张 琴 汪 涛 龚艳萍

(1中南大学商学院,长沙 400083) (2武汉大学经济与管理学院,武汉 430072)

1 前言

产品来源国形象会对消费者的产品评价和购买决策产生显著的影响(Bilkey &Nes,1982;Han &Terpstra,1988;Okechuku,1994)。与发达国家的产品相比,消费者对发展中国家的产品所持态度较为负面(Cordell,1992),这已成为较差国家的企业国际化进程的一个主要威胁(Chu,Chang,Chen,&Wang,2008)。因此,企业在国际化进程中如何降低负面来源国效应,业已成为企业者和研究人员越来越关注的一个问题。

已有研究表明,来源国效应的强弱程度会受到其他属性信息的影响(Johansson,1989;Lim,Darley,&Summers,1994;Peterson &Jolibert,1995)。一些研究发现,来源国效应会随着产品价格的下降逐渐减弱(Elliott &Cameron,1994;Cordell,1991);来源国效应在强势品牌上体现得并不明显(Cordell,1992;Han &Terpstra,1988;Tse &Gorn,1993)。然而,这些结论却受到了很多学者的质疑(Speece &Nguyen,2005),Fischer,Diamantopoulos和Oldenkotte (2012)通过实验证明,即使价格更贵,消费者仍更愿意购买来源国形象好的产品;一些学者也发现即使是强势的品牌也不能阻止来源国线索对消费者产品评价的影响(Pharr,2005;Tse &Gorn,1993)。为什么会出现这些矛盾的结论？要解决这一问题,就需要弄清产品的价格、品牌和来源国属性是如何对消费者的产品评价决策过程产生影响的。

消费者的产品评价过程是对产品多个属性赋权和赋值的结果(Goldstein &Einhorn,1987)。价格(品牌)是否能有效削弱来源国效应的关键在于其在消费者评价过程中是否能争取更多的赋权。

决策理论指出,受最小努力原则的影响(Shugan,1980),通常情况下消费者会赋予较容易进行评价的属性更多的权重,降低甚至忽略难以进行评价的属性所占的权重(Bazerman,Tenbrunsel,&Wade-Benzoni,1998)。属性在不同情境下是否容易进行评价主要受到偏好诱导方式(Bettman,Luce,&Payne,1998)和信息特征(Johansson,Douglas,&Nonaka,1985)的影响。具体到来源国的讨论上,产品的价格(品牌)属性能否削弱来源国属性对消费者产品评价的影响,取决于他所处的评价环境以及该环境中存在的产品信息。

本文将以偏好建构理论为基础,探讨(1)产品的价格和品牌对来源国效应的削弱作用是否会受到联合-分离模式(即不同的偏好诱导方式)以及属性本身特征的影响？在什么模式中,消费者会赋予产品价格和品牌属性更多的权重,从而达到削弱来源国效应的目的？(2)消费者在不同模式中对价格和品牌属性的赋权是否能通过属性信息量的增减或是呈现形式的转换而发生变化？

文章通过两个研究共5个实验对上述问题进行回答,以期解决已有研究的矛盾,进一步丰富和拓展关于如何削弱来源国效应的文献;理清心理学中,联合-分离评价模式偏好反转现象的解释机制;为来源国形象较差的企业在国际化进程中如何削弱负面来源国效应的影响提供可操作性策略。

2 属性赋权的影响要素：诱导方式和属性特征

2.1 不同的偏好诱导方式：联合-分离模式

偏好建构理论认为,诱导偏好评价的方法不同,会对个体最终偏好选择产生深远的影响(Slovic &Macphillamy,1974;Slovic,Griffin,&Tversky,1990)。与之相似的是心理学研究中的偏好反转理论(preference reversal) (Tversky,Sattath,&Slovic,1988)。该理论认为联合-分离评价模式(joint-separate evaluation mode)会对人们的决策过程产生影响(Bazerman,Loewenstein,&White,1992;Hsee,1996;Hsee,Lowwenstein,Blount,&Bazerman,1999)：在联合模式中,由于同时面对两个选项进行评价,消费者的关注重点是选择二者中较好的那一个,对比判断(comparative judgment)是此情景中的判断标准。消费者将采用基于属性的信息处理方式(Parker&Schrift,2011),以属性为单位对选项进行对比得出评价结果。

在分离模式中,在一个时间内只面对一个选项进行评价,消费者的关注重点是对该选项进行评价,评价判断(evaluative judgment)是此时的判断标准。消费者将采用以选项为基础的信息处理方式(Parker &Schirift,2011;Johnson,1984)对选项中的各属性进行衡量得出评价结果。

