商品陳列方式、先驗品牌知識與品牌選擇決策
——弱勢品牌的視角*

(上海財經(jīng)大學國際工商管理學院,上海 200433)

1 引言

30多年來,中國經(jīng)濟快速發(fā)展,在 2010年已經(jīng)成為世界第二大經(jīng)濟體(馮武勇,2011)。但是,中國卻沒有擺脫“制造大國,品牌小國”的尷尬境地。在 2014年,中國僅有一個品牌進入了全球百佳品牌榜,且排名還比較靠后(Interbrand,2014)。為了彌補品牌短板,降低銷售價格就成為中國企業(yè)最現(xiàn)實的選擇。但是,價格是產(chǎn)品的質量線索(Ding,Ross,&Rao,2010)。消費者往往將低價的產(chǎn)品等同于低質的產(chǎn)品,不愿意購買。很明顯,低價策略是一個“費錢不討好”的辦法。這仿佛構成了一個惡性循環(huán)的矛盾體。為了克服“品牌小”的弱勢,中國企業(yè)采取降低價格的策略。然而,低價策略卻讓企業(yè)“坐實”了“品牌差勁,質量低下”的罪名。因此,那些處于弱勢品牌地位的中國企業(yè)有必要采取新的競爭策略。

在很多情況下,消費者已經(jīng)決定購買某類產(chǎn)品,但是尚未確定選擇哪一品牌。此時,如何做出品牌選擇決策就成為消費者完成購買活動的重要任務。更具體地,在沒有產(chǎn)品使用經(jīng)歷的情況下,消費者如何進行品牌選擇決策呢？研究表明,商品質量是消費者進行品牌選擇決策的重要依據(jù),消費者需要利用各種信息和線索來判斷商品的質量(Miyazaki,Grewal,&Goodstein,2005;Rao &Monroe,1989)。這些信息可以分為兩種不同來源的信息：先驗知識和即時獲取的信息(Bettman &Park,1980)。先驗知識是儲存在記憶系統(tǒng)里、與產(chǎn)品或品牌相關的信息(Brucks,1985),比如品牌強度等;即時獲取的信息是指消費者在決策現(xiàn)場獲取的、與產(chǎn)品或品牌相關的信息,比如商品陳列方式等。通常地,消費者認為強勢品牌的產(chǎn)品具有較好的質量,而弱勢品牌產(chǎn)品的質量則較差(Rubinson,1979;Fetscherin,2010)。因此,消費者往往愿意購買強勢品牌的產(chǎn)品,即使需要支付更高的價格。那么,在消費者進行初次購買的時候,弱勢品牌企業(yè)是否可以利用消費者即時獲取的信息(商品陳列方式)來消除先驗品牌知識(品牌強度)的負面影響呢？

在零售環(huán)境下,商品陳列(Product Assortment)是影響消費者購物行為的重要因素之一(Chernev,2011;Bezawada &Pauwels,2013;Fisher &Vaidyanathan,2014)。商品陳列是指某類商品的集合(Sela,Berger,&Liu,2009)。在以往的研究中,大量學者探究了商品陳列數(shù)量對消費者是否購買及購買數(shù)量的影響,但是只有少量學者研究了商品陳列數(shù)量對消費者品牌選擇決策的影響。近年來,學者們越來越多地關注商品陳列方式對消費者購買行為的影響(Poynor&Wood,2010;Piris,2013;Lamberton &Diehl,2013)。但是,在這些研究中,尚未有學者研究商品陳列方式對消費者品牌選擇決策的影響作用。本文將聚焦于(1)商品陳列方式是否及如何影響消費者的品牌選擇決策,以及(2)先驗品牌知識(品牌強度)是否調節(jié)這一因果關系。在理論上,本文能夠豐富和擴展學者們對商品陳列的研究。在實踐上,對諸多處于弱勢品牌地位的中國企業(yè)來說,本文的研究結論也具有重要的實踐指導意義。

2 文獻回顧與研究假設

2.1 相關的文獻回顧

Lancaster (1990)提出,提供較多的商品選項總是優(yōu)于提供較少的商品選擇項——更多的選擇可以滿足不同消費者的選擇要求。然而,這一結論卻受到了學者們的質疑。Kahn和Lehmann (1991)認為,在一次購買過程中,消費者需要完成兩個階段的任務：首先是選擇商品陳列的貨架,然后就是從所選的貨架上選擇最終所購買的產(chǎn)品。在第一個階段,相比選項較少的商品陳列,選項較多的商品陳列能夠增加消費者找到滿意產(chǎn)品的可能性(Schwartz et al.,2002),為追求多樣化選擇的消費者提供了便利(van Trijp,Hoyer,&Inman,1996;Kahn &Wansink,2004)。不僅如此,較多的商品選擇數(shù)量還能夠增加消費者對最終購買選擇的控制程度和信心(Inesi,Botti,Dubois,Rucker,&Galinsky,2011)。另外,商品陳列數(shù)量也顯著地影響了消費者的品牌選擇決策(Gourville&Soman,2005;Berger,Draganska,&Simonson,2007)。

但是,在第二個階段,較多的商品選擇數(shù)量可能造成商品選項過多(Scheibehenne,Greifeneder,&Todd,2010),大大增加了消費者比較和選擇最終產(chǎn)品的難度(Iyengar &Lepper,2000;Chernev,2006)。并且,較大的商品陳列也能夠提升消費者對尋找滿意產(chǎn)品的期望值(Diehl &Poynor,2010;Kuksov &Villas-Boas,2010)。這有可能降低消費者的購物滿意度、導致較多的后悔(Malhotra,1982;Carmon,Wertenbroch,&Zeelenberg,2003),甚至導致延遲購買(Iyengar,Huberman,&Jiang,2004)?？梢?增加商品陳列的數(shù)量是一把“雙刃劍”：在滿足消費者多樣化需求的同時,也增加了消費者的選擇難度。在此情況下,學者們開始尋求如何利用優(yōu)化商品陳列方式的策略來克服增加商品陳列數(shù)量的負面效應。

商品陳列方式是指零售商以何種組織方式向消費者展示商品。總的來說,相較于雜亂無序的商品陳列,有規(guī)律的商品陳列能夠降低消費者的搜索成本和選擇難度(Diehl,Kornish,&Lynch Jr,2003;Diehl,2005;Mogilner,Rudnick,&Iyengar,2008)。進一步的研究表明,不同陳列方式對消費者購物行為有不同的影響作用?；诶娴纳唐逢惲蟹绞绞且环N以消費者為中心的陳列方式,能夠清晰地表達企業(yè)的產(chǎn)品定位(Haley,1968;Poynor &Wood,2010;Viswanathan &Childers,1999);而基于屬性的商品陳列方式是一種以產(chǎn)品為中心的陳列方式,有助于消費者根據(jù)屬性偏好的優(yōu)先順序選擇商品(Kahn &Wansink,2004;Mogilner et al.,2008),降低商品相似性感知(Lamberton &Diehl,2013),降低選擇決策難度、提升購買滿意度(Huffman &Kahn,1998)。可見,零售商如何根據(jù)消費者和產(chǎn)品的特征而選擇合適的商品陳列方式是一個需要引起足夠關注的問題(Kahn et al.,2014)。

盡管學者們對商品陳列的影響作用進行了大量的研究,但是尚未有學者研究商品陳列方式對消費者品牌選擇決策的影響。在本文中,商品陳列方式包括兩種：基于屬性和基于利益的商品陳列方式。商品屬性是指有形的產(chǎn)品特點(比如,產(chǎn)品的外形、氣味、成分等),而商品利益是指產(chǎn)品的功能、功效(比如,市面上的牙膏有美白、防蛀、防過敏等類型)?；趯傩缘纳唐逢惲蟹绞绞侵噶闶凵桃云鋵傩宰鳛榉纸M依據(jù),將商品進行陳列和展示;而基于利益的商品陳列方式是指零售商以其利益作為分組依據(jù),將商品進行陳列和展示(Lamberton &Diehl,2013)。本文將研究商品陳列方式對消費者品牌選擇決策的影響作用。并且,結合中國自主品牌追趕外國強勢品牌的現(xiàn)實,本文還將引入先驗品牌知識(品牌強度)作為調節(jié)變量,研究品牌強度對商品陳列方式和消費者品牌選擇決策之間因果關系的調節(jié)作用。

