孫洪杰 王美玲 鐘 科

消費(fèi)失敗情境下人際親密度對(duì)口碑傳播意愿的U型影響——基于動(dòng)機(jī)沖突的視角*

孫洪杰 王美玲 鐘 科

(海南大學(xué)管理學(xué)院, ?？?570228)

消費(fèi)失敗情境下消費(fèi)者對(duì)不同親密度群體的口碑傳播意愿受保護(hù)他人利益和保護(hù)自我形象動(dòng)機(jī)的影響。不同于前期研究親密度對(duì)口碑影響的線性關(guān)系結(jié)論, 本研究基于動(dòng)機(jī)沖突的視角, 構(gòu)建動(dòng)機(jī)沖突模型, 考察了消費(fèi)失敗情境下人際親密度對(duì)口碑傳播意愿的影響及其內(nèi)在機(jī)理。通過(guò)4個(gè)主實(shí)驗(yàn)和2個(gè)附加實(shí)驗(yàn), 結(jié)果表明親密度對(duì)口碑傳播意愿的影響呈U型關(guān)系, 與低高親密度對(duì)象相比, 消費(fèi)者面對(duì)中親密度對(duì)象時(shí)口碑傳播意愿最低。這種影響可以通過(guò)消費(fèi)者產(chǎn)生的保護(hù)他人利益動(dòng)機(jī)和保護(hù)自我形象動(dòng)機(jī)之間的張力來(lái)解釋, 商家責(zé)任調(diào)節(jié)了以上機(jī)理, 當(dāng)商家在導(dǎo)致消費(fèi)失敗的結(jié)果中承擔(dān)的責(zé)任較高時(shí), 口碑傳播意愿不再隨親密度的增加呈現(xiàn)U型關(guān)系。

消費(fèi)失敗, 親密度, 口碑傳播意愿, U型

1 前言

1.1 問(wèn)題提出

隨著社交媒體和社交電商的日益普及, 社交關(guān)系更廣泛地影響了消費(fèi)者的行為(Appel et al., 2020; De Oliveira Santini et al., 2020)。無(wú)論是日常生活中還是社交平臺(tái)上, 每個(gè)人都擁有不同親密度的聯(lián)系人(Cartwright et al., 2021; 王斌, 2015), 消費(fèi)者不僅可以面對(duì)面與不同親密度的人分享消費(fèi)體驗(yàn)與心得, 還可以通過(guò)微信、QQ、微博等社交媒體與不同關(guān)系或群組的聯(lián)系人分享購(gòu)物信息。因此, 在這個(gè)社會(huì)關(guān)系更加多元和細(xì)化的時(shí)代, 社交情境下的口碑管理對(duì)管理者來(lái)說(shuō)變得尤為重要, 尤其是當(dāng)發(fā)生消費(fèi)失敗時(shí)(He et al., 2017)。

社交關(guān)系對(duì)消費(fèi)者的口碑傳播意愿產(chǎn)生了深刻的影響, 不同的社交關(guān)系會(huì)激發(fā)出不同的社會(huì)動(dòng)機(jī), 進(jìn)而影響消費(fèi)者的口碑傳播意愿(Liu et al., 2021)。但目前, 僅有少數(shù)研究關(guān)注到社交背景下親密度是影響口碑的一個(gè)重要因素, 并揭示了親密度對(duì)口碑存在線性影響。例如, Dubois等人(2016)和Chen (2017)探究了親密度與口碑之間的關(guān)系, 發(fā)現(xiàn)相比低親密度對(duì)象, 消費(fèi)者更愿意向高親密度對(duì)象傳播負(fù)面信息。而Olson和Ahluwalia (2021)卻發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者會(huì)對(duì)高親密度的對(duì)象分享消費(fèi)失敗的正面口碑, 目的是鼓勵(lì)其他人做出同樣糟糕的選擇, 由此通過(guò)社會(huì)比較獲得心理滿足。以上研究證實(shí)了親密度確實(shí)會(huì)影響口碑傳播行為, 但是并沒(méi)有探究親密度對(duì)口碑傳播意愿的影響, 更重要的是, 該研究對(duì)親密度的劃分是簡(jiǎn)單的二分類, 忽略了親密度的多樣性。當(dāng)遭遇消費(fèi)失敗時(shí), 這種多樣的關(guān)系如何影響消費(fèi)失敗情境下消費(fèi)者的口碑傳播意愿有待深入探究。

本研究認(rèn)為, 消費(fèi)失敗情境下消費(fèi)者對(duì)不同親密度群體的口碑傳播意愿, 受到兩種不同動(dòng)機(jī)的影響。這是因?yàn)橥ㄟ^(guò)口碑分享失敗經(jīng)歷可以幫助他人, 滿足消費(fèi)者保護(hù)他人利益的利他動(dòng)機(jī)(簡(jiǎn)稱為保他人動(dòng)機(jī)); 而同時(shí)也暴露了自己的失敗, 使消費(fèi)者產(chǎn)生保護(hù)自我形象的利己動(dòng)機(jī)(簡(jiǎn)稱為保形象動(dòng)機(jī)) (Dubois et al., 2016; Alexandrov et al., 2013; Berger, 2014; Chen, 2017), 這兩種動(dòng)機(jī)共同影響消費(fèi)者的口碑傳播意愿。更為關(guān)鍵和有趣的是, 當(dāng)考慮更多樣的親密度關(guān)系時(shí), 親密度與口碑傳播意愿之間會(huì)呈現(xiàn)出U型關(guān)系, 因?yàn)橄啾扔诘陀H密度對(duì)象(例如: 陌生人)和高親密度對(duì)象(例如: 親密好友), 消費(fèi)者往往會(huì)在中等親密度對(duì)象(例如: 普通朋友)面前產(chǎn)生較高的保形象動(dòng)機(jī), 此時(shí)消費(fèi)者內(nèi)心產(chǎn)生利己和利他的矛盾感, 形成的張力拉扯著消費(fèi)者, 導(dǎo)致其口碑傳播意愿降低。

本研究從動(dòng)機(jī)沖突視角探討消費(fèi)失敗情境下親密度對(duì)口碑傳播意愿的U型影響, 并揭示其內(nèi)在沖突機(jī)理和邊界條件, 預(yù)期的貢獻(xiàn)有: (1)揭示了親密度對(duì)口碑傳播意愿的U型影響, 這不同于前期研究所揭示的親密度對(duì)口碑的線性關(guān)系。(2)揭示口碑傳播意愿中保護(hù)他人利益動(dòng)機(jī)和保護(hù)自我形象動(dòng)機(jī)的沖突機(jī)理, 拓展了動(dòng)機(jī)沖突理論的適用情境。(3)完善口碑營(yíng)銷相關(guān)的研究。口碑傳播意愿是口碑的重要前置變量, 通過(guò)社交情境下口碑傳播意愿研究有助于豐富和完善口碑理論。本研究也有重要的實(shí)踐價(jià)值, 有助于理解不同動(dòng)機(jī)對(duì)消費(fèi)者口碑傳播意愿的影響, 有助于企業(yè)意識(shí)到社交情境下沉默的不滿意消費(fèi)者的存在, 以多渠道獲取消費(fèi)者真實(shí)反饋, 也有助于商家私域流量管理策略和口碑管理策略的制定。

1.2 文獻(xiàn)回顧與假設(shè)推導(dǎo)

1.2.1 社交情境下影響口碑傳播意愿的不同動(dòng)機(jī)

口碑傳播意愿是口碑傳播的重要前置變量, 指的是非商業(yè)性個(gè)體之間就品牌、產(chǎn)品和服務(wù)的相關(guān)信息和感受進(jìn)行傳播交流的意愿(Loureiro, 2019; 盛光華等, 2022)。消費(fèi)者的口碑傳播意愿、口碑的分布態(tài)勢(shì)以及口碑偏差是學(xué)者們一直關(guān)注的重要研究問(wèn)題。從上世紀(jì), Anderson (1998)揭示了傳統(tǒng)的線下口碑傳播中消費(fèi)者的滿意度與口碑傳播意愿之間的U型關(guān)系以來(lái), 相關(guān)研究層出不窮(Hu et al., 2009, 2017; Han & Anderson 2020)。步入網(wǎng)絡(luò)時(shí)代, 消費(fèi)者的在線口碑傳播行為以及不同平臺(tái)上消費(fèi)者的口碑傳播意愿也引起了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注(Hennig-Thurau et al., 2004; Karaman, 2021; Liu et al., 2021; Parra-López et al., 2011), 例如, Karaman (2021)揭示了消費(fèi)者的線上口碑傳播意愿存在極端偏差和一致性偏差, 極端滿意和極端不滿意的消費(fèi)者更愿意進(jìn)行口碑傳播, 而中等態(tài)度的消費(fèi)者往往選擇沉默。又如, Liu等人(2021)研究發(fā)現(xiàn)相比于普通電商平臺(tái)而言, 消費(fèi)者更不愿意在社交平臺(tái)當(dāng)中發(fā)表負(fù)面口碑, 因?yàn)樗麄儾幌朐谡J(rèn)識(shí)的人面前展露過(guò)多的情緒, 也不想被他人視為愚蠢的消費(fèi)者。但是, 幾乎沒(méi)有研究關(guān)注過(guò)不同親密度關(guān)系對(duì)口碑傳播意愿的影響, 而社交媒體的普及使消費(fèi)者的人際關(guān)系網(wǎng)中增加了大量的中等親密度人群, 當(dāng)消費(fèi)失敗事件發(fā)生后消費(fèi)者面向不同關(guān)系對(duì)象時(shí)口碑傳播意愿很有可能存在較大差異, 而這一問(wèn)題對(duì)商家積累良好的口碑以及探尋消費(fèi)者心理都至關(guān)重要。

口碑傳播意愿受不同動(dòng)機(jī)驅(qū)動(dòng)。消費(fèi)者存在多種動(dòng)機(jī), 依據(jù)人類“利己”和“利他”兩大基本動(dòng)機(jī)系統(tǒng), 并綜合相關(guān)研究(Dubois et al., 2016), 本研究認(rèn)為影響消費(fèi)者口碑傳播意愿的動(dòng)機(jī)有兩類: 保護(hù)他人利益動(dòng)機(jī)和保護(hù)自我形象動(dòng)機(jī)。保護(hù)他人利益動(dòng)機(jī)使消費(fèi)者愿意將自己消費(fèi)失敗的真實(shí)體驗(yàn)公之于眾, 從而幫助他人, 避免損失(Alexandrov et al., 2013; Hennig-Thurau et al., 2004)。而保護(hù)自我形象動(dòng)機(jī)則使消費(fèi)者不愿意在暴露自身身份的社交環(huán)境中談及失敗的消費(fèi)經(jīng)歷, 以保護(hù)自身美好形象, 避免明智購(gòu)買者的形象受損(Berger & Schwartz, 2011)。綜上所述, 在消費(fèi)失敗情境下, 消費(fèi)者在社交情境中考慮是否向他人進(jìn)行口碑傳播時(shí)可能同時(shí)受兩種不同動(dòng)機(jī)的影響, 兩種力量的沖突強(qiáng)度決定了消費(fèi)者口碑傳播意愿。

1.2.2 人際親密度、動(dòng)機(jī)沖突程度與口碑傳播意愿

人際親密度(Interpersonal closeness, 簡(jiǎn)稱為親密度)是指兩個(gè)個(gè)體之間感知到的心理接近度(Dubois et al., 2016; Gino & Galinsky, 2012)。前期研究中是把人際親密度劃分為高低兩個(gè)水平(Dubois et al., 2016)。根據(jù)人際親密度的核心概念, 本研究將親密度劃分為低、中、高三個(gè)水平, 將低親密度對(duì)象定義為在現(xiàn)實(shí)中幾乎沒(méi)有聯(lián)系, 在未來(lái)也不會(huì)有過(guò)多交集的人, 例如陌生網(wǎng)友、大街上偶遇的陌生人等; 將中親密度對(duì)象定義為生活或工作上有聯(lián)系但私下接觸并不深入的人, 例如普通同事、普通朋友; 將高親密度對(duì)象定義為關(guān)系親近、私下接觸頻繁的人, 例如閨蜜、哥們等親密好友。