2.2 不同的属性特征：属性的质与量

仅仅是不同信息处理策略并不足以引起偏好反转,属性在不同情境下是否容易进行评价,还会受到属性本身所具有的特征(Hsee,1996;Nowlis &Simonson,1997)的影响。

现有文献对产品属性特征的讨论可以分为两部分：

一个是质上的。该方面的相关研究认为,产品属性可以从质的层面划分为两类：富裕型属性和对比型属性。富裕型属性指的是那些难以进行比较,但包含各种关联、信念和体验的属性(Aaker,1991;Keller,1993),如来源国和品牌(Parker &Schrift,2011,Nowlis &Simonson,1997);对比性属性指的是那些具体的、清晰的、便于计算,消费者易于进行对比的属性,如产品价格。

一个是量上的。此方面的研究认为,产品属性可以从量的层面进行区分,五种属性所含有的可评价信息量都不同。可评价性信息量指的是评价者掌握的关于该属性分布信息,如范围大小、中间值等(Hsee et al.1999)。一般来说,当消费者不知道一个属性的分布特点时,这个属性的可评价性很低;反之则高(Hsee,2000)。

本文将从产品属性的质与量两方面出发,考虑产品价格与来源国、品牌与来源国属性的质与量的特征如何在不同的评价模式中影响消费者的属性权重分配,从而影响来源国效应的强弱。

3 假设演绎

3.1 价格与来源国

从质上来说,按照已有文献,来源国属于富裕型属性,价格属于对比型属性。属性-任务兼容原则(Nowlis &Simonson,1997)探讨了不同质的属性在不同评价模式中的权重分配方式,认为：联合-分离评价模式中属性权重的分配主要取决于该属性的特征与消费者评价任务是否相符。具体来说：在分离模式中,消费者的任务是对单个产品的评价,因此消费者会赋予那些包含丰富信息,能够进行单独评价的富裕型属性更大的权重;在联合模式中,消费者的任务是对两种产品进行对比,对比是该任务的特征,因此,消费者会赋予那些具有“对比特性”的对比型属性更大的权重(Parker &Schrift,2011,Nowlis &Simonson,1997)。照此推论,在分离模式中,消费者会赋予来源国属性更大比重,其产品评价会更大地受到来源国属性的影响;在联合模式中,消费者会更加看重产品的价格属性,会更加依靠产品价格对产品做出评价。因此,得出以下假设：

H1：在分离模式中,消费者的产品评价主要受到来源国属性的影响;在联合模式中,消费者的产品评价主要受到价格属性的影响。

然而现有关于评价模式与来源国效应的研究中,Chu等(2008)则得出与之相反的结论,他们认为：在联合模式中,消费者的产品评价受到来源国的影响会更大。出现这一矛盾的原因,主要是因为Chu等(2008)依据可评价性假设(evaluability hypothesis) (Hsee,1996,2000;Hsee et al.,1999;Yeung &Soman,2005),从属性量上差异出发,探讨评价模式对属性权重分配的影响。可评价性假设(Hsee,1996,2000;Hsee et al.,1999;Yeung &Soman,2005)是关于属性可评价信息量的差异如何决定属性在不同模式中赋权的探讨。该假设认为,产品属性的可评价信息的多少是决定消费者在哪种模式中赋予何种属性更多权重的关键所在：在分离模式中,消费者主要依靠可评价信息量大的属性对产品进行判断;在联合模式中,消费者则通过对比判断来评价属性给定值的好坏。这种比较使得可评价信息量少的属性变得容易判断。因此,联合判断模式中消费者会赋予可评价信息量少的属性更大的权重(Hsee,1996,2000;Hsee et al.,1999)。

值得注意的是,不论是属性-任务兼容原则还是可评价性假设,都只从属性单方面的特征出发,单独探讨属性质或者量的特征对不同评价模式中属性赋权的影响。这也导致了两种理论都只能对联合分离模式偏好反转的部分现象进行解释(Bazerman et al.,1999),且在同一种现象上,可能得出相反的结论。因此,本文将属性质与量的特征结合起来,探讨属性同质或不同质时,属性量上的差异对不同评价模式中属性赋权的影响。

产品的价格与来源国并不同质,在这种情况下,属性可评价信息量上的差异是否会改变不同模式中产品属性的赋权？按照可评价性假设判断,属性的可评价性信息越多,在分离模式中,消费者就越会赋予该属性更大的权重;在联合模式中,则赋予另一属性更大的权重(Hsee,2000;Yeung &Soman 2005)。据该理论推断,如果消费者知晓更多有关价格属性的范围信息,那么将会出现与假设1相反的结果,即,在分离模式中,消费者将会赋予产品的价格属性更多的权重,在联合模式中赋予来源国属性更多的权重。因此,得出以下假设：

