新產品脫銷等待時間對顧客抱怨行為的影響:基于有調節的雙中介模型

劉建新 ,范秀成 ,鄭 軍

(1.西南大學 經濟管理學院,重慶 400715;2.復旦大學 管理學院,上海 200433;3.延邊大學 經濟管理學院,吉林 延吉 133002)

0 引言

新產品經常因為技術缺陷、供應不足或需求過剩而出現脫銷現象,產品的暫時不可得很容易引起顧客失望、懊喪、抗拒等[1],并因此而導致他們抱怨甚至產生報復等行為[2]。但目前有關產品脫銷尤其是新產品脫銷的研究主要集中于它的影響因素(例如脫銷誘因、品牌概念、有無促銷等)、作用機制(例如感知稀缺性、預期后悔、心理抗拒等)、影響后效(例如相似品購買、加價支付意愿和多樣化尋求等)等研究[3-5],其相關的理論解釋包括商品理論、心理抗拒理論和心理所有權理論等[6-8],但目前有關新產品脫銷等待時間對顧客抱怨行為的影響嚴重缺乏關注和研究[9-10]。而事實上新產品脫銷等待不僅經常發生,例如Apple 智能手機、Tesla 汽車、Country Garden 住房等經常因為脫銷而讓顧客等待幾個月甚至數年,而且也會造成顧客滿意度降低、抱怨行為增加、品牌轉換加劇等消極影響[11]。雖然廠商一直在盡最大努力通過增強預測、增加生產和優化庫存管理等實現供需最佳平衡以減少顧客的等待時間[12],也盡管某些新產品的脫銷可能會產生刺激購買、獲取溢價和提升形象等積極效應[13],但它對顧客和廠商的消極影響仍然顯而易見[14-15],不容忽視。以往的研究認為,顧客對新產品等待的時間越長,顧客抱怨行為也越強烈[16],因為當延遲補償不足以彌補因時間折扣導致的效用損失時顧客會更偏好即刻消費或更厭惡延遲滿足[17-18],但新產品脫銷等待時間對顧客抱怨行為的影響可能存在不同的機理,其具體的影響也會因不同的作用機制和邊界條件而不同。

為此,本文將基于心理所有權理論與焦慮情緒理論深入探查新產品脫銷等待時間對顧客抱怨行為的影響機理,即新產品脫銷不同等待時間是否、如何和何時會影響顧客抱怨行為?該研究不僅對于深化和完善產品脫銷、等待時間感知、顧客抱怨行為等理論具有重要的意義,而且對廠商改善新產品脫銷管理、顧客理性看待新產品脫銷和監管機構規范治理新產品脫銷現象具有重要的管理啟示。論文將首先進行文獻綜述和發展研究假設,然后通過實驗操控進行假設檢驗,最后總結研究結論、研究意義與研究局限。

1 文獻綜述與研究假設

1.1 文獻綜述

新產品脫銷會導致產品暫時不可得,并會引起顧客認知、情緒、動機或行為等綜合反應[2]。而隨著預售制、電子商務、直播帶貨等營銷策略的廣泛盛行,這一問題變得日益突出和嚴重[19]。已有研究表明,新產品脫銷的原因是多方面的,例如供應不足或需求過剩、被動性脫銷或策略性脫銷、有促銷脫銷或無促銷脫銷等,而其影響既有可能產生顧客懊惱、抱怨、投訴、報復、滿意度降低、品牌聲譽受損和財務收益下降等消極效應,也有可能產生“社會證據”、質量高估、加價支付、積極口碑宣傳、品牌形象提升等積極效應[11,15]。其相關的理論解釋包括稀缺效應理論、心理抗拒理論、預期后悔理論、心理所有權理論等,例如Cialdini 等就認為脫銷是產品稀缺的“社會證據”[20],Kwon 與Chung 等研究發現產品脫銷因為限制了顧客的選擇自由容易激發他們的心理抗拒反應[21],Zeelenberg 等和李研等研究發現產品脫銷會因顧客預期后悔最小化而降低或延遲對相似品的購買意愿[22-23],劉建新等研究認為產品脫銷會更容易讓顧客對脫銷產品產生心理所有權從而增強加價支付意愿等[8]。雖然有關產品脫銷的原因、影響和理論等研究較多,但目前對于新產品脫銷等待時間對顧客抱怨行為的影響研究卻較為鮮見。

等待時間(waiting time,WT)是指從等待開始到等待結束的持續時間[24],而新產品脫銷等待時間(waiting time for stock-out new products,WTFSNP)是指顧客從知曉新產品脫銷到獲取脫銷新產品的持續時間,它包括客觀等待時間和主觀等待時間,通常顧客會因為獲取期待、損失厭惡或社會比較等原因而產生等待時間高估效應[25],除非他們存在心流體驗或填充物消解等[26]。一般而言,顧客等待時間越長,越容易激起他們的消極反應[24],其相關的理論解釋包括資源分配理論、心理賬戶理論、時間折扣理論、沉沒成本理論、不確定性減少理論和認知重評理論等[16],其中時間折扣理論尤為引人關注,Kim 等[27]、Zauberman 等研究認為顧客天生偏好即刻獎賞,而厭惡等待或延遲滿足,因為相比較于即刻獎賞而言,在獎賞金額和時間間隔均確定的情況下,因為等待導致的延遲滿足會有更大的時間折扣,為此顧客有時甚至愿意為即刻滿足支付溢價,即用金錢換時間[18]。當然,該效應可能會受到決策選項屬性(例如選項效價、價值表征和延遲時間等)、決策主體特質(例如多重自我、風險偏好、自我控制等)和決策情境因素(例如時間壓力、決策責任和文化背景等)等因素的調節影響[28]。但顧客有時也并不一定有這樣的理性,非理性或情緒經常左右著顧客的決策或行為[29]。Nowlis 等研究就發現延遲滿足的消費愉悅性取決于消費積極體驗和等待消極效用的共同影響,即等待或延遲會使消費愉悅性因真實消費(相對于意象消費)而增加(相對于降低),并且所等待產品的生動性會產生調節作用[9]。但綜合而言,目前的研究存在四個方面的問題:(1)目前絕大多數的等待時間研究尤其是排隊等待研究集中于服務領域[30],而對新產品脫銷等待時間關注嚴重不足,產品等待與服務等待會因其屬性不同存在顯著區別;(2)雖然Schwartz、Hui 與Tse、Wang 等在服務研究中發現等待時長會影響顧客的服務評價或滿意水平[31,16,10],但他們的研究結論都認為是單調遞增的線性關系[10],而事實上可能由于不同的機理存在不同的關系形態;(3)顧客消費決策或行為往往是認知與情緒共同作用的結果[32],而目前絕大多數的服務等待研究除了運營管理研究外更加關注情緒的影響,嚴重忽視了認知的作用[10];(4)目前服務等待研究更加關注等待過程的影響[33],嚴重忽略了顧客等待反應實質上是等待結果與等待過程共同作用的函數。

