商品陈列方式、先验品牌知识与品牌选择决策——弱势品牌的视角*

(上海财经大学国际工商管理学院,上海 200433)

1 引言

30多年来,中国经济快速发展,在 2010年已经成为世界第二大经济体(冯武勇,2011)。但是,中国却没有摆脱“制造大国,品牌小国”的尴尬境地。在 2014年,中国仅有一个品牌进入了全球百佳品牌榜,且排名还比较靠后(Interbrand,2014)。为了弥补品牌短板,降低销售价格就成为中国企业最现实的选择。但是,价格是产品的质量线索(Ding,Ross,&Rao,2010)。消费者往往将低价的产品等同于低质的产品,不愿意购买。很明显,低价策略是一个“费钱不讨好”的办法。这仿佛构成了一个恶性循环的矛盾体。为了克服“品牌小”的弱势,中国企业采取降低价格的策略。然而,低价策略却让企业“坐实”了“品牌差劲,质量低下”的罪名。因此,那些处于弱势品牌地位的中国企业有必要采取新的竞争策略。

在很多情况下,消费者已经决定购买某类产品,但是尚未确定选择哪一品牌。此时,如何做出品牌选择决策就成为消费者完成购买活动的重要任务。更具体地,在没有产品使用经历的情况下,消费者如何进行品牌选择决策呢？研究表明,商品质量是消费者进行品牌选择决策的重要依据,消费者需要利用各种信息和线索来判断商品的质量(Miyazaki,Grewal,&Goodstein,2005;Rao &Monroe,1989)。这些信息可以分为两种不同来源的信息：先验知识和即时获取的信息(Bettman &Park,1980)。先验知识是储存在记忆系统里、与产品或品牌相关的信息(Brucks,1985),比如品牌强度等;即时获取的信息是指消费者在决策现场获取的、与产品或品牌相关的信息,比如商品陈列方式等。通常地,消费者认为强势品牌的产品具有较好的质量,而弱势品牌产品的质量则较差(Rubinson,1979;Fetscherin,2010)。因此,消费者往往愿意购买强势品牌的产品,即使需要支付更高的价格。那么,在消费者进行初次购买的时候,弱势品牌企业是否可以利用消费者即时获取的信息(商品陈列方式)来消除先验品牌知识(品牌强度)的负面影响呢？

在零售环境下,商品陈列(Product Assortment)是影响消费者购物行为的重要因素之一(Chernev,2011;Bezawada &Pauwels,2013;Fisher &Vaidyanathan,2014)。商品陈列是指某类商品的集合(Sela,Berger,&Liu,2009)。在以往的研究中,大量学者探究了商品陈列数量对消费者是否购买及购买数量的影响,但是只有少量学者研究了商品陈列数量对消费者品牌选择决策的影响。近年来,学者们越来越多地关注商品陈列方式对消费者购买行为的影响(Poynor&Wood,2010;Piris,2013;Lamberton &Diehl,2013)。但是,在这些研究中,尚未有学者研究商品陈列方式对消费者品牌选择决策的影响作用。本文将聚焦于(1)商品陈列方式是否及如何影响消费者的品牌选择决策,以及(2)先验品牌知识(品牌强度)是否调节这一因果关系。在理论上,本文能够丰富和扩展学者们对商品陈列的研究。在实践上,对诸多处于弱势品牌地位的中国企业来说,本文的研究结论也具有重要的实践指导意义。

2 文献回顾与研究假设

2.1 相关的文献回顾

Lancaster (1990)提出,提供较多的商品选项总是优于提供较少的商品选择项——更多的选择可以满足不同消费者的选择要求。然而,这一结论却受到了学者们的质疑。Kahn和Lehmann (1991)认为,在一次购买过程中,消费者需要完成两个阶段的任务：首先是选择商品陈列的货架,然后就是从所选的货架上选择最终所购买的产品。在第一个阶段,相比选项较少的商品陈列,选项较多的商品陈列能够增加消费者找到满意产品的可能性(Schwartz et al.,2002),为追求多样化选择的消费者提供了便利(van Trijp,Hoyer,&Inman,1996;Kahn &Wansink,2004)。不仅如此,较多的商品选择数量还能够增加消费者对最终购买选择的控制程度和信心(Inesi,Botti,Dubois,Rucker,&Galinsky,2011)。另外,商品陈列数量也显著地影响了消费者的品牌选择决策(Gourville&Soman,2005;Berger,Draganska,&Simonson,2007)。

但是,在第二个阶段,较多的商品选择数量可能造成商品选项过多(Scheibehenne,Greifeneder,&Todd,2010),大大增加了消费者比较和选择最终产品的难度(Iyengar &Lepper,2000;Chernev,2006)。并且,较大的商品陈列也能够提升消费者对寻找满意产品的期望值(Diehl &Poynor,2010;Kuksov &Villas-Boas,2010)。这有可能降低消费者的购物满意度、导致较多的后悔(Malhotra,1982;Carmon,Wertenbroch,&Zeelenberg,2003),甚至导致延迟购买(Iyengar,Huberman,&Jiang,2004)。可见,增加商品陈列的数量是一把“双刃剑”：在满足消费者多样化需求的同时,也增加了消费者的选择难度。在此情况下,学者们开始寻求如何利用优化商品陈列方式的策略来克服增加商品陈列数量的负面效应。

商品陈列方式是指零售商以何种组织方式向消费者展示商品。总的来说,相较于杂乱无序的商品陈列,有规律的商品陈列能够降低消费者的搜索成本和选择难度(Diehl,Kornish,&Lynch Jr,2003;Diehl,2005;Mogilner,Rudnick,&Iyengar,2008)。进一步的研究表明,不同陈列方式对消费者购物行为有不同的影响作用。基于利益的商品陈列方式是一种以消费者为中心的陈列方式,能够清晰地表达企业的产品定位(Haley,1968;Poynor &Wood,2010;Viswanathan &Childers,1999);而基于属性的商品陈列方式是一种以产品为中心的陈列方式,有助于消费者根据属性偏好的优先顺序选择商品(Kahn &Wansink,2004;Mogilner et al.,2008),降低商品相似性感知(Lamberton &Diehl,2013),降低选择决策难度、提升购买满意度(Huffman &Kahn,1998)。可见,零售商如何根据消费者和产品的特征而选择合适的商品陈列方式是一个需要引起足够关注的问题(Kahn et al.,2014)。

尽管学者们对商品陈列的影响作用进行了大量的研究,但是尚未有学者研究商品陈列方式对消费者品牌选择决策的影响。在本文中,商品陈列方式包括两种：基于属性和基于利益的商品陈列方式。商品属性是指有形的产品特点(比如,产品的外形、气味、成分等),而商品利益是指产品的功能、功效(比如,市面上的牙膏有美白、防蛀、防过敏等类型)。基于属性的商品陈列方式是指零售商以其属性作为分组依据,将商品进行陈列和展示;而基于利益的商品陈列方式是指零售商以其利益作为分组依据,将商品进行陈列和展示(Lamberton &Diehl,2013)。本文将研究商品陈列方式对消费者品牌选择决策的影响作用。并且,结合中国自主品牌追赶外国强势品牌的现实,本文还将引入先验品牌知识(品牌强度)作为调节变量,研究品牌强度对商品陈列方式和消费者品牌选择决策之间因果关系的调节作用。