2.2 商品陳列方式影響多樣性感知

商品多樣性是指零售商或者品牌制造商提供的商品數(shù)量,而多樣性感知是消費者對商品數(shù)量進行信息處理后的認知結果。消費者的多樣性感知不僅受到商品實際數(shù)量的影響,也受到商品陳列方式的影響(Kahn &Wansink,2004)。本文認為,相比于基于利益的陳列方式,基于屬性的陳列方式能夠提升消費者的多樣性感知。這是因為兩種不同的商品陳列方式能夠影響消費者處理信息的解釋水平,而解釋水平的變化能夠引起消費者之間多樣性感知差異。

解釋水平理論認為：①人們對事物的心理距離有遠近之分,心理距離影響著人們的解釋水平;②解釋水平的變化影響人們對事物的認知和決策(Trope &Liberman,2010)。心理距離是人們以自我為中心,對自我與外界事物之間距離遠近的心理表征狀態(tài)。心理距離受到時間距離、空間距離、社會距離和可能性等因素影響(Trope &Liberman,2011)。當心理距離較遠之時,人們使用本質的、核心的、抽象的特征來表征事物,即高解釋水平;反之,則使用次要的、具體的特征來表征事物,即低解釋水平(Shapira,Liberman,Trope,&Rim,2012)。

基于利益的陳列方式強調了商品的利益,而基于屬性的陳列方式則突出了商品的具體屬性。在“手段——目的鏈”中,利益體現(xiàn)了事物的最終目的,而屬性則是實現(xiàn)最終目的的手段(Gutman,1982)。研究表明,在處理與目的相關的信息之時,人們將處于較高的解釋水平;而在處理與手段相關的信息之時,人們將處于較低的解釋水平(Danziger,Montal,&Barkan,2012)。因此,在瀏覽基于利益陳列方式的貨架或菜單之時,消費者是在處理與目的相關的信息,因而將處于較高的解釋水平;而在瀏覽基于屬性陳列方式的貨架或菜單之時,消費者是在處理與手段相關的信息,因而將處于較低的解釋水平。更進一步地,當處于較高的解釋水平之時,人們將更多地關注事物之間的相似性,因而相似性感知較高;當處于較低的解釋水平之時,人們將更多地關注事物之間的差異性,因而相似性感知較低(Xu,Jiang,&Dhar,2013;Goodman &Malkoc,2012;McCrea,Wieber,&Myers,2012)。

因此,商品陳列方式影響了消費者的解釋水平,而解釋水平的變化導致了消費者之間的商品相似性感知差異。研究表明,商品間相似性感知能夠顯著地影響消費者的商品多樣性感知。在商品相似性感知越高的情況下,消費者的商品多樣性感知就越低(van Herpen &Pieters,2002,2007;van Ryzin &Mahajan,1999)。因此,由于解釋水平差異,消費者的商品多樣性感知存在顯著的差異。具體地,當處于較高的解釋水平之時,消費者更多地關注商品間的相似性,因而商品多樣性感知較低;處于較低的解釋水平之時,消費者更多地關注商品間的差異性,因而商品多樣性感知較高。據(jù)此分析,本文提出如下研究假設。

假設 1：相比基于利益的陳列方式,基于屬性的陳列方式提升了消費者的多樣性感知。

2.3 商品陳列方式影響品牌選擇決策——連續(xù)中介機制

在沒有直接使用經(jīng)歷的情況下,消費者無法直接判斷商品的質量。此時,消費者需要依賴某些間接線索(比如,價格、品牌形象、制造商聲譽等)來進行質量判斷(Mayzlin,2006;Purohit &Srivastava,2001)。商品多樣性也是消費者判斷產(chǎn)品質量的線索之一(Berger et al.,2007)。首先,為了在同一產(chǎn)品品類里提供多樣化的產(chǎn)品,品牌制造商需要花費更多的設計、生產(chǎn)和運營成本(Bordley,2003)。然而,成本越高,在失敗后制造商需要承擔的損失也越大。消費者據(jù)此推斷,為了避免失敗,企業(yè)必須推出較高質量的產(chǎn)品來吸引消費者(Liao,Chen,&Wu,2008)。其次,為了在同一產(chǎn)品品類里推出多樣化的產(chǎn)品,品牌制造商必須比競爭對手掌握更詳細的市場細分知識和消費者需求的細節(jié)特征(Joshi,Reibstein,&Zhang,2013),并且必須具備滿足多樣化需求的技術能力(Fernhaber &Patel,2012)。因此,當某品牌能夠提供多樣化的同品類產(chǎn)品之時,消費者以此為線索推斷該企業(yè)擁有生產(chǎn)此類產(chǎn)品的核心技術能力,能夠生產(chǎn)出高質量的產(chǎn)品(Prahalad &Hamel,1990;Wood &Lynch Jr,2002)。

在本研究中,盡管沒有增加商品的實際數(shù)量,但是商品陳列方式能夠顯著地改變消費者的商品多樣性感知(假設 1)。商品多樣性感知的提升能夠正向影響消費者的產(chǎn)品質量感知。在產(chǎn)品質量感知越高的情況下,消費者的品牌評價和選擇意愿也會越高(Erdem,Keane,&Sun,2008)。因此,本文有必要構建一個連續(xù)中介模型(Sequential Mediation Model,SMM)來解釋商品陳列方式對品牌選擇決策的影響作用。連續(xù)中介模型的影響路徑是商品陳列方式→多樣性感知→質量感知→品牌評價和選擇意愿?；谝陨戏治?本文提出如下假設。

假設 2：相比基于利益的陳列方式,基于屬性的陳列方式提升了消費者的產(chǎn)品多樣性感知和產(chǎn)品質量感知,進而提升了消費者的品牌評價和選擇意愿。

2.4 先驗品牌知識的調節(jié)作用

品牌強度是消費者對品牌屬性和特征的認知(Miyazaki et al.,2005),以及由此產(chǎn)生的品牌選擇偏好(Page &Herr,2002)。消費者往往將市場上的競爭品牌簡單地劃分為強勢品牌和弱勢品牌。相較于弱勢品牌,消費者對強勢品牌的評價和選擇意愿更高(Woodside &Walser,2007;Hoeffler &Keller,2003)。假設1和假設2探討了商品陳列方式對品牌選擇決策的影響。那么,先驗品牌知識是否能夠調節(jié)商品陳列方式與品牌選擇決策之間的因果關系？

在進行初次購買之時,先驗品牌知識是消費者進行產(chǎn)品質量判斷的重要依據(jù)(Keller,2003;Dodds &Monroe,1985)。但是,對消費者來說,強勢和弱勢的品牌先驗知識對產(chǎn)品質量的診斷能力(Diagnosticity)卻存在顯著的差異(Nam,Wang,&Lee,2012;Feldman &Lynch Jr,1988)。具體地,相比于弱勢品牌,強勢品牌能夠顯著地提升消費者的產(chǎn)品質量感知(Miyazaki et al.,2005),降低消費者的質量感知風險(Chen &He,2003)。并且,強勢品牌還能提升消費者對產(chǎn)品質量判斷的自信程度(Wood &Lynch Jr,2002)。因此,在已經(jīng)擁有較強診斷能力的信息之后,消費者將顯著地減少搜索和獲取額外產(chǎn)品信息的努力和行為(Wood &Lynch Jr,2002;Simonson,Huber,&Payne,1988;Srull,1983)。這是因為消費者不想再付出多余的認知努力(Garbarino &Edell,1997),并且也不愿意獲知可能否定已有判斷的信息(Alba &Hutchinson,2000)。因此,由于強勢品牌能夠有效地幫助消費者做出產(chǎn)品質量判斷,因而消費者將顯著地減少其搜索和獲取其他產(chǎn)品信息的動機和行為;然而,對于弱勢品牌來說,消費者不能完全依靠先驗品牌知識做出可信的產(chǎn)品質量判斷,因而還需要搜索和獲取更多的產(chǎn)品信息。

