價格和品牌能否削弱來源國效應(yīng)*
——產(chǎn)品屬性賦權(quán)對來源國效應(yīng)的影響應(yīng)

張 琴 汪 濤 龔艷萍

(1中南大學(xué)商學(xué)院,長沙 400083) (2武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,武漢 430072)

1 前言

產(chǎn)品來源國形象會對消費(fèi)者的產(chǎn)品評價和購買決策產(chǎn)生顯著的影響(Bilkey &Nes,1982;Han &Terpstra,1988;Okechuku,1994)。與發(fā)達(dá)國家的產(chǎn)品相比,消費(fèi)者對發(fā)展中國家的產(chǎn)品所持態(tài)度較為負(fù)面(Cordell,1992),這已成為較差國家的企業(yè)國際化進(jìn)程的一個主要威脅(Chu,Chang,Chen,&Wang,2008)。因此,企業(yè)在國際化進(jìn)程中如何降低負(fù)面來源國效應(yīng),業(yè)已成為企業(yè)者和研究人員越來越關(guān)注的一個問題。

已有研究表明,來源國效應(yīng)的強(qiáng)弱程度會受到其他屬性信息的影響(Johansson,1989;Lim,Darley,&Summers,1994;Peterson &Jolibert,1995)。一些研究發(fā)現(xiàn),來源國效應(yīng)會隨著產(chǎn)品價格的下降逐漸減弱(Elliott &Cameron,1994;Cordell,1991);來源國效應(yīng)在強(qiáng)勢品牌上體現(xiàn)得并不明顯(Cordell,1992;Han &Terpstra,1988;Tse &Gorn,1993)。然而,這些結(jié)論卻受到了很多學(xué)者的質(zhì)疑(Speece &Nguyen,2005),Fischer,Diamantopoulos和Oldenkotte (2012)通過實(shí)驗證明,即使價格更貴,消費(fèi)者仍更愿意購買來源國形象好的產(chǎn)品;一些學(xué)者也發(fā)現(xiàn)即使是強(qiáng)勢的品牌也不能阻止來源國線索對消費(fèi)者產(chǎn)品評價的影響(Pharr,2005;Tse &Gorn,1993)。為什么會出現(xiàn)這些矛盾的結(jié)論？要解決這一問題,就需要弄清產(chǎn)品的價格、品牌和來源國屬性是如何對消費(fèi)者的產(chǎn)品評價決策過程產(chǎn)生影響的。

消費(fèi)者的產(chǎn)品評價過程是對產(chǎn)品多個屬性賦權(quán)和賦值的結(jié)果(Goldstein &Einhorn,1987)。價格(品牌)是否能有效削弱來源國效應(yīng)的關(guān)鍵在于其在消費(fèi)者評價過程中是否能爭取更多的賦權(quán)。

決策理論指出,受最小努力原則的影響(Shugan,1980),通常情況下消費(fèi)者會賦予較容易進(jìn)行評價的屬性更多的權(quán)重,降低甚至忽略難以進(jìn)行評價的屬性所占的權(quán)重(Bazerman,Tenbrunsel,&Wade-Benzoni,1998)。屬性在不同情境下是否容易進(jìn)行評價主要受到偏好誘導(dǎo)方式(Bettman,Luce,&Payne,1998)和信息特征(Johansson,Douglas,&Nonaka,1985)的影響。具體到來源國的討論上,產(chǎn)品的價格(品牌)屬性能否削弱來源國屬性對消費(fèi)者產(chǎn)品評價的影響,取決于他所處的評價環(huán)境以及該環(huán)境中存在的產(chǎn)品信息。

本文將以偏好建構(gòu)理論為基礎(chǔ),探討(1)產(chǎn)品的價格和品牌對來源國效應(yīng)的削弱作用是否會受到聯(lián)合-分離模式(即不同的偏好誘導(dǎo)方式)以及屬性本身特征的影響？在什么模式中,消費(fèi)者會賦予產(chǎn)品價格和品牌屬性更多的權(quán)重,從而達(dá)到削弱來源國效應(yīng)的目的？(2)消費(fèi)者在不同模式中對價格和品牌屬性的賦權(quán)是否能通過屬性信息量的增減或是呈現(xiàn)形式的轉(zhuǎn)換而發(fā)生變化？

文章通過兩個研究共5個實(shí)驗對上述問題進(jìn)行回答,以期解決已有研究的矛盾,進(jìn)一步豐富和拓展關(guān)于如何削弱來源國效應(yīng)的文獻(xiàn);理清心理學(xué)中,聯(lián)合-分離評價模式偏好反轉(zhuǎn)現(xiàn)象的解釋機(jī)制;為來源國形象較差的企業(yè)在國際化進(jìn)程中如何削弱負(fù)面來源國效應(yīng)的影響提供可操作性策略。

2 屬性賦權(quán)的影響要素：誘導(dǎo)方式和屬性特征

2.1 不同的偏好誘導(dǎo)方式：聯(lián)合-分離模式

偏好建構(gòu)理論認(rèn)為,誘導(dǎo)偏好評價的方法不同,會對個體最終偏好選擇產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響(Slovic &Macphillamy,1974;Slovic,Griffin,&Tversky,1990)。與之相似的是心理學(xué)研究中的偏好反轉(zhuǎn)理論(preference reversal) (Tversky,Sattath,&Slovic,1988)。該理論認(rèn)為聯(lián)合-分離評價模式(joint-separate evaluation mode)會對人們的決策過程產(chǎn)生影響(Bazerman,Loewenstein,&White,1992;Hsee,1996;Hsee,Lowwenstein,Blount,&Bazerman,1999)：在聯(lián)合模式中,由于同時面對兩個選項進(jìn)行評價,消費(fèi)者的關(guān)注重點(diǎn)是選擇二者中較好的那一個,對比判斷(comparative judgment)是此情景中的判斷標(biāo)準(zhǔn)。消費(fèi)者將采用基于屬性的信息處理方式(Parker&Schrift,2011),以屬性為單位對選項進(jìn)行對比得出評價結(jié)果。