2.2 商品陈列方式影响多样性感知

商品多样性是指零售商或者品牌制造商提供的商品数量,而多样性感知是消费者对商品数量进行信息处理后的认知结果。消费者的多样性感知不仅受到商品实际数量的影响,也受到商品陈列方式的影响(Kahn &Wansink,2004)。本文认为,相比于基于利益的陈列方式,基于属性的陈列方式能够提升消费者的多样性感知。这是因为两种不同的商品陈列方式能够影响消费者处理信息的解释水平,而解释水平的变化能够引起消费者之间多样性感知差异。

解释水平理论认为：①人们对事物的心理距离有远近之分,心理距离影响着人们的解释水平;②解释水平的变化影响人们对事物的认知和决策(Trope &Liberman,2010)。心理距离是人们以自我为中心,对自我与外界事物之间距离远近的心理表征状态。心理距离受到时间距离、空间距离、社会距离和可能性等因素影响(Trope &Liberman,2011)。当心理距离较远之时,人们使用本质的、核心的、抽象的特征来表征事物,即高解释水平;反之,则使用次要的、具体的特征来表征事物,即低解释水平(Shapira,Liberman,Trope,&Rim,2012)。

基于利益的陈列方式强调了商品的利益,而基于属性的陈列方式则突出了商品的具体属性。在“手段——目的链”中,利益体现了事物的最终目的,而属性则是实现最终目的的手段(Gutman,1982)。研究表明,在处理与目的相关的信息之时,人们将处于较高的解释水平;而在处理与手段相关的信息之时,人们将处于较低的解释水平(Danziger,Montal,&Barkan,2012)。因此,在浏览基于利益陈列方式的货架或菜单之时,消费者是在处理与目的相关的信息,因而将处于较高的解释水平;而在浏览基于属性陈列方式的货架或菜单之时,消费者是在处理与手段相关的信息,因而将处于较低的解释水平。更进一步地,当处于较高的解释水平之时,人们将更多地关注事物之间的相似性,因而相似性感知较高;当处于较低的解释水平之时,人们将更多地关注事物之间的差异性,因而相似性感知较低(Xu,Jiang,&Dhar,2013;Goodman &Malkoc,2012;McCrea,Wieber,&Myers,2012)。

因此,商品陈列方式影响了消费者的解释水平,而解释水平的变化导致了消费者之间的商品相似性感知差异。研究表明,商品间相似性感知能够显著地影响消费者的商品多样性感知。在商品相似性感知越高的情况下,消费者的商品多样性感知就越低(van Herpen &Pieters,2002,2007;van Ryzin &Mahajan,1999)。因此,由于解释水平差异,消费者的商品多样性感知存在显著的差异。具体地,当处于较高的解释水平之时,消费者更多地关注商品间的相似性,因而商品多样性感知较低;处于较低的解释水平之时,消费者更多地关注商品间的差异性,因而商品多样性感知较高。据此分析,本文提出如下研究假设。

假设 1：相比基于利益的陈列方式,基于属性的陈列方式提升了消费者的多样性感知。

2.3 商品陈列方式影响品牌选择决策——连续中介机制

在没有直接使用经历的情况下,消费者无法直接判断商品的质量。此时,消费者需要依赖某些间接线索(比如,价格、品牌形象、制造商声誉等)来进行质量判断(Mayzlin,2006;Purohit &Srivastava,2001)。商品多样性也是消费者判断产品质量的线索之一(Berger et al.,2007)。首先,为了在同一产品品类里提供多样化的产品,品牌制造商需要花费更多的设计、生产和运营成本(Bordley,2003)。然而,成本越高,在失败后制造商需要承担的损失也越大。消费者据此推断,为了避免失败,企业必须推出较高质量的产品来吸引消费者(Liao,Chen,&Wu,2008)。其次,为了在同一产品品类里推出多样化的产品,品牌制造商必须比竞争对手掌握更详细的市场细分知识和消费者需求的细节特征(Joshi,Reibstein,&Zhang,2013),并且必须具备满足多样化需求的技术能力(Fernhaber &Patel,2012)。因此,当某品牌能够提供多样化的同品类产品之时,消费者以此为线索推断该企业拥有生产此类产品的核心技术能力,能够生产出高质量的产品(Prahalad &Hamel,1990;Wood &Lynch Jr,2002)。

在本研究中,尽管没有增加商品的实际数量,但是商品陈列方式能够显著地改变消费者的商品多样性感知(假设 1)。商品多样性感知的提升能够正向影响消费者的产品质量感知。在产品质量感知越高的情况下,消费者的品牌评价和选择意愿也会越高(Erdem,Keane,&Sun,2008)。因此,本文有必要构建一个连续中介模型(Sequential Mediation Model,SMM)来解释商品陈列方式对品牌选择决策的影响作用。连续中介模型的影响路径是商品陈列方式→多样性感知→质量感知→品牌评价和选择意愿。基于以上分析,本文提出如下假设。

假设 2：相比基于利益的陈列方式,基于属性的陈列方式提升了消费者的产品多样性感知和产品质量感知,进而提升了消费者的品牌评价和选择意愿。

2.4 先验品牌知识的调节作用

品牌强度是消费者对品牌属性和特征的认知(Miyazaki et al.,2005),以及由此产生的品牌选择偏好(Page &Herr,2002)。消费者往往将市场上的竞争品牌简单地划分为强势品牌和弱势品牌。相较于弱势品牌,消费者对强势品牌的评价和选择意愿更高(Woodside &Walser,2007;Hoeffler &Keller,2003)。假设1和假设2探讨了商品陈列方式对品牌选择决策的影响。那么,先验品牌知识是否能够调节商品陈列方式与品牌选择决策之间的因果关系？

在进行初次购买之时,先验品牌知识是消费者进行产品质量判断的重要依据(Keller,2003;Dodds &Monroe,1985)。但是,对消费者来说,强势和弱势的品牌先验知识对产品质量的诊断能力(Diagnosticity)却存在显著的差异(Nam,Wang,&Lee,2012;Feldman &Lynch Jr,1988)。具体地,相比于弱势品牌,强势品牌能够显著地提升消费者的产品质量感知(Miyazaki et al.,2005),降低消费者的质量感知风险(Chen &He,2003)。并且,强势品牌还能提升消费者对产品质量判断的自信程度(Wood &Lynch Jr,2002)。因此,在已经拥有较强诊断能力的信息之后,消费者将显著地减少搜索和获取额外产品信息的努力和行为(Wood &Lynch Jr,2002;Simonson,Huber,&Payne,1988;Srull,1983)。这是因为消费者不想再付出多余的认知努力(Garbarino &Edell,1997),并且也不愿意获知可能否定已有判断的信息(Alba &Hutchinson,2000)。因此,由于强势品牌能够有效地帮助消费者做出产品质量判断,因而消费者将显著地减少其搜索和获取其他产品信息的动机和行为;然而,对于弱势品牌来说,消费者不能完全依靠先验品牌知识做出可信的产品质量判断,因而还需要搜索和获取更多的产品信息。