也就是,對于強勢品牌的產(chǎn)品來說,商品陳列方式不會影響消費者的產(chǎn)品質量判斷;但是,對于弱勢品牌的產(chǎn)品來說,商品陳列方式將對消費者的產(chǎn)品質量判斷產(chǎn)生重要的影響?；谝陨戏治?本文認為,先驗品牌信息能夠顯著地調節(jié)商品陳列方式與品牌選擇決策之間的因果關系。具體地,在弱勢品牌條件下,相較于基于利益的陳列方式,基于屬性的陳列方式能夠增強消費者的產(chǎn)品質量感知,進而影響消費者的品牌選擇決策;但是,在強勢品牌的先驗知識條件下,商品陳列方式的變化不會影響消費者對產(chǎn)品質量的感知,因而也不能影響消費者的品牌選擇決策。據(jù)此,本文提出如下假設。

假設 3：在弱勢品牌的條件下,相比基于利益的陳列方式,基于屬性的陳列方式能夠顯著地提升消費者的品牌評價和選擇意愿;而在強勢品牌的條件下,商品陳列方式對品牌評價和選擇意愿的影響效應不再顯著。

接下來,本文將運用行為實驗法來檢驗研究假設,一共涉及3個實證研究。以品牌為分析單位,研究1驗證了商品陳列方式對商品多樣性感知的影響(假設1)。研究1是鏈式實驗設計,包含了3個實驗。在此基礎上,研究2驗證了商品陳列方式對消費者品牌選擇決策的影響作用,并利用連續(xù)中介模型驗證了作用機制(假設 2)。研究 3則驗證了先驗品牌知識(品牌強度)對假設2的調節(jié)作用(假設3)。本文的理論框架如圖1所示。

圖1 理論框架

3 實證研究

3.1 研究1：商品陳列方式對商品多樣性感知的影響

研究1的目的是建立商品陳列方式與多樣性感知之間的因果關系,并檢驗解釋水平的中介作用。解釋水平是人們處理信息的心理過程或狀態(tài),而不是一個可被測量的心理變量。遵循Spencer,Zanna和 Fong (2005)的建議,研究 1采用鏈式實驗設計(Chain-of-Experiments)。實驗1a建立了商品陳列方式與多樣性感知之間的因果關系;而實驗 1b和 1c是鏈式實驗設計,檢驗了解釋水平的中介作用。按照鏈式實驗的原理,實驗 1b檢驗了商品陳列方式對解釋水平的影響作用,而實驗 1c則操控了解釋水平,以檢驗其對商品多樣性感知的影響作用。

3.1.1 實驗1a：商品陳列方式對商品多樣性感知的影響

(一)實驗設計

實驗 1a采用單因素(陳列方式：屬性與利益)組間設計。

(1)實驗刺激物

參考 Lamberton和 Diehl (2013)的實驗 2b,研究1的3個實驗選擇了茶葉作為實驗的產(chǎn)品類型。20種茶葉分別按照基于屬性和基于利益的方式進行陳列,并制作成某品牌茶葉的產(chǎn)品目錄?；趯傩缘年惲蟹绞桨ňG茶、紅茶、烏龍茶和花茶等四大類,而基于利益的陳列方式則包括激發(fā)能量、心血管保健、減肥瘦身和舒緩壓力等四大類。每一類都包含5種具體的茶葉。除此之外,實驗刺激物還包括適量的文字說明材料,用來簡要地介紹該品牌的情況和茶葉知識。品牌是虛擬的,以避免品牌熟悉度對實驗結果的影響。前測實驗表明,在不同商品陳列方式的條件下,被試完成產(chǎn)品選擇任務的難度沒有差異。

(2)實驗過程

被試是來自中國中部某高校的本科生。實驗采用課堂實驗的方式進行。被試被告知參加某品牌茶葉的產(chǎn)品測試。兩個組別的實驗材料被隨機分發(fā)給被試。實驗開始后,實驗員要求被試詳細閱讀實驗材料的第一和第二頁,包括某品牌茶葉的文字說明材料和產(chǎn)品陳列的展示圖片。5分鐘后,實驗員提示被試轉至實驗材料的第三頁,完成產(chǎn)品選擇的任務。實驗1a要求被試想象其在茶館喝茶,并從茶葉目錄中選擇其偏好的一款茶葉。完成產(chǎn)品選擇任務之后,被試需要完成相關變量的測量。所有被試需要獨立完成實驗任務。

(3)變量測量

因變量。商品多樣性感知的測量采用Kahn和Wansink (2004)的量表,采用 9分利克特量表設計(“1”=非常不同意,“9”=非常同意),包括“XX(品牌名)的產(chǎn)品為我提供了多樣化的選擇”、“我比較容易地挑選出自己喜歡的一款茶葉”、“在完成選擇任務之時,我感覺有較多的可選產(chǎn)品”和“XX 的產(chǎn)品為我提供了較多的選擇余地”等4個測項。

控制變量。為了控制干擾因素對實驗結果的影響,實驗 1a測量了產(chǎn)品選擇的任務難度和被試的茶葉產(chǎn)品知識。任務難度采用 Menon和 Raghubir(2003)的量表,測量方式與因變量一致。任務難度量表包括“我感覺完成產(chǎn)品選擇的任務是困難”、“我感覺完成產(chǎn)品選擇的任務需要耗費精力”、“我感覺完成產(chǎn)品選擇的任務需要進行較多的思考”和“我感覺完成產(chǎn)品選擇的任務需要花費了較長的時間”等 4個測項。產(chǎn)品知識的測量采用 Aaker和Williams (1998)的方法(“1”=非常不了解,“9”=非常了解)。被試還需報告性別和年齡等信息。

(二)結果與討論

實驗 1a共回收有效問卷 74份,其中男性 23人占 31.1%,女性 51人占 68.9%,平均年齡 21.16歲,最小的被試18歲,最大的被試24歲。

首先,檢驗控制變量的差異程度。基于屬性陳列方式組的任務難度(α=0.86) (

M

=4.95,

SD

=1.03,

n

=37)與基于利益陳列方式組的任務難度(

M

=5.20,

SD

=1.12,

n

=37)之間沒有顯著差異,

F

(1,73)=0.95,

p

>0.1,

Cohen's d

=0.23。在兩個組別中,被試的產(chǎn)品知識也不存在顯著差異(

M

=6.73,

SD

=0.93;

M

=6.95,

SD

=0.78),

F

(1,73)=1.17,

p

>0.1,

Cohen's d

=0.26。然后,檢驗商品陳列方式對多樣性感知的影響。實驗1a將多樣性感知(α=0.93)進行單因素(商品陳列方式)ANOVA分析。結果顯示,基于屬性陳列方式組的多樣性感知(

M

=7.43,

SD

=0.93)顯著地大于基于利益陳列方式組的多樣性感知(

M

=6.60,

SD

=0.98),

F

(1,73)=13.93,

p

<0.001,

Cohen's d

=0.87。多樣性感知對人口統(tǒng)計信息進行單因素ANOVA分析,沒有發(fā)現(xiàn)性別和年齡對被試多樣性感知的顯著影響。

實驗 1a的結果表明,商品陳列方式顯著地影響了被試的多樣性感知,能夠較好地支持假設 1。實驗 1a還排除了任務難度和產(chǎn)品知識的替代性解釋。但是,實驗1a沒有研究解釋水平的中介作用。假設1和假設2的推導都是建立在解釋水平理論的基礎之上。因此,本文有必要檢驗解釋水平的中間機制是否成立。

