摘要：消费者行为研究证实有显著品牌忠诚的顾客会对外来的竞争性营销说服信息进行抵制。笔者以国内皮鞋行业和皮鞋品牌为实验背景探索了发生这种抵制现象的内在机理。实证研究发现存在一个“两层面”的说服抵制模型：在面对竞争性营销说服信息时，有显著品牌忠诚的顾客先是利用第一层“偏好性拒绝模式”来进行抵制；当“偏好性拒绝模式”失灵时。又会利用第二层“最小化影响模式”和“属性相对权重模式”来进行抵制。

关键词：忠诚顾客；竞争性营销说服信息；营销说服抵制；机理研究

中图分类号：F713.50

文献标识码：A

文章编号：1006－1096(2010)04－0107－06

收稿日期：2010－03－10

一、引言

现实市场中，同行的企业之间竞争非常激烈，越来越多的企业寄希望于依靠大规模的营销说服活动(比如广告说服、销售人员说服等)来争夺市场上的消费者。然而，最新的一些研究表明：已有特定品牌忠诚的顾客往往会对外来的竞争性营销说服信息进行抵制，从而使得这些营销说服活动失去效果(Ahluwalia，2002，2004；黄劲松等，2006；陆卫平，2010)。基于上述的现象，一个重要的研究命题是已有特定品牌忠诚的顾客抵制竞争性营销说服信息的内在机理。目前相关研究只有零散的一些结论，并且结论具有相当大的推测性(Eagly et al，1995)；而对消费者抵制营销说服，保持其原有态度的整个过程的研究还很缺乏(Ditto et al，2002)。本研究将尝试提出一个整体的营销说服抵制模型，给出忠诚顾客对竞争性营销说服信息抵制的内在心理过程和作用路径，从而刻画出一幅内在机理的“全景图”。

二、文献述评、模型构建与假设的形成

(一)说服抵制

对说服抵制的关注起源于早期的社会心理学研究，当时学者们在研究中发现：有着强烈态度的主体可能会去抵制那些与其已有态度不一致的外来信息，从而使得说服活动失去效果(Festinger，1957；McGuire，1961)。后续的研究从各种不同的角度对这一发现进行了阐释。分别有信息受众的“接种免疫”理论(McGuire，1964)、主体的“认知不协调”理论(Festinger，1957)、态度具有的自我防御功能(Katz，1960)、信息说服力的认知机制调节观点(Fishbein et al，1981”)以及主体实施“防御动机”的观点(Chaiken et al，1989)。营销学的研究对此关注后发现品牌的忠诚顾客正是“有着强烈态度的主体”，竞争性营销说服信息正是“与其已有态度不一致的外来信息”；于是许多更细致的实证研究用数据证明了已有特定品牌忠诚的顾客往往会对外来的竞争性营销说服信息进行抵制，从而使得这些营销说服活动失去效果(Ahluwa-lia，2002，2004；黄劲松等，2006；陆卫平，2010)。

(二)Fishbein模型和产品评价

Fishbein模型(后来发展为预期价值模型)指出：消费者评价某一产品／品牌时，往往是通过评价该产品／品牌的多元属性而对其产生一定的态度和看法。

Fishbein模型具体的表达公式为

A0=∑Bi*Ii，i=1，2，3，4……

式中A。表示主体对某个产品／品牌的总体评价；Bi表示主体对产品／品牌的各个属性给出的评价；Ii表示主体对产品／品牌的各个属性赋予的权重。具体来说就是主体对各个属性评价值乘以主体赋予给各个属性的权重值，再把每一个属性的上述乘积加总，就得到主体对产品／品牌的总体评价。

A0=B1*I1+B2*I2+B3*I3+B4*I4+B5*I5+……

在说服抵制研究中越来越取得共识，采用Fishbein模型计算的产品评价变化来观察主体是否对说服信息发生了显著的抵制(陆卫平，2009)，其逻辑是说服信息的目的都是希望能改变信息接受者的已有态度／信念，从而改变其对一件事物的评价，因此，可以从主体是否改变了对一件事物的评价来判断其是否抵制了说服信息(Ahluwa|ia，2000)。