當(dāng)發(fā)生消費(fèi)失敗后, 消費(fèi)者的口碑傳播意愿通常會(huì)受到保護(hù)他人利益動(dòng)機(jī)和保護(hù)自我形象動(dòng)機(jī)兩種不同動(dòng)機(jī)的影響。保他人動(dòng)機(jī)驅(qū)動(dòng)消費(fèi)者將自身真實(shí)的失敗消費(fèi)經(jīng)歷告知他人, 讓其他消費(fèi)者了解產(chǎn)品或服務(wù)中的負(fù)面信息, 以幫助他們避免損失(Clark & Mils, 1993; Cross et al., 2000; Dubois et al., 2016; Markus & Kitayama, 1991; Presi et al., 2014; Yoo & Gretzel, 2011), 此時(shí)口碑傳播意愿受到的阻力較小。但當(dāng)保形象動(dòng)機(jī)被激發(fā)時(shí), 消費(fèi)者會(huì)擔(dān)心分享消費(fèi)失敗的經(jīng)歷后會(huì)被視為不明智的購(gòu)買者, 此時(shí)保形象動(dòng)機(jī)削弱了保他人動(dòng)機(jī)的主要作用力。另外, 保形象動(dòng)機(jī)受社交環(huán)境的影響較大, 當(dāng)消費(fèi)者面對(duì)不同親密度關(guān)系的對(duì)象時(shí), 保形象動(dòng)機(jī)被激活的程度不同(Chen, 2017; De Angelis et al., 2012; Tassiello et al., 2018; Zhu et al., 2008)。兩種動(dòng)機(jī)形成不同程度的沖突感拉扯著消費(fèi)者, 進(jìn)而導(dǎo)致口碑傳播意愿發(fā)生變化。相比低親密度和高親密度, 面對(duì)中親密度對(duì)象時(shí)消費(fèi)者的保形象動(dòng)機(jī)最高, 與保他人動(dòng)機(jī)形成的沖突最大, 進(jìn)而導(dǎo)致最低的口碑傳播意愿。具體而言, 在中等親密度對(duì)象面前進(jìn)行印象管理的收益是最大的, 所以消費(fèi)者會(huì)產(chǎn)生最高的保形象動(dòng)機(jī)。因?yàn)? 一方面相比陌生人而言, 面對(duì)中親密度對(duì)象時(shí)消費(fèi)者會(huì)更多考慮未來(lái)形象的塑造以及帶來(lái)的潛在收益(Alexandrov et al., 2013; Presi et al., 2014)。而與低親密度對(duì)象的交往具有低頻率和偶然性, 因此印象管理的回報(bào)率較低, 也就不會(huì)產(chǎn)生強(qiáng)烈的保形象動(dòng)機(jī)。而另一方面, 消費(fèi)者通常在高親密度對(duì)象面前展現(xiàn)的多是真實(shí)的一面(Zhu et al., 2008), 進(jìn)行自我提升的空間不大, 所以印象管理動(dòng)機(jī)也較低。

為了更好地揭示親密度影響口碑傳播意愿的內(nèi)在機(jī)制, 基于態(tài)度矛盾和動(dòng)機(jī)沖突文獻(xiàn), 本研究使用SIM模型(T = 3×C?D; (Priester & Petty, 1996; Yan et al., 2021))計(jì)算動(dòng)機(jī)沖突程度, 其中T代表動(dòng)機(jī)沖突程度, D是主導(dǎo)動(dòng)機(jī), C是沖突動(dòng)機(jī)。從前文分析可知保他人動(dòng)機(jī)是主導(dǎo)動(dòng)機(jī), 保形象動(dòng)機(jī)是沖突動(dòng)機(jī)。SIM模型可以兼顧兩種沖突動(dòng)機(jī)的相似程度及其強(qiáng)度, 當(dāng)沖突的動(dòng)機(jī)處于相近水平, 且強(qiáng)度接近時(shí), 就會(huì)產(chǎn)生張力。SIM簡(jiǎn)化表示為假定張力(T)是沖突動(dòng)機(jī)(C)的三倍減去主導(dǎo)動(dòng)機(jī)(D)的差值的線性函數(shù)(即T = 3×C?D; (Priester & Petty, 1996; Yan et al., 2021)。)這意味著, 當(dāng)保他人動(dòng)機(jī)和保形象動(dòng)機(jī)都具有接近的高強(qiáng)度動(dòng)機(jī)或接近的中等強(qiáng)度時(shí), “3×C?D”的值會(huì)更大, 也表明動(dòng)機(jī)沖突的程度更大, 此時(shí)消費(fèi)者將獲得明顯高于其它情況的緊張感。消費(fèi)者經(jīng)歷失敗的服務(wù)(產(chǎn)品)后, 在面對(duì)中親密度對(duì)象時(shí), 保形象動(dòng)機(jī)最強(qiáng), 與主導(dǎo)動(dòng)機(jī)保他人動(dòng)機(jī)之間形成了最強(qiáng)的沖突程度, 造成了消費(fèi)者內(nèi)心的很大的矛盾感, 因此口碑傳播意愿最低。而在面對(duì)低和高親密度的對(duì)象時(shí), 保形象動(dòng)機(jī)較小, 因此與保他人動(dòng)機(jī)的沖突也較小, 口碑傳播意愿較強(qiáng)。綜上, 本研究提出以下假設(shè):

假設(shè)1: 在消費(fèi)失敗情境下, 親密度與口碑傳播意愿之間存在著U型關(guān)系, 具體而言, 低親密度到中等親密度, 口碑傳播意愿降低, 而中等親密度到高親密度口碑傳播意愿增強(qiáng)。

假設(shè)2: 親密度對(duì)口碑傳播意愿的U型關(guān)系被保護(hù)他人利益動(dòng)機(jī)和保護(hù)自我形象動(dòng)機(jī)的沖突程度所中介。

1.2.3 商家責(zé)任的調(diào)節(jié)效應(yīng)

消費(fèi)失敗很有可能使購(gòu)買者感到挫敗并認(rèn)為自己沒(méi)有做出聰明的決策, 導(dǎo)致自我形象受到損害。然而造成消費(fèi)失敗的原因也可能是由商家的推薦導(dǎo)致?，F(xiàn)實(shí)中商家向消費(fèi)者推薦商品是常見(jiàn)的營(yíng)銷方式, 因此探討商家責(zé)任如何影響親密度對(duì)口碑傳播意愿關(guān)系具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。本研究認(rèn)為, 商家對(duì)購(gòu)買失敗的責(zé)任水平會(huì)調(diào)節(jié)親密度對(duì)口碑傳播意愿的U型關(guān)系。具體來(lái)說(shuō), 相比商家低責(zé)任, 當(dāng)不滿意的結(jié)果大部分是由商家導(dǎo)致時(shí)(例如過(guò)度營(yíng)銷), 消費(fèi)者會(huì)認(rèn)為失敗不是自己決策失誤所致, 即使說(shuō)出這段失敗的消費(fèi)經(jīng)歷也不會(huì)影響自我形象, 因此保形象動(dòng)機(jī)減弱(He et al., 2019; Kelley & Michela, 1980)。與此同時(shí), 當(dāng)商家對(duì)失敗結(jié)果承擔(dān)高責(zé)任時(shí), 消費(fèi)者往往更加氣憤, 激發(fā)出強(qiáng)烈的保他人動(dòng)機(jī), 更想將商品或服務(wù)中的缺陷公之于眾, 幫助大家避坑(Bougie et al., 2003; Gelbrich, 2010)。因此, 本研究推測(cè)商家對(duì)失敗結(jié)果承擔(dān)高責(zé)任且當(dāng)消費(fèi)者面對(duì)中親密度對(duì)象時(shí), 消費(fèi)者的保形象動(dòng)機(jī)減弱, 動(dòng)機(jī)沖突程度變小, 口碑傳播意愿不再隨親密度的增加呈現(xiàn)出U型關(guān)系。由此, 本研究提出:

假設(shè)3: 商家責(zé)任調(diào)節(jié)親密度對(duì)口碑傳播意愿的U型關(guān)系, 即U型關(guān)系存在于商家低責(zé)任情況下; 在商家責(zé)任高的情況下, 口碑傳播意愿隨著親密度線性增加。

圖1展現(xiàn)了本研究的研究模型:

本研究通過(guò)6個(gè)實(shí)驗(yàn)檢驗(yàn)以上假設(shè): 實(shí)驗(yàn)1以消費(fèi)失敗(酒店服務(wù))作為刺激材料驗(yàn)證假設(shè)1; 實(shí)驗(yàn)2及附加實(shí)驗(yàn)1以產(chǎn)品失敗(智能手機(jī)、電動(dòng)汽車)作為刺激材料并更換親密度操縱方式重復(fù)驗(yàn)證假設(shè)2; 實(shí)驗(yàn)3以消費(fèi)失敗(住宿服務(wù))作為刺激材料并改變社交背景, 將場(chǎng)景從微信群聊轉(zhuǎn)移到候機(jī)室面對(duì)面閑聊, 以對(duì)比不同交流背景下實(shí)驗(yàn)結(jié)果的差異; 并且通過(guò)一個(gè)異文化實(shí)驗(yàn)(附加實(shí)驗(yàn)2)探究不同文化背景下親密度與口碑傳播意愿之間的U型關(guān)系是否存在差異。實(shí)驗(yàn)4以消費(fèi)失敗(私人定制游)作為刺激材料驗(yàn)證假設(shè)3, 同時(shí)繼續(xù)將社交背景從線上拓展到線下。本研究所有的國(guó)內(nèi)樣本都在專業(yè)調(diào)查網(wǎng)站(Credamo)招募被試在線填寫問(wèn)卷, 而國(guó)外樣本在專業(yè)調(diào)查網(wǎng)站(Prolific)招募, 被試在完成實(shí)驗(yàn)后都會(huì)得到相應(yīng)的報(bào)酬。國(guó)內(nèi)被試全部來(lái)自中國(guó)內(nèi)地, 年齡在18到60歲之間, 國(guó)外被試來(lái)自于英美國(guó)家, 年齡在18到55歲之間, 收入水平和職業(yè)都比較均衡, 整體而言能夠較好代表主流消費(fèi)群體?？紤]到互聯(lián)網(wǎng)填寫問(wèn)卷時(shí), 認(rèn)真程度和卷入度比較低的被試可能會(huì)影響數(shù)據(jù)質(zhì)量, 因此實(shí)驗(yàn)設(shè)定了最低填寫時(shí)間限制、鑒別題驗(yàn)證等被試篩選規(guī)則, 全部實(shí)驗(yàn)在2022年5月～2022年9月完成。所有實(shí)驗(yàn)的樣本統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)(如年齡、收入、職業(yè)和性別)見(jiàn)網(wǎng)絡(luò)版附錄中的附表1。

圖1 研究模型

2 實(shí)驗(yàn)1: 親密度對(duì)口碑傳播意愿的U型主效應(yīng)

2.1 主實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)1的目的是驗(yàn)證親密度對(duì)口碑傳播意愿的U型關(guān)系, 驗(yàn)證假設(shè)1。使用G*Power (Faul et al., 2009), 設(shè)定顯著性水平α為0.05且效應(yīng)量= 0.3, 要達(dá)到1 ? β = 0.8的統(tǒng)計(jì)效力, 結(jié)果表明至少需要111名被試參與實(shí)驗(yàn)。本次實(shí)驗(yàn)共得到有效問(wèn)卷143份, 其中男性53名(37.1%), 平均年齡為28.65歲。

實(shí)驗(yàn)1采用單因素3水平被試間設(shè)計(jì), 所有被試被隨機(jī)分配到三個(gè)不同親密度人群組(親密度: 低vs.中vs.高)。實(shí)驗(yàn)材料要求被試想象自己經(jīng)歷了體驗(yàn)不佳的一次酒店服務(wù)并有機(jī)會(huì)向他人分享這次經(jīng)歷, 不同實(shí)驗(yàn)組的閱讀材料只在親密度的操縱語(yǔ)句上有差異。實(shí)驗(yàn)1選擇了微信作為社交場(chǎng)景有兩個(gè)原因: 首先, 微信作為目前中國(guó)最大的社交平臺(tái), 被試對(duì)其十分熟悉; 其次, 微信的社交網(wǎng)絡(luò)同時(shí)包含了低、中、高三類不同親密度的人群, 在文字描述中僅需做微小的改動(dòng)就能完成親密度的操縱, 減少了額外變量的干擾。所有的實(shí)驗(yàn)材料詳情見(jiàn)網(wǎng)絡(luò)版附錄中的附表2。

被試在仔細(xì)閱讀有關(guān)酒店消費(fèi)失敗的實(shí)驗(yàn)材料之后, 在一個(gè)單獨(dú)的頁(yè)面看到一個(gè)低/中/高親密度的微信群組的信息, 低親密度為本地陌生居民組成的社區(qū)閑聊群, 中親密度為普通同事組成的閑聊群, 高親密度為親密好友組成的閑聊群。隨后被試通過(guò)兩個(gè)測(cè)項(xiàng)(“我非常愿意向他們談起這次不滿意的酒店服務(wù)”、“我向他們談起這次不滿意的酒店服務(wù)的可能性非常高”, 9點(diǎn)李克特量表,= 0.96), 報(bào)告了自己的口碑傳播意愿(Leung et al., 2015)。

完成上述測(cè)量后, 被試進(jìn)行有關(guān)親密度感知和服務(wù)滿意度的9點(diǎn)量表測(cè)量。親密度感知的測(cè)量題項(xiàng)(Dubois et al., 2016)為“請(qǐng)問(wèn), 你認(rèn)為你跟社區(qū)閑聊群中的陌生人/同事閑聊群中的普通同事/親密好友閑聊群中的好友關(guān)系有多親近？” (1 = “一點(diǎn)都不親近”, 9 = “非常親近”)。滿意度的測(cè)量題項(xiàng)為“你對(duì)此次入住服務(wù)的滿意程度如何？” (1 = “非常不滿意”, 9 = “非常滿意”)。后續(xù)的實(shí)驗(yàn)對(duì)以上3個(gè)變量的測(cè)量均采用了相同的方式。最后, 被試報(bào)告了人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量。

2.2 研究結(jié)果

(1)操縱檢驗(yàn)

單因素方差分析的結(jié)果顯示: 三組被試對(duì)親密程度感知有顯著差異((2, 140) = 134.24,< 0.001, η2p= 0.657), 與中親密度組(中= 4.46,= 1.50)相比, 低親密度組顯著更低(低= 3.68,= 1.63,< 0.001), 高親密度組顯著更高(高= 7.98,= 0.84,< 0.001), 表明操縱成功。此外, 三組之間的滿意度差異不顯著((2, 140) = 2.79,= 0.065), 因此滿意度并非組間其它變量產(chǎn)生差異的原因。

