賴俊明

中圖分類號：F270.7 文獻標識碼：A

內容摘要：本文以大型購物中心為研究對象，研究租戶組合認知偏差在消費者滿意度中的可利用性。驗證了大型購物中心與店鋪作為價值的共同創(chuàng)造者參與價值創(chuàng)造過程，在這種情境下，消費者占據了主導地位，大型購物中心及店鋪只是扮演輔助者的角色。本文在認知偏差傳遞規(guī)律的研究基礎上，提出了強化租戶組合對消費者在大型購物中心中優(yōu)勢的感知，可以彌補相應劣勢對消費者滿意度的影響。

關鍵詞：大型購物中心 租戶組合 認知偏差 消費者

引言

自美國學者Cardozo于1965年首次在營銷學領域討論了消費者滿意度（customer satisfaction）的概念以來，經過學者們幾十年的深入研究和探索，消費者滿意度理論已逐漸成熟，并在大型購物中心的實踐中得到了廣泛應用。1981年Oliver根據前人的研究結論，提出了被廣大學者普遍接受并作為理論基礎的消費者滿意度定義，即消費者滿意度是消費者消費前對產品或服務的期望和實際經驗比較的結果。在這個定義的基礎上，學者們從影響消費者滿意度的前因（如預期、感知質量、感知價值等）和消費者滿意度影響的結果（如消費者忠誠度、抱怨）方面進行了廣泛的研究，并區(qū)分了兩種不同類型的消費者滿意度測量情形：一種是特定交易滿意度，即消費者一次特定消費經歷后，對該產品或服務的滿意度，是消費者在短期內對自己的滿意程度做出的判斷（Wirtz and Miller，1977；Westbrook，1980；Oliver，1980；Woodruff，Cadotte，and Jenkins，1983）；另一種是累積滿意度，是更加整合的累計消費經歷的評價（Johnson and Fornell，1991；Fornell，1992；Fornell and Johnson，1996）。而后者成為大型購物中心長期監(jiān)控其消費者滿意度狀態(tài)，以及為國家、行業(yè)等提供宏觀指標參考的消費者滿意指數構建和測量的基礎。

然而，隨著人們消費觀念的變化和可支配收入的增長，消費者的需求越來越呈現出專業(yè)化和高水平的特征。大型購物中心在滿足消費者需求上的一些不足之處也開始顯現出來。首先，在商品種類方面，由于銷售額高度集中在少數產品上，使其在商品線的寬度和深度拓展上受到了一定的限制。面對未來各零售業(yè)態(tài)的競爭，大型購物中心必須做出戰(zhàn)略調整，進行業(yè)態(tài)創(chuàng)新。大型購物中心與專業(yè)店的捆綁，能夠最大限度地滿足消費者的多種消費需求，兩者相輔相成、互惠互利。基于此，本文試圖通過確認認知偏差現象在滿意度測量中是一種客觀存在的規(guī)律還是偶然的現象，探索消費者認知偏差對消費者滿意度結構的影響，旨在為大型購物中心正確對待消費者滿意度測量的結果以及客觀看待消費者滿意度測量中的認知偏差現象，提供理論上的支持。

文獻回顧與理論假設

（一）租戶組合的界定

租戶組合（Tenants Mix或Mix of Tenants），是購物中心內的零售商店組合（Brown，1992），體現了零售租戶類型及其在購物中心的空間比例、數量及具體的位置安排（Kirkup and Rafiq，1994）。租戶組合包括三個重要內容：租戶多樣性（Tenant Variety）、租戶相容性（Tenant Compatibility）和租戶布局。對于購物中心和店鋪來說，提高消費者購物樂趣和享樂性的主要方法就是增加商店種類和設施，優(yōu)化租戶組合，提高租戶多樣性和相容性。研究表明，租戶多樣性能通過提高消費者實用性購物價值和商品價值的知覺來吸引消費者惠顧（郭福斌，2003），并顯著影響消費者滿意（王德平，2007）和消費者的回頭率（Wakefield and Baker，1998）。