H2:增加对价格范围信息的说明,在分离模式中,消费者的产品评价主要受到价格属性的影响;在联合模式中,消费者的产品评价主要受到来源国属性的影响。

3.2 品牌与来源国

当来源国属性跟品牌属性同时出现时,由于二者皆属于富裕类型(Nowlis &Simonson,1997),所以属性在质方面的特征相同,讨论量上的差异带来的不同。

按照可评价性假设,决定属性赋权的关键在于属性可评价性信息量的多少,属性可评价信息量越多,在分离模式中,个体将赋予该属性更大比重(Hsee,1996,2000;Hsee et al.,1999)。Chu 等(2008)认为：与来源国相比消费者拥有的品牌知识更多,因此,品牌的可评价信息量更多。所以,提出以下假设：

H：在分离模式中,消费者的产品评价主要受到品牌属性的影响;在联合模式中,消费者的产品评价主要受到来源国属性的影响。

在实证中,Chu等(2008)用“当知晓某品牌(某来源国)信息时,你能否判断该产品的质量”对品牌和来源国属性的可评价性信息量进行测量。然而,可评价性假设所指的属性可评价型信息量并不是一种质性判断,而是指评价者所拥有的关于该属性的范围知识,例如该属性的中值、最小值和最大值、该属性的大概分布,以及任何可以帮助评价者确定该属性参照值的信息(Hsee,1996,2000;Hsee et al.,1999)。因此,本文在实验中将依照 Hsee (1996,2000)和 Hsee等(1999)的做法,用范围知识对属性可评价信息量进行测量。

3.3 属性信息量与信息形式的操纵

值得注意的是,属性的可评价信息量和质性特征并不是固定不变,可以通过两种形式的变化进行改变(Parker &Schrift,2011;Nowlis &Simonson,1997)。

(1)从量上,可以通过增加某一属性的可评价性信息,让该信息变得易于单独进行评价(Hsee et al.,1999)。例如,增加对品牌信息的说明(品牌的排名等) (Hsee,1996;Hsee &Leclerc,1998;Hsee et al.,1999)。此时,根据可评价性假设推断,在分离模式中,品牌信息将会对消费者的产品评价产生更大的影响;在联合模式中则与之相反。得出以下假设：

H:增加产品的品牌属性的可评价性信息,在分离模式中,消费者的产品评价主要受到品牌属性的影响;在联合模式中,消费者的产品评价主要受到来源国属性的影响。

(2)从质上,可以通过改变某一属性的呈现方式,改变该属性的信息类型(Parker &Schrift,2011;Nowlis &Simonson,1997)。如果将来源国属性由名称形式改变为数字形式,品牌属性不变。根据属性-任务兼容原则,在分离模式中,品牌属性对消费者产品评价的影响会更大;在联合模式中,由于来源国属性以数字形式呈现出来,该信息类型由原来的富裕型转变为对比型信息,所以此时,来源国属性对消费者产品评价的影响会增强。因此,得出以下假设：

H：将来源国属性以数字形式呈列,在分离模式中,消费者的产品评价主要受到品牌属性的影响;在联合模式中,消费者的产品评价主要受到来源国属性的影响。

4 研究方法

本文通过两个研究共5个实验,分别检验在两种属性情景中(来源国信息和价格信息、来源国信息和品牌信息),产品价格、品牌和来源国属性对消费者产品评价的影响的变化。

4.1 研究一：来源国和价格

本研究的目的在于验证当消费者面对产品来源国信息和价格信息时,不同模式中,这两种属性对消费者产品评价的影响程度。

在正式实验开始前,研究选取了美国、新加坡、越南、印度4个国家作为电视机的来源国进行前测。共有96名在校学生参与了测试。结果表明,得分最高的是美国(

M

=4.78),最低的是越南(

M

=2.31),二者差异显著,

t

=15.14,

p

<0.01。因此,实验选取美国和越南作为来源国刺激。

4.1.1 实验一

(1)刺激物与实验设计

被试选择

：被试从中国某大学的学生中征集而来,共128人参与了实验。剔除掉不完整的问卷,实际参与人数为124人,46%为女生。

刺激物

：考虑实验对象为在校学生,实验选取电视机这种学生较为熟悉的产品,虚拟了A、B两种电视机;结合市场定价,假设 A电视机价格为3200元,B电视机价格为2200元;通过“该电视机由美国(越南)制造”和“made in”给出产品来源国信息。