(三)信息说服力的调节模式

Fishbein等人(1981)在有关调节信息说服力的认知机制研究中，概括出调节信息说服力有3个模式：偏好性拒绝模式、最小化影响模式和属性相对权重模式。偏好性拒绝模式(主要发生在信息接收过程巾)是指有着强烈态度的主体会更容易对那些“与其已有态度不一致的外来信息”进行质疑、躲避、否认价值、拒绝认同，从而对这些信息的吸收率很低(Lord et al，1979；Kunda，1990；Ditto et al，1998)。最小化影响模式(主要发生在信息影响过程巾)是指有着强烈态度的主体会有意识地去把说服信息对焦点属性的影响与对其他高柏关属性的影响进行隔离，使得这些信息不会对高相炎属性发生“一致性推断”的扩散；通过限制信息的这种扩散，从而最小化说服信息对其他高相关属性的信念所带来的影响(Fishbein et al，1981 34s；Ahluwalia，2000225，200433)。属性相对权重模式(主要发生在信息评估过程中)是指有着强烈态度的主体在产品评价时，对产品属性的权重赋予上表现出一种偏见，主体会对“受态度不一致信息所影响的焦点属性”故意降低所赋予的权重，对没有“受态度不一致信息所影响的属性”故意增加或保持所赋予的权重(Mackenzie，1996；Kivetz，2005)。

(四)概念模型和研究假设

基于Fishbein等人(1981)提出上述这3个调节模式时所考虑的逻辑过程(信息的接收过程、影响过程、评估过程)，以Fishbein模型为基础，结合已有说服抵制研究中给出的提示，本文构建出一个说服抵制内在机理的概念模型(见图1)。

上述的概念模型，较好地示意了下面所要构建的假设关系，笔者假设忠诚顾客对竞争性营销说服信息的抵制过程是由“2道门”构成。

第一道门(偏好性拒绝模式)：有显著品牌忠诚的顾客首先利用的是“偏好性拒绝”模式，即通过对竞争性营销说服信息直接地很低吸收，来否认信息事实，实现抵制。这对应在Fishbein模型计算公式中就是由于对说服信息很低吸收，那么所有Bi和Ii的数值都不发生显著变化，这样总体评价A0也就不会有显著的变化。因此，笔者提出假设：

假设1：在面对竞争性营销说服信息时，有显著品牌忠诚的顾客对这些信息的吸收率很低，即发生了“偏好性拒绝”模式。

假设2：当有显著品牌忠诚的顾客对竞争性营销说服信息的吸收率很低，他们就不会显著改变其对开展说服活动品牌的产品评价。

第二道门(最小化影响模式+属性相对权重模式)：随着竞争性营销说服信息的可信度上升，有显著品牌忠诚的顾客会越来越难以故意去质疑和否认信息事实，这时偏好性拒绝模式将会失灵。因此，笔者提出假设：

假设3：当竞争性营销说服信息的可信度较高时，有显著品牌忠诚的顾客对这些信息的吸收率会较好，即不再发生“偏好性拒绝”模式。

当偏好性拒绝模式失灵了，顾客较好地吸收了竞争性营销说服信息，这对应在Fishbein模型计算公式中就是焦点属性的评价Bfoets发生上升。这时有显著品牌忠诚的顾客义会去利用“最小化影响模式+属性相对权重模式”来实现抵制。

一方面利用“最小化影响”模式控制住被吸收的说服信息不发生“一致性推断”的扩散，这对应在Fishhein模型计算公式巾就是即使Bfoets发生上升，但是控制住其他的属性评价Bi不会因为“一致性推断”也发生上升。

另一方面利用“属性相对权重”模式来对产品属性的权重赋予进行故意的调整，降低受说服信息影响的焦点属性的权重，增加或保持没有受说服信息影响的其他属性的权重。这对应在Fishbein模型计算公式巾就是故意去降低Ifocus的数值，使得虽然Bfocus发生上升，但Bfocus与Ifocus的乘积依旧不会有大的变动。这样在两个模式的共同作用下，总体评价A0最终还是不会有显著的变化。因此，笔者提出假设：

假设4：当顾客较好地吸收了竞争性营销说服信息时，有显著品牌忠诚的顾客会去有效控制住已经吸收的竞争性营销说服信息的扩散影响，即会发生“最小化影响”模式。

假设5：当顾客较好地吸收了竞争性营销说服信息时，有显著品牌忠诚的顾客会去进行故意的属性权重改变来否认已经吸收的竞争性营销说服信息的意义，即会发生“属性相对权重”模式。