(2)主效應(yīng)分析

單因素方差分析表明, 三個(gè)水平的親密度(編碼方式: 低組 = 1, 中組 = 2, 高組 = 3)對(duì)口碑傳播意愿具有顯著的二次效應(yīng)((1, 140) = 69.20,< 0.001)和顯著的線性效應(yīng)((1, 140) = 8.58,= 0.004)。對(duì)比分析顯示, 消費(fèi)者面對(duì)中親密度對(duì)象(中= 4.98,= 2.07)比低親密度對(duì)象(低= 6.89,= 1.72,(93) = 4.91,< 0.001)和高親密度對(duì)象(高= 7.88,= 0.89,(94) = ?8.92,< 0.001)更不愿意傳播口碑, 結(jié)果如圖2所示。同時(shí), 低、高親密度組間差異也顯著((93) = ?3.51,= 0.001), 這一結(jié)果與以往研究結(jié)論相一致, 若不考慮中等親密度關(guān)系的影響, 高低親密度兩組的口碑傳播意愿差異很可能會(huì)被解釋為簡(jiǎn)單的線性關(guān)系。而本研究關(guān)注的重點(diǎn)是親密度對(duì)口碑傳播意愿的U型關(guān)系, 因此后文將主要報(bào)告U型關(guān)系, 而不再展示高低親密度組的比較。

圖2 不同親密度下的口碑傳播意愿(實(shí)驗(yàn)1)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證親密度與口碑傳播意愿之間為U型關(guān)系, 而非其它非線性關(guān)系, 本實(shí)驗(yàn)參照Lind和Mehlum (2010)提出有關(guān)U型檢驗(yàn)的標(biāo)準(zhǔn), 使用SPSS 26.0軟件中的插件“EReg 1.0”, 以親密度為自變量, 口碑傳播意愿為因變量進(jìn)行主成分回歸分析, 以檢驗(yàn)U型二次效應(yīng)是否成立。結(jié)果顯示, 親密度一次項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)且顯著(β = ?9.13,< 0.001), 親密度平方項(xiàng)的系數(shù)為正且顯著(β= 2.41,< 0.001), 自變量拐點(diǎn)為1.90 (95% CI = [1.8162, 1.9673], 不包含0), 自變量端點(diǎn)值兩邊斜率符號(hào)相反(范圍: ?3.41 ～ 4.46), 與假設(shè)1一致。這意味著親密度對(duì)口碑傳播意愿的影響為U型的假設(shè)通過(guò)檢驗(yàn), 假設(shè)1得到支持。

2.3 小結(jié)

實(shí)驗(yàn)1證明了在經(jīng)歷消費(fèi)失敗后, 親密度與口碑傳播意愿之間呈U型關(guān)系, 即相比中親密度的對(duì)象而言, 消費(fèi)者面對(duì)低親密度和高親密度的對(duì)象口碑傳播意愿更高。雖然前期研究已經(jīng)證明滿意度會(huì)影響口碑行為的分享和效價(jià), 但實(shí)驗(yàn)1排除了滿意度對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果的影響。然而實(shí)驗(yàn)1的設(shè)計(jì)有兩點(diǎn)局限: 首先, 中親密度組采用“普通同事”作為操縱描述, 而不同的人對(duì)于普通同事的關(guān)系可能會(huì)有不同的理解, 例如有人可能會(huì)把普通同事作為潛在競(jìng)爭(zhēng)者, 而且同事這類關(guān)系容易激發(fā)被試的印象管理動(dòng)機(jī)(Chen & Xie, 2008; Gardner & Martinko, 1988), 所以實(shí)驗(yàn)1的結(jié)果可能會(huì)被這些因素解釋; 其次, 實(shí)驗(yàn)1選擇酒店消費(fèi)失敗情境, 這一結(jié)果并未在實(shí)體產(chǎn)品購(gòu)買情境下驗(yàn)證假設(shè)。因此, 實(shí)驗(yàn)2采取了新的親密度操縱方式和新的消費(fèi)情境, 進(jìn)一步驗(yàn)證親密度與口碑傳播意愿的U型關(guān)系, 并揭示其中的影響機(jī)制。

3 實(shí)驗(yàn)2: 保護(hù)他人利益動(dòng)機(jī)和保護(hù)自我形象動(dòng)機(jī)沖突程度的中介效應(yīng)

3.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

相比實(shí)驗(yàn)1, 實(shí)驗(yàn)2將中親密度對(duì)象描述為普通朋友, 同時(shí)選取產(chǎn)品失敗作為刺激材料, 以此減少無(wú)關(guān)變量對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果的影響。使用G*Power計(jì)算統(tǒng)計(jì)效力, 結(jié)果表明至少需要 111 名被試參與實(shí)驗(yàn)。實(shí)驗(yàn)2得到有效問(wèn)卷155份, 其中男性60名(38.7%), 平均年齡為30.08歲。

實(shí)驗(yàn)2為單因素3水平(親密度: 低vs.中vs.高)被試間設(shè)計(jì), 所有被試被隨機(jī)分配到三個(gè)組當(dāng)中。實(shí)驗(yàn)2的刺激材料為購(gòu)買到的智能手機(jī)體驗(yàn)感不好。實(shí)驗(yàn)2通過(guò)更換刺激材料和操縱方式重復(fù)驗(yàn)證假設(shè)1, 減少無(wú)關(guān)變量的干擾。此外, 實(shí)驗(yàn)2的重點(diǎn)是考察動(dòng)機(jī)沖突程度在親密度對(duì)口碑傳播意愿的影響機(jī)制中所起的中介效應(yīng), 以驗(yàn)證假設(shè)2。另外實(shí)驗(yàn)2中對(duì)中親密度關(guān)系的操縱與實(shí)驗(yàn)1不同, 由“普通同事”換為了“普通朋友”, 具體描述為“在你的微信群聊中, 有一個(gè)普通朋友閑聊群, 這是一個(gè)由認(rèn)識(shí)但不太熟的朋友組成的群聊, 大家平時(shí)會(huì)在群里進(jìn)行交流?！?/p>

實(shí)驗(yàn)2的流程和變量測(cè)量方式與實(shí)驗(yàn)1基本相同, 只是在口碑傳播意愿測(cè)量之后增加了保護(hù)他人利益(Hennig-Thurau et al., 2004)和保護(hù)自我形象(White & Peloza, 2009) 9點(diǎn)李克特測(cè)量題項(xiàng), 分別測(cè)量被試對(duì)“因?yàn)槲蚁胱屗麄兙柽@是不好的產(chǎn)品”、“因?yàn)槲蚁氡Ｗo(hù)他們, 使他們不會(huì)遭受同樣的經(jīng)歷”等4個(gè)語(yǔ)句(α = 0.91)和“因?yàn)槲蚁胝故咀约汉玫囊幻妗?、“因?yàn)槲谊P(guān)心他們對(duì)我的看法是否正面”等4個(gè)語(yǔ)句(α = 0.85)的同意程度。

3.2 實(shí)驗(yàn)2的描述性統(tǒng)計(jì)分析

為了后文數(shù)據(jù)呈現(xiàn)的直觀和簡(jiǎn)潔, 將實(shí)驗(yàn)2涉及的變量的描述性統(tǒng)計(jì)集中呈現(xiàn)在表1中。

表1 實(shí)驗(yàn)2的描述性統(tǒng)計(jì)分析

注: 括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)偏差

3.3 實(shí)驗(yàn)2研究結(jié)果

(1)操縱檢驗(yàn)

單因素方差分析結(jié)果表明, 三組被試對(duì)親密程度感知有顯著差異((2, 152) = 117.37,< 0.001, ηp2= 0.607), 與中親密度組相比, 低親密度組顯著更低(< 0.001), 高親密度組顯著更高(< 0.001), 親密度操縱成功。

(2)主效應(yīng)分析

單因素方差分析結(jié)果表明, 親密度對(duì)口碑傳播意愿具有顯著的二次效應(yīng)((1, 152) = 38.96,< 0.001)和線性效應(yīng)((1, 152) = 13.40,< 0.001)。事后對(duì)比分析顯示, 消費(fèi)者面對(duì)中親密度對(duì)象比低親密度對(duì)象((102) = 3.07,= 0.003)和高親密度對(duì)象((102) = ?8.43,< 0.001)更不愿意傳播口碑。

(3)中介效應(yīng)分析

多因素方差分析結(jié)果顯示, 親密度對(duì)保他人動(dòng)機(jī)((2, 152) = 12.46,< 0.001, ηp2= 0.141)和保形象動(dòng)機(jī)((2, 152) = 15.58,< 0.001, ηp2= 0.170)有顯著影響。進(jìn)行兩次對(duì)比分析, 以了解組內(nèi)和組間保他人動(dòng)機(jī)和保形象動(dòng)機(jī)的情況。首先, 每類親密度組內(nèi)的配對(duì)t檢驗(yàn)表明, 中親密度組的保他人動(dòng)機(jī)和保形象動(dòng)機(jī)接近((52) = 1.63,= 0.11), 低親密度組((50) = 16.78,< 0.001)和高親密度組 ((50) = 7.90,< 0.001)的保他人動(dòng)機(jī)均比保形象動(dòng)機(jī)強(qiáng)。這些結(jié)果證實(shí)了本研究的假設(shè), 即面對(duì)中親密度對(duì)象時(shí)消費(fèi)者的兩種動(dòng)機(jī)水平相似, 而面對(duì)低親密度和高親密度對(duì)象時(shí)由保他人動(dòng)機(jī)發(fā)揮主導(dǎo)作用。其次, 各組之間的數(shù)據(jù)結(jié)果對(duì)比顯示, 中親密度組的保形象動(dòng)機(jī)比低親密度組((102) = ?3.40,= 0.001)和高親密度組((102) = 6.02,< 0.001)強(qiáng); 而中親密度組的保他人動(dòng)機(jī)比低親密度組((102) = 2.64,= 0.009)和高親密度組((102) = ?5.04,< 0.001)弱。

基于態(tài)度矛盾和動(dòng)機(jī)沖突文獻(xiàn), 本研究使用SIM模型(T = 3 × C ? D; (Priester & Petty, 1996; Yan et al., 2021))計(jì)算本研究提出的聚合中介動(dòng)機(jī)沖突程度, 其中T代表動(dòng)機(jī)沖突程度, D是主導(dǎo)動(dòng)機(jī), C是沖突動(dòng)機(jī), 從前文分析可知保他人動(dòng)機(jī)是主導(dǎo)動(dòng)機(jī), 保形象動(dòng)機(jī)是沖突動(dòng)機(jī)。對(duì)動(dòng)機(jī)沖突程度得分的單因素方差分析顯示, 親密度具有顯著的二次效應(yīng)((1, 152) = 38.11,< 0.001)和線性效應(yīng)((1, 152) = 4.81,= 0.03)。如同預(yù)期, 中親密度比低親密度((102) = ?3.88,< 0.001)和高親密度((102) = 6.84,< 0.001)具有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)沖突程度。圖3展示了親密度對(duì)保他人動(dòng)機(jī)、保形象動(dòng)機(jī)以及兩種動(dòng)機(jī)沖突程度的影響。

圖3 不同親密度下的兩類動(dòng)機(jī)和動(dòng)機(jī)沖突程度(實(shí)驗(yàn)2)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)保他人動(dòng)機(jī)和保形象動(dòng)機(jī)沖突程度在上述影響中是否發(fā)揮中介效應(yīng), 本實(shí)驗(yàn)采用PROCESS Bootstrap 的Model 4 (Hayes, 2013)進(jìn)行了多類別中介分析, 其中抽樣次數(shù)為5000。具體而言, 該模型包括三個(gè)親密度的兩個(gè)虛擬變量(以中親密度為參照組, D1: 低親密度 = 1、中親密度 = 0、高親密度 = 0; D2: 低親密度 = 0、中親密度 = 0、高親密度 = 1)作為自變量, 動(dòng)機(jī)沖突程度作為中介, 口碑傳播意愿作為因變量。間接效應(yīng)的結(jié)果顯示, 中低親密度(D1)對(duì)口碑傳播意愿的差異是由動(dòng)機(jī)沖突程度(β = 0.52,= 0.18, 95% CI = [0.2047, 0.9109], 不包含0)中介的, 因此, 消費(fèi)者面對(duì)中親密度對(duì)象時(shí)的動(dòng)機(jī)沖突程度比低親密度對(duì)象更強(qiáng), 導(dǎo)致其口碑傳播意愿低。同樣, 高親密度和中親密度(D2)之間的差異也由動(dòng)機(jī)沖突程度(β = 0.79,= 0.20, 95% CI = [0.4139, 1.2046], 不包含0)中介, 因此相比高親密度對(duì)象, 消費(fèi)者面對(duì)中親密度對(duì)象時(shí)具有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)沖突程度, 從而更不愿意傳播口碑。綜上, 假設(shè)2得到支持。