实验流程

：被试被随机分配到3种情景中：联合评价组、分离评价组A和分离评价组B。实验开始时,要求被试设想他们在商场里购买电视机,然后阅读相关产品信息：在联合评价情景中,同时给出两种电视机的相关信息(来源国信息和价格信息);在分离评价组中,被试只能看到一种电视机A或B的相关信息。最后,要求被试对其所看到的电视机进行评价,并指出每种属性(来源国和价格)在评价中的重要程度(1表示一点都不重要,6表示非常重要) (Parker &Schrift,2011)。

(2)变量测量

用 Martin,Seta和 Crelia (1990)和 Meyers-Levy和 Tybout (1989)等编制的产品评价量表对测量消费者产品评价。量表为7个项目,单因素构成。经主成分因素分析只抽取出一个有效因子,总方差解释量为76.05%,各因子载荷值均高于 0.6。量表的信度系数为0.72,说明本量表的测量结果是可以接受的。

(3)结果与讨论

属性赋权检验

：参照 Parker和 Schrift (2011)的做法,用来源国属性的重要得分减去价格属性的重要得分：分数越高则被试赋予来源国属性更高的权重,分数越低则被试赋予价格属性更高的权重。单因素方差分析结果表明,分离模式中的相对值要显著大于联合模式中的相对值(

M

=2.19,

M

=-1.72;

F

(1,123)=199.69,

p

<0.01)。在分离模式中,消费者赋予来源国属性的重要性(

M

=5.01,

SD

=1.04)高于价格的重要性(

M=

2.80,

SD

=1.24);在联合模式中,消费者赋予来源国属性的重要性(

M

=2.86,

SD

=1.34)要低于价格(

M

=4.58,

SD

=1.07)。

消费者评价检验

：在属性上权重的分配不同,导致了联合-分离模式中,被试对电视机的评价发生了反转。如图1所示,在分离模式中,消费者对来自美国的电视机给予了较好的评价(

M

=4.97),对于来自越南的电视机给予了较差的评价(

M

=2.86),且差异显著,

t

=14.45,

p

<0.01。在联合模式中,消费者对电视机的评价发生了反转,对来自越南的电视机给予了较好的评价(

M

=3.89),对来自美国的电视机给予了较差的评价(

M

=2.55),且差异显著,

t

=13.71,

p

<0.01。假设1得到了证明。

根据可评价性假设,产品属性量的特点会影响不同模式中消费者的权重分配。当消费者面对产品的来源国属和价格属性时,如果增加价格属性的可评价型信息(即增加它的阈值信息) (Hsee,1996;Hsee &Leclerc,1998;Hsee et al.,1999),实验一的结果可能就不会存在,甚至发生反转。因此,我们通过实验二来验证这一推论。

图1 研究一实验一结果

4.1.2 实验二

考虑价格差异的敏感程度可能会对实验结果造成的影响,实验二中我们考虑两种价差情景：500元与1000元价差。

实验二A：500元差异

(1)实验设计

被试选择

：被试者从中国某大学的学生中征集而来,共 111人参与了实验。他们被随机分配到 3种情景中。剔除掉不完整的问卷,实际参与人数为106人,47%为女生。

变量测量

：为测量属性的可评价性,研究参考Hsee (1996)的做法,要求被试对“我知道在电视机的原产地中,美国(越南)的排名”;“我知道 2900(2400)元的电视机的便宜程度” (美国电视机为2900元;越南电视机为 2400元)进行打分(1代表“完全不了解”,6 代表“非常清楚”)。

实验流程

：本实验在其他流程上与实验一一致,不同的是,增加对产品价格信息的说明,给出市场上电视机的价格范围：“根据权威杂志《消费者报告》的调查,市场上电视机的价格一般在1800元到4000元之间”,为确保消费者对该条信息的注意,被试被要求做一个关于价格的简单测试,就 1900元、2300元、3000元、3800元这4个价格的昂贵程度进行打分,满分是10分,分数越高,代表价格越昂贵。最后被试对属性重要性程度、属性可评价性信息量(我清楚美国<越南>在电视机原产地中的排名;我清楚 2900<2400>在电视机价格中的排名)进行打分。

(2)操纵检验

可评价性信息量检验：结果显示,来源国属性的可评价信息量得分为4.22,价格的可评价信息量得分为4.74。两者差异显著,

t

=3.188,

p

<0.05。

(3)结果与讨论

属性赋权检验

：实验结果与可评价性假设的推导结果相反。可评价性假设认为,在分离模式中,消费者会赋予可评价性信息多的属性更大权重。但实验却表明：在分离模式中,消费者赋予来源国属性的重要性(

