟動符合實(shí)驗(yàn)要求。

以消費(fèi)者對產(chǎn)品的價(jià)格回憶準(zhǔn)確性為因變量，采用2（市場信號：在線評論 vs. 第三方認(rèn)證）×2（自我建構(gòu)類型：獨(dú)立型自我 vs. 相依型自我）ANOVA方差分析，價(jià)格回憶的準(zhǔn)確性為消費(fèi)者回憶的價(jià)格與材料所提供價(jià)格之差，差值越小，說明回憶的準(zhǔn)確性越高。結(jié)果表明，兩個變量的主效應(yīng)不顯著（p＞0.050），市場信號類型與消費(fèi)者自我建構(gòu)類型之間的交互作用顯著[F（1，123）=5.553，p=0.020，ηp2=0.043]。進(jìn)一步的簡單效應(yīng)分析表明，在獨(dú)立型自我建構(gòu)條件下，面對在線評論信號與第三方認(rèn)證信號，被試對產(chǎn)品價(jià)格回憶的準(zhǔn)確性有顯著差異[M在線評論=298.436，M第三方認(rèn)證=32.160，F(xiàn)（1，124）=4.581，p=0.034，ηp2=0.035]，結(jié)果說明獨(dú)立型自我建構(gòu)的個體對第三方認(rèn)證信號的敏感程度和回憶準(zhǔn)確性高于在線評論信號。在相依型自我建構(gòu)條件下，面對在線評論信號與第三方認(rèn)證信號，被試對產(chǎn)品價(jià)格回憶的準(zhǔn)確性差異不顯著[M在線評論=123.542，M第三方認(rèn)證=270.205，F(xiàn)（1，124）=1.592，p＞0.050，ηp2=0.012]（參見圖4）。以回憶的月銷量和噪音為因變量進(jìn)行兩因素方差分析，結(jié)果均未發(fā)現(xiàn)統(tǒng)計(jì)上的顯著差異（p＞0.050）。

此外，以上分析方法可能存在正負(fù)值相互抵消的問題。為了重復(fù)驗(yàn)證本研究的結(jié)果，我們采用消費(fèi)者回憶的價(jià)格與材料所提供價(jià)格之差的絕對值作為價(jià)格回憶準(zhǔn)確性的衡量指標(biāo)?；貞泝r(jià)格越接近材料所提供價(jià)格，差值的絕對值越小，說明回憶的準(zhǔn)確性越高。兩因素方差分析結(jié)果表明，兩個變量的主效應(yīng)不顯著（p＞0.050），市場信號類型與消費(fèi)者自我建構(gòu)類型之間的交互作用顯著[F（1，123）=3.741，p=0.055，ηp2=0.030]。進(jìn)一步的簡單效應(yīng)分析表明，在獨(dú)立自我建構(gòu)條件下，面對在線評論信號與第三方認(rèn)證信號，被試對產(chǎn)品價(jià)格回憶的準(zhǔn)確性有顯著差異[M在線評論=392.538，M第三方認(rèn)證=192.240，F(xiàn)（1，124）=3.432，p=0.066，ηp2=0.026]，結(jié)果說明獨(dú)立型自我建構(gòu)的個體對第三方認(rèn)證信號的敏感程度和回憶準(zhǔn)確性高于在線評論信號。在相依型自我建構(gòu)條件下，面對在線評論信號與第三方認(rèn)證信號，被試對產(chǎn)品價(jià)格回憶的準(zhǔn)確性差異不顯著[M在線評論=288.958，M第三方認(rèn)證=377.487，F(xiàn)（1，124）=0.892，p＞0.050，ηp2=0.007]。

圖4 情境性自我建構(gòu)與市場信號在回憶準(zhǔn)確性上的交互作用示意圖

（四）小結(jié)