也就是,对于强势品牌的产品来说,商品陈列方式不会影响消费者的产品质量判断;但是,对于弱势品牌的产品来说,商品陈列方式将对消费者的产品质量判断产生重要的影响。基于以上分析,本文认为,先验品牌信息能够显著地调节商品陈列方式与品牌选择决策之间的因果关系。具体地,在弱势品牌条件下,相较于基于利益的陈列方式,基于属性的陈列方式能够增强消费者的产品质量感知,进而影响消费者的品牌选择决策;但是,在强势品牌的先验知识条件下,商品陈列方式的变化不会影响消费者对产品质量的感知,因而也不能影响消费者的品牌选择决策。据此,本文提出如下假设。

假设 3：在弱势品牌的条件下,相比基于利益的陈列方式,基于属性的陈列方式能够显著地提升消费者的品牌评价和选择意愿;而在强势品牌的条件下,商品陈列方式对品牌评价和选择意愿的影响效应不再显著。

接下来,本文将运用行为实验法来检验研究假设,一共涉及3个实证研究。以品牌为分析单位,研究1验证了商品陈列方式对商品多样性感知的影响(假设1)。研究1是链式实验设计,包含了3个实验。在此基础上,研究2验证了商品陈列方式对消费者品牌选择决策的影响作用,并利用连续中介模型验证了作用机制(假设 2)。研究 3则验证了先验品牌知识(品牌强度)对假设2的调节作用(假设3)。本文的理论框架如图1所示。

图1 理论框架

3 实证研究

3.1 研究1：商品陈列方式对商品多样性感知的影响

研究1的目的是建立商品陈列方式与多样性感知之间的因果关系,并检验解释水平的中介作用。解释水平是人们处理信息的心理过程或状态,而不是一个可被测量的心理变量。遵循Spencer,Zanna和 Fong (2005)的建议,研究 1采用链式实验设计(Chain-of-Experiments)。实验1a建立了商品陈列方式与多样性感知之间的因果关系;而实验 1b和 1c是链式实验设计,检验了解释水平的中介作用。按照链式实验的原理,实验 1b检验了商品陈列方式对解释水平的影响作用,而实验 1c则操控了解释水平,以检验其对商品多样性感知的影响作用。

3.1.1 实验1a：商品陈列方式对商品多样性感知的影响

(一)实验设计

实验 1a采用单因素(陈列方式：属性与利益)组间设计。

(1)实验刺激物

参考 Lamberton和 Diehl (2013)的实验 2b,研究1的3个实验选择了茶叶作为实验的产品类型。20种茶叶分别按照基于属性和基于利益的方式进行陈列,并制作成某品牌茶叶的产品目录。基于属性的陈列方式包括绿茶、红茶、乌龙茶和花茶等四大类,而基于利益的陈列方式则包括激发能量、心血管保健、减肥瘦身和舒缓压力等四大类。每一类都包含5种具体的茶叶。除此之外,实验刺激物还包括适量的文字说明材料,用来简要地介绍该品牌的情况和茶叶知识。品牌是虚拟的,以避免品牌熟悉度对实验结果的影响。前测实验表明,在不同商品陈列方式的条件下,被试完成产品选择任务的难度没有差异。

(2)实验过程

被试是来自中国中部某高校的本科生。实验采用课堂实验的方式进行。被试被告知参加某品牌茶叶的产品测试。两个组别的实验材料被随机分发给被试。实验开始后,实验员要求被试详细阅读实验材料的第一和第二页,包括某品牌茶叶的文字说明材料和产品陈列的展示图片。5分钟后,实验员提示被试转至实验材料的第三页,完成产品选择的任务。实验1a要求被试想象其在茶馆喝茶,并从茶叶目录中选择其偏好的一款茶叶。完成产品选择任务之后,被试需要完成相关变量的测量。所有被试需要独立完成实验任务。

(3)变量测量

因变量。商品多样性感知的测量采用Kahn和Wansink (2004)的量表,采用 9分利克特量表设计(“1”=非常不同意,“9”=非常同意),包括“XX(品牌名)的产品为我提供了多样化的选择”、“我比较容易地挑选出自己喜欢的一款茶叶”、“在完成选择任务之时,我感觉有较多的可选产品”和“XX 的产品为我提供了较多的选择余地”等4个测项。

控制变量。为了控制干扰因素对实验结果的影响,实验 1a测量了产品选择的任务难度和被试的茶叶产品知识。任务难度采用 Menon和 Raghubir(2003)的量表,测量方式与因变量一致。任务难度量表包括“我感觉完成产品选择的任务是困难”、“我感觉完成产品选择的任务需要耗费精力”、“我感觉完成产品选择的任务需要进行较多的思考”和“我感觉完成产品选择的任务需要花费了较长的时间”等 4个测项。产品知识的测量采用 Aaker和Williams (1998)的方法(“1”=非常不了解,“9”=非常了解)。被试还需报告性别和年龄等信息。

(二)结果与讨论

实验 1a共回收有效问卷 74份,其中男性 23人占 31.1%,女性 51人占 68.9%,平均年龄 21.16岁,最小的被试18岁,最大的被试24岁。

首先,检验控制变量的差异程度。基于属性陈列方式组的任务难度(α=0.86) (

M

=4.95,

SD

=1.03,

n

=37)与基于利益陈列方式组的任务难度(

M

=5.20,

SD

=1.12,

n

=37)之间没有显著差异,

F

(1,73)=0.95,

p

>0.1,

Cohen's d

=0.23。在两个组别中,被试的产品知识也不存在显著差异(

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,检验商品陈列方式对多样性感知的影响。实验1a将多样性感知(α=0.93)进行单因素(商品陈列方式)ANOVA分析。结果显示,基于属性陈列方式组的多样性感知(

M

=7.43,

SD

=0.93)显著地大于基于利益陈列方式组的多样性感知(

M

=6.60,

SD

=0.98),

F

(1,73)=13.93,

p

<0.001,

Cohen's d

=0.87。多样性感知对人口统计信息进行单因素ANOVA分析,没有发现性别和年龄对被试多样性感知的显著影响。

实验 1a的结果表明,商品陈列方式显著地影响了被试的多样性感知,能够较好地支持假设 1。实验 1a还排除了任务难度和产品知识的替代性解释。但是,实验1a没有研究解释水平的中介作用。假设1和假设2的推导都是建立在解释水平理论的基础之上。因此,本文有必要检验解释水平的中间机制是否成立。