M

=4.81,

SD

=0.89)高于价格的重要性(

M

=4,

SD

=0.93);在联合模式中,消费者赋予来源国属性的重要性(

M

=4.38,

SD

=0.97)也要高于价格(

M

=3.65,

SD

=1.08)。

消费者评价检验

：受此影响(见图2),在分离模式中,消费者对来自美国的电视机给予了较好的评价(

M

=4.67),对于来自越南的电视机给予了较差的评价(

M

=3.67),且差异显著(

t

=7.17,

p

<0.01)。在联合模式中,消费者对电视机的评价并未发生反转,对来自美国的电视机给予了较好的评价(

M

=4.39),对来自越南的电视机给予了较差的评价(

M

=3.77),且差异显著(

t

=7.1,

p

<0.01)。假设2得到部分支持。

考虑被试可能对500元价差并不敏感,未体现越南电视机的价格优势,因此以 1000元价差为对象进行了实验二B。

图2 研究一实验二A结果

实验二B：1000元差异

(1)实验设计

被试选择

：被试者从中国某大学的学生中征集而来,共129人参与了实验。他们被随机分配到3种情景中。剔除掉不完整的问卷,实际参与人数为122人,52%为女生。

实验流程

：根据价格的调整,本实验将价格刺激改变为美国电视机3200元,越南电视机2200元.对被试价格注意的简单测试也变更为就 1900元、2100元、3300元、3800元这4个价格的昂贵程度进行打分,满分是10分,分数越高,代表价格越昂贵。最后被试对属性重要性程度、属性可评价性信息量进行打分。

(2)操纵检验

可评价性信息量检验：结果显示,来源国属性的可评价信息量得分为3.25,价格的可评价信息量得分为4.78。两者差异显著,

t

=10.38,

p

<0.01。

(3)结果与讨论

属性赋权检验

：在分离模式中,消费者对属性赋权的结果与实验二A一致,即,赋予来源国属性的重要性(

M

=4.14,

SD

=1.05)高于价格的重要性(

M

=3.09,

SD

=1.16)。与实验二A不同的是,在联合模式中,消费者赋予来源国属性的重要性(

M

=2.78,

SD

=1.28)要低于价格(

M

=4.20,

SD

=1.04)。且分离模式中的相对值要显著大于联合模式中的相对值(

M

=1.04,

M

=-1.50;

F

(1,121)=123.42,

p

<0.01)

消费者评价检验

：受此影响(见图3),在分离模式中,消费者对来自美国的电视机给予了较好的评价(

M

=4.37),对于来自越南的电视机给予了较差的评价(

M

=2.74),且差异显著(

t

=10.65,

p

<0.01)。在联合模式中,消费者对电视机的评价发生了反转,对来自越南的电视机给予了较好的评价(

M

=4.11),对来自美国的电视机给予了较差的评价(

M

=2.72),且差异显著(

t

=9.81,

p

<0.01)。假设2未得到支持。

图3 研究一实验二B结果

两个实验的结果证明,不论价格差异如何,当属性之间存在质的差别时,消费者即使知晓更多对比型属性阈值的信息,在分离模式中,消费者仍旧赋予富裕型属性更大的权重。除此之外,价格能否在联合模式中占优,受到价格差异大小的影响,只有价格差异足够大时,低价才能在联合模式中削弱来源国效应。

4.2 研究二：来源国和品牌

研究二共分为3个实验：实验一是检验当来源国和品牌属性在不同模式中对消费者产品评价的影响;实验二和三是检验通过不同方式对来源国信息和品牌进行操纵时,是否会改变消费者原来的对这两种属性的赋权。

为进一步扩大研究结果的一般性,研究二换用“手机”这一为绝大部分学生拥有和熟悉的产品作为实验刺激。为确保来源国形象和品牌操纵的成功。研究选取了 5个来源国(印度、日本、中国、美国、韩国)和5个手机品牌(三星、诺基亚、阿尔卡特、索尼爱立信、联想)在65人中进行了预测试。其中,品牌问卷参照 Meyers-Levy 和 Peracchio(1995)及 Peracchio 和 Meyers-Levy (1994,1997)的量表(

Cronbach α

=0.83),同共包括8个问项,采用6点打分制。根据调查结果,选取了得分最高的三星和日本(

M

=4.76,

M

=4.62),最低的联想和印度作为实验刺激(

M

=2.13,

M

=2.36)。

4.2.1 实验一

(1)实验设计

被试选择

：被试者从中国某大学的学生中征集而来,共120人参与了实验。剔除掉不完整的问卷,实际参与人数为115人,46%为女生。

实验流程

：实验分为两个时间段进行。首先让被试填写产品来源国形象和品牌评价的量表。一星期后,进行正式实验。正式实验中,被试随机分配到3种情景(联合评价组、分离评价组A和分离评价组B)。实验开始时,要求被试设想他们在商场里购买手机,并阅读产品信息(产品 A:来源国为印度,品牌为三星;产品 B:来源国为日本,品牌为联想)：在联合评价情景中,会同时看到两种手机的相关信息;在分离评价组中,只能看到一种手机的相关信息。然后要求被试对该种手机(或两种)进行评价,并对属性重要程度和属性可评价性(“我知道在手机原产地中,日本(印度)的排名”;“我知道在手机品牌中,三星(联想)的排名”)进行打分。

