2010年第4期 经济经纬ECONOMICSURVEY No．42010
对竞争性营销说服抵制机理的实证研究
——基于品牌忠诚顾客视角
陆卫平
(浙江外国语学院国际工商管理学院，浙江杭州310023)
摘 要：消费者行为研究证实有显著品牌忠诚的顾客会对外来的竞争性营销说服信息进行抵制。笔者以国内皮鞋行业和皮
鞋品牌为实验背景探索了发生这种抵制现象的内在机理。实证研究发现存在一个“两层面”的说服抵制模型：在面对竞争性
营销说服信息时，有显著品牌忠诚的顾客先是利用第一层“偏好性拒绝模式”来进行抵制；当“偏好性拒绝模式”失灵时，又会
利用第二层“最小化影响模式”和“属性相对权重模式”来进行抵制。
关键词：忠诚顾客；竞争性营销说服信息；营销说服抵制；机理研究
基金项目：温州市科技计划项目(R20090098)。
作者简介：陆卫平(1980一)，男，江苏南通人，上海财经大学管理学博士，浙江外国语学院国际工商管理学院讲师，主要从事消
费者行为、品牌营销研究。
中图分类号：F713．50 文献标识码：A 文章编号：1006一1096(2010)04—0107—06收稿日期：2010—03—10
．冀—，t．，C．Jo．鬟一X．0e．，e．鬟一簧一赞．舅一赞一赞一聱．jC．，￡．，t—，￡．，t．，￡一聱一*．赞．蹙一燹一口e．，e．，e．冀一，e—，e—，e．赞—，C．，C．0C．，C—，C．jt．0C．，t．，k赞．jt．je．jC．．赞．jC，
一、引言
现实市场中，同行的企业之间竞争非常激烈，越来越多
的企业寄希望于依靠大规模的营销说服活动(比如广告说
服、销售人员说服等)来争夺市场上的消费者。然而。最新的
一些研究表明：已有特定品牌忠诚的顾客往往会对外来的竞
争性营销说服信息进行抵制，从而使得这些营销说服活动失
去效果(Ahluwalia，20022”，20044”；黄劲松等，2006；陆卫平，
2010”7)。基于上述的现象，一个重要的研究命题是已有特
定品牌忠诚的顾客抵制竞争性营销说服信息的内在机理。
目前相关研究只有零散的一些结论，并且结论具有相当大的
推测性(Eaglyetal，1995)；而对消费者抵制营销说服，保持
其原有态度的整个过程的研究还很缺乏(Dittoetal，2002)。
本研究将尝试提出一个整体的营销说服抵制模型，给出忠诚
顾客对竞争性营销说服信息抵制的内在心理过程和作用路
径，从而刻画出一幅内在机理的“全景图”。
二、文献述评、模型构建与假设的形成
(一)说服抵制
对说服抵制的关注起源于早期的社会心理学研究，当时
学者们在研究中发现：有着强烈态度的主体可能会去抵制那
些与其已有态度不一致的外来信息，从而使得说服活动失去
效果(Festinger，1957”7；McGuire，1961)。后续的研究从各种
不同的角度对这一发现进行了阐释，分别有信息受众的“接
种免疫”理论(McGuire，1964)、主体的“认知不协调”理论
(Festinger，1957”)、态度具有的自我防御功能(Katz。1960)、
信息说服力的认知机制调节观点(Fishbeinetal。1981”9)以
及主体实施“防御动机”的观点(Chaikenetal，1989)。营销
学的研究对此关注后发现品牌的忠诚顾客正是“有着强烈态
度的主体”，竞争性营销说服信息正是“与其已有态度不一致
的外来信息”；于是许多更细致的实证研究用数据证明了已
有特定品牌忠诚的顾客往往会对外来的竞争性营销说服信
息进行抵制，从而使得这些营销说服活动失去效果(Ahluwa-
lia，20022”，2004“；黄劲松等，2006；陆卫平，20104”)。
(二)Fishbein模型和产品评价
Fishbein模型(后来发展为预期价值模型)指出：消费者
评价某一产品／品牌时，往往是通过评价该产品／品牌的多元
属性而对其产生一定的态度和看法。
Fishbein模型具体的表达公式为
Ao=∑Bi$fii=1，2，3，4⋯⋯