實(shí)驗(yàn)2使用了不同于實(shí)驗(yàn)1的刺激材料和操縱方式, 再次證明了在經(jīng)歷消費(fèi)失敗后, 面對(duì)不同親密度關(guān)系的對(duì)象時(shí)消費(fèi)者的口碑傳播意愿呈U型變化, 而且還驗(yàn)證了動(dòng)機(jī)沖突程度在其間起的中介效應(yīng), 假設(shè)2得到證明。這一發(fā)現(xiàn)說(shuō)明, 相比低親密度和高親密度對(duì)象, 消費(fèi)者面對(duì)中親密對(duì)象時(shí)保形象動(dòng)機(jī)最強(qiáng), 與主要?jiǎng)訖C(jī)保他人動(dòng)機(jī)相互沖突, 形成強(qiáng)大的張力, 內(nèi)心的糾結(jié)使得消費(fèi)者不愿意分享服務(wù)(商品)的信息, 從而導(dǎo)致面對(duì)中親密度對(duì)象時(shí)的口碑傳播意愿最低。此外, 為了排除不同價(jià)格彈性的商品品類對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果的影響, 在實(shí)驗(yàn)2之后本研究還開(kāi)展了一項(xiàng)附加實(shí)驗(yàn)。將實(shí)驗(yàn)2刺激材料中的智能手機(jī)改為電動(dòng)汽車后重新進(jìn)行實(shí)驗(yàn), 共得到有效問(wèn)卷180份, 其中男性68名(37.8%), 平均年齡為30.21歲。結(jié)果與實(shí)驗(yàn)2一致, 消費(fèi)者面對(duì)中親密度對(duì)象(中= 5.03)比低親密度對(duì)象(低= 6.54,< 0.001)和高親密度對(duì)象(高= 7.86,< 0.001)更不愿意傳播口碑, U型關(guān)系依舊成立。且動(dòng)機(jī)沖突程度在其中也仍然發(fā)揮中介效應(yīng), 具體而言, 中低親密度(D1)對(duì)口碑傳播意愿的差異是由動(dòng)機(jī)沖突程度(β = 0.52,= 0.18, 95% CI = [0.2047, 0.9109], 不包含0)中介的, 高親密度和中親密度(D2)之間的差異也由動(dòng)機(jī)沖突程度(β = 0.79,= 0.20, 95% CI = [0.4139, 1.2046], 不包含0)中介。因此, 較好地排除了價(jià)格這一無(wú)關(guān)變量的干擾, 增加了實(shí)驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性和外部效度。

4 實(shí)驗(yàn)3: 線下情境的中介效應(yīng)

4.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

前三個(gè)實(shí)驗(yàn)雖然通過(guò)更換操縱方式、刺激材料、商品類型等方法重復(fù)驗(yàn)證了假設(shè)1和假設(shè)2, 但情境設(shè)計(jì)都是以微信作為交流工具?？紤]到線上交流只是口碑傳播的一種方式, 有許多口碑是在線下交流中傳播的, 因此實(shí)驗(yàn)3將社交背景替換為旅行途中在候機(jī)室偶遇陌生乘客/普通朋友/親密好友, 在閑聊的過(guò)程中分享入住體驗(yàn)。實(shí)驗(yàn)3選取的場(chǎng)景有幾個(gè)優(yōu)點(diǎn)。首先, 在機(jī)場(chǎng)消費(fèi)者有機(jī)會(huì)偶遇不同親密度關(guān)系的人群, 自變量操縱起來(lái)比較容易, 且相對(duì)干凈。其次, 在等候航班的過(guò)程中通?？沼鄷r(shí)間較長(zhǎng), 為了打發(fā)時(shí)間消費(fèi)者很有可能進(jìn)行閑聊, 為購(gòu)物經(jīng)歷的分享創(chuàng)造了機(jī)會(huì)。最后, 刺激材料為旅途中對(duì)入住的酒店不滿意, 分享剛結(jié)束的旅行經(jīng)歷是一個(gè)比較好的閑聊話題, 能使交流的發(fā)生更加合理、自然。使用G*Power計(jì)算統(tǒng)計(jì)效力, 結(jié)果表明至少需要111名被試參與實(shí)驗(yàn)。本次實(shí)驗(yàn)共得到有效問(wèn)卷126份, 其中男性47名(37.3%), 平均年齡為29.49歲。

實(shí)驗(yàn)3采用單因素3水平(親密度: 低vs.中vs.高)被試間設(shè)計(jì), 刺激材料為入住的酒店不理想, 與實(shí)驗(yàn)1的描述類似, 詳情見(jiàn)網(wǎng)絡(luò)版附錄中的附表2。閱讀相同的刺激材料后, 緊接著不同實(shí)驗(yàn)組的被試隨機(jī)看到文字“旅行結(jié)束后, 你乘坐飛機(jī)返程, 在候機(jī)室你遇到一個(gè)陌生乘客/普通朋友/親密好友, 為了打發(fā)時(shí)間, 你們閑聊起來(lái)?！比缓? 被試根據(jù)自身的真實(shí)感受回答相關(guān)問(wèn)題。實(shí)驗(yàn)3的實(shí)驗(yàn)流程和相關(guān)量表都與實(shí)驗(yàn)2相同。

4.2 描述性統(tǒng)計(jì)分析

為了數(shù)據(jù)呈現(xiàn)的直觀和簡(jiǎn)潔, 將實(shí)驗(yàn)3重要變量的描述性統(tǒng)計(jì)信息集中呈現(xiàn)在表2中。

表2 實(shí)驗(yàn)3的描述性統(tǒng)計(jì)分析

注: 括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)偏差

4.3 研究結(jié)果

單因素方差分析結(jié)果表明, 三組被試對(duì)親密程度感知有顯著差異,(2, 123) = 157.87,< 0.001, ηp2= 0.720。與中親密度組相比, 低親密度組顯著更低(= 0.02), 高親密度組顯著更高(< 0.001), 親密度操縱成功。

(2)主效應(yīng)分析

單因素方差分析顯示, 親密度對(duì)口碑傳播意愿具有顯著的二次效應(yīng)((1, 123) = 55.29,< 0.001)和線性效應(yīng)((1, 123) = 13.05,< 0.001)。對(duì)比分析顯示, 消費(fèi)者面對(duì)中親密度對(duì)象時(shí)比面對(duì)低親密度對(duì)象((81) = 4.35,< 0.001)和高親密度對(duì)象((82) = ?7.94,< 0.001)更不愿意傳播口碑。

(3)中介效應(yīng)分析

多因素方差分析結(jié)果顯示, 親密度對(duì)保他人動(dòng)機(jī)((2, 123) = 17.04,< 0.001, ηp2= 0.217)和保形象動(dòng)機(jī)((2, 123) = 13.66,< 0.001, ηp2= 0.182)有顯著影響。進(jìn)行兩次對(duì)比分析, 以了解組內(nèi)和組間保他人動(dòng)機(jī)和保形象動(dòng)機(jī)的情況。首先, 每類親密度組內(nèi)的配對(duì)檢驗(yàn)表明, 中親密度組的保他人動(dòng)機(jī)和保形象動(dòng)機(jī)水平相似((40) = ?0.23,= 0.82), 低親密度組((41) = 9.25,< 0.001)和高親密度組((42) = 9.68,< 0.001)的保他人動(dòng)機(jī)均比保形象動(dòng)機(jī)強(qiáng)。各組之間的數(shù)據(jù)結(jié)果對(duì)比顯示, 中親密度組的保形象動(dòng)機(jī)比低親密度組((81) = ?4.10,= 0.001)和高親密度組((82) = 4.78,< 0.001)強(qiáng); 而中親密度組的保他人動(dòng)機(jī)比低親密度組((81) = 3.42,= 0.001)和高親密度組((82) = ?5.05,< 0.001)弱。

對(duì)動(dòng)機(jī)沖突程度得分的單因素方差分析顯示, 親密度具有顯著的二次效應(yīng),(1, 123) = 35.51,< 0.001; 但線性效應(yīng)不顯著,(1, 123) = 3.46,= 0.07。中親密度比低親密度((81) = ?4.50,< 0.001)和高親密度((82) = 5.58,< 0.001)具有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)沖突程度。

進(jìn)行多類別中介分析。間接效應(yīng)的結(jié)果顯示, 中低親密度(D1)對(duì)口碑傳播意愿的差異是由動(dòng)機(jī)沖突程度(β = 0.71,= 0.22, 95% CI = [0.3312, 1.2023], 不包含0)中介的, 因此, 消費(fèi)者面對(duì)中親密度對(duì)象時(shí)的動(dòng)機(jī)沖突程度比低親密度對(duì)象更強(qiáng), 導(dǎo)致其口碑傳播意愿低。同樣, 高親密度和中親密度(D2)之間的差異也由動(dòng)機(jī)沖突程度(β = 1.02,= 0.27, 95% CI = [0.5391, 1.5895], 不包含0)中介, 相比高親密度對(duì)象, 消費(fèi)者面對(duì)中親密度對(duì)象時(shí)具有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)沖突程度, 從而更不愿意傳播口碑。因此, 假設(shè)1、假設(shè)2又一次得到驗(yàn)證。

4.4 小結(jié)

實(shí)驗(yàn)3將實(shí)驗(yàn)中的社交背景從線上轉(zhuǎn)移到線下候機(jī)室面對(duì)面閑聊, 設(shè)計(jì)了一種更自然、更加貼近現(xiàn)實(shí)的交流場(chǎng)景, 再次驗(yàn)證了親密度與口碑傳播意愿的U型關(guān)系和動(dòng)機(jī)沖突程度的中介效應(yīng)。其中, 保形象動(dòng)機(jī)和保他人動(dòng)機(jī)的沖突體現(xiàn)了人類同時(shí)具有利己主義和利他主義動(dòng)機(jī)(Hoffman, 1976), 這種沖突具有一定的普遍性。同時(shí), 線下交流在一定程度上增強(qiáng)了情境發(fā)生的自然性, 拓展了實(shí)驗(yàn)的外部效度以及研究的貢獻(xiàn)度。接下來(lái), 本研究將探究商家責(zé)任的調(diào)節(jié)效應(yīng), 進(jìn)一步揭示親密度與口碑傳播意愿之間的內(nèi)在機(jī)制及邊界條件, 為營(yíng)銷實(shí)踐提供切實(shí)可行的建議和參考。

5 實(shí)驗(yàn)4: 商家責(zé)任的調(diào)節(jié)效應(yīng)

5.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)4的目的是更換線下交流的情境, 檢驗(yàn)商家責(zé)任的調(diào)節(jié)效應(yīng)(假設(shè)3), 同時(shí)進(jìn)一步說(shuō)明研究的普適性。使用G*Power (Faul et al., 2009), 設(shè)定顯著性水平α為0.05且效應(yīng)量f = 0.3, 要達(dá)到1 ? β = 0.8 的統(tǒng)計(jì)效力, 結(jié)果表明至少需要111名被試參與實(shí)驗(yàn)。實(shí)際上298名中國(guó)內(nèi)地的成年人被試參加了實(shí)驗(yàn)4, 男性121名(40.6%), 平均年齡為29.40歲。本實(shí)驗(yàn)采用3 (親密度: 低vs.中vs.高) × 2 (商家責(zé)任: 低vs.高)被試間設(shè)計(jì), 全部被試被隨機(jī)分配到6個(gè)組當(dāng)中。

刺激材料描述了一項(xiàng)私人定制游服務(wù), 親密度和商家責(zé)任被操縱, 具體內(nèi)容見(jiàn)網(wǎng)絡(luò)版附錄中的附表2。不同實(shí)驗(yàn)組間除操縱變量外, 其余部分幾乎保持一致。

被試在仔細(xì)閱讀上述刺激材料和操縱材料之后, 依次完成對(duì)口碑傳播意愿、保護(hù)自我形象動(dòng)機(jī)、保護(hù)他人利益動(dòng)機(jī)、親密度感知、滿意度和商家責(zé)任感知的測(cè)量題項(xiàng)。其中, 采用9點(diǎn)量表測(cè)量商家責(zé)任感知(“你認(rèn)為你選擇到不滿意的旅游路線, 旅行社的責(zé)任有多大？” (1 = “旅行社不承擔(dān)責(zé)任”, 9 = “旅行社承擔(dān)所有責(zé)任”)。其它變量的測(cè)量都與實(shí)驗(yàn)2相同。最后被試報(bào)告了人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量。

5.2 研究結(jié)果

(1)描述性統(tǒng)計(jì)

表3呈現(xiàn)了各操縱組的每個(gè)測(cè)量變量的均值和標(biāo)準(zhǔn)差。

表3 實(shí)驗(yàn)4的描述性統(tǒng)計(jì)分析

注: 括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)偏差

(2)操縱檢驗(yàn)

單因素方差分析結(jié)果表明, 不同親密度組的被試對(duì)親密度感知差異顯著((2, 295) = 249.91,< 0.001, ηp2= 0.629), 與中親密度組相比, 低親密度組顯著更低(0.001), 高親密度組顯著更高(0.001)。不同商家責(zé)任組的被試對(duì)商家責(zé)任感知差異顯著,(1, 296) = 143.00,< 0.001, ηp2= 0.326。說(shuō)明親密度和商家責(zé)任操縱均是成功的。此外, 滿意度組間差異不顯著,(2, 295) = 0.71,= 0.49。