實(shí)驗(yàn)三采用新的操縱方式和操縱檢驗(yàn)方法，并從記憶的角度使用新的衡量指標(biāo)，重復(fù)證明了消費(fèi)者自我建構(gòu)類型對其市場信號偏好的影響。本實(shí)驗(yàn)采用一種應(yīng)用性更強(qiáng)的操縱方式，驗(yàn)證了自我建構(gòu)的可操縱性，具有豐富的企業(yè)管理指導(dǎo)意義。同時以回憶任務(wù)這一自發(fā)的指標(biāo)，避免了自我報(bào)告的社會贊許效應(yīng)。值得注意的是，在本實(shí)驗(yàn)中，相依型自我建構(gòu)條件下的市場信號類型對結(jié)果變量的影響在統(tǒng)計(jì)上沒有顯著差異，這可能與相依型自我建構(gòu)個體的特征有關(guān)。一種可能是相依型自我建構(gòu)的個體更傾向于關(guān)注人際信息，因而對價(jià)格等客觀信息不夠敏感，進(jìn)而導(dǎo)致市場信號對價(jià)格回憶準(zhǔn)確性的影響在統(tǒng)計(jì)上沒有出現(xiàn)顯著差異；另一種可能是相依型自我建構(gòu)的個體更傾向于關(guān)注在線評論信號中的具體信息，從而對價(jià)格信息回憶產(chǎn)生干擾，最后導(dǎo)致沒有在市場信號上發(fā)現(xiàn)顯著差異。盡管如此，從實(shí)驗(yàn)結(jié)果的數(shù)據(jù)來看，在相依型自我建構(gòu)條件下，在線評論信號下被試的產(chǎn)品價(jià)格回憶準(zhǔn)確性高于第三方認(rèn)證信號，這一結(jié)果趨勢與實(shí)驗(yàn)一和實(shí)驗(yàn)二是一致的?？傊?，本實(shí)驗(yàn)的結(jié)果很好地解決了前面的實(shí)驗(yàn)中存在的問題，同時也增強(qiáng)了本研究結(jié)論的普適性和外部效度。同時，豐富了自我建構(gòu)理論，并為維護(hù)和構(gòu)建良好的在線購物平臺提供了理論指導(dǎo)。

六、結(jié)論與討論

（一）研究結(jié)論

在信息技術(shù)高速發(fā)展以及消費(fèi)模式升級的時代背景下，企業(yè)如何應(yīng)用市場信號，如何避免信號失靈，如何精準(zhǔn)捕捉消費(fèi)者的需求，是當(dāng)代學(xué)者和業(yè)界亟需探索和解決的問題。本文以信任品為研究對象，探索了在網(wǎng)絡(luò)購物情境下，消費(fèi)者的自我建構(gòu)類型對其市場信號偏好的影響。本研究的三個實(shí)驗(yàn)均表明，相依型和獨(dú)立型自我建構(gòu)對消費(fèi)者市場信號偏好的影響存在顯著差異。實(shí)驗(yàn)一通過測量消費(fèi)者的特質(zhì)性自我建構(gòu)，發(fā)現(xiàn)獨(dú)立型自我建構(gòu)的消費(fèi)者對展示第三方認(rèn)證信號的產(chǎn)品有更積極的態(tài)度，而相依型自我建構(gòu)的消費(fèi)者則顯著偏好用戶評論信號。更重要的是，實(shí)驗(yàn)二通過圈點(diǎn)代詞的方法啟動自我建構(gòu)變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)不同類型的情境性自我建構(gòu)對消費(fèi)者市場信號有不同的偏好，并且這種偏好的差異性通過感知信任起作用。為了避免自我報(bào)告存在的社會贊許性問題，實(shí)驗(yàn)三采用故事激活法以及自發(fā)的回憶任務(wù)，結(jié)果重復(fù)驗(yàn)證了獨(dú)立型自我建構(gòu)者對第三方認(rèn)證信號的敏感程度和回憶準(zhǔn)確性高于在線評論信號。相對于在線評論信號，獨(dú)立型自我建構(gòu)的消費(fèi)者更信任第三方認(rèn)證信號，因此對呈現(xiàn)第三方認(rèn)證信號的產(chǎn)品表現(xiàn)出更積極的態(tài)度和回憶準(zhǔn)確性。而相依型自我建構(gòu)的消費(fèi)者，則更信任在線評論信號，對呈現(xiàn)在線評論信號的產(chǎn)品表現(xiàn)出更為積極的態(tài)度。

（二）理論貢獻(xiàn)

本研究從消費(fèi)者加工市場信號的角度，探索市場信號對信任品采納的影響機(jī)制及其影響因素，推進(jìn)了信任品管理、自我建構(gòu)以及在線購物等相關(guān)領(lǐng)域的研究。