(2)操纵检验

来源国形象：结果显示,日本作为手机来源国的评价形象得分为4.72,印度作为手机来源国的评价形象得分为 2.58,二者差异显著,

t

=14.87,

p

<0.01。品牌评价：结果显示,三星作为手机品牌的品牌得分为 4.74,联想作为手机品牌的品牌得分为2.38,二者差异显著,

t

=15.16,

p

<0.01。

(3)结果与讨论

与 Chu及其同事(2008)的结果不同,本研究可评价性打分的结果表明,被试在对品牌和来源国属性的可评价性感知上并未表现出明显的差异(

M

=3.54,

M

=3.37;

t

<1;

p

>0.05)。

属性赋权检验

：用来源国属性的重要得分减去品牌属性的重要得分。分析结果表明,分离模式中的相对值与联合模式中的相对值无明显差异(

M

=-0.13,

M

=0.05;

F

(1,114)=0.316,

p

>0.5)。

消费者评价检验

：受此影响(见图4),无论是在联合模式还是在分离模式中,消费者都没有表现出对哪种手机的显著的偏好(联合模式：

M

=3.46,

M

=3.41;

t

=0.78,

p

>0.5;分离模式：

M

=3.65,

M

=3.59;

t

=0.31,

p

>0.5)。假设3未得到支持。

图4 研究二实验一结果

是否可以通过改变这来源国和品牌属性的呈现方式,让联合-分离模式对来源国效应产生影响？我们将在实验二和实验三中分别检验通过量和质的改变对来源国、品牌信息进行操纵,是否能对消费者在不同模式中属性权重的分配产生影响,从而影响来源国效应。

4.2.2 实验二

本实验是为了检验从量的方面,增加对品牌信息的说明,改变品牌属性的可评价信息量,是否会影响产品品牌和来源国属性在消费者产品评价过程中的作用。

(1)实验设计

被试选择

：被试者从中国某大学的学生中征集而来,共123人参与了实验。剔除掉不完整的问卷,实际参与人数为111人,57%为女生。

实验流程

：本实验在被试阅读产品信息时(产品 A:来源国为印度,品牌为三星;产品 B:来源国为日本,品牌为联想),会被告知“根据权威杂志《消费者报告》的调查,在二十个手机品牌中,86%的消费者表示对三星手机的认同(23%的消费者表示了对联想手机的认同)”,并要求被试对该种手机进行评价,就属性重要程度和可评价性信息量进行打分。

(2)操纵检验

来源国形象：日本作为手机来源国的评价形象得分为4.63,印度作为手机来源国的评价形象得分为2.65,二者差异显著,

t

=13.26,

p

<0.01。品牌评价：三星作为手机品牌的品牌得分为4.86,联想作为手机品牌的品牌得分为 2.41,二者差异显著,

t

=14.93,

p

<0.01。可评价性信息：来源国属性的可评价性得分为3.17,品牌的可评价性得分为4.16。两者差异显著,

t

=5.79,

p

<0.01。

(3)结果与讨论

可评价性假设存在的一个隐含假设是：难以单独评价的属性,在可以对比的情况下,变得容易进行评价。在可评价性假设的研究中(Loewenstein,Blount,&Bazerman,1993;Hsee,1996;Hsee &Leclerc,1998;Hsee et al.,1999)的所有实验也均是选择的可对比型属性(点状信息)作为研究对象,例如：数字,包括价格、保质期、电子词典收录条目数、冰淇淋的克数、编写的程序数量、GPA分数等。然而,本实验的来源国与品牌属性皆不属于可对比型属性,此时消费者对产品的赋权是否还会与可评价性假设预测相一致？

属性赋权检验

：用差值(来源国-品牌)检验消费者在不同模式中,对不同性质的属性赋予权重的变化。单因素方差分析结果表明,在分离模式中的相对值要显著小于联合模式中的相对值(

M

=-0.92,

M

=0.2045;