式中A。表示主体对某个产品／品牌的总体评价；B。表示
主体对产品／品牌的各个属性给出的评价；，；表示主体对产
品／品牌的各个属性赋予的权重。具体来说就是主体对各个
属性评价值乘以主体赋予给各个属性的权重值，再把每一个
属性的上述乘积加总．就得到主体对产品／品牌的总体评价。
Ao=Bl·Il+B2幸，2+B，·‘+B4·，．+B5·Is+⋯⋯
在说服抵制研究中越来越取得共识，采用Fishbein模型
计算的产品评价变化来观察主体是否对说服信息发生了显
著的抵制(陆卫平，2009)，其逻辑是说服信息的目的都是希
望能改变信息接受者的已有态度／信念，从而改变其对一件
事物的评价，因此，可以从主体是否改变了对一件事物的评
价来判断其是否抵制了说服信息(Ahluwalia，2000”9)。
(三)信息说服力的调节模式
Fishbein等人(1981)在有关调节信息说服力的认知机制
研究中，概括出调节信息说服力有3个模式：偏好性拒绝模
式、最小化影响模式和属性相对权重模式。偏好性拒绝模式
·】07·
万方数据
(主要发生在信息接收过程巾)是指有着强烈态度的主体会
更容易对那些“与其已有态度不一致的外来信息”进行质疑、
躲避、否认价值、拒绝认同，从而对这些信息的吸收率很低
(Lordetal，1979；Kunda，1990；Dittoelal，1998)。最小化影响
模式(主要发生在信息影响过程中)是指有着强烈态度的主
体会有意识地去把说服信息对焦点属性的影响与对其他高
相关属性的影响进行隔离，使得这些信息不会对高相关属性
发生“一致性推断”的扩散；通过限制信息的这种扩散，从而
最小化说服信息对其他高相关属性的信念所带来的影响
(Fishbeinetal，1981⋯；Ahluwalia，20002”，2004”)。属性相
对权重模式(主要发生在信息评估过程中)是指有着强烈态
度的主体在产品评价时，对产品属性的权重赋予上表现出一
种偏见，主体会对“受态度不一致信息所影响的焦点属性”故
意降低所赋予的权重，对没有“受态度不一致信息所影响的
属性”故意增加或保持所赋予的权重(Mackenzie，1996；
Kivetz，2005)。
(四)概念模型和研究假设
基于Fishbein等人(1981)提出上述这3个调节模式时
所考虑的逻辑过程(信息的接收过程、影响过程、评估过程)，
以Fishbein模型为基础，结合已有说服抵制研究中给出的提
示，本文构建出一个说服抵制内在机理的概念模型
(见图1)。
图l 说服信息抵制内在机理概念模型
上述的概念模型，较好地示意了下面所要构建的假设关
系，笔者假设忠诚顾客对竞争性营销说服信息的抵制过程是
由“2道门”构成。
第一道门(偏好性拒绝模式)：有显著品牌忠诚的顾客首
先利用的是“偏好性拒绝”模式，即通过对竞争性营销说服信
息直接地很低吸收，来否认信息事实，实现抵制。这对应在
Fishbein模型计算公式中就是由于对说服信息很低吸收，那
么所有B；和I，的数值都不发生显著变化，这样总体评价Ao
也就不会有显著的变化。因此，笔者提出假设：
假设1：在面对竞争性营销说服信息时，有显著品牌忠诚的
顾客对这些信息的吸收率很低，即发生了“偏好性拒绝”模式。
假设2：当有显著品牌忠诚的顾客对竞争性营销说服信
息的吸收率很低，他们就不会显著改变其对开展说服活动品
牌的产品评价。
第二道门(最小化影响模式+属性相对权重模式)：随着
竞争性营销说服信息的可信度上升，有显著品牌忠诚的顾客
会越来越难以故意去质疑和否认信息事实，这时偏好性拒绝
模式将会失灵。因此，笔者提出假设：
假设3：当竞争性营销说服信息的可信度较高时，有显著
品牌忠诚的顾客对这些信息的吸收率会较好，即不再发生
·】08．
“偏好性拒绝”模式。
当偏好性拒绝模式失灵了，顾客较好地吸收了竞争性营
销说服信息，这对应在Fishbein模型计算公式中就是焦点属
性的评价口。。。发生上升。这时有显著品牌忠诚的顾客又会