(3)交互效應(yīng)分析

以口碑傳播意愿為因變量進(jìn)行3 (親密度: 低vs.中vs.高) × 2 (商家責(zé)任: 低vs.高)的方差分析。親密度和商家責(zé)任的交互效應(yīng)顯著,(2, 292) = 27.61,< 0.001。分解交互效應(yīng), 在商家低責(zé)任條件下, 親密度對(duì)口碑傳播意愿有顯著影響,(2, 145) = 70.85,< 0.001; 在商家高責(zé)任條件下, 親密度對(duì)口碑傳播意愿也存在顯著影響,(2, 147) = 15.68,< 0.001。此外, 在商家低責(zé)任條件下, 親密度對(duì)口碑傳播意愿有顯著的二次效應(yīng)((1, 145) = 125.94,< 0.001)和線性效應(yīng)((1, 145) = 15.75,< 0.001)。在商家高責(zé)任條件下, 親密度對(duì)口碑傳播意愿有顯著的二次效應(yīng)((1, 147) = 6.83,= 0.01)和線性效應(yīng)((1, 147) = 24.53,< 0.001)。

進(jìn)一步簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn), 在商家低責(zé)任組((2, 292) = 89.93,< 0.001)中, 參與者面對(duì)中親密度對(duì)象的口碑傳播意愿顯著低于低親密度對(duì)象的口碑傳播意愿(< 0.001), 同時(shí)顯著低于高親密度對(duì)象的口碑傳播意愿(< 0.001)。而在商家高責(zé)任組((2, 292) = 11.51,< 0.001)中, 參與者面對(duì)中親密度對(duì)象的口碑傳播意愿與低親密度對(duì)象的口碑傳播意愿相比, 沒(méi)有顯著差異, 但顯著低于高親密度對(duì)象的口碑傳播意愿(< 0.001)。結(jié)果見(jiàn)圖4。

圖4 親密度與商家責(zé)任的交互效應(yīng)下的口碑傳播意愿(實(shí)驗(yàn)4)

以上數(shù)據(jù)說(shuō)明, 當(dāng)商家在導(dǎo)致消費(fèi)者不滿意的結(jié)果中承擔(dān)責(zé)任較低時(shí), 口碑傳播意愿符合假設(shè)1的預(yù)測(cè)趨勢(shì), 但當(dāng)商家承擔(dān)高責(zé)任時(shí), 親密度對(duì)口碑傳播意愿的影響不再呈現(xiàn)U型關(guān)系, 隨著親密度的增加, 口碑傳播意愿有逐漸增強(qiáng)的趨勢(shì)。

(4)中介效應(yīng)分析

與實(shí)驗(yàn)2相同, 本實(shí)驗(yàn)使用基于SIM模型構(gòu)建動(dòng)機(jī)沖突程度。以動(dòng)機(jī)沖突程度(T)為因變量進(jìn)行3 (親密度: 低vs.中vs.高) × 2 (商家責(zé)任: 低vs.高)的方差分析。結(jié)果顯示, 親密度和商家責(zé)任的交互效應(yīng)顯著,(2, 292) = 7.67,= 0.001。分解交互效應(yīng), 在商家低責(zé)任條件下, 親密度對(duì)動(dòng)機(jī)沖突程度有顯著影響,(2, 145) = 23.53,< 0.001; 在商家高責(zé)任條件下, 親密度對(duì)口碑傳播意愿也存在顯著影響,(2, 147) = 5.09,= 0.007。此外, 在商家低責(zé)任條件下, 親密度對(duì)口碑傳播意愿有顯著的二次效應(yīng)((1, 145) = 42.51,< 0.001)和一次線性效應(yīng)((1, 145) = 4.55,< 0.001)。在商家高責(zé)任條件下, 親密度對(duì)口碑傳播意愿有顯著的一次線性效應(yīng),(1, 147) = 9.02,= 0.003; 但二次效應(yīng)不顯著,(1, 147) = 1.51,= 0.29。

進(jìn)一步簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn), 在商家低責(zé)任組((2, 292) = 23.32,< 0.001)中, 面對(duì)中親密度對(duì)象時(shí)消費(fèi)者的動(dòng)機(jī)沖突程度顯著高于面對(duì)低親密度對(duì)象(< 0.001), 同時(shí)顯著高于面對(duì)高親密度對(duì)象時(shí)的動(dòng)機(jī)沖突程度(= 0.04)。而在商家高責(zé)任組((2, 292) = 5.13,= 0.006)中, 面對(duì)中親密度對(duì)象時(shí)消費(fèi)者的動(dòng)機(jī)沖突程度與面對(duì)低親密度對(duì)象(= 0.57)相比沒(méi)有顯著差異; 但顯著高于面對(duì)高親密度(= 0.02)。結(jié)果如圖5所示。

圖5 親密度與商家責(zé)任的交互效應(yīng)下的動(dòng)機(jī)沖突程度(實(shí)驗(yàn)4)

為了再次檢驗(yàn)保他人動(dòng)機(jī)和保形象動(dòng)機(jī)的沖突程度是否在親密度和商家責(zé)任對(duì)口碑傳播意愿的交互影響中起中介作用, 本實(shí)驗(yàn)進(jìn)行了兩步分析。首先, 使用PROCESS Bootstrap的Model 8 (Hayes, 2013)進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介分析, 抽樣次數(shù)設(shè)定為5000次。通過(guò)虛擬編碼的方式(與實(shí)驗(yàn)2相同)將低親密度和高親密度分別與中親密度進(jìn)行對(duì)比。之后, 在對(duì)商家高責(zé)任和商家低責(zé)任條件進(jìn)行如實(shí)驗(yàn)2的多類別分析(model 4 ), 以同時(shí)對(duì)比中親密度和低高親密度。正如預(yù)期的那樣, 存在顯著的有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)(β = ?0.38,= 0.15, 95% CI = [?0.6980, ?0.1157], 不包含0)。間接效應(yīng)分析結(jié)果表明, 中親密度組和低親密度組(β = 0.41,= 0.12, 95% CI = [0.1987, 0.6587], 不包含0)、高親密度組(β= 0.59,= 0.14, 95% CI = [0.3364, 0.8937], 不包含0)的口碑傳播意愿差異均可用商家低責(zé)任條件下的動(dòng)機(jī)沖突程度來(lái)解釋, 但在商家高責(zé)任條件下低中親密度組動(dòng)機(jī)沖突程度的中介效應(yīng)不顯著(β = ?0.05= 0.09, 95% CI = [?0.2295, 0.1301], 包含0)。然后, 進(jìn)行多類別分析, 以了解三組之間的中介效應(yīng)和口碑傳播意愿。如圖6所示, 對(duì)于商家低責(zé)任條件, 間接效應(yīng)分析表明動(dòng)機(jī)沖突程度可以解釋中低親密度之間的差異(D1: β = 0.53,= 0.16, 95% CI = [0.2384, 0.8771], 不包含0), 因此, 中親密度比低親密度有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)沖突程度, 導(dǎo)致更低的口碑傳播意愿。類似地, 動(dòng)機(jī)沖突程度也可以解釋高親密度和中親密度之間的差異(D2: β = 0.77,= 0.20, 95% CI = [0.4027, 1.2038], 不包含0), 因此中親密度比高親密度有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)沖突程度, 導(dǎo)致更低的口碑傳播意愿。這些結(jié)果與實(shí)驗(yàn)2一致。對(duì)商家高責(zé)任條件進(jìn)行了類似的分析。雖然動(dòng)機(jī)沖突程度可以解釋高親密度和中親密度之間的差異(D2: β = 0.15,= 0.08, 95% CI = [0.0202, 0.3250], 不包含0)但是卻無(wú)法對(duì)低中親密度組起中介效應(yīng), 因?yàn)?5% CI (D1: β= ?0.04,= 0.07, 95% CI = [?0.1604, 0.0888], 包含0)。

5.3 小結(jié)

實(shí)驗(yàn)4改變了親密度的操縱方式, 將口碑傳播的背景從微信遷移到線下面對(duì)面的場(chǎng)景中, 從群體轉(zhuǎn)向了個(gè)人, 再次驗(yàn)證了親密度與口碑傳播意愿的U型關(guān)系, 以及動(dòng)機(jī)沖突程度在其中所起的中介效應(yīng)以及商家責(zé)任的調(diào)節(jié)效應(yīng), 增強(qiáng)了研究的穩(wěn)健性和外部效度。結(jié)果表明, 當(dāng)商家在導(dǎo)致消費(fèi)失敗的結(jié)果中承擔(dān)責(zé)任較低時(shí), 親密度通過(guò)動(dòng)機(jī)沖突程度作用于口碑傳播意愿, 導(dǎo)致口碑傳播意愿最終呈現(xiàn)U型; 而當(dāng)商家在導(dǎo)致消費(fèi)失敗的結(jié)果中承擔(dān)較高的責(zé)任時(shí), 消費(fèi)者面對(duì)中親密度對(duì)象時(shí)動(dòng)機(jī)沖突程度變小, 口碑傳播意愿不再隨親密度增加呈現(xiàn)U型關(guān)系。這是因?yàn)橄啾壬碳业拓?zé)任而言, 商家高責(zé)任情境激發(fā)了消費(fèi)者更強(qiáng)的保他人動(dòng)機(jī), 另外此時(shí)談及失敗的購(gòu)買經(jīng)歷也不會(huì)顯得自己是一個(gè)不聰明的購(gòu)買者, 因此面對(duì)中親密度對(duì)象時(shí)消費(fèi)者保形象動(dòng)機(jī)被削弱, 所以動(dòng)機(jī)沖突程度低, 口碑傳播意愿增加。

6 結(jié)論與啟示

6.1 研究結(jié)論

本研究通過(guò)6個(gè)實(shí)驗(yàn)探討了線上(實(shí)驗(yàn)1、實(shí)驗(yàn)2及補(bǔ)充實(shí)驗(yàn)1)和線下(實(shí)驗(yàn)3、實(shí)驗(yàn)4和補(bǔ)充實(shí)驗(yàn)2)常見(jiàn)的社交背景情境中, 發(fā)生消費(fèi)失敗后親密度對(duì)消費(fèi)者的口碑傳播意愿的影響。6個(gè)實(shí)驗(yàn)采用了不同的刺激材料、不同的社交背景以及不同的親密度操縱等方式排除其它解釋, 證明了結(jié)果的穩(wěn)健性。具體而言, 相比低親密度和高親密度對(duì)象, 消費(fèi)者在中親密度對(duì)象面前最不愿意談及失敗的消費(fèi)經(jīng)歷, 親密度與口碑傳播意愿之間為U型關(guān)系。保護(hù)他人利益動(dòng)機(jī)和保護(hù)自我形象動(dòng)機(jī)的沖突程度是導(dǎo)致結(jié)果發(fā)生差異的原因: 一般情況下, 面對(duì)中親密度對(duì)象時(shí), 消費(fèi)者維護(hù)面子的動(dòng)機(jī)最高, 擔(dān)心說(shuō)出失敗的經(jīng)歷會(huì)影響自身美好的形象, 所以動(dòng)機(jī)沖突程度高, 導(dǎo)致了最低的口碑傳播意愿。而補(bǔ)充實(shí)驗(yàn)2揭示出親密度對(duì)口碑傳播意愿的U型關(guān)系可能與中國(guó)特定的文化因素有關(guān)。此外, 為了進(jìn)一步探究所提理論的邊界, 實(shí)驗(yàn)4考慮了商家責(zé)任這一調(diào)節(jié)變量, 結(jié)果表明, 如果消費(fèi)者認(rèn)為失敗的主要責(zé)任屬于商家, 此時(shí)面對(duì)中親密度對(duì)象他們的保護(hù)自我形象動(dòng)機(jī)降低, 保護(hù)他人利益動(dòng)機(jī)發(fā)揮主要作用, 兩類動(dòng)機(jī)的沖突程度低, 因此隨著親密度增加, 口碑傳播意愿增強(qiáng), 親密度對(duì)口碑傳播意愿的影響近似為線性關(guān)系?？傊? 本研究所提假設(shè)都通過(guò)了檢驗(yàn)。

圖6 商家低責(zé)任組的中介分析(model4) (實(shí)驗(yàn)4)

注: ***表示< 0.001; **表示0.001 << 0.01, *表示0.01 << 0.05。D1和D2是兩個(gè)虛擬變量, 代表三種親密度關(guān)系, 編碼如下: D1: 低親密度 = 1、中親密度 = 0、高親密度 = 0, 在控制高親密度的同時(shí)比較低親密度與中親密度; D2: 低親密度 = 0、中親密度 = 0、高親密度 = 1, 在控制低親密度的同時(shí)比較高親密度與中親密度。

6.2 理論貢獻(xiàn)

本研究探究了消費(fèi)失敗情境下親密度對(duì)消費(fèi)者口碑傳播意愿的影響, 為口碑傳播、社交關(guān)系、口碑傳播意愿及存在的偏差等重要研究領(lǐng)域做出了貢獻(xiàn)。

(1)在社交關(guān)系視角下探討了不滿意消費(fèi)者的口碑傳播意愿, 豐富了口碑營(yíng)銷研究。滿意度與口碑之間的關(guān)系是營(yíng)銷領(lǐng)域經(jīng)久不衰的研究熱點(diǎn), 而口碑傳播意愿是口碑的重要前置變量, 具有重要的研究?jī)r(jià)值(Dubois et al., 2016)。以往的研究大都關(guān)注傳統(tǒng)電商平臺(tái)、評(píng)論平臺(tái)或企業(yè)官網(wǎng)等非社交背景下消費(fèi)者滿意度對(duì)口碑傳播意愿的影響及其分布特征(Anderson, 1998; Hu et al., 2009, 2017; Han & Anderson 2020), 研究發(fā)現(xiàn)滿意度與口碑傳播意愿之間的關(guān)系通常是非線性的, 如U型(Anderson, 1998)或J型(Hu et al., 2009), 且認(rèn)為不愿意傳播口碑的消費(fèi)者多為中等滿意狀態(tài)。本研究從人際關(guān)系的視角探討不滿意情形下親密度對(duì)口碑傳播意愿的影響, 考慮了社交媒體和社交電商的新情境, 并發(fā)現(xiàn)了在中等親密度情形下, 消費(fèi)者并不愿意傳播口碑的結(jié)論, 這擴(kuò)展了前期研究的情境, 并發(fā)現(xiàn)了不同于前期研究的結(jié)論, 是對(duì)口碑傳播意愿研究的深入和完善。