在分離模式中,在一個時間內(nèi)只面對一個選項進(jìn)行評價,消費(fèi)者的關(guān)注重點(diǎn)是對該選項進(jìn)行評價,評價判斷(evaluative judgment)是此時的判斷標(biāo)準(zhǔn)。消費(fèi)者將采用以選項為基礎(chǔ)的信息處理方式(Parker &Schirift,2011;Johnson,1984)對選項中的各屬性進(jìn)行衡量得出評價結(jié)果。

2.2 不同的屬性特征：屬性的質(zhì)與量

僅僅是不同信息處理策略并不足以引起偏好反轉(zhuǎn),屬性在不同情境下是否容易進(jìn)行評價,還會受到屬性本身所具有的特征(Hsee,1996;Nowlis &Simonson,1997)的影響。

現(xiàn)有文獻(xiàn)對產(chǎn)品屬性特征的討論可以分為兩部分：

一個是質(zhì)上的。該方面的相關(guān)研究認(rèn)為,產(chǎn)品屬性可以從質(zhì)的層面劃分為兩類：富裕型屬性和對比型屬性。富裕型屬性指的是那些難以進(jìn)行比較,但包含各種關(guān)聯(lián)、信念和體驗的屬性(Aaker,1991;Keller,1993),如來源國和品牌(Parker &Schrift,2011,Nowlis &Simonson,1997);對比性屬性指的是那些具體的、清晰的、便于計算,消費(fèi)者易于進(jìn)行對比的屬性,如產(chǎn)品價格。

一個是量上的。此方面的研究認(rèn)為,產(chǎn)品屬性可以從量的層面進(jìn)行區(qū)分,五種屬性所含有的可評價信息量都不同。可評價性信息量指的是評價者掌握的關(guān)于該屬性分布信息,如范圍大小、中間值等(Hsee et al.1999)。一般來說,當(dāng)消費(fèi)者不知道一個屬性的分布特點(diǎn)時,這個屬性的可評價性很低;反之則高(Hsee,2000)。

本文將從產(chǎn)品屬性的質(zhì)與量兩方面出發(fā),考慮產(chǎn)品價格與來源國、品牌與來源國屬性的質(zhì)與量的特征如何在不同的評價模式中影響消費(fèi)者的屬性權(quán)重分配,從而影響來源國效應(yīng)的強(qiáng)弱。

3 假設(shè)演繹

3.1 價格與來源國

從質(zhì)上來說,按照已有文獻(xiàn),來源國屬于富裕型屬性,價格屬于對比型屬性。屬性-任務(wù)兼容原則(Nowlis &Simonson,1997)探討了不同質(zhì)的屬性在不同評價模式中的權(quán)重分配方式,認(rèn)為：聯(lián)合-分離評價模式中屬性權(quán)重的分配主要取決于該屬性的特征與消費(fèi)者評價任務(wù)是否相符。具體來說：在分離模式中,消費(fèi)者的任務(wù)是對單個產(chǎn)品的評價,因此消費(fèi)者會賦予那些包含豐富信息,能夠進(jìn)行單獨(dú)評價的富裕型屬性更大的權(quán)重;在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者的任務(wù)是對兩種產(chǎn)品進(jìn)行對比,對比是該任務(wù)的特征,因此,消費(fèi)者會賦予那些具有“對比特性”的對比型屬性更大的權(quán)重(Parker &Schrift,2011,Nowlis &Simonson,1997)。照此推論,在分離模式中,消費(fèi)者會賦予來源國屬性更大比重,其產(chǎn)品評價會更大地受到來源國屬性的影響;在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者會更加看重產(chǎn)品的價格屬性,會更加依靠產(chǎn)品價格對產(chǎn)品做出評價。因此,得出以下假設(shè)：

H1：在分離模式中,消費(fèi)者的產(chǎn)品評價主要受到來源國屬性的影響;在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者的產(chǎn)品評價主要受到價格屬性的影響。

然而現(xiàn)有關(guān)于評價模式與來源國效應(yīng)的研究中,Chu等(2008)則得出與之相反的結(jié)論,他們認(rèn)為：在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者的產(chǎn)品評價受到來源國的影響會更大。出現(xiàn)這一矛盾的原因,主要是因為Chu等(2008)依據(jù)可評價性假設(shè)(evaluability hypothesis) (Hsee,1996,2000;Hsee et al.,1999;Yeung &Soman,2005),從屬性量上差異出發(fā),探討評價模式對屬性權(quán)重分配的影響?？稍u價性假設(shè)(Hsee,1996,2000;Hsee et al.,1999;Yeung &Soman,2005)是關(guān)于屬性可評價信息量的差異如何決定屬性在不同模式中賦權(quán)的探討。該假設(shè)認(rèn)為,產(chǎn)品屬性的可評價信息的多少是決定消費(fèi)者在哪種模式中賦予何種屬性更多權(quán)重的關(guān)鍵所在：在分離模式中,消費(fèi)者主要依靠可評價信息量大的屬性對產(chǎn)品進(jìn)行判斷;在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者則通過對比判斷來評價屬性給定值的好壞。這種比較使得可評價信息量少的屬性變得容易判斷。因此,聯(lián)合判斷模式中消費(fèi)者會賦予可評價信息量少的屬性更大的權(quán)重(Hsee,1996,2000;Hsee et al.,1999)。

值得注意的是,不論是屬性-任務(wù)兼容原則還是可評價性假設(shè),都只從屬性單方面的特征出發(fā),單獨(dú)探討屬性質(zhì)或者量的特征對不同評價模式中屬性賦權(quán)的影響。這也導(dǎo)致了兩種理論都只能對聯(lián)合分離模式偏好反轉(zhuǎn)的部分現(xiàn)象進(jìn)行解釋(Bazerman et al.,1999),且在同一種現(xiàn)象上,可能得出相反的結(jié)論。因此,本文將屬性質(zhì)與量的特征結(jié)合起來,探討屬性同質(zhì)或不同質(zhì)時,屬性量上的差異對不同評價模式中屬性賦權(quán)的影響。