3.1.2 实验 1b：商品陈列方式对消费者解释水平的作用

(一)实验设计

实验 1b采用单因素(陈列方式：属性与利益)组间设计。实验 1b所用的刺激物和实验过程与实验1a完全一致。变量测量有变化。

因变量。实验 1b将被试的事件主观可能性判断作为因变量。具体事件参考和改编自Wakslak和Trope (2009)的研究,采用 9 分利克特量表设计(“1”=非常不可能,“9”=非常可能)。具体事件包括“(1)小王准备周末去XX (地名)拜访一位朋友”、“(2)小周准备给自己买一双新鞋子”、“(3)小刘参加学校英语角的口语练习”、“(4)小张打开电子邮箱后收到垃圾邮件”和“(5)走进一个彩票售卖点后,小杨购买彩票”等5个事件。

控制变量。为了控制干扰因素对实验结果的影响,实验1b测量了任务难度和产品知识,测量方法与实验1a一致。被试还需报告性别和年龄等信息。

(二)结果与讨论

被试是来自中国中部某高校的本科生。实验1b共回收有效问卷66份,其中男性27人占40.9%,女性39人占59.0%,平均年龄19.11岁,最小的被试18岁,最大的被试21岁。

首先,检验控制变量的差异程度。基于属性陈列方式组的任务难度(α=0.81) (

M

=4.69,

SD

=1.25,

n

=34)与基于利益陈列方式组的任务难度(

M

=5.00,

SD

=1.24,

n

=32)之间没有显著差异,

F

(1,65)=1.07,

p

>0.1,

Cohen's d

=0.25。在两个组别中,被试的产品知识也不存在显著差异(

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,检验商品陈列方式对主观可能性判断的影响。参考Wakslak和Trope (2009)的处理方法,实验 1b分别将被试对每个事件的主观可能性判断进行单因素(商品陈列方式)ANOVA分析(具体结果见表1)。结果显示,受商品陈列方式的影响,两个组别的被试对事件1、2、4和5的主观可能性判断存在显著差异,并且有3个效应量大于0.5,另外一个效应量比0.5略小。尽管两个组别的被试对事件4的主观可能性判断值不存在显著差异,但还是保持了与其他4个事件相同的差异方向。实验1b还将所有事件主观可能性的均值进行了单因素ANOVA分析,结果也具备较理想的显著性和效应量。最后,实验 1b将被试的主观可能性判断对人口统计信息进行单因素ANOVA分析,发现性别和年龄对因变量没有显著影响。实验1b证实,不同的商品陈列方式显著地影响了被试的主观可能性判断。根据Wakslak,Trope,Liberman和 Alony (2006)的研究,当对事件的可能性判断较高之时,被试将处于低解释水平状态;反之,被试将处于高解释水平状态。因此,基于属性的陈列方式能够激发消费者较低的解释水平,而基于利益的陈列方式则能够激发消费者较高的解释水平。

表1 商品陈列方式对被试主观可能性判断的影响效应

3.1.3 实验1c：解释水平对多样性感知的影响

(一)实验设计

实验1c采用单因素(解释水平：高与低)组间设计。

实验1c将实验1a中基于利益排列的实验材料去除了分组信息,并制作成某品牌的产品目录。品牌是虚拟的,以避免品牌熟悉度对实验结果的影响。实验 1c利用人际间的熟悉程度来操控社会距离(Liviatan,Trope,&Liberman,2008),以此激发被试间不同的解释水平。实验 1c要求被试想象其和一个朋友在茶馆喝茶的情景,并需要替朋友做出茶叶品种的选择决策。在近社会距离的组别,实验1c要求被试为自己的某个亲密朋友做选择决策;在远社会距离的组别,实验 1c要求被试为自己的某个一般朋友做选择决策。实验1c的过程与实验1a完全一致。变量测量有变化。

实验 1c的因变量是多样性感知,测量方法与实验1a一致。自变量是解释水平,测量方法与实验1b的因变量一致。控制变量包括任务涉入度和产品知识。产品知识的测量方法与实验 1a一致。任务涉入度的测量参考 Raju,Unnava和 Montgomery(2009)的量表,采用 9 分利克特量表设计(“1”=非常不同意,“9”=非常同意),具体包括“在替朋友完成选择决策之时,我的态度很认真”、“在替朋友完成选择决策之时,我的注意力很集中”、“在替朋友完成选择决策之时,我的精力很专注”和“在替朋友完成选择决策之时,我考虑了实验材料中的所有信息”等4个测项。被试还需要报告性别和年龄等信息。

(二)结果与讨论

被试是来自中国中部某高校的本科生。实验1c共回收有效问卷76份,其中男性31人占40.8%,女性45人占59.2%,平均年龄21.18岁,最小的被试19岁,最大的被试23岁。

首先,检验控制变量的差异程度。近社会距离组的任务涉入度(α=0.89) (

M

=6.13,

SD

=1.05)与远社会距离组的任务涉入度(

M

=5.88,

SD

=1.10)之间没有显著差异,

F

(1,75)=0.97,

p

>0.1,

Cohen's d

=0.23。在两个组别中,被试的产品知识也不存在显著差异(

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,操控检验。实验1c利用社会距离来操控被试的解释水平。按照实验 1b的处理方法,实验1c分别将被试的事件主观可能性判断进行了单因素ANOVA分析(具体结果见表2)。结果显示,近社会距离组被试的主观可能性判断显著地大于远社会距离组被试的主观可能性判断。操控检验表明,实验1c对解释水平的操控符合实验要求。

表2 解释水平的操控检验结果

最后,检验解释水平对多样性感知的影响。实验 1c将多样性感知(α=0.84)进行单因素(解释水平)ANOVA分析。结果显示,低解释水平组的多样性感知(

M

=6.68,

SD

=0.91)显著地大于高解释水平组的多样性感知(

M

=6.08,

SD

=0.99),

F

(1,75)=7.53,

p

<0.001,

Cohen's d

=0.63。多样性感知对人口变量信息进行了单因素ANOVA分析,没有发现其对因变量的显著影响。因此,实验1c验证了消费者的解释水平显著地影响了多样性感知。

3.1.4 研究1小结

研究1进行了3个实验。实验1a通过对商品陈列方式的操控,研究了其对多样性感知的影响效应。在此基础上,实验1b和1c分别对解释水平进行了测量和操控,检验了解释水平的中介作用。3个实验的结果显示,商品陈列方式能够显著地影响消费者的多样性感知——相较于基于利益的陈列方式,基于属性的陈列方式显著地提升了消费者的商品多样性感知。原因就在于不同的商品陈列方式激发了消费者之间的不同解释水平。因此,假设 1得证。

3.2 研究2：商品陈列方式对品牌选择决策的影响

3.2.1 实验设计

研究2的目的在于验证商品陈列方式对消费者品牌选择决策的影响作用。研究 2采用单因素(陈列方式：属性与利益)组间设计。具体品牌是虚拟的。研究2的实验刺激物和实验过程与实验1a完全一致。变量测量有变化。