去利用“最小化影响模式+属性相对权重模式”来实现抵制。
一方面利用“最小化影响”模式控制住被吸收的说服信
息不发生“一致性推断”的扩散，这对应在Fishbein模型计算
公式中就是即使BIo，。发生上升，但是控制住其他的属性评价
曰．不会因为“一致性推断”也发生上升。
另一方面利用“属性相对权重”模式来对产品属性的权
重赋予进行故意的调整，降低受说服信息影响的焦点属性的
权重，增加或保持没有受说服信息影响的其他属性的权重。
这对应在Fishbein模型计算公式中就是故意去降低，。。的数
值，使得虽然口劬，发生上升，但曰胁。与厶。。。的乘积依旧不会
有大的变动。这样在两个模式的共同作用下，总体评价A。
最终还是不会有显著的变化。因此，笔者提出假设：
假设4：当顾客较好地吸收了竞争性营销说服信息时，有
显著品牌忠诚的顾客会去有效控制住已经吸收的竞争性营
销说服信息的扩散影响，即会发生“最小化影响”模式。
假设5：当顾客较好地吸收了竞争性I营销说服信息时，有
显著品牌忠诚的顾客会去进行故意的属性权重改变来否认
已经吸收的竞争性营销说服信息的意义，即会发生“属性相
对权重”模式。
假设6：当有显著品牌忠诚的顾客有效控制住已经吸收
的竞争性营销说服信息的扩散影响，并且出现了故意的属性
权重改变，他们就不会显著改变其对开展说服活动品牌的产
品评价。
三、研究设计
(一)产品选择、评价属性及焦点属性的确定
本研究选择“百丽”作为实验品牌，由其给出营销说服信
息，观察市场上不同类型的顾客是如何处理这些营销说服信
息的。在正式实验之前，先以100名MBA同学为对象进行
一项预调查，目的是确定消费者对皮鞋产品进行评价时所关
注的主要评价属性。预调查问卷由33个题项构成，列出消
费者选购皮鞋时所可能关注的方面(33个题项来自焦点小
组访谈)，要求被调查者对33个题项给出各自的打分(完全
不重要=1分，最重要=10分)。对获得的数据进行分析，结
果显示33个题项整体信度符合要求，适合进行测试和因子
分析(Cronbach’gAlpha=0．798)。通过计算所有题项的平
均分，删除16个平均分在7分以下的题项，对剩下的17个
题项因子分析，得到5个因子(对所有变量的解释度为
78．3％)。根据构成题项的具体内容，给这5个因子命名如
下：品牌的知名度、鞋穿着的舒适度、真材实料／耐穿、鞋的款
式设计、鞋的做工和工艺，这就作为Fishbein模型中计算产
品评价时的评价属性。再结合实验品牌“百丽”在实际市场
上主推的利益诉求点，确定“鞋的款式设计”作为正式实验中
关注的焦点属性。
(二)正式实验的设计
正式实验的分组设计为3×2的研究设计，即营销说服
信息(无说服信息、低可信度说服信息、高可信度说服信息)
与忠诚度(无显著品牌忠诚、有显著品牌忠诚)之乘积。其中
万方数据
进行了外在操纵的是营销说服信息，操纵方法：正式实验发
放3种问卷，问卷1中不给甘{说服信息，问卷2中给出低可
信度说服信息，问卷3中给出高可信度说服信息。每组取
160个样本，总共发放问卷的数量为3×2×160：960份。
3种问卷的实验刺激材料分别是：问卷l(不能给出说服
信息)，其实验刺激材料只是I份“百丽”品牌的背景介绍资
料；问卷2(需要给出低可信度说服信息)，其实验刺激材料
包括了1份“百丽”品牌的背景介绍资料+l份综合整理“百
丽”2010新品宣传册的资料；问卷3(需要给出高可信度说服
信息)，其实验刺激材料包括了1份“百丽”品牌的背景介绍
资料+l份综合整理“百丽”产品获得国际权威设计大奖的
新闻报道资料。问卷2和问卷3的实验刺激材料置入问卷
之前，先通过另一项40人的预调查来对两者的可信度进行
操纵性检验，独立样本T检验结果：问卷2的刺激材料可信
度均值3．43，问卷3的刺激材料可信度均值4．32，t=
一3．066，P=0．003<0．05，差异显著。表明这两个刺激材料