產(chǎn)品的價格與來源國并不同質(zhì),在這種情況下,屬性可評價信息量上的差異是否會改變不同模式中產(chǎn)品屬性的賦權(quán)？按照可評價性假設(shè)判斷,屬性的可評價性信息越多,在分離模式中,消費(fèi)者就越會賦予該屬性更大的權(quán)重;在聯(lián)合模式中,則賦予另一屬性更大的權(quán)重(Hsee,2000;Yeung &Soman 2005)。據(jù)該理論推斷,如果消費(fèi)者知曉更多有關(guān)價格屬性的范圍信息,那么將會出現(xiàn)與假設(shè)1相反的結(jié)果,即,在分離模式中,消費(fèi)者將會賦予產(chǎn)品的價格屬性更多的權(quán)重,在聯(lián)合模式中賦予來源國屬性更多的權(quán)重。因此,得出以下假設(shè)：

H2:增加對價格范圍信息的說明,在分離模式中,消費(fèi)者的產(chǎn)品評價主要受到價格屬性的影響;在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者的產(chǎn)品評價主要受到來源國屬性的影響。

3.2 品牌與來源國

當(dāng)來源國屬性跟品牌屬性同時出現(xiàn)時,由于二者皆屬于富裕類型(Nowlis &Simonson,1997),所以屬性在質(zhì)方面的特征相同,討論量上的差異帶來的不同。

按照可評價性假設(shè),決定屬性賦權(quán)的關(guān)鍵在于屬性可評價性信息量的多少,屬性可評價信息量越多,在分離模式中,個體將賦予該屬性更大比重(Hsee,1996,2000;Hsee et al.,1999)。Chu 等(2008)認(rèn)為：與來源國相比消費(fèi)者擁有的品牌知識更多,因此,品牌的可評價信息量更多。所以,提出以下假設(shè)：

H：在分離模式中,消費(fèi)者的產(chǎn)品評價主要受到品牌屬性的影響;在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者的產(chǎn)品評價主要受到來源國屬性的影響。

在實(shí)證中,Chu等(2008)用“當(dāng)知曉某品牌(某來源國)信息時,你能否判斷該產(chǎn)品的質(zhì)量”對品牌和來源國屬性的可評價性信息量進(jìn)行測量。然而,可評價性假設(shè)所指的屬性可評價型信息量并不是一種質(zhì)性判斷,而是指評價者所擁有的關(guān)于該屬性的范圍知識,例如該屬性的中值、最小值和最大值、該屬性的大概分布,以及任何可以幫助評價者確定該屬性參照值的信息(Hsee,1996,2000;Hsee et al.,1999)。因此,本文在實(shí)驗中將依照 Hsee (1996,2000)和 Hsee等(1999)的做法,用范圍知識對屬性可評價信息量進(jìn)行測量。

3.3 屬性信息量與信息形式的操縱

值得注意的是,屬性的可評價信息量和質(zhì)性特征并不是固定不變,可以通過兩種形式的變化進(jìn)行改變(Parker &Schrift,2011;Nowlis &Simonson,1997)。

(1)從量上,可以通過增加某一屬性的可評價性信息,讓該信息變得易于單獨(dú)進(jìn)行評價(Hsee et al.,1999)。例如,增加對品牌信息的說明(品牌的排名等) (Hsee,1996;Hsee &Leclerc,1998;Hsee et al.,1999)。此時,根據(jù)可評價性假設(shè)推斷,在分離模式中,品牌信息將會對消費(fèi)者的產(chǎn)品評價產(chǎn)生更大的影響;在聯(lián)合模式中則與之相反。得出以下假設(shè)：

H:增加產(chǎn)品的品牌屬性的可評價性信息,在分離模式中,消費(fèi)者的產(chǎn)品評價主要受到品牌屬性的影響;在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者的產(chǎn)品評價主要受到來源國屬性的影響。

(2)從質(zhì)上,可以通過改變某一屬性的呈現(xiàn)方式,改變該屬性的信息類型(Parker &Schrift,2011;Nowlis &Simonson,1997)。如果將來源國屬性由名稱形式改變?yōu)閿?shù)字形式,品牌屬性不變。根據(jù)屬性-任務(wù)兼容原則,在分離模式中,品牌屬性對消費(fèi)者產(chǎn)品評價的影響會更大;在聯(lián)合模式中,由于來源國屬性以數(shù)字形式呈現(xiàn)出來,該信息類型由原來的富裕型轉(zhuǎn)變?yōu)閷Ρ刃托畔?所以此時,來源國屬性對消費(fèi)者產(chǎn)品評價的影響會增強(qiáng)。因此,得出以下假設(shè)：

H：將來源國屬性以數(shù)字形式呈列,在分離模式中,消費(fèi)者的產(chǎn)品評價主要受到品牌屬性的影響;在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者的產(chǎn)品評價主要受到來源國屬性的影響。

4 研究方法

本文通過兩個研究共5個實(shí)驗,分別檢驗在兩種屬性情景中(來源國信息和價格信息、來源國信息和品牌信息),產(chǎn)品價格、品牌和來源國屬性對消費(fèi)者產(chǎn)品評價的影響的變化。

4.1 研究一：來源國和價格

本研究的目的在于驗證當(dāng)消費(fèi)者面對產(chǎn)品來源國信息和價格信息時,不同模式中,這兩種屬性對消費(fèi)者產(chǎn)品評價的影響程度。

在正式實(shí)驗開始前,研究選取了美國、新加坡、越南、印度4個國家作為電視機(jī)的來源國進(jìn)行前測。共有96名在校學(xué)生參與了測試。結(jié)果表明,得分最高的是美國(

M

=4.78),最低的是越南(

M

=2.31),二者差異顯著,

t

=15.14,

p

<0.01。因此,實(shí)驗選取美國和越南作為來源國刺激。

4.1.1 實(shí)驗一

(1)刺激物與實(shí)驗設(shè)計

被試選擇

：被試從中國某大學(xué)的學(xué)生中征集而來,共128人參與了實(shí)驗。剔除掉不完整的問卷,實(shí)際參與人數(shù)為124人,46%為女生。

刺激物

：考慮實(shí)驗對象為在校學(xué)生,實(shí)驗選取電視機(jī)這種學(xué)生較為熟悉的產(chǎn)品,虛擬了A、B兩種電視機(jī);結(jié)合市場定價,假設(shè) A電視機(jī)價格為3200元,B電視機(jī)價格為2200元;通過“該電視機(jī)由美國(越南)制造”和“made in”給出產(chǎn)品來源國信息。