Hui 與Tse、Borges 等,Wang 等研究發現,當顧客經歷等待時,會對等待時長進行預測和判斷,時間越長越容易激起他們的消極反應[16,34,10]。面對新產品脫銷等待時,顧客也會預測等待的時間長短,但與之不同的是他們的具體反應更有可能會受到等待結果與等待過程的共同影響。已有研究表明,脫銷新產品(相對于非脫銷新產品)因更具有身份建構意義更容易讓顧客產生心理所有權[8],等待時間會在一定程度上影響他們對脫銷新產品的所有權強度,而心理所有權會因為新產品的相對剝奪感而積極影響顧客抱怨的行為;同時等待時間越長也有可能因為不確定性而喚起顧客的心理焦慮感,從而增強顧客的抱怨行為。因此,顧客抱怨行為發生與否及其強度會取決于心理所有權與心理焦慮感的占優性,而反映控制感和責任歸因的控制源將在一定程度上調節二者的占優程度。但這僅僅是市場觀察或文獻推斷,其真實性有待邏輯推理與實證檢驗。

1.2 研究假設

1.2.1 新產品脫銷等待時間影響顧客抱怨的直接效應

顧客抱怨(customer complaining,CC)是顧客由于在購買或消費商品或服務時感到不滿意而產生的行為或其他反應[35],例如怨憤、宣泄、抵制、報復、尋求道歉或補償等[36]。已有研究表明,引起顧客抱怨行為的影響因素眾多,例如產品屬性(例如產品瑕疵、價格水平和服務補救等)、人格特質(例如價值取向、風險偏好和消費經驗等)和消費情境(例如抱怨成本、成功預期和社會支持等)等[35],其中新產品脫銷等待時間會是一個重要前因。目前大多數服務研究認為,顧客越來越把時間視為重要的稀缺資源,等待時間意味著顧客付出了額外成本[37],將會把其納入到損失心理賬戶,在自我服務偏差的作用下他們更容易歸咎于廠商,并因此而產生顧客抱怨行為。相比較于服務等待的時間權衡,新產品脫銷等待時間更容易讓顧客從等待結果和等待過程考慮自己的反應。Beggan、Shiv 與Fedorikhin、Nowlis 等研究認為,顧客有時會對未被占有的目標物產生預先占有或心理所有權,有時甚至會產生意象或模擬消費行為[38,32,9];劉建新等通過實證研究發現脫銷的新產品更容易讓顧客產生心理所有權,其內在機理為脫銷意味的“稀缺”或獨特更有助于顧客建構自我概念和表征自我形象[39];同時,Taylor、Hui 與Tse 等研究發現服務等待很容易喚起顧客的消極情緒[24,18],新產品脫銷等待也很容易產生心理焦慮感,原因是可得不確定性和需求急迫性。不僅如此,等待時間的長短還會影響顧客抱怨的關注和反應,相對于長時等待而言,已有研究表明短時等待更容易讓顧客關注結果,因此新產品脫銷等待更容易讓顧客對期望得到的產品產生心理所有權,而暫時不可得會讓他們產生相對剝奪感和情緒受挫,更容易產生抱怨行為,即“心理所有權效應”;而相對于短時等待而言,也有研究表明長時等待更容易讓顧客關注過程,因此新產品脫銷等待更容易喚起顧客的心理焦慮感等情緒反應,可得不確定性、等待投入性、情緒啟發式等也會讓他們產生抱怨行為,即“心理焦慮感效應”。據此,本文研究假設:

H1新產品脫銷等待時間會影響顧客抱怨行為,但短時等待與長時等待存在不同的影響機理,前者更容易因喚起顧客的心理所有權而產生顧客抱怨行為,而后者更容易因喚起顧客的心理焦慮感而產生顧客抱怨行為。

1.2.2 心理所有權和心理焦慮感的中介效應

心理所有權(psychological ownership,PO)是“個體感覺到目標物或目標物一部分是‘我的’或‘我們的’心理狀態”,它由控制感、認同感和效能感等維度構成[40]。心理所有權不同于正式所有權,正式所有權擁有對目標物被法律所承認和保護的財產權、孳息權和處置權等實權,而心理所有權僅有對目標物被自己所承認和維護的控制感、認同感和效能感等虛權[41]。Peck 和Shu 研究發現,通過加強控制、增強熟悉和加大投入等能有效發展顧客的心理所有權,并且還會產生互補效應或疊加效應[41],因此許多廠商通過鼓勵顧客意象、觸摸、共創和定制等對產品產生心理所有權[42]。Hoch 與Loewenstein 等研究發現顧客等待也會讓顧客產生占有心理[43];Jussila 等,Kirk 等,Lamberton 與Goldsmith 等進一步研究發現,心理所有權會影響顧客的責任感、領地性和侵略性,并進而會影響產品評價、稟賦效應和口碑效應等[44-46]。Turk等的fMRI 研究證實心理所有權會導致顧客的背內側前額葉皮層(dMPFC)、左腦島(LI)和雙側上緣腦回路(SMG)被激活,而這些皮層或腦區是與自我占有記憶(相對于他人占有記憶)占優高度相關的[47]。新產品脫銷等待時間一方面會讓顧客推斷產品的稀缺性或獨特性,另一方面也會影響顧客的控制感和效能感,因此會影響顧客的心理所有權。相比較于長時等待而言,短時等待更容易讓顧客推斷產品并未產生從眾效應,意味著產品的稀缺性或獨特性相對更高,產品更加有助于延伸自我;同時短時等待也更容易讓顧客產生“控制幻覺”,以及彰顯自我效能即凸顯“聰明購物者”[48],因為Strahilevitz 與Loewenstein 已經研究發現長時間的物我分離會因顧客失去控制感或熟悉性而導致心理所有權遞減甚至消失[49]。此外,Ozer 與Tang 等也研究發現新產品容易引起顧客的注意和欣喜,并進而會激發顧客的占有欲望[50]。據此,本文研究假設:

H2新產品脫銷等待時間會影響顧客心理所有權,并且相比較于長時等待而言,短時等待會讓顧客的心理所有權更強。

雖然顧客心理所有權會產生價值高估、稟賦效應和珍惜行為等積極效應,但有時也會產生自私性、領地性和侵略性等消極影響。例如Kirk 等就研究發現,顧客會對產生心理所有權的目標物產生強烈的領地性意識,甚至會產生破壞自動售貨機等侵略性行為[45]。新產品脫銷等待時間所產生的心理所有權也會積極影響顧客的抱怨行為,Peck 與Shu 等研究發現,心理所有權的存在會增強顧客追求正式所有權,以增強控制感和安全感[41,42],而如果受挫或無法實現顧客將會產生抱怨行為,例如較高的價格阻礙了顧客的獲取就會引發他們的抱怨行為;同時,Yeung 通過內隱態度測量發現心理所有權會讓顧客產生價值高估偏差[51],Huijsmans 等的fMRI檢驗證實了稀缺心態會增強主導價值評估的眶葉額皮層激活和降低主導其他目標搜尋的背外側前額皮層的激活[52],而一旦無法得到損失厭惡感會讓顧客產生預期后悔心理,因此它會增強顧客的抱怨行為;此外,Holbrook 與Hirschman、Nowlis 等和Newark 等進一步發現,顧客日益重視購物體驗和消費愉悅性,而這些情緒屬于“熱系統”,相較于屬于“冷系統”的認知更具有短暫性[53,9,54],心理所有權會增強顧客的購買或消費急迫性,而一旦無法實現時他們也會產生強烈的抱怨反應。據此,本文研究假設:

H3心理所有權會積極影響顧客的抱怨行為。并且連同假設H2 一起認為,心理所有權會消極中介新產品脫銷等待時間對顧客抱怨行為的影響。

心理焦慮感(psychological anxiety,PA)是對于將來或即將發生的不確定性事件的一種情緒反應[55],具體表現為呼吸急促、興奮易怒、逃避拖延等生理或心理反應。它包括特質性焦慮和狀態性焦慮,其中前者是指“在焦慮易感性方面的氣質性的差異”,而后者是指“當前環境誘發的暫時性的焦慮水平的提高”[56]。不確定性及其壓力是個體產生焦慮的重要來源[57],其核心是對未來的不可控感,感知自己缺乏對潛在威脅有效的應對能力[58],因此容易產生“概率偏向(probability bias)”問題,即敏感于恐懼等負性詞匯信息或夸大消極結果出現的可能性。Eysenck 和Calvo 的“加工效能理論”解釋為焦慮會極大地消耗工作記憶和執行功能所需的認知資源,導致可用于解決當前問題的心理資源嚴重不足,更容易采用啟發式問題解決策略[59];而Raghunathan 與Pham等認為焦慮情緒很可能本身已經被個體作為決策依據,因此情緒本身是可以獨立于認知作為重要的決策線索[60]。這些都得到了神經影像證據的支持,Grupe 與Nitschke、Williams等和Tovote 等都研究發現焦慮會讓大腦內的扣帶前回皮層(ACC)和杏仁核(amygdala)異?；钴S,而它們主要負責表征恐懼心理[61-63]。脫銷產品新穎性、可得性和等待時長等均存在不確定性,因此新產品脫銷等待時間也會引起顧客的心理焦慮感。并且相對于短時等待而言,長時等待更容易引起顧客更強的心理焦慮感。因為后者相對于前者而言,一是產品可得性、等待時長等不確定性程度更高[16,33],相對于確定性而言顧客更厭惡不確定性,更高的不確定性意味著更大的風險;二是等待時間越長,顧客的沉沒成本或機會成本越高,意味著顧客的潛在損失越大;三是等待時間越長,越容易削弱顧客的決策信心,會增強顧客預期后悔程度;四是Droit-Volet 等研究發現,焦慮會讓個體高估時長,從而進一步增強心理焦慮程度[64]。綜合而言,新產品脫銷等待時間越長,越容易讓顧客產生心理焦慮感。據此,本文研究假設:

H4新產品脫銷等待時間會影響顧客心理焦慮感,并且相比較于短時等待而言,長時等待會讓顧客的心理焦慮感更強。

心理焦慮感會讓顧客產生緊張、注意力渙散、耐心減退等消極反應,嚴重者甚至出現心悸、逃避、侵犯等[65]。減弱或消除顧客心理焦慮感最有效的辦法是降低不確定性從而增強他們的控制感和安全感[66],當無法實現時,他們就會尋求替代方案降低自己的認知失調,其中顧客抱怨是最直接、最有效和最經濟的應對途徑。新產品脫銷等待時間引起的顧客心理焦慮感,一方面會讓他們嚴重質疑脫銷新產品廠商的供應能力,等待時間越長他們的質疑程度越高,并因此會讓他們對廠商產生不信任感;另一方面由于消極情緒容易被顧客作為決策線索產生消極反應[67],以及消極情緒意味著更高的風險[68],因此較強的心理焦慮感很容易讓顧客產生心理抗拒反應。此外,歸因理論也認為,等待時間越來越容易讓顧客歸因于廠商,而已有研究表明外部歸因較之于內部歸因更容易讓顧客產生抱怨[69]。據此,本文研究假設:

H5心理焦慮感會積極影響顧客的抱怨行為。并且連同假設H4一起認為,心理焦慮感會積極中介新產品脫銷等待時間對顧客抱怨行為的影響。

1.2.3 控制源的調節作用

控制源(locus of control,LC)是個體關于他們對各種相關事件和自己行為結果控制程度的信念[70],由內控、權威和機遇等維度構成。它存在內源控制(internal locus of control,ILOC)與外源控制(external locus of control,ELOC)之分,前者認為事件發展或行為結果是由自己的能力或努力決定的,而后者認為事件發展或行為結果是由外部的機遇或運氣決定的[71]。由于存在自我服務偏差效應,人們經常會存在邀功諉過心理,即將失敗歸因于外因,而將成功歸因于內因[72]?？刂圃床粌H會影響個體對事件成敗的歸因,而且也會影響個體努力的程度[71]。由于內源控制者秉持“一切源于努力”,因此會有更積極的信念或態度;而外源控制者秉持“一切源于運氣”,因此會有更消極的信念或態度。二者之間的差異已經反映在自尊、自我效能、公平感知、風險偏好、責任擔當、學習目標、工作努力、健康行為和消費行為等各個方面。例如,Lopes 等研究發現,高自尊與內源控制正相關,而與外源控制負相關[73];Carnes 和Knotts 研究同時發現,控制源是心理特權的重要前因,內源控制會減弱心理特權,追求社會公平,而外源控制會增強心理特權,反對社會公平[74];Busseri等研究還發現內源控制者購物時更具有計劃性和目的性,而外源控制者更具有盲目性或沖動性[75]。

控制源也會調節新產品脫銷等待時間對顧客抱怨的影響。當面對短時等待(相對于長時等待)時,內源控制者相較于外源控制者更容易將未得到產品歸因于內因,他們會因其計劃性和目的性而有更強的控制感和效能感,以及更強的風險偏好[76],而心理所有權本身就包括控制感和效能感維度,因此他們更容易對脫銷新產品產生更高的心理所有權,并更懂得采用抱怨策略,同時由于其更加相信自己而會產生更低的心理焦慮感,綜合而言更容易產生基于心理所有權的抱怨反應;而當面對長時等待(相對于短時等待)時,外源控制者相較于內源控制者更容易將未得到產品歸因于外因,以及具有更強的風險厭惡[76],由此產生更強的不確定性和心理壓力,因此會產生更強的心理焦慮感,同時因其盲目性或沖動性而產生的更弱控制感和效能感會讓他們有更低的心理所有權,并且難以產生策略意識并產生無助感,綜合而言更容易產生基于心理焦慮感的抱怨反應。據此,本文研究假設:

H6控制源會調節新產品脫銷等待時間對心理所有權的影響,從而對顧客抱怨行為產生有中介的調節作用。

H7控制源會調節新產品脫銷等待時間對心理焦慮感的影響,從而對顧客抱怨行為產生有中介的調節作用。

綜合以上文獻綜述和研究假設,我們提出如圖1 所示的研究概念框架模型。接下來,將通過2 個實驗檢驗所有研究假設和整個概念框架。其中,實驗1 主要檢驗新產品脫銷等待時間影響顧客抱怨的直接效應與中介效應,而實驗2 主要檢驗控制源對中介效應的調節作用。

圖1 整個概念研究框架模型Figure 1 The whole conceptual framework model

2 實驗操作與假設檢驗

2.1 新產品脫銷等待時間影響顧客抱怨行為的直接效應與中介效應

2.1.1 預實驗1

預實驗1 的主要目的是檢測實驗商品等實驗刺激的有效性。由于智能手機成為絕大多數消費者的普遍用品,具有應用性廣、代表性強、兼容性好(享樂品與實用品、公用品與私用品)和易操控等特點,因此被廣泛應用于新產品脫銷實驗,本實驗也將采用該實驗商品。為了避免品牌熟悉或品牌承諾可能造成的干擾影響,實驗虛構了國際知名的手機品牌——“天琴”智能手機。新產品脫銷等待時間也采用了與以往相似的實驗操控——等待一周和等待一月。我們在西南某綜合性高校招募了28 名被試(16 男/12 女)參與預實驗1,模擬了實驗情境讓其判斷新產品脫銷等待時間(一周相對于一月)之間的差異性,具體的檢測問項包括“國際知名品牌‘天琴’新手機脫銷了嗎?”(1=非常不贊同,7=非常贊同)、“國際知名品牌‘天琴’新手機需要等待嗎”(1=非常不贊同,7=非常贊同)和“國際知名品牌‘天琴’新手機脫銷需要等待多長時間?”(一周=1,一月=7)。所有有效被試的平均年齡為M年齡=21.393(SD=1.594)。

預實驗1T統計結果顯示,所有被試在“國際知名品牌‘天琴’新手機脫銷了嗎?”(M一周=6.643,M一月=6.500,t(26)=0.744,p=0.464>0.050)和“國際知名品牌‘天琴’新手機需要等待嗎”(M一周=6.357,M一月=6.714,t(26)=-1.696,p=0.102>0.050)上并無顯著差異,但在“國際知名品牌‘天琴’新手機脫銷需要等待多長時間?”(M一周=1.214,M一月=6.857,t(26)=-37.728,p<0.050)上差異顯著,這表明我們在新產品脫銷等待時間上操控是成功的。為此,它將被應用于主實驗1 中。