F

(1,110)=15.58,

p

<0.01)。在分离模式中,消费者赋予品牌属性的重要性(

M

=4.43,

SD=

1.03)高于来源国的重要性(

M

=3.52,

SD

=1.08);在联合模式中,消费者赋予品牌属性的重要性(

M

=3.93,

SD

=1.16)要低于来源国(

M

=4.13,

SD

=1.02)。然而,值得注意的是,与可评价性假设预测相反,在联合模式中消费者对属性的权重分配差异并不显著(

t

<1,

p

>0.1)。

消费者评价检验

：受此结果影响(图5),在分离模式中,消费者更加偏好三星手机(

M

4.17,

M

=3.69;

t

=2.97,

p

<0.05);但在联合模式中,消费者却没有表现出对何种手机更为偏爱(

M

=3.75,

M

=3.66;

t

=0.54,

p

>0.05)。这说明,当评价过程中两个属性皆不属于可对比型属性时,即使增加某属性的可评价性信息量,由于在联合模式中没有属性会因为比较而变得比另一属性更容易评价,因此,不会发生偏好反转现象。假设4得到部分支持。

图5 研究二实验二结果

4.2.3 实验三

本实验的目的是为了检验当消费者面对数字形式的产品来源国信息和名称形式的品牌信息时,产品品牌与来源国属性在消费者产品评价过程中的作用。

(1)实验设计

被试选择

：被试者从中国某大学的学生中征集而来,共131人参与了实验。剔除掉不完整的问卷,实际参与人数为129人,51%为女生。

刺激物

：实验将来源国由具体国家抽象成为数字(品牌:联想,来源国:80;品牌:三星,来源国:35 ),告知被试该数字表示来源国形象的好坏程度,数字越大,来源国形象就越好。

实验流程

：实验流程上与实验一一致。

(2)操纵检验

品牌评价：结果显示,三星作为手机品牌的品牌得分为 4.69,联想作为手机品牌的品牌得分为2.32,二者差异显著,

t

=14.84,

p

<0.01。

(3)结果与讨论

属性赋权检验

：用差值(来源国-品牌)对权重分配情况进行分析,结果表明,在分离模式中的相对值要显著小于联合模式中的相对值(

M

=-1.05,

M

=0.85;

F

(1,128)=35.89,

p

<0.01)：在分离模式中,消费者赋予品牌属性的重要性(

M

=4.27,

SD

=1.21)高于来源国的重要性(

M

=3.23,

SD

=1.04);在联合模式中,消费者赋予品牌属性的重要性(

M

=3.36,

SD

=1.15)要低于来源国(

M

=4.21,

SD

=1.12)。

消费者评价检验

：受此影响(见图6),在分离模式中,消费者对品牌属性上表现更优的三星手机的评价更高(

M

=2.97,

M

=4.39;

t

=15.137,

p

<0.01);在联合模式中,消费者对来源国属性上表现更好的联想手机的评价更高(

M

=3.86,

M

=3.01;

t

=6.294,

p

<0.01)。假设5得到验证。

图6 研究二实验三结果

5 讨论

5.1 结果讨论

本研究认为,产品的价格和品牌能否有效削弱来源国效应,受到评价模式及属性本身特征的影响。研究假设1、5得到支持,2、4得到部分支持,3未得到支持。

对假设 2得到部分支持的一个可能的解释是,两种评价模式中不同信息处理方式所依靠的信息基础不同。按照可获性诊断模型(the accessibilitydiagnosticity model),什么信息会进入消费者的评价过程取决于该信息的可获性和诊断性,即该信息是否容易获得以及是否具有诊断价值：

在分离模式中,消费者进行的是选项为基础的评价型判断,主要依靠从记忆中提取与当前选项相关的信息(Gould &Kramer,2009;Parker &Schirift,2011),计算属性的绝对效用后做出偏好评价(Johnson,1984)。Jacaoby,Szybillo和 Busato-Schach(1977)在对消费者购买决策过程中信息获得行为的研究中发现,相比价格这种对比型属性(点状信息),来源国这种富裕型属性(块状信息)更容易被消费者长时间存储和回忆。因此,与对比型属性相比,与富裕型属性相关的信息更容易被消费者提取(Alba,Hutchinson,&Lynch,1991)。另外,在属性的诊断性上,富裕型属性是一种块状信息,它是众多点状信息的整合,比点状信息(对比型信息)传达更多的意义,包含更多的信息量(amount of information)(Miller,1956)。对比型属性则与之相反,它在单独情况下所能提供给消费者的信息量十分有限。因此,在分离模式中,消费者会给予产品富裕型属性更大的权重,以富裕型属性为基础,对产品进行评价。