（二）假設設計

盡管對于消費者滿意度的測量至今還沒有一個學術界公認的量表，但有不少學者對該領域進行了探索性的研究。Rogers等（1997）在心理健康行業(yè)更加系統(tǒng)地研究了消費者滿意度的組成成分。他開發(fā)的股爾康心理受權量表由七個維度構成：自我效能感、無權感、自我認知、有效的改變、對未來的預期或控制、正義感及公民行為，并通過實證研究證明了這七個維度之間的彼此相關。在現在這種商業(yè)環(huán)境下，大型購物中心向消費者能力最大化轉變，大型購物中心不再是傳統(tǒng)的一系列商業(yè)單位資產，而是包括消費者能力在內的能力集合體。服務主導邏輯與這一趨勢是一致的。服務主導邏輯指出，消費者是價值的共同創(chuàng)造者。在測量共創(chuàng)價值時應同時包含消費者行為、大型購物中心行為和消費者與大型購物中心的互動行為。為了對此做出解釋，本文提出以下假設：

H1a：總體印象租戶組合認知偏差對滿意度的影響，將選擇對滿意度直接影響大的維度向滿意度進行傳遞。

H1b：顯著維度租戶組合認知偏差對滿意度的影響，將選擇那些對滿意度直接影響大的維度向滿意度傳遞。

H1c：顯著維度產生的租戶組合認知偏差大于總體印象產生的租戶組合認知偏差。

以往學者們都將認知偏差看作是測量匯總產生誤差的一種普遍的來源，并希望通過各種方法來消除認知偏差對測量真實結果的影響。但是直到目前為止，仍然沒有找到一個得到普遍公認的方法，這其實反映出認知偏差是人類認知過程中一種必然規(guī)律。自從Leuthesser、Kohli和Harich（1995）將認知偏差應用到品牌權益測量中，學者們開始對認知偏差的應用有了積極的認識。在消費者滿意度測量中，測量的都是消費者主觀評價，并且滿意度理論揭示，消費者對大型購物中心產品或服務的主觀認識，將決定消費者的購買決策。本文提出以下假設：

H2a： 產生顯著維度認知偏差的變量變化后，顯著維度租戶組合認知偏差將被強化。

H2b：產生顯著維度認知偏差的變量變化后，總體印象租戶組合認知偏差的強度將被削弱。

研究設計

（一）變量的設定

本文基于213份樣本數據，利用方差最大正交旋轉法進行因子置換，并選取特征值大于1的因子。結果顯示KMO值為0.811，表明樣本適合進行因子分析；累計方差解釋度為69.47%，同時通過了Bartlett`s 球形檢驗（p=0.000）；所有的問項聚集成6個因子，但有些因子對應的測量指標的因子載荷系數比較低，需要進一步提煉。

（二）模型分析

本文分別構造了兩個分層次線性模型：

模型1：同一購物中心不同店鋪比較的分層線性模型。

為了確定同一購物中心的不同店鋪之間消費者的認知偏差狀態(tài)是否具有同質性，本文采用兩層多水平線性模型：第一層解釋了消費者個體之間的差異，第二層解釋了店鋪之間的差異。

第一層： （1）

第二層： （2）

式（1）中，CSij表示j店鋪i消費者的評價分值，β0j表示j店鋪評價的平均值，rij表示各消費者評價值與店鋪平均值的差異，服從方差為σ2的標準正態(tài)分布，代表消費者間的隨機效應。式（2）中，γ00表示整個購物中心店鋪消費者評價的平均值，μ0j表示j店鋪的消費者評價值與整個購物中心店鋪消費者評價的平均值的差異，μ0j服從方差τ00的標準正態(tài)分布，代表店鋪間的隨機效應。