2.1.2 實驗設計

實驗1 的主要目的是檢驗新產品脫銷等待時間影響顧客抱怨行為的直接效應和中介效應。整個實驗采用新產品脫銷等待時間(SWT(一周)相對于LWT(一月))+控制組組間實驗設計。實驗商品與預實驗1 一樣。實驗情境為“我的手機昨天不小心摔碎屏了,雖然還能勉強用,但換一部新手機已經勢在必行,預算在4000～6000 元人民幣之間。今天早晨我在京東、天貓、蘇寧易購等電商平臺瀏覽和搜尋手機相關信息,發現蘋果、華為、天琴、小米、OPPO 等品牌均有滿足我要求的手機型號,但經過綜合權衡后發現國際知名品牌‘天琴’最新款T800 最能滿足我各方面的要求。然而,當我下單后,客服人員卻告訴我‘天琴’品牌該型號手機已經脫銷,需要等待(一周相對于一月相對于零天),我感到很驚訝”。我們在西南某綜合性高校招募了144 名被試(75 男/69 女)分三批次參與實驗。具體實驗過程是所有被試首先被隨機分為大致趨同的三組,并被實驗者帶入到各自的實驗室分開坐定;然后實驗者交代實驗流程和實驗要求,被試按照要求打開內裝有經專業人士精心設計的實驗商品彩頁、各個測量量表和其他實驗材料等的大信封袋,檢查各資料是否完整;再后被試獨立瀏覽實驗商品彩頁并評定各測量量表,以及完善個人相關信息;最后所有被試將被問詢實驗目的、被致謝和領取15 元人民幣的實驗參與獎勵。所有測量量表包括Yeung 等使用的6 項7 點制Likert“心理所有權量表”(例如“我覺得這個‘天琴’應該是我的?”)[51]、Marteau 與Bekker基于Spielberger 等“狀態—特質心理焦慮感量表”提煉的6 項4 點制Likert“簡版心理焦慮感量表”(例如“我擔心等待后還是得不到手機?”)[77]和Mittal 等使用的3 項7 點制Likert“顧客抱怨量表”(例如“我感覺該手機品牌真是差勁?”)[78],同時已有研究表明降價預期和等待補償可能會對新產品脫銷等待時間影響顧客抱怨產生干擾影響[16],所有被試還分別被單一問項7 點Likert 量表施測了這兩項(例如“我擔心等待手機到手時會降價?”和“我知道廠商會為我的等待提供一些補償?”)。除此之外,所有被試還將被要求進行認知反應檢測,檢測問題是“你為什么有這樣的想法?”,為了盡可能多地呈現真實想法,可以忽略書寫或標點符號錯誤。實驗結束后,經仔細檢查,發現有15 名被試因中途退出、理解有誤或回答不認真等原因而被剔除,最終有效被試為129 名(70 男/59 女),他們的平均年齡為M年齡=21.736(SD=1.584)。

2.1.3 實驗結果

(1)構念檢驗與變量處理。SPSS24.0 統計結果顯示,心理所有權、心理焦慮感和顧客抱怨的信度Cronbach′s α 介于0.739～0.845,均大于被推薦的門檻值0.700[79]。同時,驗證性因子分析(CFA)發現(χ2/df.=2.792(<3)、IFI=0.952(>0.900)、CFI=0.947(>0.900)、NNFI=0.929(>0.900)、GFI=0.939(>0.900)、RMR=0.039(<0.080)、RMSEA=0.072(<0.080)),三個量表問項的標準化因子載荷值均介于0.571～0.806 之間,均超過0.500 的最低標準,表明各變量具有良好的聚合效度;各變量的AVE 值的均方根大于其他變量之間的相關系數,表明各變量之間具有良好的區分效度[80]。Haman 單因子檢驗結果也表明,在將所有問項一起做因子分析未旋轉時第一個主成分占到的載荷量是32.617%(<40.000%),表明同源方法偏差并不嚴重。為此,三個量表問項均值化后分別形成各自相應的統計指數。此外,為了統計分析的需要,我們對新產品脫銷等待時間類型進行了啞變量編碼:零天(no waiting time,NWT)=0,一周(short waiting time,SWT)=1,一月(long waiting time,LWT)=2。

(2)直接效應檢驗。首先檢驗新產品脫銷等待時間對顧客抱怨行為的直接影響。單因素方差分析(ANOVA)統計結果顯示,新產品脫銷等待一月較之于不等待會讓顧客產生更為顯著的抱怨意愿(MLWT=4.902,MNWT=1.913,t(81)=32.951,p<0.050),等待一周較之于不等待同樣會讓顧客產生較為顯著的抱怨意愿(MSWT=3.862,MNWT=1.913,t(86)=27.860,p<0.050),而且等待一月較之于等待一周也會讓顧客產生更為顯著的抱怨意愿(MLWT=4.902,MSWT=3.862,t(85)=12.250,p<0.050),因此假設H1并未得到完全支持,表明新產品脫銷等待時間還是會積極影響顧客抱怨意愿。然后分別檢驗新產品脫銷等待時間對心理所有權和心理焦慮感的直接影響。對于心理所有權而言,單因素方差分析(ANOVA)統計結果顯示,新產品脫銷等待一月較之于不等待會讓顧客產生更弱的心理所有權(MLWT=4.659,MNWT=6.286,t(81)=-23.561,p<0.050),等待一周較之于不等待同樣會讓顧客產生更弱的所有權(MSWT=5.232,MNWT=6.286,t(86)=-14.256,p<0.050),但等待一周較之于等待一月會讓顧客產生更強的心理所有權(MLWT=4.659,MSWT=5.232,t(85)=-6.833,p<0.050),因此假設H2得到有效支持;而對于心理焦慮感而言,單因素方差分析(ANOVA)統計結果顯示,新產品脫銷等待一月較之于不等待會讓顧客產生更為顯著的心理焦慮感(MLWT=3.220,MNWT=1.286,t(81)=25.232,p<0.050),等待一周較之于不等待同樣會讓顧客產生較為顯著的心理焦慮感(MSWT=2.272,MNWT=1.286,t(86)=17.056,p<0.050),而且等待一月較之于等待一周會讓顧客產生更為顯著的心理焦慮感(MLWT=3.220,MSWT=2.272,t(85)=11.218,p<0.050),因此假設H4得到了有效支持。最后,檢驗心理所有權和心理焦慮感對顧客抱怨意愿的影響。將新產品脫銷等待時間、心理所有權和心理焦慮感作為自變量和以顧客抱怨意愿作為因變量構建的回歸方程(F(3,125)=769.276,p<0.050)結果顯示,心理所有權的標準化回歸系數為β=0.326(t(125)=7.851,p<0.050),表明它對顧客抱怨行為有積極影響,因此假設H3的前半部分得到有效支持;而心理焦慮感的標準化回歸系數為β=0.471(t(125)=9.244,p<0.050),表明它對顧客抱怨行為也有積極影響,因此假設H5的前半部分得到有效支持。此外,盲于實驗目的的兩位專家對認知反應檢測編碼(抱怨條目=1,非抱怨條目=0,不一致通過協商解決)的統計結果顯示,新產品脫銷長時等待較之于短時等待有更強的顧客抱怨反應(MLWT=4.610,MSWT=2.413,t(85)=16.961,p<0.050),例如“服務真不好,動不動就脫銷!”等。