實(shí)驗流程

：被試被隨機(jī)分配到3種情景中：聯(lián)合評價組、分離評價組A和分離評價組B。實(shí)驗開始時,要求被試設(shè)想他們在商場里購買電視機(jī),然后閱讀相關(guān)產(chǎn)品信息：在聯(lián)合評價情景中,同時給出兩種電視機(jī)的相關(guān)信息(來源國信息和價格信息);在分離評價組中,被試只能看到一種電視機(jī)A或B的相關(guān)信息。最后,要求被試對其所看到的電視機(jī)進(jìn)行評價,并指出每種屬性(來源國和價格)在評價中的重要程度(1表示一點(diǎn)都不重要,6表示非常重要) (Parker &Schrift,2011)。

(2)變量測量

用 Martin,Seta和 Crelia (1990)和 Meyers-Levy和 Tybout (1989)等編制的產(chǎn)品評價量表對測量消費(fèi)者產(chǎn)品評價。量表為7個項目,單因素構(gòu)成。經(jīng)主成分因素分析只抽取出一個有效因子,總方差解釋量為76.05%,各因子載荷值均高于 0.6。量表的信度系數(shù)為0.72,說明本量表的測量結(jié)果是可以接受的。

(3)結(jié)果與討論

屬性賦權(quán)檢驗

：參照 Parker和 Schrift (2011)的做法,用來源國屬性的重要得分減去價格屬性的重要得分：分?jǐn)?shù)越高則被試賦予來源國屬性更高的權(quán)重,分?jǐn)?shù)越低則被試賦予價格屬性更高的權(quán)重。單因素方差分析結(jié)果表明,分離模式中的相對值要顯著大于聯(lián)合模式中的相對值(

M

=2.19,

M

=-1.72;

F

(1,123)=199.69,

p

<0.01)。在分離模式中,消費(fèi)者賦予來源國屬性的重要性(

M

=5.01,

SD

=1.04)高于價格的重要性(

M=

2.80,

SD

=1.24);在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者賦予來源國屬性的重要性(

M

=2.86,

SD

=1.34)要低于價格(

M

=4.58,

SD

=1.07)。

消費(fèi)者評價檢驗

：在屬性上權(quán)重的分配不同,導(dǎo)致了聯(lián)合-分離模式中,被試對電視機(jī)的評價發(fā)生了反轉(zhuǎn)。如圖1所示,在分離模式中,消費(fèi)者對來自美國的電視機(jī)給予了較好的評價(

M

=4.97),對于來自越南的電視機(jī)給予了較差的評價(

M

=2.86),且差異顯著,

t

=14.45,

p

<0.01。在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者對電視機(jī)的評價發(fā)生了反轉(zhuǎn),對來自越南的電視機(jī)給予了較好的評價(

M

=3.89),對來自美國的電視機(jī)給予了較差的評價(

M

=2.55),且差異顯著,

t

=13.71,

p

<0.01。假設(shè)1得到了證明。

根據(jù)可評價性假設(shè),產(chǎn)品屬性量的特點(diǎn)會影響不同模式中消費(fèi)者的權(quán)重分配。當(dāng)消費(fèi)者面對產(chǎn)品的來源國屬和價格屬性時,如果增加價格屬性的可評價型信息(即增加它的閾值信息) (Hsee,1996;Hsee &Leclerc,1998;Hsee et al.,1999),實(shí)驗一的結(jié)果可能就不會存在,甚至發(fā)生反轉(zhuǎn)。因此,我們通過實(shí)驗二來驗證這一推論。

圖1 研究一實(shí)驗一結(jié)果

4.1.2 實(shí)驗二

考慮價格差異的敏感程度可能會對實(shí)驗結(jié)果造成的影響,實(shí)驗二中我們考慮兩種價差情景：500元與1000元價差。

實(shí)驗二A：500元差異

(1)實(shí)驗設(shè)計

被試選擇

：被試者從中國某大學(xué)的學(xué)生中征集而來,共 111人參與了實(shí)驗。他們被隨機(jī)分配到 3種情景中。剔除掉不完整的問卷,實(shí)際參與人數(shù)為106人,47%為女生。

變量測量

：為測量屬性的可評價性,研究參考Hsee (1996)的做法,要求被試對“我知道在電視機(jī)的原產(chǎn)地中,美國(越南)的排名”;“我知道 2900(2400)元的電視機(jī)的便宜程度” (美國電視機(jī)為2900元;越南電視機(jī)為 2400元)進(jìn)行打分(1代表“完全不了解”,6 代表“非常清楚”)。

實(shí)驗流程

：本實(shí)驗在其他流程上與實(shí)驗一一致,不同的是,增加對產(chǎn)品價格信息的說明,給出市場上電視機(jī)的價格范圍：“根據(jù)權(quán)威雜志《消費(fèi)者報告》的調(diào)查,市場上電視機(jī)的價格一般在1800元到4000元之間”,為確保消費(fèi)者對該條信息的注意,被試被要求做一個關(guān)于價格的簡單測試,就 1900元、2300元、3000元、3800元這4個價格的昂貴程度進(jìn)行打分,滿分是10分,分?jǐn)?shù)越高,代表價格越昂貴。最后被試對屬性重要性程度、屬性可評價性信息量(我清楚美國<越南>在電視機(jī)原產(chǎn)地中的排名;我清楚 2900<2400>在電視機(jī)價格中的排名)進(jìn)行打分。

(2)操縱檢驗

可評價性信息量檢驗：結(jié)果顯示,來源國屬性的可評價信息量得分為4.22,價格的可評價信息量得分為4.74。兩者差異顯著,

t

=3.188,

p

<0.05。

(3)結(jié)果與討論

屬性賦權(quán)檢驗

：實(shí)驗結(jié)果與可評價性假設(shè)的推導(dǎo)結(jié)果相反?？稍u價性假設(shè)認(rèn)為,在分離模式中,消費(fèi)者會賦予可評價性信息多的屬性更大權(quán)重。但實(shí)驗卻表明：在分離模式中,消費(fèi)者賦予來源國屬性的重要性(