首先，本文聚焦于新時代背景下的信任品，填補(bǔ)了目前學(xué)術(shù)領(lǐng)域?qū)π湃纹费芯康娜笨凇Ｔ诨ヂ?lián)網(wǎng)情境下，過往研究主要圍繞搜尋品（如消費(fèi)者電子產(chǎn)品、家用電器）和經(jīng)驗(yàn)品（如酒店、飯店、電影）進(jìn)行討論。然而，隨著信息技術(shù)的發(fā)展和消費(fèi)模式的升級，市場上的信任品越來越多，學(xué)者們對信任品的關(guān)注卻比較少。因而，對信任品的研究變得非常重要和迫切。在已有的關(guān)于信任品的研究中，研究者主要關(guān)注食品領(lǐng)域（如奶制品）和醫(yī)療服務(wù)領(lǐng)域（如過度治療的欺騙行為），對一般的消費(fèi)品研究較少，也較少涉及在線網(wǎng)絡(luò)購物場景（王永欽等，2014）。不僅如此，已有的研究較多從公共政策的角度，使用信號博弈模型的方法來討論分析信任品相關(guān)政策（王建華等，2016），而較少使用實(shí)證的方式來探討人們對信任品的信息加工過程。相比之下，本研究重點(diǎn)關(guān)注信任品，并從個體層面的消費(fèi)視角，對信任品的信息加工機(jī)制和影響因素做出了合理的解釋，這對于企業(yè)管理人員加深對信任品的理解和提高營銷績效有積極的指導(dǎo)作用。

其次，本文從市場信號這一新穎的視角出發(fā)，揭示了消費(fèi)者接受和采納信任品的內(nèi)在機(jī)制，豐富了在線購物領(lǐng)域的相關(guān)研究。對于市場信號，已有的研究多單獨(dú)探討單一市場信號的作用機(jī)制和影響因素。比如，Rahim等（2015）研究發(fā)現(xiàn)，在線評論能夠作為有效的市場信號促進(jìn)消費(fèi)者對環(huán)保產(chǎn)品的選擇。也有研究者驗(yàn)證了ISO認(rèn)證對消費(fèi)者感知質(zhì)量的促進(jìn)作用（Wu和Jang，2014）。然而，關(guān)于不同市場信號如何相互影響的研究較少。本研究將在線購物中的人際信息和理性化信息整合在同一個研究框架之中，探討了消費(fèi)者個人特質(zhì)的調(diào)節(jié)作用，在一定程度上回答了為何信號有時會失靈。本研究的結(jié)果表明，獨(dú)立型自我建構(gòu)者在搜尋和處理信息的過程中更關(guān)注理性化信息，更傾向于追尋具有身份象征的產(chǎn)品，因此在網(wǎng)購過程中更偏好第三方認(rèn)證信號。而相依型自我建構(gòu)者，由于更注重規(guī)避社會風(fēng)險(xiǎn)、更關(guān)注和依賴人際信息，并且對具有身份象征的產(chǎn)品沒有表現(xiàn)出興趣，因而在網(wǎng)購過程中更偏好在線評論信號。

再次，本研究從市場信號加工的視角，拓展了信任領(lǐng)域的相關(guān)研究。網(wǎng)絡(luò)購物是一個高風(fēng)險(xiǎn)和高不確定性的特殊交易情境，其匿名性和高復(fù)雜性更是使得交易雙方的行為難以預(yù)測。例如，在2014年國家工商總局網(wǎng)監(jiān)司對部分B2C電商平臺11月11日當(dāng)天促銷的商品進(jìn)行的抽檢中，207批次樣品的問題檢出率高達(dá)10.6%。因此，在網(wǎng)絡(luò)購物情境下，信任意味著更大的風(fēng)險(xiǎn)和更為嚴(yán)重的代價(jià)。正因?yàn)槿绱?，如何利用市場信號提高消費(fèi)者信任就顯得非常重要。目前，關(guān)于消費(fèi)者信任的研究，大部分圍繞其影響因素開展，可主要?dú)w結(jié)為消費(fèi)者因素、網(wǎng)站因素和組織/企業(yè)因素三大類（Sullivan和Kim，2018），具體包括在線購物經(jīng)驗(yàn)（Stouthuysen等，2018）、商家信譽(yù)（Olaleye等，2018）、服務(wù)補(bǔ)救能力（Pizzutti和Fernandes，2014）、網(wǎng)站設(shè)計(jì)（Benlian和Hess，2011）和第三方監(jiān)管（Pavlou和Gefen，2004）等。這些研究都從信任關(guān)系中施信方（消費(fèi)者）、被信方（企業(yè)）或第三方自身特征的角度出發(fā)（李立威和何勤，2018），而從信號理論的視角探索消費(fèi)者對市場信號偏好的研究仍然較少。特別是在網(wǎng)絡(luò)購物情境下，消費(fèi)者不能對產(chǎn)品進(jìn)行親身體驗(yàn)，如觸摸、試用等，信任的建立更依賴于其對產(chǎn)品市場信號的判斷。在國內(nèi)，很多企業(yè)由于沒有選擇有效的市場信號傳遞路徑，盡管花費(fèi)了大量的人力物力，效果卻不盡如人意（朱紀(jì)明和朱紀(jì)亮，2012）。本研究通過三項(xiàng)實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，對于相依型自我建構(gòu)的消費(fèi)者，在線評論可以提高其對產(chǎn)品的感知信任；而對于獨(dú)立型自我建構(gòu)的消費(fèi)者，第三方認(rèn)證可以提高其對產(chǎn)品的感知信任。該研究結(jié)果從市場信號加工的視角，回答了何種信號會提高或者降低消費(fèi)者對信任品的感知信任的問題，為企業(yè)提供了提高感知信任的新途徑。