3.1.2 實驗 1b：商品陳列方式對消費者解釋水平的作用

(一)實驗設計

實驗 1b采用單因素(陳列方式：屬性與利益)組間設計。實驗 1b所用的刺激物和實驗過程與實驗1a完全一致。變量測量有變化。

因變量。實驗 1b將被試的事件主觀可能性判斷作為因變量。具體事件參考和改編自Wakslak和Trope (2009)的研究,采用 9 分利克特量表設計(“1”=非常不可能,“9”=非常可能)。具體事件包括“(1)小王準備周末去XX (地名)拜訪一位朋友”、“(2)小周準備給自己買一雙新鞋子”、“(3)小劉參加學校英語角的口語練習”、“(4)小張打開電子郵箱后收到垃圾郵件”和“(5)走進一個彩票售賣點后,小楊購買彩票”等5個事件。

控制變量。為了控制干擾因素對實驗結果的影響,實驗1b測量了任務難度和產(chǎn)品知識,測量方法與實驗1a一致。被試還需報告性別和年齡等信息。

(二)結果與討論

被試是來自中國中部某高校的本科生。實驗1b共回收有效問卷66份,其中男性27人占40.9%,女性39人占59.0%,平均年齡19.11歲,最小的被試18歲,最大的被試21歲。

首先,檢驗控制變量的差異程度?；趯傩躁惲蟹绞浇M的任務難度(α=0.81) (

M

=4.69,

SD

=1.25,

n

=34)與基于利益陳列方式組的任務難度(

M

=5.00,

SD

=1.24,

n

=32)之間沒有顯著差異,

F

(1,65)=1.07,

p

>0.1,

Cohen's d

=0.25。在兩個組別中,被試的產(chǎn)品知識也不存在顯著差異(

M

=6.85,

SD

=0.86;

M

=6.59,

SD

=0.88),

F

(1,65)=1.17,

p

>0.1,

Cohen's d

=0.30。

然后,檢驗商品陳列方式對主觀可能性判斷的影響。參考Wakslak和Trope (2009)的處理方法,實驗 1b分別將被試對每個事件的主觀可能性判斷進行單因素(商品陳列方式)ANOVA分析(具體結果見表1)。結果顯示,受商品陳列方式的影響,兩個組別的被試對事件1、2、4和5的主觀可能性判斷存在顯著差異,并且有3個效應量大于0.5,另外一個效應量比0.5略小。盡管兩個組別的被試對事件4的主觀可能性判斷值不存在顯著差異,但還是保持了與其他4個事件相同的差異方向。實驗1b還將所有事件主觀可能性的均值進行了單因素ANOVA分析,結果也具備較理想的顯著性和效應量。最后,實驗 1b將被試的主觀可能性判斷對人口統(tǒng)計信息進行單因素ANOVA分析,發(fā)現(xiàn)性別和年齡對因變量沒有顯著影響。實驗1b證實,不同的商品陳列方式顯著地影響了被試的主觀可能性判斷。根據(jù)Wakslak,Trope,Liberman和 Alony (2006)的研究,當對事件的可能性判斷較高之時,被試將處于低解釋水平狀態(tài);反之,被試將處于高解釋水平狀態(tài)。因此,基于屬性的陳列方式能夠激發(fā)消費者較低的解釋水平,而基于利益的陳列方式則能夠激發(fā)消費者較高的解釋水平。

表1 商品陳列方式對被試主觀可能性判斷的影響效應

3.1.3 實驗1c：解釋水平對多樣性感知的影響

(一)實驗設計

實驗1c采用單因素(解釋水平：高與低)組間設計。

實驗1c將實驗1a中基于利益排列的實驗材料去除了分組信息,并制作成某品牌的產(chǎn)品目錄。品牌是虛擬的,以避免品牌熟悉度對實驗結果的影響。實驗 1c利用人際間的熟悉程度來操控社會距離(Liviatan,Trope,&Liberman,2008),以此激發(fā)被試間不同的解釋水平。實驗 1c要求被試想象其和一個朋友在茶館喝茶的情景,并需要替朋友做出茶葉品種的選擇決策。在近社會距離的組別,實驗1c要求被試為自己的某個親密朋友做選擇決策;在遠社會距離的組別,實驗 1c要求被試為自己的某個一般朋友做選擇決策。實驗1c的過程與實驗1a完全一致。變量測量有變化。

實驗 1c的因變量是多樣性感知,測量方法與實驗1a一致。自變量是解釋水平,測量方法與實驗1b的因變量一致?？刂谱兞堪ㄈ蝿丈嫒攵群彤a(chǎn)品知識。產(chǎn)品知識的測量方法與實驗 1a一致。任務涉入度的測量參考 Raju,Unnava和 Montgomery(2009)的量表,采用 9 分利克特量表設計(“1”=非常不同意,“9”=非常同意),具體包括“在替朋友完成選擇決策之時,我的態(tài)度很認真”、“在替朋友完成選擇決策之時,我的注意力很集中”、“在替朋友完成選擇決策之時,我的精力很專注”和“在替朋友完成選擇決策之時,我考慮了實驗材料中的所有信息”等4個測項。被試還需要報告性別和年齡等信息。

(二)結果與討論

被試是來自中國中部某高校的本科生。實驗1c共回收有效問卷76份,其中男性31人占40.8%,女性45人占59.2%,平均年齡21.18歲,最小的被試19歲,最大的被試23歲。

首先,檢驗控制變量的差異程度。近社會距離組的任務涉入度(α=0.89) (

M

=6.13,

SD

=1.05)與遠社會距離組的任務涉入度(

M

=5.88,

SD

=1.10)之間沒有顯著差異,

F

(1,75)=0.97,

p

>0.1,

Cohen's d

=0.23。在兩個組別中,被試的產(chǎn)品知識也不存在顯著差異(

M

=6.95,

SD

=1.10;

M

=6.72,

SD

=1.12),

F

(1,75)=0.80,

p

>0.1,

Cohen's d

=0.21。

然后,操控檢驗。實驗1c利用社會距離來操控被試的解釋水平。按照實驗 1b的處理方法,實驗1c分別將被試的事件主觀可能性判斷進行了單因素ANOVA分析(具體結果見表2)。結果顯示,近社會距離組被試的主觀可能性判斷顯著地大于遠社會距離組被試的主觀可能性判斷。操控檢驗表明,實驗1c對解釋水平的操控符合實驗要求。

表2 解釋水平的操控檢驗結果

最后,檢驗解釋水平對多樣性感知的影響。實驗 1c將多樣性感知(α=0.84)進行單因素(解釋水平)ANOVA分析。結果顯示,低解釋水平組的多樣性感知(

M

=6.68,

SD

=0.91)顯著地大于高解釋水平組的多樣性感知(

M

=6.08,

SD

=0.99),

F

(1,75)=7.53,

p

<0.001,

Cohen's d

=0.63。多樣性感知對人口變量信息進行了單因素ANOVA分析,沒有發(fā)現(xiàn)其對因變量的顯著影響。因此,實驗1c驗證了消費者的解釋水平顯著地影響了多樣性感知。

3.1.4 研究1小結

研究1進行了3個實驗。實驗1a通過對商品陳列方式的操控,研究了其對多樣性感知的影響效應。在此基礎上,實驗1b和1c分別對解釋水平進行了測量和操控,檢驗了解釋水平的中介作用。3個實驗的結果顯示,商品陳列方式能夠顯著地影響消費者的多樣性感知——相較于基于利益的陳列方式,基于屬性的陳列方式顯著地提升了消費者的商品多樣性感知。原因就在于不同的商品陳列方式激發(fā)了消費者之間的不同解釋水平。因此,假設 1得證。

3.2 研究2：商品陳列方式對品牌選擇決策的影響

3.2.1 實驗設計

研究2的目的在于驗證商品陳列方式對消費者品牌選擇決策的影響作用。研究 2采用單因素(陳列方式：屬性與利益)組間設計。具體品牌是虛擬的。研究2的實驗刺激物和實驗過程與實驗1a完全一致。變量測量有變化。