(2)揭示了親密度與口碑傳播意愿之間的U型關(guān)系。前期研究在西方文化背景下探討了親密度與口碑之間的關(guān)系, 采用“領(lǐng)英”、“Facebook”這兩類社交平臺(tái)以及線下面對(duì)面交流的社交場(chǎng)景, 發(fā)現(xiàn)親密度對(duì)口碑傳播有顯著的線性影響, 即親密度越高, 保護(hù)他人動(dòng)機(jī)更強(qiáng), 越傾向于傳播負(fù)面口碑 (Dubois et al., 2016)。本研究也響應(yīng)了Dubois等人(2016)的呼吁, 把親密度影響的因變量從口碑傳播前置到口碑傳播意愿。本研究在中國(guó)情境下揭示出在經(jīng)歷消費(fèi)失敗后親密度與口碑傳播意愿之間存在U型關(guān)系, 即在中等親密度情形下消費(fèi)者保形象動(dòng)機(jī)與保他人動(dòng)機(jī)沖突最強(qiáng), 口碑傳播意愿最低。

為了探究不同文化背景下親密度與口碑傳播意愿之間的關(guān)系是否會(huì)有差異, 本研究增加了一個(gè)補(bǔ)充實(shí)驗(yàn), 通過(guò)Prolific平臺(tái)招募美國(guó)和英國(guó)的被試, 重復(fù)實(shí)驗(yàn)3。本次異文化實(shí)驗(yàn)得到有效問(wèn)卷120份, 其中男性41名(34.2%), 平均年齡為36.44歲, 單因素方差分析結(jié)果表明, 親密度對(duì)口碑傳播意愿存在顯著的線性效應(yīng),(1, 117) = 36.26,< 0.001。事后對(duì)比分析顯示, 隨著親密度增加, 消費(fèi)者的口碑傳播意愿逐漸增強(qiáng), 面對(duì)低親密度對(duì)象比中親密度對(duì)象((77) = ?2.69,= 0.009)和高親密度對(duì)象((79) = ?6.63,< 0.001)更不愿意傳播口碑。多因素方差分析結(jié)果顯示, 親密度對(duì)保他人動(dòng)機(jī)((2, 117) = 7.71,= 0.001, ηp2= 0.116)有顯著影響, 但保形象動(dòng)機(jī)差異不顯著,(2, 117) = 0.22,= 0.80, ηp2= 0.004。我們將中、高親密度組合并為高親密度組, 采用PROCESS Bootstrap 的Model 4 (Hayes, 2013)進(jìn)行了中介分析, 其中抽樣次數(shù)為5000。間接效應(yīng)的結(jié)果顯示, 低高親密度對(duì)口碑傳播意愿的影響是由保他人動(dòng)機(jī)(β = 0.69,= 0.22, 95% CI = [0.2983, 1.1682], 不包含0)中介的, 而保形象動(dòng)機(jī)(β = 0.01,= 0.03, 95% CI = [?0.0655, 0.0846], 包含0), 在其中沒(méi)有發(fā)揮中介效應(yīng)。異文化實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明在中西不同文化背景下消費(fèi)失敗后, 消費(fèi)者都存在保他人動(dòng)機(jī)和保形象動(dòng)機(jī), 但親密度對(duì)口碑傳播意愿的影響關(guān)系卻存在差異。導(dǎo)致這一現(xiàn)象的原因可能是由于東西方的文化差異, 以往文獻(xiàn)也已揭示出西方國(guó)家的面子觀念明顯低于亞洲國(guó)家(Hu, 1944; Li et al., 2016)。另外的可能原因是中國(guó)文化情境下多樣的社交關(guān)系(Hwang, 1987; Jacobs, 1982; Tsui & Farh, 1997; Tsui et al., 2000; 翟學(xué)偉, 2004)。

(3)揭示社交背景下影響口碑傳播意愿的不同動(dòng)機(jī)。人天生具有利己主義和利他主義動(dòng)機(jī)(Hoffman, 1976), 前期研究也發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者的口碑行為受到自我提升和保護(hù)他人動(dòng)機(jī)的影響(Dubois et al., 2016; Liu et al., 2021)。從這個(gè)角度而言, 本研究所驗(yàn)證的兩種動(dòng)機(jī)是超越于人情與面子的文化因素的, 具有普遍性。兩種動(dòng)機(jī)本身有時(shí)可能相容(例如, 分享一個(gè)新產(chǎn)品的使用注意事項(xiàng), 即可以保護(hù)他人利益, 又能讓自己獲得樂(lè)于助人的好形象)。但消費(fèi)失敗的情境卻讓“魚和熊掌不可兼得”, 此時(shí)兩種動(dòng)機(jī)指向兩種不同的行為傾向, 保護(hù)他人利益動(dòng)機(jī)讓消費(fèi)者傳播口碑, 但保護(hù)自我形象動(dòng)機(jī)卻讓其不愿啟齒。5個(gè)實(shí)驗(yàn)的數(shù)據(jù)均表明在消費(fèi)失敗后被試在面對(duì)三種親密度關(guān)系的對(duì)象時(shí)保護(hù)他人利益動(dòng)機(jī)都很高, 而保護(hù)自我形象動(dòng)機(jī)的值決定了口碑傳播意愿的高低, 這說(shuō)明在社交關(guān)系情境中利他動(dòng)機(jī)一直存在且是外在的主導(dǎo)動(dòng)機(jī), 但是一旦利己動(dòng)機(jī)偏高, 結(jié)果便發(fā)生反轉(zhuǎn), 說(shuō)明利己動(dòng)機(jī)下的“保護(hù)自我形象”具有更強(qiáng)的影響力。

(4)為口碑傳播意愿中存在的偏差現(xiàn)象提供了一種新的檢驗(yàn)方法。學(xué)者們?cè)趥鹘y(tǒng)非社交背景下關(guān)注到在線口碑存在購(gòu)買偏差和漏報(bào)偏差, 而這兩種偏差會(huì)導(dǎo)致口碑傳播意愿因滿意度提高而呈現(xiàn)J型或U型變化(Anderson, 1998; Hu et al., 2009, 2017), 這證明了消費(fèi)者的口碑傳播意愿具有復(fù)雜性。然而, 以往研究幾乎都聚焦于現(xiàn)有在線口碑的分布特征及其導(dǎo)致的結(jié)果, 通過(guò)構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型后利用現(xiàn)有在線口碑(大都為二手?jǐn)?shù)據(jù))探究滿意度和口碑傳播意愿之間的關(guān)系(Anderson, 1998; Hu et al., 2009, 2017; Han & Anderson 2020)。但在兩種偏差存在的情況下, 通過(guò)現(xiàn)有在線口碑和數(shù)據(jù)反推滿意度或口碑傳播意愿是不準(zhǔn)確的, 很有可能存在幸存者偏差。此外, 這樣的方式還會(huì)損失洞察大部分未參與口碑傳播的消費(fèi)者內(nèi)心真實(shí)想法的機(jī)會(huì)。考慮到現(xiàn)有文獻(xiàn)的局限之處, 本研究依據(jù)矛盾沖突理論構(gòu)建了新的中介變量, 并采用實(shí)驗(yàn)法檢驗(yàn)所提假設(shè), 在一定程度上為研究口碑偏差問(wèn)題提供了一種更全面和準(zhǔn)確的方式, 推動(dòng)了這一研究領(lǐng)域的發(fā)展。

6.3 營(yíng)銷啟示

本文對(duì)負(fù)責(zé)市場(chǎng)調(diào)查、客戶口碑管理、社交媒體運(yùn)營(yíng)以及市場(chǎng)推廣的營(yíng)銷人員有如下啟示。

在社交情境下應(yīng)更深入了解消費(fèi)者反饋。在純電商情境下, 不滿意消費(fèi)者往往會(huì)通過(guò)傳播在線口碑反映其對(duì)商品和服務(wù)的意見(jiàn), 負(fù)面口碑是企業(yè)了解消費(fèi)者真實(shí)反饋的重要信息來(lái)源。然而, 在社交情境下, 在面對(duì)中等親密度的對(duì)象時(shí), 不滿意的消費(fèi)者則可能成為沉默者, 這意味著一些真實(shí)問(wèn)題不能通過(guò)在線口碑得到有效反饋。因此, 企業(yè)應(yīng)該增加了解消費(fèi)者真實(shí)反饋的渠道, 以及早發(fā)現(xiàn)隱患, 提升顧客滿意度。

在社交電商情境下盲目鼓勵(lì)消費(fèi)者分享在線口碑不可取。管理者往往會(huì)認(rèn)為不滿意的消費(fèi)者總愿意說(shuō)出自己的想法, 而不愿意進(jìn)行在線評(píng)論的消費(fèi)者對(duì)服務(wù)或商品是滿意的, 于是總會(huì)采取各種方法來(lái)鼓勵(lì)消費(fèi)者進(jìn)行評(píng)論和口碑傳播, 忽略了社交情境下消費(fèi)者口碑行為的復(fù)雜性。根據(jù)本研究的結(jié)論, 營(yíng)銷管理人員需要根據(jù)消費(fèi)者口碑傳播的環(huán)境來(lái)做分析, 如果是社交環(huán)境下便需要考慮消費(fèi)者口碑傳播的受眾與其親密程度, 然后再考慮是否應(yīng)該鼓勵(lì)消費(fèi)者進(jìn)行口碑傳播以及采取何種方式進(jìn)行傳播能起到最佳效果。

為企業(yè)更好地開(kāi)展社交新?tīng)I(yíng)銷提供建議和啟發(fā)。利用社交平臺(tái)進(jìn)行企業(yè)形象打造、商品服務(wù)推廣、客戶關(guān)系管理等都是當(dāng)前乃至未來(lái)營(yíng)銷的發(fā)展趨勢(shì), 線下和線上社交關(guān)系網(wǎng)逐漸重疊在一起, 使得企業(yè)有了使用更多新方法的可能性(Chen & Xie, 2008; Donthu et al., 2021)。例如, 微信是目前中國(guó)最常見(jiàn)也是最大的社交平臺(tái), 每個(gè)人的微信中涉及親朋好友、同學(xué)同事、興趣相投的線上好友、素未謀面的陌生人等等, 復(fù)雜的關(guān)系網(wǎng)改變了消費(fèi)者傳播口碑的行為, 但僅個(gè)別研究探討了這一問(wèn)題。因此, 本研究能幫助企業(yè)營(yíng)銷管理者更加清晰地了解不同關(guān)系人群的區(qū)別, 以及如何恰當(dāng)?shù)剡\(yùn)用相關(guān)的機(jī)理進(jìn)行營(yíng)銷推廣, 從而使私域流量管理精細(xì)化。需要說(shuō)明的一點(diǎn)是盡管我們?cè)谘芯恐泻茈y嚴(yán)謹(jǐn)?shù)赝ㄟ^(guò)爬蟲獲取二手?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證, 但對(duì)于電商平臺(tái)方和品牌制造商來(lái)講, 他們完全可以充分利用自己的后臺(tái)數(shù)據(jù), 捕捉親密度的線索, 從而更準(zhǔn)確地運(yùn)用本研究的結(jié)果開(kāi)展管理實(shí)踐。

鼓勵(lì)商家在消費(fèi)者做決策時(shí)提供多種可選方案和適當(dāng)建議, 但需警惕過(guò)度營(yíng)銷帶來(lái)的負(fù)面影響。實(shí)驗(yàn)4的結(jié)果表明, 若商家強(qiáng)烈推薦的服務(wù)(產(chǎn)品)出現(xiàn)了問(wèn)題, 消費(fèi)者會(huì)產(chǎn)生強(qiáng)烈的抱怨和不滿, 認(rèn)為失敗的結(jié)果都是由商家導(dǎo)致的, 盡管在中親密度對(duì)象面前也具有較高的口碑傳播意愿, 但也極大地提高了商家面臨的風(fēng)險(xiǎn)和損失。因此, 商家需要更明確自己的責(zé)任, 避免過(guò)度營(yíng)銷, 但在消費(fèi)者做決策時(shí)商家可以提供適當(dāng)?shù)膮⒖家庖?jiàn), 讓消費(fèi)者對(duì)比不同商品后根據(jù)自身需求和喜好進(jìn)行抉擇, 減輕消費(fèi)失敗帶來(lái)的不良后果。