M

=4.81,

SD

=0.89)高于價格的重要性(

M

=4,

SD

=0.93);在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者賦予來源國屬性的重要性(

M

=4.38,

SD

=0.97)也要高于價格(

M

=3.65,

SD

=1.08)。

消費(fèi)者評價檢驗

：受此影響(見圖2),在分離模式中,消費(fèi)者對來自美國的電視機(jī)給予了較好的評價(

M

=4.67),對于來自越南的電視機(jī)給予了較差的評價(

M

=3.67),且差異顯著(

t

=7.17,

p

<0.01)。在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者對電視機(jī)的評價并未發(fā)生反轉(zhuǎn),對來自美國的電視機(jī)給予了較好的評價(

M

=4.39),對來自越南的電視機(jī)給予了較差的評價(

M

=3.77),且差異顯著(

t

=7.1,

p

<0.01)。假設(shè)2得到部分支持。

考慮被試可能對500元價差并不敏感,未體現(xiàn)越南電視機(jī)的價格優(yōu)勢,因此以 1000元價差為對象進(jìn)行了實(shí)驗二B。

圖2 研究一實(shí)驗二A結(jié)果

實(shí)驗二B：1000元差異

(1)實(shí)驗設(shè)計

被試選擇

：被試者從中國某大學(xué)的學(xué)生中征集而來,共129人參與了實(shí)驗。他們被隨機(jī)分配到3種情景中。剔除掉不完整的問卷,實(shí)際參與人數(shù)為122人,52%為女生。

實(shí)驗流程

：根據(jù)價格的調(diào)整,本實(shí)驗將價格刺激改變?yōu)槊绹娨暀C(jī)3200元,越南電視機(jī)2200元.對被試價格注意的簡單測試也變更為就 1900元、2100元、3300元、3800元這4個價格的昂貴程度進(jìn)行打分,滿分是10分,分?jǐn)?shù)越高,代表價格越昂貴。最后被試對屬性重要性程度、屬性可評價性信息量進(jìn)行打分。

(2)操縱檢驗

可評價性信息量檢驗：結(jié)果顯示,來源國屬性的可評價信息量得分為3.25,價格的可評價信息量得分為4.78。兩者差異顯著,

t

=10.38,

p

<0.01。

(3)結(jié)果與討論

屬性賦權(quán)檢驗

：在分離模式中,消費(fèi)者對屬性賦權(quán)的結(jié)果與實(shí)驗二A一致,即,賦予來源國屬性的重要性(

M

=4.14,

SD

=1.05)高于價格的重要性(

M

=3.09,

SD

=1.16)。與實(shí)驗二A不同的是,在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者賦予來源國屬性的重要性(

M

=2.78,

SD

=1.28)要低于價格(

M

=4.20,

SD

=1.04)。且分離模式中的相對值要顯著大于聯(lián)合模式中的相對值(

M

=1.04,

M

=-1.50;

F

(1,121)=123.42,

p

<0.01)

消費(fèi)者評價檢驗

：受此影響(見圖3),在分離模式中,消費(fèi)者對來自美國的電視機(jī)給予了較好的評價(

M

=4.37),對于來自越南的電視機(jī)給予了較差的評價(

M

=2.74),且差異顯著(

t

=10.65,

p

<0.01)。在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者對電視機(jī)的評價發(fā)生了反轉(zhuǎn),對來自越南的電視機(jī)給予了較好的評價(

M

=4.11),對來自美國的電視機(jī)給予了較差的評價(

M

=2.72),且差異顯著(

t

=9.81,

p

<0.01)。假設(shè)2未得到支持。

圖3 研究一實(shí)驗二B結(jié)果

兩個實(shí)驗的結(jié)果證明,不論價格差異如何,當(dāng)屬性之間存在質(zhì)的差別時,消費(fèi)者即使知曉更多對比型屬性閾值的信息,在分離模式中,消費(fèi)者仍舊賦予富裕型屬性更大的權(quán)重。除此之外,價格能否在聯(lián)合模式中占優(yōu),受到價格差異大小的影響,只有價格差異足夠大時,低價才能在聯(lián)合模式中削弱來源國效應(yīng)。

4.2 研究二：來源國和品牌

研究二共分為3個實(shí)驗：實(shí)驗一是檢驗當(dāng)來源國和品牌屬性在不同模式中對消費(fèi)者產(chǎn)品評價的影響;實(shí)驗二和三是檢驗通過不同方式對來源國信息和品牌進(jìn)行操縱時,是否會改變消費(fèi)者原來的對這兩種屬性的賦權(quán)。

為進(jìn)一步擴(kuò)大研究結(jié)果的一般性,研究二換用“手機(jī)”這一為絕大部分學(xué)生擁有和熟悉的產(chǎn)品作為實(shí)驗刺激。為確保來源國形象和品牌操縱的成功。研究選取了 5個來源國(印度、日本、中國、美國、韓國)和5個手機(jī)品牌(三星、諾基亞、阿爾卡特、索尼愛立信、聯(lián)想)在65人中進(jìn)行了預(yù)測試。其中,品牌問卷參照 Meyers-Levy 和 Peracchio(1995)及 Peracchio 和 Meyers-Levy (1994,1997)的量表(

Cronbach α

=0.83),同共包括8個問項,采用6點(diǎn)打分制。根據(jù)調(diào)查結(jié)果,選取了得分最高的三星和日本(

M

=4.76,

M

=4.62),最低的聯(lián)想和印度作為實(shí)驗刺激(

M

=2.13,

M

=2.36)。

4.2.1 實(shí)驗一

(1)實(shí)驗設(shè)計

被試選擇

：被試者從中國某大學(xué)的學(xué)生中征集而來,共120人參與了實(shí)驗。剔除掉不完整的問卷,實(shí)際參與人數(shù)為115人,46%為女生。