因变量。研究2将消费者的品牌评价和选择意愿作为因变量。品牌评价的测量参考 Aggarwal(2004)的量表,采用 9 分利克特量表设计(“1”=非常不同意,“9”=非常同意),具体包括“XX 是一个惹人喜爱的品牌”、“我很喜欢XX这一品牌”和“XX是一个有吸引力的品牌”等 3个测项。品牌选择意愿的测量参考 Berens,van Riel和 van Bruggen(2005)的量表,采用 9 分利克特量表设计(“1”=非常不愿意,“9”=非常愿意),具体包括“如果您想要购买茶叶,您愿意购买 XX茶叶吗？”、“您愿意向身边朋友推荐 XX茶叶吗？”和“在本地上市后,您愿意考虑购买 XX茶叶吗？”等 3个测项。研究 2还需要测量消费者的质量感知和多样性感知。质量感知的测量参考 Miyazaki等(2005)的量表,采用 9分利克特量表设计(“1”=非常不同意,“9”=非常同意),具体包括“XX 茶叶是高品质的产品”、“XX茶叶的质量是没有问题的”、“XX茶叶是安全放心的产品”和“在我看来,XX茶叶是高质量的”等4个测项。多样性感知的测量方法与实验1a一致。

控制变量。为了控制干扰因素对实验结果的影响,实验 1b测量了任务难度和产品知识,测量方法与实验1a一致。被试还需要报告性别和年龄等信息。

3.2.2 结果与讨论

被试是来自中国中部某高校的本科生。研究2一共回收有效问卷100份,其中男性33人占33%,女性67人占67%,平均年龄20.24岁,最小的被试19岁,最大的被试23岁。

(1)检验控制变量的差异程度。基于属性陈列方式组的任务难度(α=0.79) (

M

=5.54,

SD

=1.16,

n

=48)与基于利益陈列方式组的任务难度(

M

=5.84,

SD

=1.24,

n

=52)之间没有显著差异,

F

(1,99)=1.55,

p

>0.1,

Cohen's d

=0.25。在两个实验组别中,被试的产品知识也不存在显著差异(

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)检验商品陈列方式对品牌选择决策的影响效应。研究2将品牌评价(α=0.81)和选择意愿(α=0.82)进行单因素(商品陈列方式)MANOVA 分析。结果显示,基于属性陈列方式组的品牌评价(

M

=6.18,

SD

=0.88,

n

=48)显著地大于基于利益陈列方式组的品牌评价(

M

=5.80,

SD

=0.80,

n

=52),

F

(1,99)=5.14,

p

<0.05,

Cohen's d

=0.45。基于属性陈列方式组的品牌选择意愿(

M

=5.90,

SD

=0.90)也显著地大于基于利益陈列方式组的品牌选择意愿(

M

=5.39,

SD

=0.71),

F

(1,99)=10.06,

p

<0.001,

Cohen's d

=0.63。品牌评价和选择意愿对人口变量信息进行单因素MANOVA分析,没有发现性别和年龄对因变量的显著影响。实验结果具备较理想的显著度和效应量,能够支持假设2的观点。也就是,相较于基于利益的陈列方式,基于属性的陈列方式能够显著地提升消费者的品牌评价和选择意愿。

(3)连续中介作用检验。连续中介作用的检验分两步进行,首先检验商品陈列方式对多样性感知的影响,在此基础上再检验多样性感知和产品质量感知的连续中介作用。

首先,检验商品陈列方式对多样性感知的影响。研究2将多样性感知(α=0.83)进行单因素(商品陈列方式)ANOVA分析。结果显示,基于属性陈列方式组的多样性感知(

M

=6.16,

SD

=0.81)显著地大于基于利益陈列方式组的多样性感知(

M

=5.44,

SD

=0.89),

F

(1,99)=17.92,

p

<0.001,

Cohen's d

=0.85。多样性感知对人口变量信息进行单因素ANOVA分析,没有发现性别和年龄对被试多样性感知的显著影响。研究2的结果能够再一次支持假设1的观点——商品陈列方式显著地影响了消费者的多样性感知。

然后,连续中介作用的检验。参考 Mazziotta,Mummendey和Wright (2011)以及Thompson和Ince(2013)的研究,研究2分别将品牌评价(模型a)和选择意愿(模型 b)设为因变量,将商品陈列方式(虚拟变量：“0”=基于利益的陈列方式,“1”=基于属性的陈列方式)设为自变量建立了连续中介模型(SMM),其中多样性感知为第一中介变量,质量感知(α=0.87)为第二中介变量。按照Hayes,Preacher和Myers (2010)提出的bootstrap连续中介检验程序,研究2分别估计了两个模型的回归系数(见图2)。

回归结果显示,商品陈列方式对品牌评价和选择意愿的直接效应系数分别为0.22 (

SE

=0.17,

p

<0.05)和0.31 (

SE

=0.16,

p

<0.01)。但在加入连续中介变量后,商品陈列方式对品牌评价和选择意愿的回归系数不再显著(分别为0.11,

SE

=0.11,

p

>0.1;0.16,

SE

=0.10,

p

>0.1)。在此基础之上,研究2还检验了连续中介作用的整体显著度。在模型 a中,连续中介的整体效应系数为0.1166,而95%的置信区间为(0.0080,0.2423),不包含零。在模型 b中,连续中介的整体效应系数为0.1454,而95%的置信区间为(0.0314,0.2693),也不包含零。由此可判断,商品陈列方式显著地影响了消费者的品牌评价和选择意愿,而消费者的多样性感知和质量感知在这一影响关系中起着显著的连续中介作用。因此,假设2得证。

图2 连续中介作用的检验（研究2）

3.2.3 研究2小结

研究2的结果支持了假设2的观点。商品陈列方式显著地影响了消费者的品牌评价和选择意愿——基于属性的陈列方式能够显著地提升消费者的品牌评价和选择意愿。研究2构建了两个连续中介模型来检验连续中介作用的存在。在商品陈列方式对品牌评价和选择意愿的影响关系中,多样性感知和产品质量感知起着显著的连续中介作用。

3.3 研究3：商品陈列方式和先验品牌知识的交互影响作用

研究 3的目的在于验证先验品牌知识(品牌强度)对商品陈列方式与品牌选择决策之间因果关系的调节作用。研究 3不再使用茶叶作为实验产品,而是选择了羽毛球拍。前期调研发现,羽毛球拍在高校学生群体中具备较高的产品熟悉度,属于大学生比较熟悉的产品类别。实验产品的变化有利于建立弱势民族品牌与强势外国品牌的实验情景,也能证明本研究的结论可以推广至不同的产品类别,具备较好的稳健性。

