陳文沛

(重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶 400030)

一、引 言

產(chǎn)品屬性是影響消費(fèi)者購買決策的重要因素，但對產(chǎn)品屬性的研究仍顯不足。首先，產(chǎn)品屬性影響購買行為內(nèi)在機(jī)理的研究非常少;其次，學(xué)術(shù)界對產(chǎn)品屬性的研究以教育產(chǎn)品的公共屬性為主，消費(fèi)品產(chǎn)品屬性的相關(guān)研究非常少見;第三，對產(chǎn)品屬性的研究基于大樣本的實(shí)證研究較少;最后，在研究方法上一般是通過因子分析等統(tǒng)計(jì)方法進(jìn)行研究，而產(chǎn)品屬性變量是潛變量，采用結(jié)構(gòu)方程模型這種能同時(shí)處理潛變量和指標(biāo)的方法更合適。

科特勒(2009)指出創(chuàng)新產(chǎn)品自身特征是影響消費(fèi)者新產(chǎn)品購買行為的重要因素［1］，消費(fèi)者介入是劃分消費(fèi)者購買行為類型的依據(jù)，這兩個(gè)變量對消費(fèi)者購買行為都有影響。姚山季等(2011)將顧客參與和新產(chǎn)品開發(fā)聯(lián)系起來，認(rèn)為顧客參與對新產(chǎn)品開發(fā)績效的影響會受到產(chǎn)品創(chuàng)新類型的調(diào)節(jié)作用［2］。那么，產(chǎn)品屬性、消費(fèi)者介入與消費(fèi)者購買行為之間可能存在重要聯(lián)系，對這些聯(lián)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，將有助于準(zhǔn)確評估產(chǎn)品屬性的作用效果和剖析產(chǎn)品屬性影響消費(fèi)者購買行為的過程機(jī)制。但關(guān)于上述三個(gè)變量關(guān)系的實(shí)證研究尚屬空白，尤其缺少針對中國消費(fèi)者的實(shí)證結(jié)論。本文嘗試從多角度考察產(chǎn)品屬性的效果，深入分析產(chǎn)品屬性影響消費(fèi)者購買行為的過程機(jī)制，以便補(bǔ)充相關(guān)理論，并為中國企業(yè)制定營銷戰(zhàn)略提供參考。

二、文獻(xiàn)回顧與假設(shè)提出

(一)產(chǎn)品屬性的描述與測量

徐劍(2005)認(rèn)為產(chǎn)品屬性是產(chǎn)品能滿足顧客需求的特性，并按競爭因素將其分為經(jīng)濟(jì)屬性和技術(shù)屬性［3］。Zhu et al.(2009)將產(chǎn)品屬性分為功能屬性和享受屬性［4］。參考上述學(xué)者的思路歸納文獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)學(xué)者們均按照其研究內(nèi)容發(fā)展產(chǎn)品屬性的維度，并構(gòu)建相應(yīng)的研究框架。本文研究產(chǎn)品屬性與新產(chǎn)品購買行為的關(guān)系，參照上述思路將產(chǎn)品屬性分為技術(shù)屬性(新產(chǎn)品自身特征)和市場屬性(營銷因素)?？铺乩?2009)將新產(chǎn)品自身特征細(xì)化為相對優(yōu)勢、一致性和復(fù)雜性［1］，Decker et al.(2010)將市場屬性細(xì)化為品牌、口碑和價(jià)格［5］。本文按照上述學(xué)者的思路構(gòu)建產(chǎn)品屬性的維度。

(二)產(chǎn)品屬性的作用效果

Kotler(2009)認(rèn)為新產(chǎn)品自身特征是影響新產(chǎn)品采用率的重要變量［1］。Decker et al.(2010)發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品屬性對消費(fèi)者購買行為有顯著影響［5］。Srivastava(2009)等研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品屬性對消費(fèi)者行為有顯著影響［6］。本文研究主題與上述研究存在較大差異，為驗(yàn)證產(chǎn)品屬性的作用效果，我們提出研究假設(shè)H1:產(chǎn)品屬性對新產(chǎn)品購買行為有顯著影響。

Zaichkowsky(1994)指出消費(fèi)者介入是消費(fèi)者基于內(nèi)在需要、價(jià)值和興趣而產(chǎn)生的關(guān)聯(lián)［7］。本文研究的消費(fèi)者介入指購買決策介入。從購買決策的視角看，介入是購買者花費(fèi)在收集、評估信息和購買決策上的時(shí)間和精力。產(chǎn)品屬性的差異使消費(fèi)者對新產(chǎn)品產(chǎn)生興趣，進(jìn)而主動收集有關(guān)新產(chǎn)品的相關(guān)信息，并以此為依據(jù)進(jìn)行購買決策。可見，產(chǎn)品屬性將影響消費(fèi)者介入。由此我們提出研究假設(shè)H2:產(chǎn)品屬性對消費(fèi)者介入有顯著影響。