實(shí)驗流程

：實(shí)驗分為兩個時間段進(jìn)行。首先讓被試填寫產(chǎn)品來源國形象和品牌評價的量表。一星期后,進(jìn)行正式實(shí)驗。正式實(shí)驗中,被試隨機(jī)分配到3種情景(聯(lián)合評價組、分離評價組A和分離評價組B)。實(shí)驗開始時,要求被試設(shè)想他們在商場里購買手機(jī),并閱讀產(chǎn)品信息(產(chǎn)品 A:來源國為印度,品牌為三星;產(chǎn)品 B:來源國為日本,品牌為聯(lián)想)：在聯(lián)合評價情景中,會同時看到兩種手機(jī)的相關(guān)信息;在分離評價組中,只能看到一種手機(jī)的相關(guān)信息。然后要求被試對該種手機(jī)(或兩種)進(jìn)行評價,并對屬性重要程度和屬性可評價性(“我知道在手機(jī)原產(chǎn)地中,日本(印度)的排名”;“我知道在手機(jī)品牌中,三星(聯(lián)想)的排名”)進(jìn)行打分。

(2)操縱檢驗

來源國形象：結(jié)果顯示,日本作為手機(jī)來源國的評價形象得分為4.72,印度作為手機(jī)來源國的評價形象得分為 2.58,二者差異顯著,

t

=14.87,

p

<0.01。品牌評價：結(jié)果顯示,三星作為手機(jī)品牌的品牌得分為 4.74,聯(lián)想作為手機(jī)品牌的品牌得分為2.38,二者差異顯著,

t

=15.16,

p

<0.01。

(3)結(jié)果與討論

與 Chu及其同事(2008)的結(jié)果不同,本研究可評價性打分的結(jié)果表明,被試在對品牌和來源國屬性的可評價性感知上并未表現(xiàn)出明顯的差異(

M

=3.54,

M

=3.37;

t

<1;

p

>0.05)。

屬性賦權(quán)檢驗

：用來源國屬性的重要得分減去品牌屬性的重要得分。分析結(jié)果表明,分離模式中的相對值與聯(lián)合模式中的相對值無明顯差異(

M

=-0.13,

M

=0.05;

F

(1,114)=0.316,

p

>0.5)。

消費(fèi)者評價檢驗

：受此影響(見圖4),無論是在聯(lián)合模式還是在分離模式中,消費(fèi)者都沒有表現(xiàn)出對哪種手機(jī)的顯著的偏好(聯(lián)合模式：

M

=3.46,

M

=3.41;

t

=0.78,

p

>0.5;分離模式：

M

=3.65,

M

=3.59;

t

=0.31,

p

>0.5)。假設(shè)3未得到支持。

圖4 研究二實(shí)驗一結(jié)果

是否可以通過改變這來源國和品牌屬性的呈現(xiàn)方式,讓聯(lián)合-分離模式對來源國效應(yīng)產(chǎn)生影響？我們將在實(shí)驗二和實(shí)驗三中分別檢驗通過量和質(zhì)的改變對來源國、品牌信息進(jìn)行操縱,是否能對消費(fèi)者在不同模式中屬性權(quán)重的分配產(chǎn)生影響,從而影響來源國效應(yīng)。

4.2.2 實(shí)驗二

本實(shí)驗是為了檢驗從量的方面,增加對品牌信息的說明,改變品牌屬性的可評價信息量,是否會影響產(chǎn)品品牌和來源國屬性在消費(fèi)者產(chǎn)品評價過程中的作用。

(1)實(shí)驗設(shè)計

被試選擇

：被試者從中國某大學(xué)的學(xué)生中征集而來,共123人參與了實(shí)驗。剔除掉不完整的問卷,實(shí)際參與人數(shù)為111人,57%為女生。

實(shí)驗流程

：本實(shí)驗在被試閱讀產(chǎn)品信息時(產(chǎn)品 A:來源國為印度,品牌為三星;產(chǎn)品 B:來源國為日本,品牌為聯(lián)想),會被告知“根據(jù)權(quán)威雜志《消費(fèi)者報告》的調(diào)查,在二十個手機(jī)品牌中,86%的消費(fèi)者表示對三星手機(jī)的認(rèn)同(23%的消費(fèi)者表示了對聯(lián)想手機(jī)的認(rèn)同)”,并要求被試對該種手機(jī)進(jìn)行評價,就屬性重要程度和可評價性信息量進(jìn)行打分。

(2)操縱檢驗

來源國形象：日本作為手機(jī)來源國的評價形象得分為4.63,印度作為手機(jī)來源國的評價形象得分為2.65,二者差異顯著,

t

=13.26,

p

<0.01。品牌評價：三星作為手機(jī)品牌的品牌得分為4.86,聯(lián)想作為手機(jī)品牌的品牌得分為 2.41,二者差異顯著,

t

=14.93,

p

<0.01?？稍u價性信息：來源國屬性的可評價性得分為3.17,品牌的可評價性得分為4.16。兩者差異顯著,

t

=5.79,

p

<0.01。

(3)結(jié)果與討論

可評價性假設(shè)存在的一個隱含假設(shè)是：難以單獨(dú)評價的屬性,在可以對比的情況下,變得容易進(jìn)行評價。在可評價性假設(shè)的研究中(Loewenstein,Blount,&Bazerman,1993;Hsee,1996;Hsee &Leclerc,1998;Hsee et al.,1999)的所有實(shí)驗也均是選擇的可對比型屬性(點(diǎn)狀信息)作為研究對象,例如：數(shù)字,包括價格、保質(zhì)期、電子詞典收錄條目數(shù)、冰淇淋的克數(shù)、編寫的程序數(shù)量、GPA分?jǐn)?shù)等。然而,本實(shí)驗的來源國與品牌屬性皆不屬于可對比型屬性,此時消費(fèi)者對產(chǎn)品的賦權(quán)是否還會與可評價性假設(shè)預(yù)測相一致？

屬性賦權(quán)檢驗

：用差值(來源國-品牌)檢驗消費(fèi)者在不同模式中,對不同性質(zhì)的屬性賦予權(quán)重的變化。單因素方差分析結(jié)果表明,在分離模式中的相對值要顯著小于聯(lián)合模式中的相對值(

M

=-0.92,

M

=0.2045;