3.3.1 实验设计

研究3采用2(陈列方式：属性与利益)×2(品牌强度：强势与弱势)双因素组间设计。

(1)实验刺激物

经过前期市场调研,研究3选择了市场上较常见的 5个国外品牌(尤尼克斯、川崎、威尔胜、奥利佛、索牌)和5个国内品牌(李宁、胜利、凯胜、红双喜、狂神)作为候选品牌。34名高校学生参加了前测实验。品牌强度量表参考和改编自 Goh,Chattaraman和Forsythe (2013)的研究。品牌强度量表采用9分利克特量表设计,一共包含两个测项“1=弱势品牌,9=强势品牌”和“1=普通品牌,9=领导品牌”。结果显示,国外品牌的品牌强度(

r

=0.93表示测项之间的相关系数。,

p

<0.001) (

M

=6.35,

SD

=1.20)显著地高于国内品牌的品牌强度(

M

=5.66,

SD

=1.11),

F

(1,339)=31.43,

p

<0.001,

Cohen's d

=0.60。在综合考虑被试的品牌强度感知和市场知名度等因素之后,研究 3最终选择了尤尼克斯和红双喜作为强势和弱势品牌名称(

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根据品牌强度维度(Interbrand,2011)撰写了品牌介绍资料,以避免在正式实验中部分被试缺少对羽毛球拍品牌的了解。

在强势品牌实验组,被试将阅读以下描述材料。

尤尼克斯是一家世界知名的羽毛球拍生产商。长期以来,尤尼克斯羽毛球拍畅销世界各国,在羽毛球爱好群体中享有非常好的口碑。尤尼克斯一直牢牢控制着羽毛球拍市场的最大份额。随着羽毛球爱好者的群体越来越大,羽毛球拍市场的竞争日益激烈。但是,尤尼克斯的市场领导地位从来没有真正受到威胁。随着对产品研发的持续投入,在未来尤尼克斯仍将保持其领导地位。

在弱势品牌实验组,被试将阅读以下描述材料。

红双喜是一家国内知名的体育器材生产商,多次成为世界乒乓球大赛的比赛器材赞助商。近年来,红双喜开始在羽毛球拍市场崭露头角。经过不懈努力,红双喜逐渐拥有了一定的市场份额。然而,市场势力仍然薄弱,影响力有限。随着羽毛球爱好者的群体越来越大,羽毛球拍市场的竞争也日益激烈。红双喜必须加大投资,改进产品,才能扩大市场影响,获取更大的市场份额。

两段文字材料的长度完全一致。在文字材料之后,研究3还分别向被试呈现每个品牌的产品图片,一共18张,采用无规律排列。最终的实验刺激物由文字材料和产品图片组成。最后,研究3还对实验刺激物(品牌名称和介绍材料)进行了前测实验,16个被试参与。结果显示,实验刺激物能够有效地操控被试的品牌强度感知(

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还需要操控商品陈列方式。研究3将18种羽毛球拍按不同陈列方式向被试展示。基于属性的陈列方式分为铝合金、全碳素和铝碳一体等3个类别,每类含有 6种产品;基于利益的陈列方式分为防守控制型、进攻劈杀型和攻防均衡型等3个类别,每类含有6种产品。所有产品都包括图片和其他信息。研究3还撰写了羽毛球拍的文字材料,具体包括羽毛球拍的基本知识和分类标准。前测显示从两种陈列方式中做出产品选择决定的难度没有差异。

(2)实验过程

被试是来自中国中部某高校的本科生。实验采用课堂实验的方式进行。被试被告知参加某品牌羽毛球拍的产品测试。4个组别的实验材料被随机分发给被试。正式实验开始后,被试首先需要详细阅读实验材料的第一页,主要是品牌强度的操控材料。3分钟后,实验员提示被试翻开第二页,阅读羽毛球拍的基本资料和分类标准。3分钟之后,实验员要求被试完成产品选择任务。研究3要求被试想象体育课老师要求其购买一支羽毛球拍,以便上课和练习之用。紧接着,被试需要完成相关变量的测量。所有被试需要独立完成实验任务。

(3)变量的测量

因变量。研究3的因变量包括品牌评价、品牌选择意愿、产品质量感知和多样性感知,测量方法和研究2一致。

自变量。研究3需要测量被试的品牌强度感知,测量方法与研究3的前测实验一致。

控制变量。研究3的控制变量有产品知识、选择任务难度和民族中心主义倾向。产品知识和任务难度的测量方法与实验 1a一致。民族中心主义倾向是指消费者认同和选择本国产品、抗拒外国产品的心理倾向(Shimp &Sharma,1987)。量表参考自Shimp和 Sharma的研究,题项的中文翻译选自王海忠(2003)的研究。Shimp和Sharma的原始量表包括 17个测项。为避免问卷过于繁冗而影响实验结果,研究3只选择了其中的6个测项。选择标准是在中国样本中,可靠性系数大于0.7的测项(王海忠,2003)。消费者民族中心主义倾向测量采用 9分利克特量表设计(“1”=非常不同意,“9”=非常同意),具体包括“一个真正的中国人就应该经常购买中国产品”、“我们应该购买中国生产的产品,不要让别的国家从我们这里把钱赚走”、“我们最好购买中国货”、“除非万不得已,我们应该尽量少地考虑购买外国产品”、“购买国产货会花费更多的钱,但我宁可主张购买国产货”和“我们应该对外国货苛以重税,以减少它们进入中国市场”。最后,被试还报告是否使用过实验所涉品牌的产品、年龄和性别等信息。

3.3.2 结果与讨论

研究 3剔除了那些拥有品牌使用经历的样本,共回收有效问卷139份,其中男性59人占42.44%,女性80人占57.55%,平均年龄20.55岁,最小的被试19岁,最大的被试23岁。

(1)检验控制变量的差异程度。首先,任务难度。基于属性陈列方式组的任务难度(α=0.84) (

M

=6.31,

SD

=1.52,

n

=67)与基于利益陈列方式组的任务难度(

M

=6.11,

SD

=1.36,

n

=72)之间没有显著差异,

F

(1,138)=0.67,

p

>0.1,

Cohen's d

=0.14。品牌强度组别对任务难度也不存在主效应(

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。二者对任务难度亦不存在交互影响效应,

F

(1,138)=1.19,

p

>0.1,偏η=0.01。由此,在研究3中,任务难度不会对实验结果产生显著的影响。其次,产品知识。基于属性陈列方式组的产品知识(

M

=6.19,

SD

=1.65,

n

=67)与基于利益陈列方式组的产品知识(

M

=6.60,

SD

=1.48,

n

=72)之间没有显著差异,

F

(1,138)=2.30,

p

>0.1,

Cohen's d

=0.30。品牌强度组别对产品知识也不存在主效应(

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。二者对产品知识亦不存在显著的交互影响效应,

F

(1,138)=1.07,

p

>0.1,偏 η=0.01。由此,在研究3中,产品知识不会对实验结果产生显著的影响。(2)操控检验。研究3利用真实的品牌名称和介绍材料来操控被试的先验品牌知识。研究3将品牌强度感知(

r

=0.79,

p

<0.001)对操控组别进行单因素 ANOVA分析。结果显示,“尤尼克斯”组的品牌强度感知(

M

=7.01,

SD

=1.36,

n

=68)显著地大于“红双喜”组的品牌强度感知(

M

=5.94,

SD

=1.29,

n

=71),

F

(1,138)=22.39,

p

<0.001,

Cohen's d

=0.81。操控检验表明,研究3对品牌强度的操控符合实验要求。(3)检验商品陈列方式对品牌评价和选择意愿的主效应。对品牌评价(α=0.81)和选择意愿(α=0.80)进行单因素(商品陈列方式)MANCOVA 分析,其中消费者民族主义倾向(α=0.82)被设为协变量。结果显示,基于属性陈列方式组的品牌评价(