(3)中介效應檢驗。為了檢測心理所有權與心理焦慮感的中介效應,將各變量標準化后按照Zhao 等提出的中介效應分析程序[81],參照Hayes 提出的Bootstrap 方法進行中介效應檢驗[82],選擇模型4(新產品脫銷等待時間為自變量、心理所有權和心理焦慮感為中介變量、顧客抱怨為因變量和降價預期、等待補償為協變量),樣本量選擇為5000,取樣方法為選擇偏差校正的非參數百分位法。結果顯示如表1 所示,心理所有權與心理焦慮感的中介作用顯著,其效應大小分別為-0.286(LLCI=-0.356,ULCI=-0.214,不包含0)和0.440(LLCI=0.289,ULCI=0.538,不包含0),因此假設H3和H5的各后半部分得到有效檢驗。同時,降價預期(LLCI=-0.057,ULCI=0.024,包含0)和等待補償(LLCI=-0.006,ULCI=0.074,包含0)對顧客抱怨的影響均不顯著,表明二者并沒有產生干擾影響。此外,在控制了心理所有權與心理焦慮感中介效應后,新產品脫銷等待時間影響顧客抱怨的直接效應仍然顯著,效應大小為0.211(LLCI=0.091,ULCI=0.332,不包含0),表明二者只發揮了部分中介作用。

表1 心理所有權與心理焦慮感的共同中介效應Table 1 The joint mediating effects of psychological ownership and mental anxiety

通過實驗1 有效檢驗了假設H1～H5,其中除了假設H1并未完全得到支持外,其他各假設均得到有效支持。假設H1結果的可能解釋是,心理所有權與心理焦慮感雖然作用屬性不同,但它們對顧客抱怨意愿的啟動速度和作用強度也有別,心理焦慮感較之于心理所有權的啟動速度更快和影響強度更大,從而導致顧客抱怨隨等待時間延長而變得愈加強烈。當然,實驗1 也存在三個方面的不足之處:一是實驗商品選擇的是個人消費品智能手機,是否可以擴展到家庭消費品不得而知;二是該實驗沒有明確心理所有權與心理焦慮感雙中介效應的邊界條件,有待進一步界定;三是該實驗沒有有效排除其他可能存在的替代性解釋,解釋的唯一性存疑。為此,實驗2 將有效解決這些問題。

2.2 新產品脫銷等待時間影響顧客抱怨行為的調節效應

2.2.1 預實驗2

預實驗2 的主要目的也是檢測實驗商品等實驗刺激的有效性。為了拓展研究的外部效度,預實驗2 選用的實驗商品是純電力驅動的新能源汽車。選擇的理由是新能源汽車是目前全球汽車廠商競相研發和推出的新產品,而且由于綠色消費熱潮興起容易出現脫銷,以及大學生日益成為我國家庭汽車購買角色的主要決策者。同樣為了排除已有品牌的可能干擾,我們虛構了實驗商品的品牌——“鐳士”。新產品脫銷等待時間依循相關研究和真實情境分別設定為等待一個月和等待六個月。我們在西南某綜合性高校招募了33 名被試(17 男/16 女)參與預實驗2,模擬了實驗情境讓其判斷新產品脫銷等待時間(一個月相對于六個月)之間的差異性,檢測問項與預實驗1 相同。所有有效被試的平均年齡為M年齡=21.352(SD=1.433)。

預實驗2T統計結果顯示,所有被試“國際知名新能源汽車品牌‘鐳士’新款車脫銷了嗎?”(M一個月=6.667,M六個月=6.500,t(31)=0.948,p=0.350>0.050)和“國際知名新能源汽車品牌‘鐳士’新款車需要等待嗎”(M一個月=6.533,M六個月=6.333,t(31)=1.145,p=0.261>0.050)上并無顯著差異,但在“國際知名新能源汽車品牌‘鐳士’新款車脫銷需要等待多長時間?”(M一個月=1.400,M六個月=6.611,t(31)=-29.569,p<0.050)上差異顯著,這表明我們在新產品脫銷等待時間上操控也是成功的。為此,它將被應用于主實驗2 中。

2.2.2 實驗設計

實驗2 的主要目的是檢驗控制源對新產品脫銷等待時間影響顧客抱怨中介效應的調節作用。由于實驗1 已經表明沒有等待時間并不會因此引起顧客的抱怨行為,因此實驗2 去掉了控制組,整個實驗設計采用2(新產品脫銷等待時間:SWT(一個月)相對于LWT(六個月))×2(控制源:ILOC相對于ELOC)組間因子設計。實驗情境為“整個暑假我通過自己的努力通過了考試獲得了C1 駕照,而前段時間父母也在問我家里購買什么樣品牌的汽車。新能源汽車正在成為國人購車的新選擇,我們也打算購買新能源汽車。經過對特斯拉、鐳士、蔚來、理想、小鵬等新能源汽車品牌的全面比較,發現“鐳士”品牌新款車型L520 既符合我們的性能要求,也符合我們的心理預算。然而,當我們某一天去該品牌4S 店預付了定金后,銷售人員卻告訴我們,該型車已經脫銷了,需要等待(一個月相對于六個月),我感到很驚訝”。我們在西南某綜合性高校招募了249 名被試(137 男/112 女)分五批次參與實驗,具體實驗過程與實驗1 相同。而主要區別在于:一是所有被試都要進行“控制源”人格特質檢測,以便進行組別分配,所采用的量表是Rotter 開發的23 問項(去掉了6 個掩飾項,僅外控計分)“內在-外在控制源量表”(例如“我感覺到自己一切盡在掌握?”)[70];二是實驗材料廣告彩頁由“天琴”智能手機變換成為“鐳士”新能源汽車;三是測量量表除了“心理所有權量表”、“心理焦慮感量表”和“顧客抱怨量表”外,還包括“預期后悔量表”和“承擔責任量表”,其中前者采用的是Abraham 與Sheeran 等使用的3 項7 點制Likert“預期后悔量表”(例如“我預感到我將來會后悔?”)[83],而后者采用的是Connolly 等使用的2 項7 點制Likert“承擔責任量表”(例如“我感覺到自己應該為此選擇承擔主要責任?”)[84],因為已有研究表明預期后悔和承擔責任可能會成為新產品脫銷影響顧客抱怨的替代性解釋。除此之外,所有被試也進行了與實驗1 相同的認知反應檢測。實驗結束后,經仔細檢查,有11 名被試基于與實驗1 相同的原因而被剔除,最終有效被試為238 名(130 男/108 女),他們的平均年齡為M年齡=21.782(SD=1.719)。