假设6：当有显著品牌忠诚的顾客有效控制住已经吸收的竞争性营销说服信息的扩散影响，并且出现了故意的属性权重改变，他们就不会显著改变其对开展说服活动品牌的产品评价。

三、研究设计

(一)产品选择、评价属性及焦点属性的确定

本研究选择“百丽”作为实验品牌，由其给出营销说服信息，观察市场上不同类型的顾客是如何处理这些营销说服信息的。在正式实验之前，先以100名MBA同学为对象进行一项预调查，目的是确定消费者对皮鞋产品进行评价时所关注的主要评价属性。预调查问卷由33个题项构成，列出消费者选购皮鞋时所可能关注的方面(33个题项来自焦点小组访谈)，要求被调查者对33个题项给出各自的打分(完全不重要=1分，最重要=10分)。对获得的数据进行分析，结果显示33个题项整体信度符合要求，适合进行测试和因子分析(Cronbachs Alpha=0.798)。通过计算所有题项的平均分，删除16个平均分在7分以下的题项，对剩下的17个题项因子分析，得到5个因子(对所有变量的解释度为78.3％)。根据构成题项的具体内容，给这5个因子命名如下：品牌的知名度、鞋穿着的舒适度、真材实料／耐穿、鞋的款式设计、鞋的做工和工艺，这就作为Fishbein模型中计算产品评价时的评价属性。再结合实验品牌“百丽”在实际市场上主推的利益诉求点，确定“鞋的款式设计”作为正式实验中关注的焦点属性。

(二)正式实验的设计

正式实验的分组设计为3×2的研究设计，即营销说服信息(无说服信息、低可信度说服信息、高可信度说服信息)与忠诚度(无显著品牌忠诚、有显著品牌忠诚)之乘积。其中进行了外在操纵的是营销说服信息，操纵方法：正式实验发放3种问卷，问卷1中不给出说服信息，问卷2巾给出低可信度说服信息，问卷3巾给出高可信度说服信息。每组取160个样本，总共发放问卷的数量为3×2×160=960份。

3种问卷的实验刺激材料分别是：问卷1(不能给出说服信息)，其实验刺激材料只是1份“百丽”品牌的背景介绍资料；问卷2(需要给出低可信度说服信息)，其实验刺激材料包括了1份“百丽”品牌的背景介绍资料+1份综合整理“百丽”2010新品宣传册的资料；问卷3(需要给出高可信度说服信息)，其实验刺激材料包括了1份“百丽”品牌的背景介绍资料+1份综合整理“百丽”产品获得国际权威设计大奖的新闻报道资料。问卷2和问卷3的实验刺激材料置人问卷之前，先通过另一项40人的预调查来对两者的可信度进行操纵性检验，独立样本T检验结果：问卷2的刺激材料可信度均值3.43，问卷3的刺激材料可信度均值4.32，t=－3.066，P=0.003<0.05，差异显著。表明这两个刺激材料的设计符合了实验的要求。

本研究中对顾客忠诚度的测量量表参考了Zeithaml等人(1996)的研究，包括5个题项。信息吸收率的测量量表参考了Pomerantz等人(1995)的研究，包括3个题项。属性权重的测量参考了Jaccard等人(1986)的研究，要求被调查者依据每个属性对其重要程度在7分制Likert量表上打分(1=非常不重要，7=非常重要)。属性之间的相关性测量参考了Ahluwalia(2000)的研究，要求被调查者阐述从一款皮鞋的款式设计所能联想到其他属性的可能性，在7分制Likert量表上打分(1=完全不可能，7=完全可能)。属性评价的测量参考了Fishbein模型和Ahluwalia(2000)的研究，要求被调查者阅读完实验刺激材料后，对“百丽”皮鞋各个主要评价属性以10分为满分，在1～10分上打分。产品评价的测量参考了Ahluwalia(2000)的研究，利用Fishbein模型：A0=∑Bi*Ii；i=1，2，3，4……进行计算。