最后，本文采用多種方法，重復(fù)驗(yàn)證了自我建構(gòu)個人特質(zhì)對市場信號偏好的影響，豐富了自我建構(gòu)理論的研究成果。過去的研究認(rèn)為，對應(yīng)東、西方兩種不同的文化背景形成的集體主義文化和個人主義文化，西方人更傾向于獨(dú)立型自我建構(gòu)，東方人則更傾向于相依型自我建構(gòu)，而中國傳統(tǒng)文化則是東方文化的典型代表。然而近期的研究表明，在相同的文化下也會出現(xiàn)不同自我建構(gòu)類型的個體，自我建構(gòu)具有可朔性，研究者可以采用多種啟動方式，使個體臨時性地處于某一特定的自我建構(gòu)狀態(tài)。在臺灣進(jìn)行的研究表明（楊國樞，2004），在全球化的今天，現(xiàn)代中國人“獨(dú)立自顧”的個人主義特征已經(jīng)越來越凸顯，社會孤獨(dú)感也更強(qiáng)烈。因此相依型自我和獨(dú)立型自我都是中國人重要的自我建構(gòu)。獨(dú)立型和相依型兩種不同的自我建構(gòu)可以同時存在于同一個體，只是在特定情境下某一種自我建構(gòu)會占據(jù)主導(dǎo)地位。本研究通過三種不同的操作方式，分別通過量表測量、代詞圈點(diǎn)和故事激發(fā)等方法，驗(yàn)證了特質(zhì)性自我建構(gòu)和情境性自我建構(gòu)對信任品市場信號偏好的調(diào)節(jié)作用。多種實(shí)驗(yàn)方法既強(qiáng)化了研究結(jié)論的可靠性，又提高了研究的外部效度和生態(tài)效度。這對于驗(yàn)證自我建構(gòu)相關(guān)研究是一個十分重要的補(bǔ)充。

（三）實(shí)踐啟示

在網(wǎng)絡(luò)購物環(huán)境中，本文對企業(yè)在產(chǎn)品傳播中如何有效利用市場信號有著積極的引導(dǎo)作用，其實(shí)踐啟示如下：

第一，本研究對企業(yè)在海量網(wǎng)民中實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)營銷有實(shí)際指導(dǎo)作用。根據(jù)中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心（CNNIC）發(fā)布的第41次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》。截至2017年12月，我國網(wǎng)絡(luò)購物用戶規(guī)模達(dá)到5.33億，較2016年增長了14.3%。在眾多的網(wǎng)絡(luò)購物用戶中，企業(yè)的營銷管理者應(yīng)該意識到消費(fèi)者的個人特質(zhì)是多元化的，不同的消費(fèi)者在信息搜尋與處理的過程當(dāng)中也有不一樣的側(cè)重。在本研究中，不同類型自我建構(gòu)的消費(fèi)者，在網(wǎng)絡(luò)購物時對不同的市場信號表達(dá)出差異性偏好。在互聯(lián)網(wǎng)競爭更為激烈、信息不對稱程度更高的環(huán)境下，企業(yè)為吸引消費(fèi)者購買，對不同類型的消費(fèi)者，應(yīng)建立不一樣的市場信號傳遞機(jī)制。特別是生產(chǎn)銷售信任品或提供信任服務(wù)的電子商務(wù)企業(yè)，由于賣方和買方的高度信息不對稱，以及市場上存在的許多“褐色競爭者”（brown competitor，產(chǎn)品或服務(wù)并不含有其宣稱的信任特性的企業(yè)），亟需選擇合適的市場信號與消費(fèi)者進(jìn)行有效溝通。具體地，向獨(dú)立型自我建構(gòu)的消費(fèi)者應(yīng)更多地傳遞或凸顯第三方認(rèn)證信號，而向相依型自我建構(gòu)的消費(fèi)者，則應(yīng)更多地傳遞或凸顯在線評論信號，利用好互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)營銷與個性化營銷。