的设计符合了实验的要求。
本研究中对顾客忠诚度的测量量表参考了Zeithaml等
人(1996)的研究，包括5个题项。信息吸收率的测量量表参
考了Pomerantz等人(1995)的研究，包括3个题项。属性权
重的测量参考了Jaccard等人(1986)的研究，要求被调查者
依据每个属性对其重要程度在7分制Likert量表上打分(1
=非常不重要，7=非常重要)。属性之问的相关性测量参考
了Ahluwalia(2000)的研究，要求被调查者阐述从一款皮鞋的
款式设计所能联想到其他属性的可能性，在7分制Likert量
表上打分(1=完全不可能，7=完全可能)。属性评价的测量
参考了Fishbein模型和Ahluwalia(2000)的研究，要求被调查
者阅读完实验刺激材料后，对“百丽”皮鞋各个主要评价属性
以10分为满分，在l一10分上打分。产品评价的测量参考
了Ahluwalia(2000)的研究，利用Fishbein模型：A。=
乏：Bj·I；i=l，2，3，4⋯⋯进行计算。
(三)实验过程
共有960名MBA同学作为被试者参与了正式实验。实
验环境为大学教室自习环境，把3种问卷采用随机的方式混
合好后，按照座位次序发给MBA同学。3种问卷都是分为两
大部分，第一部分包括让被试者填写对市场排名前8的皮鞋
品牌(奥康、红蜻蜓、康奈、百丽、蜘蛛王、金猴、富贵鸟、意尔
康)各自的忠诚度以及5个主要评价属性初始权重的测量和
属性间的相关关系测量。第二部分包括各自不同的实验刺
激材料，要求参与者在看完实验刺激材料后填写：对实验刺
激材料的吸收率，对“百丽”皮鞋各个主要属性的评价以及对
各个主要属性重新赋予的权重。每位被试者实验过程耗时
10—15分钟，问卷填完后当面进行检查，然后交给现场组织
的老师进行回收。
四、数据分析
在本次实验中共有30名被试者中途放弃或所填写的信
息不全，最终回收有效问卷930份，有效回收率96．8％。
(一)信度和效度分析
在进行正式的数据分析和假设检验前，首先进行信度和
效度分析。通过SPSS软件对“顾客忠诚度”变量测量的
Cronbach仅值为0．907，“信息吸收率”变量测量的Cronbach
a值为0．892，具有较高的测培信度。本研究中正式实验的
问卷主要以前人的理论研究为基础，参考大量以往该研究领
域内的研究量表和测量方法的基础上进行问卷设计，经过试
填测试修改而成，应该具有较好的内容效度。而SPSS因子
分析结果：旋转后的因子矩阵上顾客忠诚度和信息吸收率的
因子载荷全都是显著的，且各个测量题项没有明显的交叉载
荷现象，表明各个变量的会聚效度和区别效度也良好。
(二)有效问卷的进一步筛选
正式实验回收的有效问卷930份。首先，计算出每个被
调查者对列出的8个皮鞋品牌各自的忠诚度，参考顾客忠诚
研究领域的方法，在采用7分制Liken量表下，处于1—4．0
表明被调查者对这个品牌是低忠诚的，处于4．Ol一7．0表明
被调查者对这个品牌是高忠诚的。然后，根据每个被调查者
对这8个品牌的忠诚情况进行问卷的分类。第1类是“对这
8个品牌都是低忠诚的”问卷，说明这类问卷的被调查者是
无显著品牌忠诚的群体，此类问卷共有338份。第Ⅱ类是
“对百丽是低忠诚的，但对其余7个品牌中的1个或几个是
高忠诚的”问卷，说明这类问卷的被调查者是有显著品牌忠
诚的群体，但百丽并非其所忠诚的品牌，此类问卷共有391
份。第Ⅲ类是“对百丽是高忠诚的，对其余7个品牌不论高
忠诚还是低忠诚的”问卷，说明这类问卷的被调查者是有显
著品牌忠诚的群体，且百丽是其所忠诚的品牌，此类问卷共
有201份。去除掉第Ⅲ类问卷。这样最终进入数据分析的
问卷总共是729份。
(三)忠诚度的操纵检验
对最终进入数据分析的第1类和第Ⅱ类问卷，为了检验
这样的分类是否有效区分了有显著品牌忠诚的群体和无显
著品牌忠诚的群体，这里进行了忠诚度的操纵检验。第1类
“对这8个品牌都是低忠诚的”问卷，再去计算被调查者在这