2.2.3 實驗結果

(1)構念檢測與變量處理。SPSS24.0 統計結果顯示,心理所有權、心理焦慮感、顧客抱怨、控制源、預期后悔和承擔責任等構念的信度Cronbach′s α 介于0.854～0.912,也均大于被推薦的門檻值0.700[79]。同時,驗證性因子分析(CFA)也發現(χ2/df.=2.859(<3)、IFI=0.983(>0.900)、CFI=0.954(>0.900)、NNFI=0.938 (>0.900)、GFI=0.943(>0.900)、RMR=0.052 (<0.080)、RMSEA=0.077(<0.080)),六個量表問項的標準化因子載荷值均介于0.636～0.792 之間,超過0.500 的最低標準,表明各變量具有良好的聚合效度;各變量的AVE 值的均方根大于其他變量之間的相關系數,表明各變量之間具有良好的區分效度[80]。Haman 單因子檢驗結果也表明,在將所有問項一起做因子分析未旋轉時第一個主成分占到的載荷量是36.927%(<40.000%),同樣表明同源方法偏差并不嚴重。為此,將六個量表問項均值化后分別形成各自相應的統計指數,同時對“控制源”按照值(10.744±3.902)分半做法將其劃分為內在控制源者(7.273±1.607) 和外在控制源者(14.333±1.697)。此外,為了統計分析的需要,我們也對新產品脫銷等待時間類型和控制源分別進行了啞變量編碼(一個月(SWT)=0,六個月(SWT)=1;ILOC=0,ELOC=1)。

(2)調節效應檢驗。由于新產品脫銷等待時間和控制源均屬于分類變量,因此對它們的影響進行了多因素方差分析(MANOVA)。對于因變量心理所有權而言,不僅新產品脫銷等待時間(F(1,234)=95.332,p<0.050)和控制源(F(1,234)=414.372,p<0.050)的主效應顯著,而且它們的交互效應也顯著(F(1,234)=51.636,p<0.050),這表明相對于外源控制而言,內源控制對于新產品脫銷短等待時間有更高的心理所有權(MILOC=5.874,MELOC=4.463)(圖2),因此假設H6的前半部分得到有效支持;而對于因變量心理焦慮感而言,新產品脫銷等待時間(F(1,234)=289.357,p<0.050)和控制源(F(1,234)=961.231,p<0.050)的主效應不僅也顯著,而且它們的交互效應同樣顯著(F(1,234)=128.447,p<0.050),這表明相對于內源控制而言,外源控制對于新產品脫銷長等待時間有更高的心理焦慮感(MELOC=3.607,MILOC=2.125)(圖3),因此假設H7的前半部分同樣得到有效支持。

圖2 控制源對新產品脫銷等待時間影響心理所有權的調節作用Figure 2 The moderating effect of locus of control underlying waiting time for stock-out new products affecting psychological ownership

圖3 控制源對新產品脫銷等待時間影響心理焦慮感的調節作用Figure 3 The moderating effect of locus of control underlying waiting time for stock-out new products affecting mental anxiety

(3)中介效應檢驗。采用與實驗1 相同的中介效應檢驗方法和程序,區別僅存在兩個方面:一是模型選擇為7,二是將標準化后的預期后悔和承擔責任也納入到中介變量進行檢驗。統計結果如表2 所示,心理所有權在內源控制中介作用顯著,中介效應大小為-0.264(LLCI=-0.309,ULCI=-0.218,不包含0),但在外源控制中介作用并不顯著(LLCI=-0.010,ULCI=0.089,包含0),因此假設H6的后半部分得到有效檢驗,連同已經得到支持的前半部分,整個假設H6得到完整支持;而心理焦慮感無論是在內源控制還是外源控制中介作用都顯著,中介效應大小分別為0.075(LLCI=0.036,ULCI=0.116,不包含0)和0.376(LLCI=0.325,ULCI=0.429,不包含0),因此假設H7的后半部分得到有效檢驗,連同已經得到支持的前半部分,整個假設H7得到完整支持。同時,預期后悔和承擔責任無論是在內源控制(預期后悔:LLCI=-0.016,ULCI=0.003,包含0;承擔責任:LLCI=-0.018,ULCI=0.007,包含0)還是外源控制(預期后悔:LLCI=-0.017,ULCI=0.002,包含0;承擔責任:LLCI=-0.008,ULCI=0.002,包含0)中介效應都不顯著,這表明二者并未成為新產品脫銷等待時間影響顧客抱怨行為可能存在的替代性解釋。認知反應檢測(心理所有權編碼為1,心理焦慮感編碼為-1)統計結果也發現,內源控制者較之于外源控制者對新產品脫銷短時等待有更多的心理所有權想法(MILOC=3.983,MELOC=2.564,t(236)=18.488,p<0.05),例如“好飯不怕晚,多等點沒關系!”等;而外源控制者較之于內源控制者對新產品脫銷長時等待有更多的心理焦慮感想法(MELOC=-3.538,MILOC=-2.926,t(236)=6.194,p<0.05),例如“等那么久啊,黃花菜都涼了!”等。此外,在控制了心理所有權與心理焦慮感中介效應后,新產品脫銷等待時間影響顧客抱怨的直接效應仍然顯著,效應大小為0.162(LLCI=0.117,ULCI=0.207,不包含0),表明二者也只發揮了部分中介作用。

表2 心理所有權與心理焦慮感在調節變量下的中介效應Table 2 The joint mediating effects of psychological ownership and mental anxiety under the moderator

通過實驗2 有效檢驗了假設H6和H7,均得到了有效支持。該研究結果表明,控制源不僅會對新產品脫銷等待時間分別影響中介變量心理所有權和心理焦慮感產生調節作用,而且會對整個模型中的心理所有權與心理焦慮感雙中介效應產生調節作用。同時,該實驗還有效排除了預期后悔和承擔責任可能存在的替代性解釋。