F

(1,110)=15.58,

p

<0.01)。在分離模式中,消費(fèi)者賦予品牌屬性的重要性(

M

=4.43,

SD=

1.03)高于來源國的重要性(

M

=3.52,

SD

=1.08);在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者賦予品牌屬性的重要性(

M

=3.93,

SD

=1.16)要低于來源國(

M

=4.13,

SD

=1.02)。然而,值得注意的是,與可評價性假設(shè)預(yù)測相反,在聯(lián)合模式中消費(fèi)者對屬性的權(quán)重分配差異并不顯著(

t

<1,

p

>0.1)。

消費(fèi)者評價檢驗

：受此結(jié)果影響(圖5),在分離模式中,消費(fèi)者更加偏好三星手機(jī)(

M

4.17,

M

=3.69;

t

=2.97,

p

<0.05);但在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者卻沒有表現(xiàn)出對何種手機(jī)更為偏愛(

M

=3.75,

M

=3.66;

t

=0.54,

p

>0.05)。這說明,當(dāng)評價過程中兩個屬性皆不屬于可對比型屬性時,即使增加某屬性的可評價性信息量,由于在聯(lián)合模式中沒有屬性會因為比較而變得比另一屬性更容易評價,因此,不會發(fā)生偏好反轉(zhuǎn)現(xiàn)象。假設(shè)4得到部分支持。

圖5 研究二實(shí)驗二結(jié)果

4.2.3 實(shí)驗三

本實(shí)驗的目的是為了檢驗當(dāng)消費(fèi)者面對數(shù)字形式的產(chǎn)品來源國信息和名稱形式的品牌信息時,產(chǎn)品品牌與來源國屬性在消費(fèi)者產(chǎn)品評價過程中的作用。

(1)實(shí)驗設(shè)計

被試選擇

：被試者從中國某大學(xué)的學(xué)生中征集而來,共131人參與了實(shí)驗。剔除掉不完整的問卷,實(shí)際參與人數(shù)為129人,51%為女生。

刺激物

：實(shí)驗將來源國由具體國家抽象成為數(shù)字(品牌:聯(lián)想,來源國:80;品牌:三星,來源國:35 ),告知被試該數(shù)字表示來源國形象的好壞程度,數(shù)字越大,來源國形象就越好。

實(shí)驗流程

：實(shí)驗流程上與實(shí)驗一一致。

(2)操縱檢驗

品牌評價：結(jié)果顯示,三星作為手機(jī)品牌的品牌得分為 4.69,聯(lián)想作為手機(jī)品牌的品牌得分為2.32,二者差異顯著,

t

=14.84,

p

<0.01。

(3)結(jié)果與討論

屬性賦權(quán)檢驗

：用差值(來源國-品牌)對權(quán)重分配情況進(jìn)行分析,結(jié)果表明,在分離模式中的相對值要顯著小于聯(lián)合模式中的相對值(

M

=-1.05,

M

=0.85;

F

(1,128)=35.89,

p

<0.01)：在分離模式中,消費(fèi)者賦予品牌屬性的重要性(

M

=4.27,

SD

=1.21)高于來源國的重要性(

M

=3.23,

SD

=1.04);在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者賦予品牌屬性的重要性(

M

=3.36,

SD

=1.15)要低于來源國(

M

=4.21,

SD

=1.12)。

消費(fèi)者評價檢驗

：受此影響(見圖6),在分離模式中,消費(fèi)者對品牌屬性上表現(xiàn)更優(yōu)的三星手機(jī)的評價更高(

M

=2.97,

M

=4.39;

t

=15.137,

p

<0.01);在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者對來源國屬性上表現(xiàn)更好的聯(lián)想手機(jī)的評價更高(

M

=3.86,

M

=3.01;

t

=6.294,

p

<0.01)。假設(shè)5得到驗證。

圖6 研究二實(shí)驗三結(jié)果

5 討論

5.1 結(jié)果討論

本研究認(rèn)為,產(chǎn)品的價格和品牌能否有效削弱來源國效應(yīng),受到評價模式及屬性本身特征的影響。研究假設(shè)1、5得到支持,2、4得到部分支持,3未得到支持。

對假設(shè) 2得到部分支持的一個可能的解釋是,兩種評價模式中不同信息處理方式所依靠的信息基礎(chǔ)不同。按照可獲性診斷模型(the accessibilitydiagnosticity model),什么信息會進(jìn)入消費(fèi)者的評價過程取決于該信息的可獲性和診斷性,即該信息是否容易獲得以及是否具有診斷價值：

在分離模式中,消費(fèi)者進(jìn)行的是選項為基礎(chǔ)的評價型判斷,主要依靠從記憶中提取與當(dāng)前選項相關(guān)的信息(Gould &Kramer,2009;Parker &Schirift,2011),計算屬性的絕對效用后做出偏好評價(Johnson,1984)。Jacaoby,Szybillo和 Busato-Schach(1977)在對消費(fèi)者購買決策過程中信息獲得行為的研究中發(fā)現(xiàn),相比價格這種對比型屬性(點(diǎn)狀信息),來源國這種富裕型屬性(塊狀信息)更容易被消費(fèi)者長時間存儲和回憶。因此,與對比型屬性相比,與富裕型屬性相關(guān)的信息更容易被消費(fèi)者提取(Alba,Hutchinson,&Lynch,1991)。另外,在屬性的診斷性上,富裕型屬性是一種塊狀信息,它是眾多點(diǎn)狀信息的整合,比點(diǎn)狀信息(對比型信息)傳達(dá)更多的意義,包含更多的信息量(amount of information)(Miller,1956)。對比型屬性則與之相反,它在單獨(dú)情況下所能提供給消費(fèi)者的信息量十分有限。因此,在分離模式中,消費(fèi)者會給予產(chǎn)品富裕型屬性更大的權(quán)重,以富裕型屬性為基礎(chǔ),對產(chǎn)品進(jìn)行評價。

在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者進(jìn)行的是屬性為基礎(chǔ)的對比型判斷,進(jìn)入處理過程的主要是選擇集中已有的信息(Hsee,1996;Nowlis &Simonson,1997),依據(jù)通過對比得出的相對價值形成偏好判斷(Johnson,1984)。與富裕型屬性相比,對比型屬性之間的差異是具體的、清晰的、容易進(jìn)行計算(如價格與價格之間的差異是可量化的)。 因此,在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者會賦予產(chǎn)品對比型屬性更大的權(quán)重,以對比型屬性為基礎(chǔ),對產(chǎn)品進(jìn)行評價。