8个品牌上忠诚度得分的算术平均值。此平均值反映了主体
对这8个品牌的总体忠诚度情况。第Ⅱ类“对百丽是低忠诚
的，但对其余7个品牌中的1个或几个是高忠诚的”问卷，再
去计算被调查者在其高忠诚品牌上忠诚度得分的算术平均
值，此平均值反映了主体对其高忠诚品牌的总体忠诚度情况。
对获得的这些平均值进行独立样本T检验，结果表明：
有显著品牌忠诚的群体，样本数391，均值5．4l(标准差
0．83)，无显著品牌忠诚的群体，样本数338，均值3．05(标准
差0．79)，t=39．100，P：0．000<0．05，差异显著。表明这样
的分类有效区分了有、无显著品牌忠诚的被调查者。
(四)假设检验
假设1和假设3的检验参考Ahluwalia(2000)的研究，如
果顾客对说服信息的吸收率是低信息吸收(7分量表下，均
值小于4)，就表明此时顾客发生了偏好性拒绝模式；相对
的，如果顾客对说服信息的吸收率是高信息吸收(7分量表
下，均值大于4)，就表明此时顾客没有发生偏好性拒绝模
式。以顾客忠诚度为自变量，信息吸收率为因变量，进行方
差分析，结果见表1、表2。
在面对竞争性营销说服信息时(问卷2)，有显著品牌忠
诚的顾客(样本数=133)对说服信息的吸收率均值=3．266
(标准差1．413)，对比无显著品牌忠诚的顾客(样本数=
·109·
万方数据
107)对说服信息的吸收率均值=4．785(标准差0．570)；F：
109．363，P=0．000<0．001，两者之间差异显著。并且很明
显。有显著品牌忠诚的顾客对说服信息的吸收率均值小于4。
处于低信息吸收率的状态，即此时发生了“偏好性拒绝”模
式。假设l得到支持。
在面对竞争性营销说服信息时(问卷3)，有显著品牌忠
诚的顾客(样本数=125)对说服信息的吸收率均值=5．096
(标准差0．647)，对比无显著品牌忠诚的顾客(样本数=
115)对说服信息的吸收率均值=5．226(标准差0．713)；F=
2．193。P=0．140>0．05，两者之间没有显著差异。并且很明
显，有显著品牌忠诚的顾客对说服信息的吸收率均值大于4，
处于高信息吸收率的状态，即此时不再发生“偏好性拒绝”模
式。假设3得到支持。
裹1 低可信度说服信息组方差分析
信息吸收率(闸卷2)
裹2离可信度说服信息组方差分析
信息吸收率(同卷3)
假设2的检验可以沿着假设l的检验过程继续往下观
察。当有显著品牌忠诚的顾客发生了“偏好性拒绝”模式时，
其对开展说服活动品牌的产品评价究竟有没有改变。把发
生了偏好性拒绝模式时(问卷2)，相比于无说服信息的控制
组(问卷1)，两种情形下的数据经过方差分析，结果(见表
3)：无说服信息时(问卷1)，有显著品牌忠诚的顾客对“百
丽”皮鞋的产品评价均值=2．934(标准差0．548)，对比有说
服信息且发生了偏好性拒绝模式时(问卷2)，有显著品牌忠
诚的顾客对“百丽”皮鞋的产品评价均值=3．012(标准差
0．505)；，=I．438，P=0．232>0．05，两者之间无显著差异。
因此，表明有显著品牌忠诚的顾客在面对竞争性营销说服信
息并且发生了偏好性拒绝模式时，其不会显著改变对开展说
服活动品牌的产品评价。假设2得到支持。
裹3产品评价方差分析
产品评价(有显著品牌忠诚的顾客)
假设4的检验可以沿着假设3的检验过程继续往下观
察。当偏好性拒绝模式失灵了，有显著品牌忠诚的顾客是否
又会去有效控制住已经吸收的竞争性营销说服信息的扩散
影响。首先需要去确定与焦点属性“鞋的款式设计”之间是
高相关关系的属性有哪些。根据无信息干扰下控制组的样
本数据(问卷1的数据)，通过计算“被试者对主要属性评价
分值”之间的相关性，来获得属性问的相关关系。结果：其他
4个与焦点属性“鞋的款式设计”之间相关系数分别是：品牌
的知名度(0．457)、真材实料／耐穿(0．315)、鞋穿着的舒适度
(0．402)、鞋的做工和工艺(0．614)。依据相关系数的分类：