在联合模式中,消费者进行的是属性为基础的对比型判断,进入处理过程的主要是选择集中已有的信息(Hsee,1996;Nowlis &Simonson,1997),依据通过对比得出的相对价值形成偏好判断(Johnson,1984)。与富裕型属性相比,对比型属性之间的差异是具体的、清晰的、容易进行计算(如价格与价格之间的差异是可量化的)。 因此,在联合模式中,消费者会赋予产品对比型属性更大的权重,以对比型属性为基础,对产品进行评价。

假设3不成立的一个重要原因是消费者在对来源国与品牌属性的可评价性信息量上的感知并不存在显著的差异。Hsee et al.(1999)指出,属性可评价信息量主要取决于个体所拥有的关于该属性的范围信息的多少。当未给出属性范围信息时,消费者本身所拥有的属性范围知识成为主要决定因素,而这一因素会因消费者个体的不同而不一样。因此,就品牌和来源国属性本身来说,并不存在可评价性信息量上的差异。这也从另一方面解释了为什么在品牌能否削弱来源国效应这一问题上学者们存在争议。

5.2 研究意义

研究表明,在某些情境下,价格和品牌确实可以通过影响消费者对属性的权重分配对来源国效应造成影响。具体来说：

(1)在分离模式中,消费者会赋予来源国属性更大权重,此时较低价格并不能有效削弱来源国效应;在联合模式中,价格属性的赋权受到价格差异大小的影响,只有当价格差异足够大时,消费者才会赋予价格属性更大比重,从而削弱来源国效应。

(2)品牌对来源国效应的影响不会受到产品评价模式的影响,但如果增加品牌属性可评价信息量或者改变来源国属性的呈现方式,会增加分离模式中消费者对品牌属性的赋权,达到削弱来源国效应的目的。

本研究对心理学中联合-分离模式的偏好反转解释机制也进行了一定的探索。虽然 Nowlis和Simonson (1997)以及Hsee (1996)和Hsee等人(1999)对联合-分离模式出现偏好反转的两大机制(属性-任务兼容原则和可评价性假设)进行过比较,但未就两者关系做出明确的说明。本研究通过对来源国效应中,来源国、价格、品牌3种属性在不同评价模式中对消费者产品评价产生不同影响的探讨,对属性-任务兼容原则和可评价性假设二者的关系进行了详细了说明和验证。

(1)属性的质性性质对不同模式中的权重分配起着决定作用。具体说来,当在评价模式中出现的两种属性属于不同的信息类型的时候(一种是富裕型信息,一种是对比型信息),在分离模式中,消费者会给予在富裕型属性上表现更优的产品更高的评价。在联合模式中,消费者会给予在对比型属性上表现更优的产品更高的评价。

此时,即使增加对比型信息的可评价性信息,仍然不能改变由于属性质的不同而带来的权重分配格局。

(2)在评价模式中出现的两种属性属于同一种信息类型的时候,属性的量方面的差异会影响不同模式中消费者对权重的分配。但需要注意的是,与可评价假设不同,当评价模式中的两种属性皆为富裕型信息时,在联合模式中,消费者并不会赋予可评价信息量较少的属性更大权重。

(3)可通过增加属性的可评价型信息量或者转换属性的呈现方式来改变原有属性赋权分配格局。

本研究结果具有一定的实践意义。首先,企业在选择产品销售终端渠道时应加以注意,不同的终端渠道会对消费者评价模式造成影响。如果企业选择品牌专营店的形式,由于该店只存在一种品牌的产品,因此消费者在该商店购物时,更多的采用分离评价模式。如果企业选择进入大卖场的形式,由于消费者同时面临几种品牌产品的选择,因此消费者在该地点购物的时,更多采用的是联合评价模式。其次,不同模式中,产品的品牌、价格和来源国属性会对消费者产品评价产生不同程度的影响。在分离模式中,消费者会更加重视产品的来源国信息。因此,对来源国形象较差的产品,企业应尽量避免采用专营的方式经营产品。如果企业想通过低价的方式削弱来源国效应,必须将产品与其他产品陈列在一起才有可能达到目的。除此之外,企业还应考虑产品类型带来的不同影响。例如,对于手机、电视这样的搜索型产品(Nelson,1970),即使在专营店中,消费者仍可能通过对比方式来进行评估;而对于体验型产品,富裕型属性本就在评价中占有相当分量,所以对于不具备来源国优势的该类产品更应该注意不要选择专营店的模式销售。

本研究也存在一些局限。首先,由于缺少有关属性可评价性量和重要性的成熟量表,本研究依照前人的做法,用一个问句进行测量,存在一定的缺陷。因此,在未来的研究中,有必要对这二者的测量开发专门的量表。其次,数据样本上存在一定的缺陷,只以学生为对象进行了数据搜集,所以研究结果的外部效度受到了一定限制。

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