Blackwell(2009)指出消費(fèi)者介入度不同導(dǎo)致不同購買行為［8］。Hynes(2006)發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者介入能預(yù)示和說明不同的消費(fèi)者新產(chǎn)品購買行為［9］。Midgley＆Dowling(1993)對時(shí)尚行業(yè)研究的結(jié)果顯示消費(fèi)者介入與新產(chǎn)品購買行為相關(guān)［10］。Foxall(1995)發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者介入與軟件類新產(chǎn)品購買行為呈正相關(guān)，而在食品行業(yè)中卻不是如此［11］。消費(fèi)者介入與新產(chǎn)品購買行為的關(guān)系存在分歧。由此我們提出研究假設(shè)H3:消費(fèi)者介入對新產(chǎn)品購買行為有顯著影響。

Hawkins(2007)提出消費(fèi)者購買行為受到多種因素的影響，不能準(zhǔn)確反映產(chǎn)品屬性的效果，建議結(jié)合其他因素進(jìn)行研究［12］。本研究認(rèn)為產(chǎn)品屬性影響了消費(fèi)介入，而這種消費(fèi)者介入又會影響新產(chǎn)品購買行為，那么產(chǎn)品屬性可能是經(jīng)由消費(fèi)者介入對新產(chǎn)品購買行為產(chǎn)生影響的，由此將消費(fèi)者介入作為中介變量進(jìn)行研究，我們提出研究假設(shè)H4:消費(fèi)者介入在產(chǎn)品屬性與新產(chǎn)品購買行為的關(guān)系中起中介作用。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)量表的形成

量表均采用李氏7分量制。產(chǎn)品屬性的量表參考Moon(2008)對產(chǎn)品屬性影響消費(fèi)者購買意圖［13］、Thompson(2008)對品牌影響新產(chǎn)品購買行為［14］、Goldsmith(2005)對價(jià)格影響新產(chǎn)品購買行為［15］及林亮德(2000)對臺灣地區(qū)的研究［16］。消費(fèi)者介入采用CIP量表［17］。新產(chǎn)品購買行為用消費(fèi)者擁有的某一類產(chǎn)品數(shù)量來測量。Lastovicka＆Joachimsthaler(1988)認(rèn)為用一類產(chǎn)品來度量購買行為可以控制干擾效應(yīng)［18］。本研究使用數(shù)碼類產(chǎn)品。Hyne(2006)對消費(fèi)者介入影響新產(chǎn)品購買行為的研究［9］及Im等(2003，2007)對新產(chǎn)品購買行為的研究表明，消費(fèi)者在此類產(chǎn)品的購買行為上有相當(dāng)大的差異［19］［20］。

量表經(jīng)課題組成員反復(fù)討論，并征求相關(guān)學(xué)科專家的意見后形成初稿。在重慶市南岸區(qū)某小區(qū)進(jìn)行預(yù)測試，根據(jù)37位消費(fèi)者反饋的意見進(jìn)行修改。隨后在重慶市南岸區(qū)進(jìn)行小樣本測試，根據(jù)回收的97份問卷的統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果再次進(jìn)行調(diào)整，最后形成正式研究所用量表。

(二)研究樣本

本研究在重慶市范圍內(nèi)進(jìn)行抽樣，樣本分布在重慶市各大主城區(qū)。派出經(jīng)過培訓(xùn)的調(diào)查人員進(jìn)行商場攔截式訪談。共發(fā)出問卷1176份，回收1078份，剔除無效問卷后，有效問卷為1006份，有效率為85.6%。樣本特征見表1所示，其中年齡均值為31.19歲、受教育程度均值為14.53年、家庭月收入為3562.62元。

表1 樣本特征

(三)研究方法

先進(jìn)行信度分析和驗(yàn)證性因子分析(CFA)，以檢驗(yàn)正式量表的信度和效度，然后用結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)假設(shè)，所用分析軟件為SPSS11.5和LISREL8.70。

四、數(shù)據(jù)分析和研究發(fā)現(xiàn)

(一)信度與效度

整體Cronbach’s系數(shù)為0.91，所有變量的Cronbach’s系數(shù)均超過0.7，信度較好。問卷設(shè)計(jì)過程中參考相關(guān)文獻(xiàn)，征求學(xué)術(shù)界專家和企業(yè)界人士的意見，以保證內(nèi)容效度。將產(chǎn)品屬性和CIP量表進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，整體擬合度較好χ2(362)=1311.13，RMSEA=0.075，GFI=0.90，CFI=0.91，NNFI=0.90，PNFI=0.80)，因子載荷均在0.5以上，全部指標(biāo)的t值均達(dá)到較高的顯著性水平(P＜0.01)，顯示了較好的收斂效度。各因子之間的兩兩相關(guān)系數(shù)加減兩倍標(biāo)準(zhǔn)誤均不包含1，顯示了較好的判別效度。綜上所述，本研究使用的量表信度和效度均符合要求，可以用于研究。