（3）

如果店鋪間的認知偏差狀態(tài)具有同質性，那么店鋪間的隨機效應將不顯著，且解釋了消費者之間差異的絕大部分。

模型2：不同購物中心之間比較的分層線性模型。

模型2構建在模型1對同一購物中心的不同店鋪之間隨機效應不顯著檢驗結果基礎之上，可以忽略店鋪之間的差異而將整個購物中心的所有店鋪看作一層，因此在不同購物中心的比較中，本文將多水平線性模型分為消費者個體和不同購物中心兩層。第一層解釋了消費者個體之間的差異，第二層解釋了購物中心之間的差異。

第一層： （4）

第二層： （5）

式（5）中，CSik表示k購物中心i消費者的評價分值，β0k表示k購物中心消費者評價的平均值，rik表示各消費者評價值與該購物中心平均值的差異，服從方差為σ2的標準正態(tài)分布，代表消費者間的隨機效應。式（5）中，γ000表示所有購物中心店鋪消費者評價的平均值，μ0k表示k購物中心的消費者評價值與所有購物中心店鋪消費者評價的平均值的差異，μ0k服從方差τ00的標準正態(tài)分布，代表購物中心間的隨機效應。

實證結果與分析

（一）測量項目提煉和效度分析

在具體操作過程中，本文采用逐步調整的方法，逐步刪除測量項目，直到獲得一個可接受的擬合模型。測量項目刪除的順序，按照由專家指出的實際測量時消費者無法感知到的測量項目開始，到狀態(tài)容易發(fā)生變化的測量項目，再到載荷系數比較小的測量項目的次序進行。最終測量項目提煉結果如表1所示。

可以看到，修訂模型中除了指示牌清楚、商品擺放合理兩個測量項目的載荷系數略有降低外，降低幅度從0.016到0.020，其他測量項目均在不同程度上提高，其中容易獲得信息測量項目的提高幅度最大，為0.372。修訂模型中每個測量項目的標準偏差均明顯減少，t值均明顯提高。測量項目提煉后，模型擬合優(yōu)度得到極大的改善，所有擬合指標均優(yōu)于初始模型，χ2從351.14降低到94.92，χ2/df從0.07下降到0.06，SRMR從0.08降低到0.04，特別是GFI、AGFI、NNFI、CFI四個指標分別從低于0.90判斷值的0.80、0.75、0.85、0.87大幅提高到高于判斷值的0.94、0.90、0.97、0.98。綜合上述分析，接受修訂模型為最終模型。

（二）信度分析

本文認為同源模型（congeneric model）在本研究中適合用來估計購物中心中消費者滿意度量表的信度。為了用同源模型來估計信度，文章采用驗證性因子分析計算得到的結構變量說明的測量項目的方差來估計信度（Fleishman and Benson，1987；Baiyin，2004）。計算公式如下：

（6）

式中，βj表示使一個測量項目對真值估計的載荷數值，也就是該測量項目反映真值的程度；θj表示的是每個測量項目估計誤差的方差。

表2給出了對購物中心中消費者滿意度影響維度的信度估計。本文同時采用 τ等同模型（τ-equivalent model）和同源模型進行信度估計，τ等同模型估計就是常用的Cronbach`sα系數。引入同源模型進行信度估計是因為該估計在驗證性因子分析環(huán)境下對信度的估計更精確（Bollen，1989；Baiyin，2004）。在修訂模型中，各維度中除了感知價值的α系數低于0.70的判斷值外，其他維度相對于初始模型變化不大，甚至略高于初始模型；而同源模型的信度估計則顯示，修訂模型各維度的信度不但均高于α系數估計的信度，也明顯高于初始模型的信度估計，為0.697到0.935。說明修訂模型的信度并沒有因為測量項目的減少而明顯下降，反而有了較大的改善，說明上述指標提煉過程具有合理的可靠性。