因變量。研究2將消費者的品牌評價和選擇意愿作為因變量。品牌評價的測量參考 Aggarwal(2004)的量表,采用 9 分利克特量表設計(“1”=非常不同意,“9”=非常同意),具體包括“XX 是一個惹人喜愛的品牌”、“我很喜歡XX這一品牌”和“XX是一個有吸引力的品牌”等 3個測項。品牌選擇意愿的測量參考 Berens,van Riel和 van Bruggen(2005)的量表,采用 9 分利克特量表設計(“1”=非常不愿意,“9”=非常愿意),具體包括“如果您想要購買茶葉,您愿意購買 XX茶葉嗎？”、“您愿意向身邊朋友推薦 XX茶葉嗎？”和“在本地上市后,您愿意考慮購買 XX茶葉嗎？”等 3個測項。研究 2還需要測量消費者的質量感知和多樣性感知。質量感知的測量參考 Miyazaki等(2005)的量表,采用 9分利克特量表設計(“1”=非常不同意,“9”=非常同意),具體包括“XX 茶葉是高品質的產(chǎn)品”、“XX茶葉的質量是沒有問題的”、“XX茶葉是安全放心的產(chǎn)品”和“在我看來,XX茶葉是高質量的”等4個測項。多樣性感知的測量方法與實驗1a一致。

控制變量。為了控制干擾因素對實驗結果的影響,實驗 1b測量了任務難度和產(chǎn)品知識,測量方法與實驗1a一致。被試還需要報告性別和年齡等信息。

3.2.2 結果與討論

被試是來自中國中部某高校的本科生。研究2一共回收有效問卷100份,其中男性33人占33%,女性67人占67%,平均年齡20.24歲,最小的被試19歲,最大的被試23歲。

(1)檢驗控制變量的差異程度?；趯傩躁惲蟹绞浇M的任務難度(α=0.79) (

M

=5.54,

SD

=1.16,

n

=48)與基于利益陳列方式組的任務難度(

M

=5.84,

SD

=1.24,

n

=52)之間沒有顯著差異,

F

(1,99)=1.55,

p

>0.1,

Cohen's d

=0.25。在兩個實驗組別中,被試的產(chǎn)品知識也不存在顯著差異(

M

=6.71,

SD

=0.99;

M

=6.37,

SD

=1.27),

F

(1,99)=2.25,

p

>0.1,

Cohen's d

=0.30。(2)檢驗商品陳列方式對品牌選擇決策的影響效應。研究2將品牌評價(α=0.81)和選擇意愿(α=0.82)進行單因素(商品陳列方式)MANOVA 分析。結果顯示,基于屬性陳列方式組的品牌評價(

M

=6.18,

SD

=0.88,

n

=48)顯著地大于基于利益陳列方式組的品牌評價(

M

=5.80,

SD

=0.80,

n

=52),

F

(1,99)=5.14,

p

<0.05,

Cohen's d

=0.45?；趯傩躁惲蟹绞浇M的品牌選擇意愿(

M

=5.90,

SD

=0.90)也顯著地大于基于利益陳列方式組的品牌選擇意愿(

M

=5.39,

SD

=0.71),

F

(1,99)=10.06,

p

<0.001,

Cohen's d

=0.63。品牌評價和選擇意愿對人口變量信息進行單因素MANOVA分析,沒有發(fā)現(xiàn)性別和年齡對因變量的顯著影響。實驗結果具備較理想的顯著度和效應量,能夠支持假設2的觀點。也就是,相較于基于利益的陳列方式,基于屬性的陳列方式能夠顯著地提升消費者的品牌評價和選擇意愿。

(3)連續(xù)中介作用檢驗。連續(xù)中介作用的檢驗分兩步進行,首先檢驗商品陳列方式對多樣性感知的影響,在此基礎上再檢驗多樣性感知和產(chǎn)品質量感知的連續(xù)中介作用。

首先,檢驗商品陳列方式對多樣性感知的影響。研究2將多樣性感知(α=0.83)進行單因素(商品陳列方式)ANOVA分析。結果顯示,基于屬性陳列方式組的多樣性感知(

M

=6.16,

SD

=0.81)顯著地大于基于利益陳列方式組的多樣性感知(

M

=5.44,

SD

=0.89),

F

(1,99)=17.92,

p

<0.001,

Cohen's d

=0.85。多樣性感知對人口變量信息進行單因素ANOVA分析,沒有發(fā)現(xiàn)性別和年齡對被試多樣性感知的顯著影響。研究2的結果能夠再一次支持假設1的觀點——商品陳列方式顯著地影響了消費者的多樣性感知。

然后,連續(xù)中介作用的檢驗。參考 Mazziotta,Mummendey和Wright (2011)以及Thompson和Ince(2013)的研究,研究2分別將品牌評價(模型a)和選擇意愿(模型 b)設為因變量,將商品陳列方式(虛擬變量：“0”=基于利益的陳列方式,“1”=基于屬性的陳列方式)設為自變量建立了連續(xù)中介模型(SMM),其中多樣性感知為第一中介變量,質量感知(α=0.87)為第二中介變量。按照Hayes,Preacher和Myers (2010)提出的bootstrap連續(xù)中介檢驗程序,研究2分別估計了兩個模型的回歸系數(shù)(見圖2)。

回歸結果顯示,商品陳列方式對品牌評價和選擇意愿的直接效應系數(shù)分別為0.22 (

SE

=0.17,

p

<0.05)和0.31 (

SE

=0.16,

p

<0.01)。但在加入連續(xù)中介變量后,商品陳列方式對品牌評價和選擇意愿的回歸系數(shù)不再顯著(分別為0.11,

SE

=0.11,

p

>0.1;0.16,

SE

=0.10,

p

>0.1)。在此基礎之上,研究2還檢驗了連續(xù)中介作用的整體顯著度。在模型 a中,連續(xù)中介的整體效應系數(shù)為0.1166,而95%的置信區(qū)間為(0.0080,0.2423),不包含零。在模型 b中,連續(xù)中介的整體效應系數(shù)為0.1454,而95%的置信區(qū)間為(0.0314,0.2693),也不包含零。由此可判斷,商品陳列方式顯著地影響了消費者的品牌評價和選擇意愿,而消費者的多樣性感知和質量感知在這一影響關系中起著顯著的連續(xù)中介作用。因此,假設2得證。

圖2 連續(xù)中介作用的檢驗（研究2）

3.2.3 研究2小結

研究2的結果支持了假設2的觀點。商品陳列方式顯著地影響了消費者的品牌評價和選擇意愿——基于屬性的陳列方式能夠顯著地提升消費者的品牌評價和選擇意愿。研究2構建了兩個連續(xù)中介模型來檢驗連續(xù)中介作用的存在。在商品陳列方式對品牌評價和選擇意愿的影響關系中,多樣性感知和產(chǎn)品質量感知起著顯著的連續(xù)中介作用。

3.3 研究3：商品陳列方式和先驗品牌知識的交互影響作用

研究 3的目的在于驗證先驗品牌知識(品牌強度)對商品陳列方式與品牌選擇決策之間因果關系的調節(jié)作用。研究 3不再使用茶葉作為實驗產(chǎn)品,而是選擇了羽毛球拍。前期調研發(fā)現(xiàn),羽毛球拍在高校學生群體中具備較高的產(chǎn)品熟悉度,屬于大學生比較熟悉的產(chǎn)品類別。實驗產(chǎn)品的變化有利于建立弱勢民族品牌與強勢外國品牌的實驗情景,也能證明本研究的結論可以推廣至不同的產(chǎn)品類別,具備較好的穩(wěn)健性。

3.3.1 實驗設計

研究3采用2(陳列方式：屬性與利益)×2(品牌強度：強勢與弱勢)雙因素組間設計。

(1)實驗刺激物

經(jīng)過前期市場調研,研究3選擇了市場上較常見的 5個國外品牌(尤尼克斯、川崎、威爾勝、奧利佛、索牌)和5個國內(nèi)品牌(李寧、勝利、凱勝、紅雙喜、狂神)作為候選品牌。34名高校學生參加了前測實驗。品牌強度量表參考和改編自 Goh,Chattaraman和Forsythe (2013)的研究。品牌強度量表采用9分利克特量表設計,一共包含兩個測項“1=弱勢品牌,9=強勢品牌”和“1=普通品牌,9=領導品牌”。結果顯示,國外品牌的品牌強度(

r

=0.93表示測項之間的相關系數(shù)。,

p

<0.001) (

M

=6.35,

SD

=1.20)顯著地高于國內(nèi)品牌的品牌強度(

M

=5.66,

SD

=1.11),

F

(1,339)=31.43,

p

<0.001,

Cohen's d

=0.60。在綜合考慮被試的品牌強度感知和市場知名度等因素之后,研究 3最終選擇了尤尼克斯和紅雙喜作為強勢和弱勢品牌名稱(

M

=6.88,

SD

=1.04;