(二)假設(shè)檢驗(yàn)

按Baron＆Kenny(1986)檢驗(yàn)中介作用和溫仲麟、侯杰泰和張雷(2005)檢驗(yàn)調(diào)節(jié)作用和中介作用的方法和建議［21］［22］，先檢驗(yàn)產(chǎn)品屬性與新產(chǎn)品購買行為的關(guān)系(H1)、產(chǎn)品屬性與消費(fèi)者介入關(guān)系(H2)、消費(fèi)者介入與新產(chǎn)品購買行為關(guān)系(H3)，結(jié)果均顯著(如表2所示)，模型擬合指標(biāo)較好，結(jié)果均可接受，因而H1、H2、H3均得到支持。

表2 兩變量模型擬合結(jié)果

在此基礎(chǔ)上將消費(fèi)者介入納入產(chǎn)品屬性與新產(chǎn)品購買行為關(guān)系的分析中(如圖1所示)。我們發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品屬性與新產(chǎn)品購買行為的關(guān)系消失，由此可知消費(fèi)者介入起到完全中介作用。擬合結(jié)果如表3所示，A1為新產(chǎn)品購買行為的測項(xiàng)，G1到G5為消費(fèi)者介入的五個(gè)維度。

圖1 三變量模型

表3 三變量模型擬合結(jié)果

刪除不顯著的路徑后，得到修正的產(chǎn)品屬性、消費(fèi)者介入和新產(chǎn)品購買行為關(guān)系模型(χ2(53)=91.32，RMSEA=0.079，GFI=0.90，CFI=0.92，NNFI=0.91，PNFI=0.67)，如圖2所示。

圖2 修正后模型

五、結(jié) 論

本文試圖分析產(chǎn)品屬性、消費(fèi)者介入和新產(chǎn)品購買行為三者的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)若新產(chǎn)品的相對優(yōu)勢、一致性和復(fù)雜性都較競爭產(chǎn)品為優(yōu)，同時(shí)在品牌、口碑和價(jià)格等市場因素方面獲得消費(fèi)者認(rèn)同，則能提高消費(fèi)者介入度。消費(fèi)者介入度越高，對新產(chǎn)品購買行為的推動力越強(qiáng)。產(chǎn)品屬性對消費(fèi)者購買行為的影響要通過消費(fèi)者介入這一環(huán)節(jié)。產(chǎn)品屬性越能引起消費(fèi)者興趣，其購買介入度越高，越可能發(fā)生購買行為。

研究揭示的變量關(guān)系，對營銷實(shí)踐的意義主要包括:

(1)通過產(chǎn)品屬性影響消費(fèi)者介入度。產(chǎn)品屬性上的特點(diǎn)能增加消費(fèi)者花在收集、評估新產(chǎn)品上的時(shí)間和精力，而消費(fèi)者介入度越高，新產(chǎn)品購買行為越可能發(fā)生。企業(yè)在設(shè)計(jì)產(chǎn)品屬性時(shí)應(yīng)增加相對于競爭產(chǎn)品的優(yōu)勢，提升一致性、減少復(fù)雜性，并注意品牌形象的維護(hù)和提升，在消費(fèi)者中樹立正向口碑，根據(jù)消費(fèi)者的需求選擇合適的定價(jià)策略。

(2)產(chǎn)品屬性并不直接影響消費(fèi)者新產(chǎn)品購買行為，而是要經(jīng)過消費(fèi)者介入這一中間環(huán)節(jié)。因此，宣傳策略的設(shè)計(jì)重點(diǎn)是如何提升消費(fèi)者的興趣，吸引消費(fèi)者主動收集新產(chǎn)品信息，并為其信息收集提供方便的渠道，以提升消費(fèi)者介入度。

本研究的局限之一在于樣本限于重慶市，不同地區(qū)的消費(fèi)者在產(chǎn)品屬性、介入和新產(chǎn)品購買行為方面可能存在較大差異。同時(shí)，本研究采用非隨機(jī)樣本，盡管擴(kuò)大了樣本的覆蓋面，但仍在一定程度上影響了結(jié)論的可推廣性。此外，在產(chǎn)品屬性對消費(fèi)者新產(chǎn)品購買行為的影響路徑上，其他中介變量和調(diào)節(jié)變量的作用也值得探究。

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