(三)实验过程

共有960名IBA同学作为被试者参与了正式实验。实验环境为大学教室自习环境，把3种问卷采用随机的方式混合好后，按照座位次序发给MBA同学。3种问卷都是分为两大部分，第一部分包括让被试者填写对市场排名前8的皮鞋品牌(奥康、红蜻蜒、康奈、百丽、蜘蛛王、金猴、富贵鸟、意尔康)各自的忠诚度以及5个主要评价属性初始权重的测量和属性间的相关关系测量。第二部分包括各自不同的实验刺激材料，要求参与者在看完实验刺激材料后填写：对实验刺激材料的吸收率，对“百丽”皮鞋各个主要属性的评价以及对各个主要属性重新赋予的权重。每位被试者实验过程耗时10～15分钟，问卷填完后当面进行检查，然后交给现场组织的老师进行回收。

四、数据分析

在本次实验中共有30名被试者中途放弃或所填写的信息不全，最终回收有效问卷930份，有效回收率96.8％。

(一)信度和效度分析

在进行正式的数据分析和假设检验前，首先进行信度和效度分析。通过SPSS软件对“顾客忠诚度”变量测量的Cronbach d值为0.907，“信息吸收率”变量测量的Cronbacha值为0.892，具有较高的测量信度。本研究中正式实验的问卷主要以前人的理论研究为基础，参考大量以往该研究领域内的研究量表和测量方法的基础上进行问卷设计，经过试填测试修改而成，应该具有较好的内容效度。而SPSS因子

分析结果：旋转后的因子矩阵上顾客忠诚度和信息吸收率的因子载荷全都是显著的，且各个测量题项没有明显的交叉载荷现象，表明各个变量的会聚效度和区别效度也良好。

(二)有效问卷的进一步筛选

正式实验回收的有效问卷930份。首先，计算出每个被调查者对列出的8个皮鞋品牌各自的忠诚度，参考顾客忠诚研究领域的方法，在采用7分制Likert量表下，处于1～4.0表明被调查者对这个品牌是低忠诚的，处于4.01～7.0表明被调查者对这个品牌是高忠诚的。然后，根据每个被调查者对这8个品牌的忠诚情况进行问卷的分类。第1类是“对这8个品牌都是低忠诚的”问卷，说明这类问卷的被调查者是无显著品牌忠诚的群体，此类问卷共有338份。第Ⅱ类是“对百丽是低忠诚的，但对其余7个品牌中的1个或几个是高忠诚的”问卷，说明这类问卷的被调查者是有显著品牌忠诚的群体，但百丽并非其所忠诚的品牌，此类问卷共有391份。第Ⅲ类是“对百丽是高忠诚的，对其余7个品牌不论高忠诚还是低忠诚的”问卷，说明这类问卷的被调查者是有显著品牌忠诚的群体，且百丽是其所忠诚的品牌，此类问卷共有201份。去除掉第Ⅲ类问卷。这样最终进入数据分析的问卷总共是729份。

(三)忠诚度的操纵检验

对最终进入数据分析的第1类和第Ⅱ类问卷，为了检验这样的分类是否有效区分了有显著品牌忠诚的群体和无显著品牌忠诚的群体，这里进行了忠诚度的操纵检验。第1类“对这8个品牌都是低忠诚的”问卷，再去计算被调查者在这8个品牌上忠诚度得分的算术平均值，此平均值反映了主体对这8个品牌的总体忠诚度情况。第Ⅱ类“对百丽是低忠诚的，但对其余7个品牌中的1个或几个是高忠诚的”问卷。再去计算被调查者在其高忠诚品牌上忠诚度得分的算术平均值，此平均值反映了主体对其高忠诚品牌的总体忠诚度情况。

对获得的这些平均值进行独立样本T检验，结果表明：有显著品牌忠诚的群体，样本数391，均值5.41(标准差0.83)，无显著品牌忠诚的群体，样本数338，均值3.05(标准差0.79)，t=39.100，P=0.000<0.05，差异显著。表明这样的分类有效区分了有、无显著品牌忠诚的被调查者。

(四)假设检验

假设1和假设3的检验参考Ahluwalia(2000)的研究，如果顾客对说服信息的吸收率是低信息吸收(7分量表下，均值小于4)，就表明此时顾客发生了偏好性拒绝模式；相对的，如果顾客对说服信息的吸收率是高信息吸收(7分量表下，均值大于4)，就表明此时顾客没有发生偏好性拒绝模式。以顾客忠诚度为自变量，信息吸收率为因变量，进行方差分析，结果见表1、表2。