M

=6.00,

SD

=0.92),

F

(1,67)=14.16,

p

<0.001,

Cohen's d

=0.90。

另外,研究 3根據(jù)品牌強度維度(Interbrand,2011)撰寫了品牌介紹資料,以避免在正式實驗中部分被試缺少對羽毛球拍品牌的了解。

在強勢品牌實驗組,被試將閱讀以下描述材料。

尤尼克斯是一家世界知名的羽毛球拍生產(chǎn)商。長期以來,尤尼克斯羽毛球拍暢銷世界各國,在羽毛球愛好群體中享有非常好的口碑。尤尼克斯一直牢牢控制著羽毛球拍市場的最大份額。隨著羽毛球愛好者的群體越來越大,羽毛球拍市場的競爭日益激烈。但是,尤尼克斯的市場領導地位從來沒有真正受到威脅。隨著對產(chǎn)品研發(fā)的持續(xù)投入,在未來尤尼克斯仍將保持其領導地位。

在弱勢品牌實驗組,被試將閱讀以下描述材料。

紅雙喜是一家國內(nèi)知名的體育器材生產(chǎn)商,多次成為世界乒乓球大賽的比賽器材贊助商。近年來,紅雙喜開始在羽毛球拍市場嶄露頭角。經(jīng)過不懈努力,紅雙喜逐漸擁有了一定的市場份額。然而,市場勢力仍然薄弱,影響力有限。隨著羽毛球愛好者的群體越來越大,羽毛球拍市場的競爭也日益激烈。紅雙喜必須加大投資,改進產(chǎn)品,才能擴大市場影響,獲取更大的市場份額。

兩段文字材料的長度完全一致。在文字材料之后,研究3還分別向被試呈現(xiàn)每個品牌的產(chǎn)品圖片,一共18張,采用無規(guī)律排列。最終的實驗刺激物由文字材料和產(chǎn)品圖片組成。最后,研究3還對實驗刺激物(品牌名稱和介紹材料)進行了前測實驗,16個被試參與。結果顯示,實驗刺激物能夠有效地操控被試的品牌強度感知(

r

=0.95,

p

<0.001) (

M

=7.19,

SD

=1.25;

M

=6.03,

SD

=0.92),

F

(1,31)=8.87,

p

<0.01,

Cohen's d

=1.06。

研究3還需要操控商品陳列方式。研究3將18種羽毛球拍按不同陳列方式向被試展示?；趯傩缘年惲蟹绞椒譃殇X合金、全碳素和鋁碳一體等3個類別,每類含有 6種產(chǎn)品;基于利益的陳列方式分為防守控制型、進攻劈殺型和攻防均衡型等3個類別,每類含有6種產(chǎn)品。所有產(chǎn)品都包括圖片和其他信息。研究3還撰寫了羽毛球拍的文字材料,具體包括羽毛球拍的基本知識和分類標準。前測顯示從兩種陳列方式中做出產(chǎn)品選擇決定的難度沒有差異。

(2)實驗過程

被試是來自中國中部某高校的本科生。實驗采用課堂實驗的方式進行。被試被告知參加某品牌羽毛球拍的產(chǎn)品測試。4個組別的實驗材料被隨機分發(fā)給被試。正式實驗開始后,被試首先需要詳細閱讀實驗材料的第一頁,主要是品牌強度的操控材料。3分鐘后,實驗員提示被試翻開第二頁,閱讀羽毛球拍的基本資料和分類標準。3分鐘之后,實驗員要求被試完成產(chǎn)品選擇任務。研究3要求被試想象體育課老師要求其購買一支羽毛球拍,以便上課和練習之用。緊接著,被試需要完成相關變量的測量。所有被試需要獨立完成實驗任務。

(3)變量的測量

因變量。研究3的因變量包括品牌評價、品牌選擇意愿、產(chǎn)品質量感知和多樣性感知,測量方法和研究2一致。

自變量。研究3需要測量被試的品牌強度感知,測量方法與研究3的前測實驗一致。

控制變量。研究3的控制變量有產(chǎn)品知識、選擇任務難度和民族中心主義傾向。產(chǎn)品知識和任務難度的測量方法與實驗 1a一致。民族中心主義傾向是指消費者認同和選擇本國產(chǎn)品、抗拒外國產(chǎn)品的心理傾向(Shimp &Sharma,1987)。量表參考自Shimp和 Sharma的研究,題項的中文翻譯選自王海忠(2003)的研究。Shimp和Sharma的原始量表包括 17個測項。為避免問卷過于繁冗而影響實驗結果,研究3只選擇了其中的6個測項。選擇標準是在中國樣本中,可靠性系數(shù)大于0.7的測項(王海忠,2003)。消費者民族中心主義傾向測量采用 9分利克特量表設計(“1”=非常不同意,“9”=非常同意),具體包括“一個真正的中國人就應該經(jīng)常購買中國產(chǎn)品”、“我們應該購買中國生產(chǎn)的產(chǎn)品,不要讓別的國家從我們這里把錢賺走”、“我們最好購買中國貨”、“除非萬不得已,我們應該盡量少地考慮購買外國產(chǎn)品”、“購買國產(chǎn)貨會花費更多的錢,但我寧可主張購買國產(chǎn)貨”和“我們應該對外國貨苛以重稅,以減少它們進入中國市場”。最后,被試還報告是否使用過實驗所涉品牌的產(chǎn)品、年齡和性別等信息。

3.3.2 結果與討論

研究 3剔除了那些擁有品牌使用經(jīng)歷的樣本,共回收有效問卷139份,其中男性59人占42.44%,女性80人占57.55%,平均年齡20.55歲,最小的被試19歲,最大的被試23歲。

(1)檢驗控制變量的差異程度。首先,任務難度?；趯傩躁惲蟹绞浇M的任務難度(α=0.84) (

M

=6.31,

SD

=1.52,

n

=67)與基于利益陳列方式組的任務難度(

M

=6.11,

SD

=1.36,

n

=72)之間沒有顯著差異,

F

(1,138)=0.67,

p

>0.1,

Cohen's d

=0.14。品牌強度組別對任務難度也不存在主效應(

M

=6.15,

SD

=1.43;

M

=6.25,

SD

=1.46),

F

(1,138)=0.17,

p

>0.1,

Cohen's d

=0.07。二者對任務難度亦不存在交互影響效應,

F

(1,138)=1.19,

p

>0.1,偏η=0.01。由此,在研究3中,任務難度不會對實驗結果產(chǎn)生顯著的影響。其次,產(chǎn)品知識?；趯傩躁惲蟹绞浇M的產(chǎn)品知識(

M

=6.19,

SD

=1.65,

n

=67)與基于利益陳列方式組的產(chǎn)品知識(

M

=6.60,

SD

=1.48,

n

=72)之間沒有顯著差異,

F

(1,138)=2.30,

p

>0.1,

Cohen's d

=0.30。品牌強度組別對產(chǎn)品知識也不存在主效應(

M

=6.54,

SD

=1.78;