假設(shè)3不成立的一個重要原因是消費(fèi)者在對來源國與品牌屬性的可評價性信息量上的感知并不存在顯著的差異。Hsee et al.(1999)指出,屬性可評價信息量主要取決于個體所擁有的關(guān)于該屬性的范圍信息的多少。當(dāng)未給出屬性范圍信息時,消費(fèi)者本身所擁有的屬性范圍知識成為主要決定因素,而這一因素會因消費(fèi)者個體的不同而不一樣。因此,就品牌和來源國屬性本身來說,并不存在可評價性信息量上的差異。這也從另一方面解釋了為什么在品牌能否削弱來源國效應(yīng)這一問題上學(xué)者們存在爭議。

5.2 研究意義

研究表明,在某些情境下,價格和品牌確實(shí)可以通過影響消費(fèi)者對屬性的權(quán)重分配對來源國效應(yīng)造成影響。具體來說：

(1)在分離模式中,消費(fèi)者會賦予來源國屬性更大權(quán)重,此時較低價格并不能有效削弱來源國效應(yīng);在聯(lián)合模式中,價格屬性的賦權(quán)受到價格差異大小的影響,只有當(dāng)價格差異足夠大時,消費(fèi)者才會賦予價格屬性更大比重,從而削弱來源國效應(yīng)。

(2)品牌對來源國效應(yīng)的影響不會受到產(chǎn)品評價模式的影響,但如果增加品牌屬性可評價信息量或者改變來源國屬性的呈現(xiàn)方式,會增加分離模式中消費(fèi)者對品牌屬性的賦權(quán),達(dá)到削弱來源國效應(yīng)的目的。

本研究對心理學(xué)中聯(lián)合-分離模式的偏好反轉(zhuǎn)解釋機(jī)制也進(jìn)行了一定的探索。雖然 Nowlis和Simonson (1997)以及Hsee (1996)和Hsee等人(1999)對聯(lián)合-分離模式出現(xiàn)偏好反轉(zhuǎn)的兩大機(jī)制(屬性-任務(wù)兼容原則和可評價性假設(shè))進(jìn)行過比較,但未就兩者關(guān)系做出明確的說明。本研究通過對來源國效應(yīng)中,來源國、價格、品牌3種屬性在不同評價模式中對消費(fèi)者產(chǎn)品評價產(chǎn)生不同影響的探討,對屬性-任務(wù)兼容原則和可評價性假設(shè)二者的關(guān)系進(jìn)行了詳細(xì)了說明和驗證。

(1)屬性的質(zhì)性性質(zhì)對不同模式中的權(quán)重分配起著決定作用。具體說來,當(dāng)在評價模式中出現(xiàn)的兩種屬性屬于不同的信息類型的時候(一種是富裕型信息,一種是對比型信息),在分離模式中,消費(fèi)者會給予在富裕型屬性上表現(xiàn)更優(yōu)的產(chǎn)品更高的評價。在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者會給予在對比型屬性上表現(xiàn)更優(yōu)的產(chǎn)品更高的評價。

此時,即使增加對比型信息的可評價性信息,仍然不能改變由于屬性質(zhì)的不同而帶來的權(quán)重分配格局。

(2)在評價模式中出現(xiàn)的兩種屬性屬于同一種信息類型的時候,屬性的量方面的差異會影響不同模式中消費(fèi)者對權(quán)重的分配。但需要注意的是,與可評價假設(shè)不同,當(dāng)評價模式中的兩種屬性皆為富裕型信息時,在聯(lián)合模式中,消費(fèi)者并不會賦予可評價信息量較少的屬性更大權(quán)重。

(3)可通過增加屬性的可評價型信息量或者轉(zhuǎn)換屬性的呈現(xiàn)方式來改變原有屬性賦權(quán)分配格局。

本研究結(jié)果具有一定的實(shí)踐意義。首先,企業(yè)在選擇產(chǎn)品銷售終端渠道時應(yīng)加以注意,不同的終端渠道會對消費(fèi)者評價模式造成影響。如果企業(yè)選擇品牌專營店的形式,由于該店只存在一種品牌的產(chǎn)品,因此消費(fèi)者在該商店購物時,更多的采用分離評價模式。如果企業(yè)選擇進(jìn)入大賣場的形式,由于消費(fèi)者同時面臨幾種品牌產(chǎn)品的選擇,因此消費(fèi)者在該地點(diǎn)購物的時,更多采用的是聯(lián)合評價模式。其次,不同模式中,產(chǎn)品的品牌、價格和來源國屬性會對消費(fèi)者產(chǎn)品評價產(chǎn)生不同程度的影響。在分離模式中,消費(fèi)者會更加重視產(chǎn)品的來源國信息。因此,對來源國形象較差的產(chǎn)品,企業(yè)應(yīng)盡量避免采用專營的方式經(jīng)營產(chǎn)品。如果企業(yè)想通過低價的方式削弱來源國效應(yīng),必須將產(chǎn)品與其他產(chǎn)品陳列在一起才有可能達(dá)到目的。除此之外,企業(yè)還應(yīng)考慮產(chǎn)品類型帶來的不同影響。例如,對于手機(jī)、電視這樣的搜索型產(chǎn)品(Nelson,1970),即使在專營店中,消費(fèi)者仍可能通過對比方式來進(jìn)行評估;而對于體驗型產(chǎn)品,富裕型屬性本就在評價中占有相當(dāng)分量,所以對于不具備來源國優(yōu)勢的該類產(chǎn)品更應(yīng)該注意不要選擇專營店的模式銷售。

本研究也存在一些局限。首先,由于缺少有關(guān)屬性可評價性量和重要性的成熟量表,本研究依照前人的做法,用一個問句進(jìn)行測量,存在一定的缺陷。因此,在未來的研究中,有必要對這二者的測量開發(fā)專門的量表。其次,數(shù)據(jù)樣本上存在一定的缺陷,只以學(xué)生為對象進(jìn)行了數(shù)據(jù)搜集,所以研究結(jié)果的外部效度受到了一定限制。

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