在面对竞争性营销说服信息时(问卷2)，有显著品牌忠诚的顾客(样本数=133)对说服信息的吸收率均值=3.266(标准差1.413)，对比无显著品牌忠诚的顾客(样本数=107)对说服信息的吸收率均值=4.785(标准差0.570)；F=109.363，P=0.000<0.001，两者之间差异显著。并且很明显，有显著品牌忠诚的顾客对说服信息的吸收率均值小于4，处于低信息吸收率的状态，即此时发生了“偏好性拒绝”模式。假设1得到支持。

在面对竞争性营销说服信息时(问卷3)，有显著品牌忠诚的顾客(样本数=125)对说服信息的吸收率均值=5.096(标准差0.647)，对比无显著品牌忠诚的顾客(样本数=115)对说服信息的吸收率均值=5.226(标准差0.713)；F=2.193，P=0.140>0.05，两者之间没有显著差异。并且很明显，有显著品牌忠诚的顾客对说服信息的吸收率均值大于4，处于高信息吸收率的状态，即此时不再发生“偏好性拒绝”模式。假设3得到支持。

假设2的检验可以沿着假设1的检验过程继续往下观察。当有显著品牌忠诚的顾客发生了“偏好性拒绝”模式时，其对开展说服活动品牌的产品评价究竟有没有改变。把发生了偏好性拒绝模式时(问卷2)，相比于无说服信息的控制组(问卷1)，两种情形下的数据经过方差分析，结果(见表3)：无说服信息时(问卷1)，有显著品牌忠诚的顾客对“百丽”皮鞋的产品评价均值=2.934(标准差0.548)，对比有说服信息且发生了偏好性拒绝模式时(问卷2)，有显著品牌忠诚的顾客对“百丽”皮鞋的产品评价均值=3 012(标准差0.505)；F=1.438，P=0.232>0.05，两者之间无显著差异。因此，表明有显著品牌忠诚的顾客在面对竞争性营销说服信息并且发生了偏好性拒绝模式时，其不会显著改变对开展说服活动品牌的产品评价。假设2得到支持。

假设4的检验可以沿着假设3的检验过程继续往下观察。当偏好性拒绝模式失灵了，有显著品牌忠诚的顾客是否又会去有效控制住已经吸收的竞争性营销说服信息的扩散影响。首先需要去确定与焦点属性“鞋的款式设计”之间是高相关关系的属性有哪些。根据无信息干扰下控制组的样本数据(问卷1的数据)，通过计算“被试者对主要属性评价分值”之间的相关性，来获得属性间的相关关系。结果：其他4个与焦点属性“鞋的款式设计”之间相关系数分别是：品牌的知名度(0.457)、真材实料／耐穿(0.315)、鞋穿着的舒适度(0.402)、鞋的做工和工艺(0.614)。依据相关系数的分类：0.3<｜r｜<0.5为低度相关，0.5<｜r｜<0.8为显著相关.表明高相关属性是“鞋的做工和工艺”。

接下来，为了更好地观察有显著品牌忠诚的顾客和无显著品牌忠诚的顾客对竞争性营销说服信息的扩散影响效应的控制情况，把计算出的各种情形下属性评价数据汇总(见表4)。从表4中可以清楚看出无显著品牌忠诚的顾客，高可信度说服信息下(问卷3)，焦点属性“鞋的款式设计”评价均值M=6.6522，高相关属性“鞋的做工和工艺”评价均值M=6.2696，对比无说服信息的控制组(问卷1)评价均值M=4.0086和M=4.2069，方差分析的结果分别是F=313.197，P=0.000<0.001；F=238.737，P=0.000<0.001，都是差异显著。表明无显著品牌忠诚的顾客，对说服信息较好吸收下，不仅显著提升了其对焦点属性的评价，还显著提升了其对高相关属性的评价。意味着，高相关属性上面出现了一个显著的“信息的扩散影响效应”，无显著品牌忠诚的顾客并没有去控制这个效应，即没有发生“最小化影响”模式。

有显著品牌忠诚的顾客，高可信度说服信息下(问卷3)，焦点属性“鞋的款式设计”评价均值M=4.7840，高相关属性“鞋的做工和工艺”评价均值M=2 9440，对比无说服信息的控制组(问卷1)评价均值M=2.9398和M=2.7820，方差分析的结果分别是F=297.326，P=0.000<0.001；F=2.218，P=0.138>0. 05，焦点属性的评价差异显著，高相关