M

=6.24,

SD

=1.34),

F

(1,138)=1.31,

p

>0.1,

Cohen's d

=0.19。二者對產(chǎn)品知識亦不存在顯著的交互影響效應,

F

(1,138)=1.07,

p

>0.1,偏 η=0.01。由此,在研究3中,產(chǎn)品知識不會對實驗結果產(chǎn)生顯著的影響。(2)操控檢驗。研究3利用真實的品牌名稱和介紹材料來操控被試的先驗品牌知識。研究3將品牌強度感知(

r

=0.79,

p

<0.001)對操控組別進行單因素 ANOVA分析。結果顯示,“尤尼克斯”組的品牌強度感知(

M

=7.01,

SD

=1.36,

n

=68)顯著地大于“紅雙喜”組的品牌強度感知(

M

=5.94,

SD

=1.29,

n

=71),

F

(1,138)=22.39,

p

<0.001,

Cohen's d

=0.81。操控檢驗表明,研究3對品牌強度的操控符合實驗要求。(3)檢驗商品陳列方式對品牌評價和選擇意愿的主效應。對品牌評價(α=0.81)和選擇意愿(α=0.80)進行單因素(商品陳列方式)MANCOVA 分析,其中消費者民族主義傾向(α=0.82)被設為協(xié)變量。結果顯示,基于屬性陳列方式組的品牌評價(

M

=6.62,

SD

=0.78,

n

=72)顯著地大于基于利益陳列方式組的品牌評價(

M

=6.19,

SD

=1.05,

n

=67),

F

(1,138)=7.22,

p

<0.01,

Cohen's d

=0.47。基于屬性陳列方式組的品牌選擇意愿(

M

=7.10,

SD

=0.81)也顯著地大于基于利益陳列方式組的品牌選擇意愿(

M

=6.57,

SD

=1.03),

F

(1,138)=11.10,

p

<0.001,

Cohen's d

=0.57。品牌評價和選擇意愿對人口變量信息進行單因素 MANCOVA分析,沒有發(fā)現(xiàn)性別和年齡對二者的顯著影響。實驗結果具備較理想的顯著度和效應量,再一次支持了假設2的觀點。也就是,相較于基于利益的陳列方式,基于屬性的陳列方式能夠顯著地提升消費者的品牌評價和選擇意愿。(4)檢驗商品陳列方式和先驗品牌知識的交互效應。研究3對品牌評價和選擇意愿進行了雙因素(商品陳列方式×品牌強度)MANCOVA分析(結果見表3),其中消費者民族主義傾向被設為協(xié)變量。結果顯示,商品陳列方式和先驗品牌知識對品牌評價(

F

(1,138)=23.63,

p

<0.001,偏 η=0.15)和選擇意愿(

F

(1,138)=32.11,

p

<0.001,偏 η=0.19)的交互影響作用顯著。具體地,在弱勢品牌組,商品陳列方式顯著地影響了消費者的品牌評價(

F

(1,69)=45.36,

p

<0.001,

Cohen's d

=1.62)和選擇意愿(

F

(1,69)=29.43,

p

<0.001,

Cohen's d

=1.62);但是在強勢品牌組,商品陳列方式對兩個因變量的影響作用不顯著(

F

(1,67)=1.37,

F

(1,67)=1.85)。結果表明,先驗品牌知識(品牌強度)顯著地調節(jié)了商品陳列方式對品牌評價和選擇意愿的影響作用。

表3 商品陳列方式和先驗品牌知識的交互作用

(5)交互作用的連續(xù)中介機制檢驗。與研究2的方法一樣,研究3將分兩步對連續(xù)中介作用進行檢驗：首先檢驗商品陳列方式和先驗品牌知識對多樣性感知的影響,再檢驗多樣性感知和產(chǎn)品質量感知的連續(xù)中介作用。

首先,商品陳列方式和先驗品牌知識對多樣性感知的影響。研究3將多樣性感知(α=0.87)進行單因素(商品陳列方式)ANOVA分析。結果顯示,基于屬性陳列方式組的多樣性感知(

M

=6.40,

SD

=1.09)顯著地大于基于利益陳列方式組的多樣性感知(

M

=5.63,

SD

=0.99),

F

(1,138)=19.02,

p

<0.001,

Cohen's d

=0.74。多樣性感知對人口統(tǒng)計信息進行單因素ANOVA分析,沒有發(fā)現(xiàn)性別和年齡對被試多樣性感知的顯著影響。研究3的結果又一次支持了假設1的觀點——商品陳列方式顯著地影響了消費者的多樣性感知。研究 3對多樣性感知進行了雙因素(商品陳列方式×品牌強度)ANOVA分析(結果見表4)。結果顯示,商品陳列方式和先驗品牌知識(品牌強度)對多樣性感知的交互影響效應顯著,

F

(1,138)=16.36,

p

<0.001,偏η=0.11。具體地,在弱勢品牌組,商品陳列方式顯著地影響了消費者的多樣性感知,

F

(1,69)=42.86,

p

<0.001,

Cohen's d

=1.56;在強勢品牌組,商品陳列方式對因變量的影響作用不顯著,

F

(1,67)=0.20,

p

>0.1,

Cohen's d

=0.17。結果表明,先驗品牌知識顯著地調節(jié)了商品陳列方式對多樣性感知的影響作用。

表4 先驗品牌知識對多樣性感知的調節(jié)作用

然后,連續(xù)中介作用的檢驗。研究3分別將品牌評價(模型a)和選擇意愿(模型b)設為因變量建立了連續(xù)中介模型(SMM),其中商品陳列方式(虛擬變量：“0”=基于利益的陳列方式,“1”=基于屬性的陳列方式)與先驗品牌知識(品牌強度)的交互項為自變量,多樣性感知為第一中介變量,產(chǎn)品質量感知(α=0.75)為第二中介變量,消費者民族主義傾向、商品陳列方式和先驗品牌知識為協(xié)變量。按照Hayes等人(2010)提出的bootstrap連續(xù)中介檢驗程序,研究3分別估計了兩個模型的回歸系數(shù)(見圖3)。

回歸結果顯示,商品陳列方式和先驗品牌知識的交互項對品牌評價和選擇意愿的直接效應系數(shù)分別為–0.62 (

SE

=0.13,

p

<0.001)和–0.70 (

SE

=0.12,

p

<0.001)。在加入連續(xù)中介變量之后,交互項對品牌評價和選擇意愿的回歸系數(shù)有變化,但仍然具有統(tǒng)計意義上的顯著度(分別為–0.45,

SE

=0.12,

p

<0.001;–0.52,

SE

=0.11,

p

<0.001)。為了檢驗連續(xù)中介作用的整體顯著度,研究3還估計了兩個模型的整體中介效應系數(shù)。在模型a中,連續(xù)中介的整體效應系數(shù)為–0.1666,而 95%的置信區(qū)間為(–0.3634,–0.0033),不包含零。在模型 b 中,兩個中介變量的連續(xù)中介效應系數(shù)為–0.1766,而 95%的置信區(qū)間為(–0.3654,–0.0065),也不包含零。據(jù)此可判斷,連續(xù)中介效應顯著地存在。

綜合研究3的分析結果可知,先驗品牌知識顯著地調節(jié)了商品陳列方式對消費者的品牌選擇決策的影響作用,而消費者的多樣性感知和質量感知在這一影響關系中起著顯著的連續(xù)中介作用。因此,假設3得證。

圖3 連續(xù)中介作用的檢驗(研究3)

3.3.3 研究3小結

研究3驗證了先驗品牌知識對商品陳列方式和消費者品牌選擇決策之間因果關系的調節(jié)作用。實驗研究的結果支持了假設3的觀點。并且,與前兩個研究相比,研究3使用了完全不同的產(chǎn)品。這說明,本文的發(fā)現(xiàn)能夠推廣至不同的產(chǎn)品類別,具有較好的可靠性。

4 結論與討論

4.1 研究結論

在國際競爭中,中國企業(yè)受制于品牌資產(chǎn)的短板,往往處于弱勢品牌地位。以此作為研究情境,本文從弱勢品牌的角度考察了企業(yè)如何利用商品陳列方式消除先驗品牌知識的負面影響作用。本文借助解釋水平理論推導了相關的研究假設,并利用3個實證研究檢驗了所有假設。研究1重點檢驗了商品陳列方式對多樣性感知的影響作用,以及解釋水平的中介作用。研究2則建立了商品陳列方式與品牌選擇決策之間的因果關系,并利用連續(xù)中介模型檢驗了中間機制。研究3重點研究了先驗品牌知識(品牌強度)如何調節(jié)商品陳列方式對品牌選擇決策的影響關系。