第二，本研究對于當(dāng)今市場中信任品的營銷途徑有重要的啟示作用。發(fā)展電子商務(wù)業(yè)務(wù)的企業(yè)應(yīng)當(dāng)充分認(rèn)識到，互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境存在高度信息不對稱，因而消費(fèi)者更加依賴市場信號。特別是對于信任品，在網(wǎng)絡(luò)購物情境下，缺乏對商品的有形接觸和銷售人員的及時講解，消費(fèi)者很難對產(chǎn)品進(jìn)行預(yù)判，因而其判斷與選擇更依賴于市場信號。而在線評論和第三方認(rèn)證作為幫助消費(fèi)者進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)購物的有效市場信號，對消費(fèi)者信任和態(tài)度的形成具有重要影響。企業(yè)應(yīng)當(dāng)把在線評論和第三方認(rèn)證作為與消費(fèi)者溝通的重要手段，積極維護(hù)用戶的在線評論，鼓勵用戶分享產(chǎn)品使用經(jīng)驗(yàn)，并參與第三方認(rèn)證的評估審核或相關(guān)的競評比賽，以促進(jìn)消費(fèi)者的信任和積極態(tài)度的形成。

第三，本研究對于企業(yè)擴(kuò)張，特別是將營銷活動推廣到國際市場有重要的啟發(fā)作用。隨著電商的發(fā)展，國內(nèi)市場日趨飽和，企業(yè)管理者正在不斷將營銷市場從國內(nèi)推廣到國際，出現(xiàn)了小紅書、速賣通、京東海外、豐賣網(wǎng)等跨境電商平臺和企業(yè)。企業(yè)在擴(kuò)張市場的同時不可避免會遇到不同文化背景的消費(fèi)者，因此，如何根據(jù)消費(fèi)者的文化背景有的放矢，有方向地開展?fàn)I銷活動，就顯得非常重要?；诒狙芯康陌l(fā)現(xiàn)，對于獨(dú)立型自我建構(gòu)消費(fèi)者占主導(dǎo)的市場，企業(yè)可以更多地提供第三方認(rèn)證等理性化信息，向消費(fèi)者展示其獨(dú)特性一面。而對于相依型自我建構(gòu)消費(fèi)者占主導(dǎo)的市場，企業(yè)可以在廣告中嵌入更多的人際信息，例如通過在廣告、柜臺展覽設(shè)計(jì)等渠道展示更多的對稱性和和諧氣氛，來向消費(fèi)者傳遞產(chǎn)品的和諧屬性，進(jìn)而提升消費(fèi)者的情境性自我建構(gòu)。

（四）不足與未來研究展望

總體上，本研究為在線購物和市場信號研究提供了新的視角，實(shí)驗(yàn)結(jié)果豐富了自我建構(gòu)理論，具有一定的理論和實(shí)踐意義。但是，本研究也存在一些不足和可以進(jìn)一步探討的地方。首先，自我建構(gòu)這一構(gòu)念源自于文化差異，盡管已有的研究表明相同文化中的個體也存在不同的自我建構(gòu)維度，而本研究也通過三項(xiàng)實(shí)驗(yàn)得出了與前人一致的結(jié)論，但是如果要進(jìn)一步將本研究的結(jié)論推廣到國際市場擴(kuò)張情境，還需要在未來的研究中收集不同文化背景的被試數(shù)據(jù)，以鞏固本研究的理論貢獻(xiàn)和擴(kuò)展本研究的營銷啟示。其次，本研究將消費(fèi)者態(tài)度和消費(fèi)者回憶任務(wù)準(zhǔn)確性作為衡量消費(fèi)者如何采納信任品的指標(biāo)，結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)。盡管態(tài)度和回憶任務(wù)可以在一定程度上反映消費(fèi)者的意向和行為決策，但是離真正的消費(fèi)者行為還有一定的距離。因此，未來的研究可以將消費(fèi)者購買意愿作為因變量，甚至通過現(xiàn)場實(shí)驗(yàn)，記錄消費(fèi)者真正的決策行為，以再次驗(yàn)證本研究的結(jié)果。再次，鑒于本研究中相依型自我建構(gòu)條件下的市場信號類型對回憶準(zhǔn)確性的影響沒有得到驗(yàn)證這一結(jié)果，未來的研究可從個體記憶維度探索自我建構(gòu)構(gòu)念的內(nèi)涵和外延特征，進(jìn)一步深化探討不同類型自我建構(gòu)的性質(zhì)差異。最后，本研究從市場信號的消費(fèi)者視角來探索信任品的績效管理，未來的研究可以進(jìn)一步挖掘其他視角，例如企業(yè)視角、公共政策視角，力求從多個視角為信任品的績效管理和創(chuàng)新管理提供更豐富的理論指導(dǎo)和管理啟示。