6.4 研究局限及未來(lái)研究方向

第一, 實(shí)驗(yàn)操控方面。首先, 本研究前3個(gè)實(shí)驗(yàn)中的線上社交平臺(tái)都采用了微信, 這是為了方便被試都能輕松進(jìn)入實(shí)驗(yàn)情境, 減少無(wú)關(guān)變量的干擾, 但缺點(diǎn)是使得實(shí)驗(yàn)結(jié)果的外部性有所損失, 未來(lái)的研究可以嘗試更換其它平臺(tái)或?qū)嶒?yàn)方式對(duì)這一局限進(jìn)行改進(jìn)。其次, 為了與其它以線上社交為背景的實(shí)驗(yàn)進(jìn)行相互補(bǔ)充, 實(shí)驗(yàn)3和實(shí)驗(yàn)4考察了線下社交情景, 但都采用了個(gè)人作為親密度的描述對(duì)象, 未來(lái)的研究可以進(jìn)一步探究線下社交情景中消費(fèi)者面對(duì)不同親密度群體時(shí)的口碑傳播意愿。

第二, 由于本研究揭示出人際親密度對(duì)口碑傳播意愿的影響不同于西方文化背景下的既有結(jié)論, 這可能意味著中國(guó)情境下人際關(guān)系的精準(zhǔn)分類可以更好揭示其內(nèi)在的復(fù)雜性。本研究結(jié)合現(xiàn)實(shí)生活中常見(jiàn)的關(guān)系類型進(jìn)行定義并完成三種親密度對(duì)象的操縱, 但這種劃分依據(jù)并不是唯一的, 如何通過(guò)用更精準(zhǔn)的分類變量來(lái)實(shí)現(xiàn)變量?jī)?nèi)涵與研究現(xiàn)象更佳的匹配性, 值得學(xué)者們進(jìn)行進(jìn)一步探究, 未來(lái)的研究可以從其它維度進(jìn)行劃分后繼續(xù)探討親密度與口碑行為的關(guān)系。

第三, 現(xiàn)實(shí)生活中保護(hù)自我形象和保護(hù)他人利益兩個(gè)動(dòng)機(jī)的關(guān)系是復(fù)雜的, 甚至可能會(huì)在以利他的行為來(lái)維護(hù)自我形象的情形, 但本研究主要考慮消費(fèi)失敗的常見(jiàn)情景, 對(duì)兩種動(dòng)機(jī)的劃分遵照了Dubois等人(2016)的簡(jiǎn)化處理方式, 未來(lái)研究可以考慮更精細(xì)的動(dòng)機(jī)劃分方式。

第四, 在未來(lái)研究中還可以關(guān)注除商家責(zé)任外其它邊界條件, 例如消費(fèi)的失敗程度、產(chǎn)品的流行度(流行產(chǎn)品vs.冷門產(chǎn)品)以及消費(fèi)者自身面子意識(shí)水平等變量對(duì)結(jié)果的影響。

第五, 本研究通過(guò)相同的實(shí)驗(yàn)情境, 驗(yàn)證了中國(guó)情境和英美情境下親密度對(duì)口碑傳播意愿影響關(guān)系的差異, 但由于中西方被試的差別太大, 同時(shí)兩個(gè)實(shí)驗(yàn)的平臺(tái)差別也很大, 因此并不意味著東西方文化對(duì)親密度影響口碑傳播意愿具有調(diào)節(jié)效應(yīng), 嚴(yán)謹(jǐn)規(guī)范的文化調(diào)節(jié)效應(yīng)研究有待于后續(xù)進(jìn)行開(kāi)展。另外, 考慮到社會(huì)關(guān)系的復(fù)雜性和多樣性, 在西方文化下, 是否存在某種特殊的關(guān)系可能有類似中國(guó)情境下中等親密度的表現(xiàn), 仍有待于后續(xù)探討。

Alexandrov, A., Lilly, B., & Babakus, E. (2013). The effects of social-and self-motives on the intentions to share positive and negative word of mouth.,(5), 531?546. doi: 10.1007/s11747- 012-0323-4

Anderson, E. W. (1998). Customer satisfaction and word of mouth.,(1), 5?17. doi: 10.1177/ 109467059800100102

Appel, G., Grewal, L., Hadi, R., & Stephen, A. T. (2020). The future of social media in marketing.,(1), 79?95. doi: 10.1007/ s11747-019-00695-1

Berger, J. (2014). Word of mouth and interpersonal communication: A review and directions for future research.,(4), 586?607. doi: 10.1016/j.jcps.2014.05.002

Berger, J., & Schwartz, E. M. (2011). What drives immediate and ongoing word of mouth?,(5), 869?880. doi: 10.1509/jmkr.48.5.869

Bougie, R., Pieters, R., & Zeelenberg, M. (2003). Angry customers don't come back, they get back: The experience and behavioral implications of anger and dissatisfaction in services.,(4), 377?393. doi: 10.1177/0092070303254412

Cartwright, S., Davies, I., & Archer-Brown, C. (2021). Managing relationships on social media in business-to-business organisations.,, 120?134. doi: 10.1016/j.jbusres.2020.11.028

Chen, Y., & Xie, J. (2008). Online consumer review: Word-of- mouth as a new element of marketing communication mix.,(3), 477?491.

Chen, Z. (2017). Social acceptance and word of mouth: How the motive to belong leads to divergent WOM with strangers and friends.,(3), 613?632. doi: 10.1093/jcr/ucx055

Clark, M. S., & Mils, J. (1993). The difference between communal and exchange relationships: What it is and is not.,(6), 684?691.

Cross, S. E., Bacon, P. L., & Morris, M. L. (2000). The relational-interdependent self-construal and relationships.,(4), 791?808. doi: 10.1O37//0O22-3514.78.4791

De Angelis, M., Bonezzi, A., Peluso, A. M., Rucker, D. D., & Costabile, M. (2012). On braggarts and gossips: A self-enhancement account of word-of-mouth generation and transmission.,(4), 551?563. doi: 10.1509/jmr.11.0136

De Oliveira Santini, F., Ladeira, W. J., Pinto, D. C., Herter, M. M., Sampaio, C. H., & Babin, B. J. (2020). Customer engagement in social media: A framework and meta-analysis.,(6), 1211?1228. doi: 10.1007/s11747-020-00731-5

Donthu, N., Kumar, S., Pandey, N., Pandey, N., & Mishra, A. (2021). Mapping the electronic word-of-mouth (eWOM) research: A systematic review and bibliometric analysis.,758?773. doi: 10.1016/ j.jbusres.2021.07.015

Dubois, D., Bonezzi, A., & De Angelis, M. (2016). Sharing with friends versus strangers: How interpersonal closeness influences word-of-mouth valence.,(5), 712?727. doi: 10.1509/jmr.13.0312

Faul, F., Erdfelder, E., Buchner, A., & Lang, A. (2009). Statistical power analyses using G*Power 3.1: Tests for correlation and regression analyses.,(4), 1149?1160. doi: 10.3758/BRM.41.4.1149

Gardner, W. L., & Martinko, M. J. (1988). Impression management in organizations.,(2), 321?338.

Gelbrich, K. (2010). Anger, frustration, and helplessness after service failure: Coping strategies and effective informational support.,(5), 567?585. doi: 10.1007/s11747-009-0169-6

Gino, F., & Galinsky, A. D. (2012). Vicarious dishonesty: When psychological closeness creates distance from one’s moral compass.,(1), 15?26. doi: 10.1016/j.obhdp.2012.03.011

Han, S., & Anderson, C. K. (2020). Customer motivation and response bias in online reviews.,(2), 142?153. doi: 10.1177/1938965520902012

Hayes, A. F. (2013).. New York: Guilford Press.

Hennig-Thurau, T., Gwinner, K. P., Walsh, G., & Gremler, D. D. (2004). Electronic word-of-mouth via consumer-opinion platforms: What motivates consumers to articulate themselves on the Internet?,(1), 38?52. doi: 10.1002/dir.10073

He, Y., Hu, M., Chen, Q., Alden, D. L., & He, W. (2017). No man is an island: The effect of social presence on negative word of mouth intention in service failures.,(4), 56?67.

He, Y., Ju, I., Chen, Q., Alden, D. L., Zhu, H., & Xi, K. (2019). Managing negative word-of-mouth: The interplay between locus of causality and social presence.,(2), 137?148. doi: 10.1108/JSM-03-2019-0117

Hoffman, M. L. (1976). Empathy, role-taking, guilt, and development of altruistic motives. In T. Lickona (Ed.),. New York: Holt, Rinehart, & Winston.

Hu, H. C. (1944). The Chinese concepts of "face".,(1), 45?64.

Hu, N., Pavlou, P. A., & Zhang, J. J. (2009). Why do online product reviews have a J-shaped distribution? Overcoming biases in online word-of-mouth communication.,(10), 144?147.

Hu, N., Pavlou, P. A., & Zhang, J. (2017). On self-selection biases in online product reviews.,(2), 449?471.

Hwang, K. K. (1987). Face and favor: The Chinese power game.,(4), 944?974.

Jacobs, J. B. (1982). The concept of guanxi and local politics in a rural Chinese cultural setting.(pp. 209?236). New York: Praeger.

Karaman, H. (2021). Online review solicitations reduce extremity bias in online review distributions and increase theirrepresentativeness.,(7), 4420?4445.

Kelley, H. H., & Michela, J. L. (1980). Attribution theory and research.,(1), 457?501.

Leung, X. Y., Bai, B., & Stahura, K. A. (2015). The marketing effectiveness of social media in the hotel industry.,(2), 147?169. doi: 10.1177/1096348012471381

Li, M., Qiu, S. C., & Liu, Z. (2016). The Chinese way of response to hospitality service failure: The effects of face and guanxi.,, 18?29.

Lind, J. T., & Mehlum, H. (2010). With or without U? The appropriate test for a U-shaped relationship.,(1), 109?118. doi: 10.1111/j.1468-0084.2009.00569. x

Liu, H., Jayawardhena, C., Osburg, V. S., Yoganathan, V., & Cartwright, S. (2021). Social sharing of consumption emotion in electronic word of mouth (eWOM): A cross- media perspective.,, 208?220. doi: 10.1016/j.jbusres.2021.04.030

Loureiro, S. M. C. (2019). Exploring the role of atmospheric cues and authentic pride on perceived authenticity assessment of museum visitors. International,(4), 413?426. doi: 10.1002/jtr.2265

Markus, H., & Kitayama, S. (1991). Culture and the self: Implications for cognition, emotion, and motivation.,(2), 224?253.

Olson, N. J., & Ahluwalia, R. (2021). When sharing isn’t caring: The influence of seeking the best on sharing favorable word of mouth about unsatisfactory purchases.,(6), 1025?1046.

Parra-López, E., Bulchand-Gidumal, J., Gutiérrez-Ta?o, D., & Díaz-Armas, R. (2011). Intentions to use social media in organizing and taking vacation trips.,(2), 640?654.

Presi, C., Saridakis, C., & Hartmans, S. (2014). User-generated content behaviour of the dissatisfied service customer.,(9/10), 1600?1625.

Priester, J. R., & Petty, R. E. (1996). The gradual threshold model of ambivalence: Relating the positive and negative bases of attitudes to subjective ambivalence.,(3), 431?449. doi: 10.1037/0022-3514.71.3.431

SHENG Guang-hua, DAI Jia-tong, & O. U. Yi-lin. (2022). Study on the impact of pop-up store experience on consumers' intention to transmit online word-of-mouth.,(8), 106?115.

[盛光華, 戴佳彤, 歐一霖. (2022). 快閃店體驗(yàn)對(duì)消費(fèi)者網(wǎng)絡(luò)口碑傳播意愿的影響研究.,(8), 106?115.]

Tassiello, V., Lombardi, S., & Costabile, M. (2018). Are we truly wicked when gossiping at work? The role of valence, interpersonal closeness and social awareness.,, 141?149. doi: 10.1016/j.jbusres. 2017.11.013

Tsui, A. S., & Farh, J. L. L. (1997). Where guanxi matters: Relational demography and guanxi in the Chinese context.,(1), 56?79.

Tsui, A. S., Farh, J. L., & Xin, K. R. (2000). Guanxi in the Chinese context.(pp. 225?244)London: Palgrave Macmillan.

Wang, B. (2015). On the rise and differentiation of the differential model of association of cyber society.,(8), 33?39.

[王斌. (2015). 網(wǎng)絡(luò)社會(huì)差序格局的崛起與分化.,(8), 33?39.]

White, K., & Peloza, J. (2009). Self-benefit versus other-benefit marketing appeals: Their effectiveness in generating charitable support.,(4), 109?124.

Yan, L., Keh, H. T., & Chen, J. (2021). Assimilating and differentiating: The curvilinear effect of social class on green consumption.,(6), 914?936. doi: 10.1093/jcr/ucaa041

Yoo, K. H., & Gretzel, U. (2011). Influence of personality on travel-related consumer-generated media creation.,(2), 609?621. doi: 10.1016/j.chb.2010. 05.002

Zhai, X. W. (2004). Favor, face and reproduction of the power: A way of social exchange in an reasonableness society.(5), 48?57.

[翟學(xué)偉. (2004). 人情、面子與權(quán)力的再生產(chǎn)——情理社會(huì)中的社會(huì)交換方式.(5), 48?57.]