研究結果表明,相較于基于利益的陳列方式,基于屬性的陳列方式能夠顯著地提升消費者的品牌評價和選擇意愿(假設2)。這是因為,商品陳列方式顯著地影響了消費者的解釋水平,而解釋水平的變化導致了消費者之間的多樣性感知差異(假設1)。消費者的多樣性感知以及由此而導致的產(chǎn)品質量感知在這一影響關系中起著顯著的連續(xù)中介作用。進一步地,由于強勢和弱勢品牌的先驗知識對消費者搜索和獲取信息行為的影響差異,先驗品牌知識在商品陳列方式與品牌選擇決策的關系中起著顯著的調節(jié)作用(假設3)。具體而言,在弱勢品牌的條件下,商品陳列方式能夠顯著地影響消費者的品牌評價和選擇意愿;但是在強勢品牌的條件下,這一影響關系就不成立了。

4.2 理論貢獻

本文探究了商品陳列方式對品牌選擇決策的影響及中間機制,并且還引入了先驗品牌知識(品牌強度)作為調節(jié)變量。本文的理論貢獻可以從以下幾個方面展開分析。

(1)本文發(fā)現(xiàn)了商品陳列方式對消費者品牌選擇決策的影響效應。在消費者行為研究中,品牌選擇是一個很重要的研究主題。但是在商品陳列的研究文獻中,學者們很少將品牌作為研究對象。本文以品牌為研究對象,是對現(xiàn)有商品陳列文獻的豐富和擴展。更為重要的是,本文的結論也是對現(xiàn)有研究的重要補充。例如,Berger等人(2007)研究了商品的選擇數(shù)量對品牌選擇決策的影響作用。他們發(fā)現(xiàn),提供更多產(chǎn)品選擇數(shù)量的品牌往往更受消費者青睞。但是,本文發(fā)現(xiàn),在提供相同數(shù)量的產(chǎn)品選項之時,改變商品的陳列方式也能夠顯著地影響消費者的品牌選擇。顯然,本文的研究是對現(xiàn)有研究的進一步推進,有助于更加全面、客觀地認識商品陳列對品牌選擇決策的影響。

(2)本文還深入探討了商品陳列方式影響消費者品牌決策的作用機制。為了吸引消費者,品牌制造商和零售商需要為消費者提供多樣化的商品選擇(Bauer,Kotouc,&Rudolph,2012)。但是,現(xiàn)有研究表明,在提升商品多樣化的同時,增加商品數(shù)量的方法也帶來了一些負面影響。本研究發(fā)現(xiàn),在不改變商品數(shù)量的前提下,商品陳列方式也可以影響消費者的多樣性感知。因此,以多樣性感知為產(chǎn)品質量的線索,商品陳列方式顯著地影響了消費者的品牌選擇決策。本研究明晰了商品陳列方式影響消費者品牌選擇決策的內(nèi)在機制。

(3)本文探索了先驗品牌知識對商品陳列方式和品牌選擇決策之間因果關系的調節(jié)作用。在經(jīng)濟全球化進程加快的趨勢下,品牌已經(jīng)成為推動國家和企業(yè)發(fā)展的重要戰(zhàn)略資源,是提升國家和企業(yè)國際影響力的核心要素。但是,中國還沒有若干享譽世界的強勢品牌。因此,學術界有必要加強中國民族品牌建設的理論研究。本文探索了如何在零售環(huán)境下利用優(yōu)化商品陳列方式的策略來提升中國弱勢品牌的競爭力。本研究能夠為加強民族品牌競爭力的建設帶來新的思路,推動理論界對如何培育中國民族品牌競爭力的研究。

4.3 營銷啟示

本文的結論對于零售商和品牌制造商都有重要的實際應用價值。

首先,商品陳列方式對消費者品牌選擇決策的重要影響作用。根據(jù)本文的研究,對于弱勢品牌的產(chǎn)品來說,基于屬性的陳列方式可以增加消費者對產(chǎn)品多樣性和質量的感知,從而提升消費者的品牌評價和選擇意愿(假設3)。因此,在與國外的強勢品牌競爭之時,處于弱勢品牌地位的中國企業(yè)可以利用基于屬性的商品陳列方式來提高銷售額和市場占有率。

其次,產(chǎn)品質量的關鍵作用。本文立論的前提假設是消費者利用各種線索來推斷產(chǎn)品的質量。所以,相比商品陳列方式,產(chǎn)品質量對消費者品牌選擇決策的影響更為關鍵。這在圖2的模型中可以得到印證——產(chǎn)品質量感知在影響路徑中起著完全中介作用。因此,產(chǎn)品質量才是最終決定品牌選擇的因素。假如產(chǎn)品質量不符合預期,消費者的后悔值必定很高。

最后,不可忽視品牌的作用。本文的研究是基于弱勢品牌企業(yè)的視角。弱勢品牌企業(yè)可以借鑒本文的研究結論,采用基于屬性的商品陳列方式來提高產(chǎn)品的銷量。但是,一個不容否認的事實是品牌在市場競爭中的重要作用。這也可以從本文研究數(shù)據(jù)中找到佐證。比如,在表3中,同樣是采取基于利益的陳列方式,強勢品牌產(chǎn)品的品牌評價(

M

=6.86)和選擇意愿(

M

=7.27)顯著地大于弱勢品牌產(chǎn)品的品牌評價(

M

=5.55)和選擇意愿(

M

=5.88)。并且,即使采用了基于屬性的陳列方式,弱勢品牌產(chǎn)品的競爭力也不見得就高于強勢品牌產(chǎn)品(具體見表3)。因此,在短期內(nèi),弱勢品牌合理利用商品陳列方式的競爭策略,能夠提升消費者的品牌評價和選擇意愿;但是從長遠來看,弱勢品牌企業(yè)必須加強品牌建設。

4.4 局限和未來研究方向

本研究存在以下幾個方面的局限性,也是以后進一步研究的方向。

(1)本文將商品陳列方式分為基于屬性和基于利益的兩種類型。從定義來看,基于屬性的陳列方式是以產(chǎn)品的物理特性為基礎的。實際上,本文 3個研究都選擇實物產(chǎn)品(茶葉和羽毛球拍)作為實驗刺激物。但是,服務產(chǎn)品具有無形性的特點,這種分類方式是否還適合服務產(chǎn)品呢？如果不適合,是否可以采取服務產(chǎn)品實物化的策略呢？比如,理發(fā)店為消費者提供理發(fā)美發(fā)服務,是不是可以通過向顧客展示在理發(fā)美發(fā)過程中使用的洗發(fā)水、美發(fā)藥水等具有物理屬性的實物產(chǎn)品來提升消費者的服務評價和選擇意愿？在以后的研究中,我們希望進行這方面的嘗試和探索。

(2)本文研究了商品陳列方式影響消費者品牌選擇決策的中間機制——多樣性感知和質量感知的連續(xù)中介作用。在圖2中,商品陳列方式的影響作用完全通過連續(xù)中介變量。但是在圖3中,商品陳列方式和先驗品牌知識的交互作用卻并沒有完全通過連續(xù)中介變量。這說明,在加入品牌因素之后,消費者的品牌選擇決策還存在其他的影響路徑,不能完全被連續(xù)中介變量所解釋。然而,本文并沒有深入探析其他的中介路徑。盡管這并不影響對本文假設的檢驗,但我們還是試圖探尋答案。我們認為,一個可能的原因是品牌是消費者判斷產(chǎn)品質量的重要線索,但是品牌的作用并不僅僅只限于質量線索。在未來的研究中,我們希望進一步研究這其中的作用機制。

(3)本文的因變量包括態(tài)度(品牌評價)和行為(品牌選擇)。但是囿于所采取的研究方法,本文只能利用量表來測量消費者的品牌選擇行為。這可能與真實的品牌選擇行為有差異。在未來研究中,我們希望能夠進行現(xiàn)場實驗,以獲取真實購物環(huán)境下的消費行為數(shù)據(jù)。

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