3 研究結論與研究局限

3.1 研究結論

(1)新產品脫銷等待時間會積極影響顧客抱怨行為,并且心理所有權與心理焦慮感會起雙中介作用。等待時間長期以來被顧客視為潛在的損失,不僅損失消費效用而且帶來感知風險[85],但Nowlis 等也研究發現等待可能會給顧客帶來愉悅的消費體驗[9]?；谝延醒芯炕A和結論分歧,本文深入探究了顧客對新產品脫銷等待時間的抱怨反應。無論是實驗1 還是實驗2 均證實新產品脫銷等待時間確實會積極影響顧客抱怨行為,并進一步發現了區別于以往時間折扣、沉沒成本和心理賬戶等機制解釋的心理所有權與心理焦慮感雙中介機制,其中心理所有權會起著消極中介作用,而心理焦慮感則會起著積極中介作用。

(2)控制源會調節新產品脫銷等待時間影響顧客抱怨雙中介效應。由于顧客對于新產品脫銷等待時間及其結果存在不同的控制感知程度,控制源會調節新產品脫銷等待時間對顧客抱怨行為的影響。當新產品脫銷存在短時等待時,內源控制較之于外源控制更有助于增強顧客的心理所有權;而當新產品脫銷存在長時等待時,外源控制較之于內源控制更容易喚起顧客的心理焦慮感。不僅如此,當顧客存在較強的內源控制感時,心理所有權較之于心理焦慮感中介效應更容易占優;而當顧客存在較強的外源控制感時,心理焦慮感較之于心理所有權中介效應更容易占優。此外,實驗2 還進一步證實,無論是預期后悔還是承擔責任均沒有成為新產品脫銷等待時間影響顧客抱怨可能存在的替代性解釋。

3.2 研究意義

(1)理論意義。理論意義主要存在三個方面。①研究視角具有創新性,以往的顧客等待研究更多地局限于服務領域,例如旅客航班等待、飯店食客等待或排隊等待等,而本文探尋了新產品脫銷等待時間對顧客抱怨行為的影響,有效地拓展了以往研究的視角。②研究層次具有創新性,以往也有研究探尋了顧客等待時間對顧客服務評價或滿意程度影響的內在機制,Maister、Davis 與Vollmann、Hui 與Tse 等甚至提出了整合模型[33,86,16],但他們既沒有探尋新產品脫銷情境更沒有探索正負雙重機制的內在影響,而本文探尋了心理所有權的消極效應和心理焦慮感的積極效應,有效地深化了研究層次,完善了理論體系。③研究邊界具有創新性。相比較于以往選項效價、價值表征、延遲時間、多重自我、自我控制、風險偏好、時間壓力、決策責任、文化背景等調節變量的發現,本文發現了控制源的調節作用,它不僅會分別調節新產品脫銷等待時間(短時等待相對于長時等待)對心理所有權和心理焦慮感的影響,而且還進一步會對二者的共同中介效應產生調節作用,清晰地界定了作用邊界,也是本文的重要理論貢獻。

(2)管理啟示。管理啟示也主要存在三個方面。①對于廠商而言,新產品脫銷等待時間會積極影響顧客抱怨行為,因此實施饑渴營銷或脫銷策略要適可而止。其中,要仔細甄選脫銷產品,并非任何產品都可以通過此策略贏得成功,有研究已經表明實用品(相對于享樂品)、替代性強(相對于弱)、需求急迫性強(相對于弱)等產品難以奏效。同時要精準把控新產品脫銷顧客等待時長和顧客的脫銷等待心理,過長的等待時間更容易引起顧客的心理焦慮感和降低他們的心理所有權,從而增強他們的抱怨行為,因此可以通過顧客心理仿真模擬或大數據分析準確測度新產品脫銷等待時間的各種影響。其次由于增強顧客內源控制較之于外源控制更容易增強他們的心理所有權且有效降低顧客抱怨,當存在新產品脫銷時,廠商可以通過心理授權、優先承諾、產品保價等策略增強顧客的內源控制感,將在一定程度上增強他們的等待堅持和降低他們的抱怨行為。②對于顧客而言,一是要理性看待新產品脫銷等待現象,盡量避免將新產品脫銷等待時間作為產品價值或質量判斷的啟發式線索,而要根據自己的消費偏好或真實需求進行購買或消費;二是要學會理性應用顧客抱怨策略促進廠商不斷提高服務水平,改善消費效用或愉悅,保障自己的合法消費權益;三是當面對新產品脫銷等待時,要積極調節自己的等待心態,更多地想象消費愉悅性有助于增強自己的心理所有權,盡量避免產生心理焦慮感。③對于監管機構而言,一方面要積極監督廠商的經營行為,防止某些不良廠商利用脫銷等待或饑渴營銷損害顧客利益和市場效率;另一方面要積極通過消費教育等途徑,倡導顧客積極健康的生活方式。

3.3 研究局限

受制于研究條件和研究方法等的限制,本文也存在一些研究局限。①本文雖然發現了心理所有權與心理焦慮感的雙中介機制和控制源的調節作用,但與新產品脫銷等待時間影響顧客抱怨的復雜機理相比仍然不夠,更多的作用機制和邊界條件有待探尋和明確。②本文的實驗商品分別是智能手機和新能源汽車,均是有形的產品,而對于無形的服務例如旅游產品、信息服務、價值共創、共享產品等是否存在相似的效應不得而知[87],未來需要檢驗服務新產品脫銷等待時間對顧客抱怨行為的影響。③本文對顧客抱怨行為的測量采用的指標是顧客抱怨意愿,已有研究表明意愿與行為之間會存在偏差,為了更真實地反映顧客抱怨行為表現,未來需要真正測量顧客抱怨行為。④本文兩個實驗均是在呈現脫銷信息后測度顧客的抱怨意愿,即截面效應檢測,而事實上顧客抱怨通常會隨著時間產生時序變化,未來需要進一步檢測其縱貫效應。⑤本文采用的是實驗研究方法,實驗商品(智能手機和新能源汽車)、實驗被試(西南某綜合性高校大學生)、信息呈現(廣告彩頁)和數據采集(自陳報告法)等在一定程度上限制了研究結論的外部效度,未來需要進一步改進研究方法,例如采用功能性核磁共振(fMRI)、功能性近紅外光譜成像技術(fNIRS)、正電子發射計算機斷層掃描(PET)等認知神經檢測技術和方法,增強研究效度。