Zhu, H., Zhou, Y., & Huang, M. (2008). Do consumes always keep silence in the internet era when dissatisfied?.(pp. 1?4). Dalian, China. doi: 10.1109/WiCom.2008.2171

附表1 所有實(shí)驗(yàn)的樣本統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)

實(shí)驗(yàn)實(shí)驗(yàn)1實(shí)驗(yàn)2附加實(shí)驗(yàn)1實(shí)驗(yàn)3附加實(shí)驗(yàn)2實(shí)驗(yàn)4 樣本數(shù)量143155180126120298 年齡(歲)28.6530.0830.2129.4936.4429.40 性別 男女53(37.1%)90(62.9%)60(38.7%)95(61.3%)68(37.8%)112(62.2%)47(37.3%)79(62.7%)41(34.2%)79(65.8%)121(40.6%)177(59.4%) 學(xué)歷 高中及以下5(3.5%)2(1.3%)7(3.9%)3(2.4%)國(guó)外被試對(duì)此題比較敏感, 因此在實(shí)驗(yàn)中并未記錄14(4.7%) ?？?(6.3%)17(11.0%)20(11.1%)17(13.5%)32(10.7%) 本科109(76.2%)113(72.9%)131(72.8%)83(65.9%)217(72.8%) 碩士及以上20(14.0%)23(14.8%)22(12.2%)23(18.3%)35(11.7%) 職業(yè) 學(xué)生35(24.5%)37(23.9%)38(21.1%)26(20.6%)23(19.2%)69(23.2%) 國(guó)有企業(yè)29(20.3%)33(21.3%)38(21.1%)23(18.3%)7(5.8%)41(13.8%) 事業(yè)單位10(7.0%)13(8.4%)17(9.4%)13(10.3%)6(5.0%)30(10.1%) 公務(wù)員6(4.2%)6(3.9%)5(2.8%)2(1.6%)10(8.3%)11(3.7%) 民營(yíng)企業(yè)60(42.0%)59(38.1%)70(38.9%)54(42.9%)32(26.7%)131(44.0%) 外資企業(yè)2(1.4%)7(4.5%)6(3.3%)6(4.8%)0(0.0%)12(4.0%) 其他1(0.7%)0(0.0%)6(3.3%)2(1.6%)42(35.0%)4(1.3%) 收入水平 3000元以下32(22.4%)30(19.4%)43(23.9%)20(15.9%)國(guó)外被試對(duì)此題比較敏感, 因此在實(shí)驗(yàn)中并未記錄67(22.5%) 3000-5000元24(16.8%)29(18.7%)37(20.6%)33(26.2%)66(22.1%) 5000-10000元59(41.3%)65(41.9%)65(36.1%)44(34.9%)123(41.3%) 10000元以上28(19.6%)31(20.0%)35(19.4%)29(23.0%)42(14.1%)

附表2 所有實(shí)驗(yàn)的刺激材料和操縱方式

實(shí)驗(yàn)名操縱方式刺激材料 實(shí)驗(yàn)1操縱變量(人際親密度): 低vs.中vs.高微信中不同關(guān)系的群組: ?低親密度: 由本地陌生居民組成的社區(qū)閑聊群?中親密度: 由公司普通同事組成的同事閑聊群?高親密度: 由親密好友組成的好友閑聊群想象一下: 忙碌的一周終于結(jié)束, 你計(jì)劃去臨近的海灘風(fēng)景區(qū)度過(guò)一個(gè)愉快的周末時(shí)光。于是, 你提前在網(wǎng)上預(yù)定了當(dāng)?shù)匾患揖频?。到達(dá)酒店后, 你發(fā)現(xiàn)酒店離景點(diǎn)比較近, 外觀裝修還不錯(cuò), 房間也相對(duì)比較寬敞, 必要設(shè)施基本齊全, 但房間的WiFi信號(hào)斷斷續(xù)續(xù)的, 隔音效果也不太好, 洗澡時(shí)沒(méi)有熱水, 給前臺(tái)打了三次電話才有人應(yīng)答, 且服務(wù)員的態(tài)度不是很熱情?？傊? 你對(duì)此次入住經(jīng)歷并不滿意。 實(shí)驗(yàn)2操縱變量(人際親密度): 低vs.中vs.高微信中不同關(guān)系的群組: ?低親密度: 由本地陌生居民組成的社區(qū)閑聊群?中親密度: 由普通朋友組成的好友閑聊群?高親密度: 由親密好友組成的好友閑聊群最近, 你購(gòu)買了一款比較熱門的手機(jī)。這款手機(jī)外觀設(shè)計(jì)獨(dú)特, 價(jià)格適中, 但使用后你發(fā)現(xiàn)一旦同時(shí)打開(kāi)多個(gè)應(yīng)用, 手機(jī)的反應(yīng)就會(huì)變慢, 有時(shí)還會(huì)閃退, 此外還存在像素不高, 指紋不易識(shí)別的問(wèn)題?？傊? 對(duì)于本次購(gòu)買的手機(jī)你并不滿意。 附加實(shí)驗(yàn)1操縱變量(人際親密度): 低vs.中vs.高微信中不同關(guān)系的群組: ?低親密度: 由本地陌生居民組成的社區(qū)閑聊群?中親密度: 由普通朋友組成的好友閑聊群?高親密度: 由親密好友組成的好友閑聊群想象一下: 你買了一輛電動(dòng)汽車, 但使用后你發(fā)現(xiàn)電動(dòng)汽車的續(xù)航時(shí)間很短, 因此平時(shí)駕駛的時(shí)候速度不能過(guò)快, 空調(diào)也不能多開(kāi), 此外充電耗時(shí)較長(zhǎng)?？傊? 對(duì)于本次購(gòu)買的電動(dòng)汽車你并不滿意。 實(shí)驗(yàn)3操縱變量(人際親密度): 低vs.中vs.高線下場(chǎng)景; ?低親密度: 旅行結(jié)束后, 你乘坐飛機(jī)返程, 在候機(jī)室你遇到一個(gè)陌生乘客, 為了打發(fā)時(shí)間, 你們閑聊起來(lái)。?中親密度: 旅行結(jié)束后, 你乘坐飛機(jī)返程, 在候機(jī)室你遇到一個(gè)關(guān)系普通的朋友, 為了打發(fā)時(shí)間, 你們閑聊起來(lái)。?高親密度: 旅行結(jié)束后, 你乘坐飛機(jī)返程, 在候機(jī)室你遇到一個(gè)關(guān)系很好的密友, 為了打發(fā)時(shí)間, 你們閑聊起來(lái)。想象一下: 忙碌的工作終于結(jié)束, 你計(jì)劃到一個(gè)美麗的海島游玩, 便提前在網(wǎng)上預(yù)定了當(dāng)?shù)匾患揖频辍５竭_(dá)酒店后, 你發(fā)現(xiàn)酒店離景點(diǎn)比較近, 外觀裝修還不錯(cuò), 必要設(shè)施基本齊全, 但房間的WiFi信號(hào)斷斷續(xù)續(xù)的, 隔音效果也不太好, 洗澡的水溫時(shí)冷時(shí)熱, 早餐不豐富, 食材也不新鮮?？傊? 你對(duì)此次入住經(jīng)歷并不滿意。 附加實(shí)驗(yàn)2?低親密度組: After the trip, you take the flight back, you meet a stranger in the waiting room, and you chat to pass the time.?中親密度組: After the trip, you take the flight back, and in the waiting room you meet an ordinary friend, and in order to pass the time, you two gossip.?高親密度組: After the trip, you’re on a flight back, and in the departure lounge you meet a close friend who is very close, and to pass the time, you gossip.The busy work is finally over. You plan to visit a beautiful island, so you book a local hotel online in advance. After arriving at the hotel, you find that the hotel is relatively close to the scenic spots, the exterior decoration is good, and the necessary facilities are basically complete, but the WiFi signal in the room is intermittent, and the sound insulation effect is not very good. Not fresh either. All in all, you are not satisfied with your stay experience. 實(shí)驗(yàn)4操縱變量: ①人際親密度: 低vs.中vs.高線下場(chǎng)景?低親密度: 旅行結(jié)束后, 你乘坐火車回家。在火車上你遇到一個(gè)陌生乘客, 為了打發(fā)時(shí)間, 你們閑聊起來(lái)。?旅行結(jié)束后, 你乘坐火車回家。在火車上你遇到一個(gè)關(guān)系普通的朋友, 為了打發(fā)時(shí)間, 你們閑聊起來(lái)。?旅行結(jié)束后, 你乘坐火車回家。在火車上你遇到一個(gè)關(guān)系很好的密友, 為了打發(fā)時(shí)間, 你們閑聊起來(lái)。②商家責(zé)任: 低vs.高?商家低責(zé)任: 旅行社為你規(guī)劃了3種旅游線路, 并向你推薦第1種。你考慮后, 沒(méi)有接受旅行社的建議, 自己選擇了第3種路線。?商家高責(zé)任: 旅行社為你規(guī)劃了3種旅游線路, 并向你推薦第1種。你考慮后, 接受了旅行社的建議, 選擇了第1種路線。但是在旅行過(guò)程中你發(fā)現(xiàn)旅游路線規(guī)劃得并不合理, 導(dǎo)致大量的時(shí)間被耗費(fèi)在前往景區(qū)的途中, 此外大多數(shù)的景點(diǎn)都很普通, 衛(wèi)生也不好, 景區(qū)到處充斥著叫賣聲, 東西又貴又難吃?？傊? 你對(duì)此次定制游并不滿意。

The U-shaped effect of intimacy on word-of-mouth intention about consumption failure: Based on the perspective of motivational conflict model

SUN Hongjie, WANG Meiling, ZHONG Ke

(Management School, Hainan University, Haikou 570228, China)

Consumers often share their shopping experiences with others. The strength of different social relationships can impact a consumer's word-of-mouth behavior, especially when an unpleasant purchase occurs. While some studies have explored that interpersonal closeness plays an important role in a social context, little has been known about how this diverse range of relationships affects consumers' word-of-mouth behavior in the case of consumption failures. Previous research has shown that consumers are more likely to spread negative information to individuals with whom they have high (vs. low) levels of interpersonal closeness. However, these studies have only taken a binary approach to classifying interpersonal closeness, ignoring the what would happen when the closeness was on the middle level. Literally, the impact of the diversity of relationships needs further investigation.

In this study, the impact of interpersonal closeness on consumers' word-of-mouth intention after a consumption failure was explored through six experiments, both online (Experiments 1, 2, and supplementary Experiment 1) and offline (Experiments 3, 4, and supplementary Experiment 2), in common social settings. Based on the literature on the attitudinal ambivalence literature, this research uses the SIM model to determine the level of motivation conflict and examines the U-shaped impact of interpersonal closeness on word-of-mouth intention in the event of a consumption failure. Experiment 1 (= 143) is a between-subject design with a single factor of three levels of interpersonal closeness (low vs. medium vs. high). Participants were randomly assigned to different groups and asked to imagine a negative hotel service experience. They then had the opportunity to share the experience with others and answer related questions. The reading materials for the different experimental groups varied only in terms of the manipulation statement for interpersonal closeness. Experiment 2 (= 155) was designed to verify the mediating role of motivation conflict. The manipulation method for interpersonal closeness was changed and the stimulus material was changed to a poorly performing cell phone purchase. Participants answered related questions after reading the materials. Experiment 3 (= 126) was conducted in an offline airport waiting room to simulate a more natural face-to-face communication setting. The social background of the experiment was transferred from WeChat to the waiting room. The U-shaped relationship between interpersonal closeness and word-of-mouth intention was verified and the mediating effect of motivation conflict was determined. Experiment 4 (= 298) is a 3 (interpersonal closeness: low vs. medium vs. high) × 2 (merchant responsibility: low vs. high) between-subject design to validate the moderating effect of merchant liability. The stimulus material describes a negative private custom tour experience, and interpersonal closeness and merchant responsibility were manipulated. In the low merchant responsibility condition, the merchant only provided relevant reference options and the consumer chose the travel route. In the high merchant responsibility condition, the consumers chose the strongly recommended travel route provided by the merchant. The domestic samples were recruited from a professional survey website (Credamo) and completed online questionnaires, while the foreign samples were recruited from another professional survey website (Prolific). Samples can be considered representative of the mainstream consumer group.

The main findings of this study are as follows: (1) Consumers are least likely to discuss their negative consumer experiences in front of objects with medium interpersonal closeness, compared to low and high interpersonal closeness, therefore there is a U-shaped relationship between interpersonal closeness and word-of-mouth intention. (2) The cause of this difference lies in the conflict between the motivation to protect others' interests and the motivation to protect self-image: when faced with individuals of medium interpersonal closeness, consumers are most concerned with protecting their self-image, which leads to a high degree of motivational conflict and results in the lowest willingness to spread word-of-mouth. (3) The level of responsibility taken by merchants moderates the effect of interpersonal closeness on word-of-mouth intention. When merchants take low responsibility, the effect of interpersonal closeness on word-of-mouth intention is U-shaped. However, when merchants take high responsibility, consumers' motivation to protect their self-image decreases in the presence of individuals with medium interpersonal closeness, causing the motivation to protect others' interests to become dominant and leading to low levels of motivational conflict. This results in an increase in word-of-mouth intention as interpersonal closeness increases, yielding an approximately linear effect of interpersonal closeness on word-of-mouth intention.

This study contributes to the important fields of word-of-mouth communication, social relationships, and word-of-mouth intention, and provides valuable insights for marketing professionals involved in market research, word-of-mouth management, social media operations, and marketing.

consumption failure, intimacy, word-of -mouth intention, U-shaped

B849: F713.55

2022-07-17

* 國(guó)家自然科學(xué)基金地區(qū)科學(xué)基金項(xiàng)目(72062013, 72062014); 國(guó)家自然科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目(71832015); 海南省研究生創(chuàng)新科研課題(Qhys2022-30)資助。

鐘科, E-mail: zhongke66@foxmail.com