M

=6.62,

SD

=0.78,

n

=72)显著地大于基于利益陈列方式组的品牌评价(

M

=6.19,

SD

=1.05,

n

=67),

F

(1,138)=7.22,

p

<0.01,

Cohen's d

=0.47。基于属性陈列方式组的品牌选择意愿(

M

=7.10,

SD

=0.81)也显著地大于基于利益陈列方式组的品牌选择意愿(

M

=6.57,

SD

=1.03),

F

(1,138)=11.10,

p

<0.001,

Cohen's d

=0.57。品牌评价和选择意愿对人口变量信息进行单因素 MANCOVA分析,没有发现性别和年龄对二者的显著影响。实验结果具备较理想的显著度和效应量,再一次支持了假设2的观点。也就是,相较于基于利益的陈列方式,基于属性的陈列方式能够显著地提升消费者的品牌评价和选择意愿。(4)检验商品陈列方式和先验品牌知识的交互效应。研究3对品牌评价和选择意愿进行了双因素(商品陈列方式×品牌强度)MANCOVA分析(结果见表3),其中消费者民族主义倾向被设为协变量。结果显示,商品陈列方式和先验品牌知识对品牌评价(

F

(1,138)=23.63,

p

<0.001,偏 η=0.15)和选择意愿(

F

(1,138)=32.11,

p

<0.001,偏 η=0.19)的交互影响作用显著。具体地,在弱势品牌组,商品陈列方式显著地影响了消费者的品牌评价(

F

(1,69)=45.36,

p

<0.001,

Cohen's d

=1.62)和选择意愿(

F

(1,69)=29.43,

p

<0.001,

Cohen's d

=1.62);但是在强势品牌组,商品陈列方式对两个因变量的影响作用不显著(

F

(1,67)=1.37,

F

(1,67)=1.85)。结果表明,先验品牌知识(品牌强度)显著地调节了商品陈列方式对品牌评价和选择意愿的影响作用。

表3 商品陈列方式和先验品牌知识的交互作用

(5)交互作用的连续中介机制检验。与研究2的方法一样,研究3将分两步对连续中介作用进行检验：首先检验商品陈列方式和先验品牌知识对多样性感知的影响,再检验多样性感知和产品质量感知的连续中介作用。

首先,商品陈列方式和先验品牌知识对多样性感知的影响。研究3将多样性感知(α=0.87)进行单因素(商品陈列方式)ANOVA分析。结果显示,基于属性陈列方式组的多样性感知(

M

=6.40,

SD

=1.09)显著地大于基于利益陈列方式组的多样性感知(

M

=5.63,

SD

=0.99),

F

(1,138)=19.02,

p

<0.001,

Cohen's d

=0.74。多样性感知对人口统计信息进行单因素ANOVA分析,没有发现性别和年龄对被试多样性感知的显著影响。研究3的结果又一次支持了假设1的观点——商品陈列方式显著地影响了消费者的多样性感知。研究 3对多样性感知进行了双因素(商品陈列方式×品牌强度)ANOVA分析(结果见表4)。结果显示,商品陈列方式和先验品牌知识(品牌强度)对多样性感知的交互影响效应显著,

F

(1,138)=16.36,

p

<0.001,偏η=0.11。具体地,在弱势品牌组,商品陈列方式显著地影响了消费者的多样性感知,

F

(1,69)=42.86,

p

<0.001,

Cohen's d

=1.56;在强势品牌组,商品陈列方式对因变量的影响作用不显著,

F

(1,67)=0.20,

p

>0.1,

Cohen's d

=0.17。结果表明,先验品牌知识显著地调节了商品陈列方式对多样性感知的影响作用。

表4 先验品牌知识对多样性感知的调节作用

然后,连续中介作用的检验。研究3分别将品牌评价(模型a)和选择意愿(模型b)设为因变量建立了连续中介模型(SMM),其中商品陈列方式(虚拟变量：“0”=基于利益的陈列方式,“1”=基于属性的陈列方式)与先验品牌知识(品牌强度)的交互项为自变量,多样性感知为第一中介变量,产品质量感知(α=0.75)为第二中介变量,消费者民族主义倾向、商品陈列方式和先验品牌知识为协变量。按照Hayes等人(2010)提出的bootstrap连续中介检验程序,研究3分别估计了两个模型的回归系数(见图3)。

回归结果显示,商品陈列方式和先验品牌知识的交互项对品牌评价和选择意愿的直接效应系数分别为–0.62 (

SE

=0.13,

p

<0.001)和–0.70 (

SE

=0.12,

p

<0.001)。在加入连续中介变量之后,交互项对品牌评价和选择意愿的回归系数有变化,但仍然具有统计意义上的显著度(分别为–0.45,

SE

=0.12,

p

<0.001;–0.52,

SE

=0.11,

p

<0.001)。为了检验连续中介作用的整体显著度,研究3还估计了两个模型的整体中介效应系数。在模型a中,连续中介的整体效应系数为–0.1666,而 95%的置信区间为(–0.3634,–0.0033),不包含零。在模型 b 中,两个中介变量的连续中介效应系数为–0.1766,而 95%的置信区间为(–0.3654,–0.0065),也不包含零。据此可判断,连续中介效应显著地存在。

综合研究3的分析结果可知,先验品牌知识显著地调节了商品陈列方式对消费者的品牌选择决策的影响作用,而消费者的多样性感知和质量感知在这一影响关系中起着显著的连续中介作用。因此,假设3得证。

图3 连续中介作用的检验(研究3)

3.3.3 研究3小结

研究3验证了先验品牌知识对商品陈列方式和消费者品牌选择决策之间因果关系的调节作用。实验研究的结果支持了假设3的观点。并且,与前两个研究相比,研究3使用了完全不同的产品。这说明,本文的发现能够推广至不同的产品类别,具有较好的可靠性。

4 结论与讨论

4.1 研究结论

在国际竞争中,中国企业受制于品牌资产的短板,往往处于弱势品牌地位。以此作为研究情境,本文从弱势品牌的角度考察了企业如何利用商品陈列方式消除先验品牌知识的负面影响作用。本文借助解释水平理论推导了相关的研究假设,并利用3个实证研究检验了所有假设。研究1重点检验了商品陈列方式对多样性感知的影响作用,以及解释水平的中介作用。研究2则建立了商品陈列方式与品牌选择决策之间的因果关系,并利用连续中介模型检验了中间机制。研究3重点研究了先验品牌知识(品牌强度)如何调节商品陈列方式对品牌选择决策的影响关系。