購中便利、購前便利兩個對滿意度存在顯著較大的影響，其中購中便利受總體影響的影響最大，進一步觀察并且購中便利對滿意度的影響最大，為0.24；而對滿意度的影響也較小且不顯著的購后便利、感知價值受總體印象影響小且不顯著；總體印象對滿意度不存在顯著的直接影響，路徑系數僅為0.01。這些結果說明，總體印象認知偏差對滿意度的影響，將選擇對滿意度直接影響大的維度向滿意度進行傳遞，從而本研究提出的假設H1a得到證實。

在傳遞路徑上，顯著維度認知偏差同總體印象認知偏差存在明顯的差異。在顯著維度引發(fā)的認知偏差中，購中便利對滿意度具有顯著的直接影響，為0.24，p<0.01，說明購中便利引發(fā)的認知偏差向滿意度傳遞時，沒有明顯的路徑選擇性，說明產生顯著維度認知偏差的變量變化后，總體印象認知偏差的強度將被增強。從而本研究提出的假設H2b被拒絕。同時可以注意到，顯著維度認知偏差的強度高于總體印象認知偏差的強度，從而本研究提出的假設H1c得到證實。

研究發(fā)現作為引發(fā)顯著維度認知偏差的購中便利維度在被強化后，對滿意度的直接影響從0.44增加到0.62，增加了0.18，而其他維度對滿意度的直接影響卻出現了不同程度的下降，下降幅度分別從0.01到0.17，購前便利對滿意度的直接影響下降幅度最大，并且其統(tǒng)計顯著性從正常認知偏差狀態(tài)下的高度顯著（p<0.001）變化為認知偏差強化組中的不顯著。這種現象說明，顯著維度認知偏差被強化后，作為引發(fā)顯著維度認知偏差的維度對滿意度的直接影響得到了加強，而同時其他維度對滿意度的直接影響卻在不同程度上被削弱。這種現象說明，顯著維度認知偏差被強化后，顯著維度認知偏差向滿意度傳遞路徑的路徑系數之間的差異趨于弱化，本研究提出的假設H2a得到證實。

筆者注意到這兩條路徑系數在正常認知偏差組中，為總體印象影響最大的兩條路徑。同時發(fā)現，認知偏差強化組合正常認知偏差組比，總體印象影響的統(tǒng)計顯著水平有所下降。分析結果說明，總體印象認知偏差在顯著維度認知偏差被強化后，整體上的影響被削弱了，本研究提出的假設H2b得到證實。

結果討論與管理啟示

通過本文分析可以看到對評價對象總體印象的好壞能使消費者對產品或服務具體屬性的評價產生偏差，即總體印象越好，對具體屬性的評價越高，總體印象越差，對具體屬性的評價越低；對滿意度直接影響較高的維度或屬性也是使消費評價產生偏差的主要原因，并且這些維度或屬性對滿意度的影響越大，使其他對滿意度影響相對較小的維度和屬性的評價偏差越大。

高感知價值消費者的滿意度更高，對店鋪的態(tài)度或行為忠誠就會越高；對店鋪更高忠誠的消費者也更愿意對購物中心進行交叉惠顧。研究表明店鋪的租戶多樣性對消費者感知價值、消費者滿意、消費者行為意向和交叉惠顧意愿的影響比租戶相容性要大。這一結論說明，在中國的零售環(huán)境下消費者具有對購物區(qū)租戶種類和數量更大的偏好，一方面租戶多樣性能夠給消費者更具體和直接的感官和購物刺激，另一方面因為抽象性，租戶相容性往往被大多數消費者忽略，而且本文研究也表明租戶多樣性對租戶相容性有較為顯著的影響作用。

最后，本研究指出需要主動掌握測量滿意度的正確時機，應使測量過程處于各變量正常的水平下，否則某些變量短時間的人為干預，將導致測量結果的不穩(wěn)定，甚至對滿意度的改進方向產生誤導。

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