研究结果表明,相较于基于利益的陈列方式,基于属性的陈列方式能够显著地提升消费者的品牌评价和选择意愿(假设2)。这是因为,商品陈列方式显著地影响了消费者的解释水平,而解释水平的变化导致了消费者之间的多样性感知差异(假设1)。消费者的多样性感知以及由此而导致的产品质量感知在这一影响关系中起着显著的连续中介作用。进一步地,由于强势和弱势品牌的先验知识对消费者搜索和获取信息行为的影响差异,先验品牌知识在商品陈列方式与品牌选择决策的关系中起着显著的调节作用(假设3)。具体而言,在弱势品牌的条件下,商品陈列方式能够显著地影响消费者的品牌评价和选择意愿;但是在强势品牌的条件下,这一影响关系就不成立了。

4.2 理论贡献

本文探究了商品陈列方式对品牌选择决策的影响及中间机制,并且还引入了先验品牌知识(品牌强度)作为调节变量。本文的理论贡献可以从以下几个方面展开分析。

(1)本文发现了商品陈列方式对消费者品牌选择决策的影响效应。在消费者行为研究中,品牌选择是一个很重要的研究主题。但是在商品陈列的研究文献中,学者们很少将品牌作为研究对象。本文以品牌为研究对象,是对现有商品陈列文献的丰富和扩展。更为重要的是,本文的结论也是对现有研究的重要补充。例如,Berger等人(2007)研究了商品的选择数量对品牌选择决策的影响作用。他们发现,提供更多产品选择数量的品牌往往更受消费者青睐。但是,本文发现,在提供相同数量的产品选项之时,改变商品的陈列方式也能够显著地影响消费者的品牌选择。显然,本文的研究是对现有研究的进一步推进,有助于更加全面、客观地认识商品陈列对品牌选择决策的影响。

(2)本文还深入探讨了商品陈列方式影响消费者品牌决策的作用机制。为了吸引消费者,品牌制造商和零售商需要为消费者提供多样化的商品选择(Bauer,Kotouc,&Rudolph,2012)。但是,现有研究表明,在提升商品多样化的同时,增加商品数量的方法也带来了一些负面影响。本研究发现,在不改变商品数量的前提下,商品陈列方式也可以影响消费者的多样性感知。因此,以多样性感知为产品质量的线索,商品陈列方式显著地影响了消费者的品牌选择决策。本研究明晰了商品陈列方式影响消费者品牌选择决策的内在机制。

(3)本文探索了先验品牌知识对商品陈列方式和品牌选择决策之间因果关系的调节作用。在经济全球化进程加快的趋势下,品牌已经成为推动国家和企业发展的重要战略资源,是提升国家和企业国际影响力的核心要素。但是,中国还没有若干享誉世界的强势品牌。因此,学术界有必要加强中国民族品牌建设的理论研究。本文探索了如何在零售环境下利用优化商品陈列方式的策略来提升中国弱势品牌的竞争力。本研究能够为加强民族品牌竞争力的建设带来新的思路,推动理论界对如何培育中国民族品牌竞争力的研究。

4.3 营销启示

本文的结论对于零售商和品牌制造商都有重要的实际应用价值。

首先,商品陈列方式对消费者品牌选择决策的重要影响作用。根据本文的研究,对于弱势品牌的产品来说,基于属性的陈列方式可以增加消费者对产品多样性和质量的感知,从而提升消费者的品牌评价和选择意愿(假设3)。因此,在与国外的强势品牌竞争之时,处于弱势品牌地位的中国企业可以利用基于属性的商品陈列方式来提高销售额和市场占有率。

其次,产品质量的关键作用。本文立论的前提假设是消费者利用各种线索来推断产品的质量。所以,相比商品陈列方式,产品质量对消费者品牌选择决策的影响更为关键。这在图2的模型中可以得到印证——产品质量感知在影响路径中起着完全中介作用。因此,产品质量才是最终决定品牌选择的因素。假如产品质量不符合预期,消费者的后悔值必定很高。

最后,不可忽视品牌的作用。本文的研究是基于弱势品牌企业的视角。弱势品牌企业可以借鉴本文的研究结论,采用基于属性的商品陈列方式来提高产品的销量。但是,一个不容否认的事实是品牌在市场竞争中的重要作用。这也可以从本文研究数据中找到佐证。比如,在表3中,同样是采取基于利益的陈列方式,强势品牌产品的品牌评价(

M

=6.86)和选择意愿(

M

=7.27)显著地大于弱势品牌产品的品牌评价(

M

=5.55)和选择意愿(

M

=5.88)。并且,即使采用了基于属性的陈列方式,弱势品牌产品的竞争力也不见得就高于强势品牌产品(具体见表3)。因此,在短期内,弱势品牌合理利用商品陈列方式的竞争策略,能够提升消费者的品牌评价和选择意愿;但是从长远来看,弱势品牌企业必须加强品牌建设。

4.4 局限和未来研究方向

本研究存在以下几个方面的局限性,也是以后进一步研究的方向。

(1)本文将商品陈列方式分为基于属性和基于利益的两种类型。从定义来看,基于属性的陈列方式是以产品的物理特性为基础的。实际上,本文 3个研究都选择实物产品(茶叶和羽毛球拍)作为实验刺激物。但是,服务产品具有无形性的特点,这种分类方式是否还适合服务产品呢？如果不适合,是否可以采取服务产品实物化的策略呢？比如,理发店为消费者提供理发美发服务,是不是可以通过向顾客展示在理发美发过程中使用的洗发水、美发药水等具有物理属性的实物产品来提升消费者的服务评价和选择意愿？在以后的研究中,我们希望进行这方面的尝试和探索。

(2)本文研究了商品陈列方式影响消费者品牌选择决策的中间机制——多样性感知和质量感知的连续中介作用。在图2中,商品陈列方式的影响作用完全通过连续中介变量。但是在图3中,商品陈列方式和先验品牌知识的交互作用却并没有完全通过连续中介变量。这说明,在加入品牌因素之后,消费者的品牌选择决策还存在其他的影响路径,不能完全被连续中介变量所解释。然而,本文并没有深入探析其他的中介路径。尽管这并不影响对本文假设的检验,但我们还是试图探寻答案。我们认为,一个可能的原因是品牌是消费者判断产品质量的重要线索,但是品牌的作用并不仅仅只限于质量线索。在未来的研究中,我们希望进一步研究这其中的作用机制。

(3)本文的因变量包括态度(品牌评价)和行为(品牌选择)。但是囿于所采取的研究方法,本文只能利用量表来测量消费者的品牌选择行为。这可能与真实的品牌选择行为有差异。在未来研究中,我们希望能够进行现场实验,以获取真实购物环境下的消费行为数据。

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