0．3<IrI<0．5为低度相关，0．5<IrI<0．8为显著相关，表
明高相关属性是“鞋的做工和工艺”。
接下来，为了更好地观察有显著品牌忠诚的顾客和无显
著品牌忠诚的顾客对竞争性营销说服信息的扩散影响效应
的控制情况，把计算出的各种情形下属性评价数据汇总(见
表4)。从表4中可以清楚看出无显著品牌忠诚的顾客，高可
信度说服信息下(问卷3)，焦点属性“鞋的款式设计”评价均
值M=6．6522，高相关属性“鞋的做工和工艺”评价均值||If
=6．2696，对比无说服信息的控制组(问卷1)评价均值M=
4．0086和J|If=4．2069，方差分析的结果分别是F=313．197。P
=0．000<0．001；F=238．737，P=0．000<0．001。都是差异
显著。表明无显著品牌忠诚的顾客，对说服信息较好吸收
下，不仅显著提升了其对焦点属性的评价，还显著提升了其
对高相关属性的评价。意味着，高相关属性上面出现了一个
显著的“信息的扩散影响效应”，无显著品牌忠诚的顾客并没
有去控制这个效应，即没有发生“最小化影响”模式。
表4各种情形下的属性评价均值
(·)表示在o．05的水平上。与控制组相比有里著盖异。
有显著品牌忠诚的顾客，高可信度说服信息下(问卷
3)，焦点属性“鞋的款式设计”评价均值M=4．7840，高相关
属性“鞋的做工和工艺”评价均值肘=2．9440，对比无说服
信息的控制组(问卷1)评价均值M=2．9398和M=2．7820，
·110·
方差分析的结果分别是F：297．326。P=0．000<0．001；，=
2．218，P=0．138>0．05，焦点属性的评价差异显著，高相关
属性的评价没有显著差异。表明有显著品牌忠诚的顾客，随
着说服信息可信度上升。不再发生“偏好性拒绝”模式。显著
万方数据
提升了其对焦点属性的评价；但是高相关属性的评价并没有
随焦点属性的评价上升而上升。意味着，有显著品牌忠诚的
顾客有效地控制住了在高相荚属性上可能H{现的“信息的
扩散影响效应”，即发生了“最小化影响”模式。假设4得到
支持。
假设5的检验，可以通过方差分析计算出各个属性的权
重均值对比表(实验组：问卷2、问卷3，控制组：问卷1)，来
直观地观察属性权重的变动情况(见表5)。从表5中可以
清楚地看出：无显著品牌忠诚的顾客，无论面对低可信度说
服信息(问卷2)，还是面对高可信度说服信息(问卷3)，所
有的5个主要属性获得的权重与无说服信息的控制组(问卷
1)巾获得的权重相比，都没有显著的差异。表明无显著品牌
忠诚的顾客无论面对何种说服信息时，都不会出现“属性权
重改变”现象，即不发生“属性相对权重”模式。
褒5各种情形下的属性权重均值
(·)表示在0．05的水平上有五著差异。
有显著品牌忠诚的顾客，在面对低可信度说服信息(问
卷2)，所有的5个主要属性获得的权重与无说服信息的控
制组(问卷1)中获得的权重相比，没有显著差异，表明此时
属性相对权重模式还没有被启用。而当面对高可信度说服
信息(问卷3)，偏好性拒绝模式失灵了，这时焦点属性“鞋的
款式设计”权重均值M=0．1731，对比控制组(问卷1)权重
均值M=0．2172，F=121．600，P=0．000<0．001，出现显著
的权重下降；属性“真材实料／耐穿”权重均值M=0．2117。
属性“鞋穿着的舒适度”权重均值M=0．2070，对比控制组
(问卷1)权重均值．!If=0．1798和M=0．1935，方差分析的结
果分别是F=55．436，尸：0．000<0．00l；F=10．461，P=
0．001<0．05，出现显著的权重上升。表明有显著品牌忠诚
的顾客在偏好性拒绝模式失灵后，去故意降低了受说服信息
影响的焦点属性的权重，保持或增加了没有受说服信息影响
的其他属性的权重。意味着有显著品牌忠诚的顾客在通过
故意的属性权重改变来否认已经吸收的说服信息的意义，即
发生了“属性相对权重”模式。假设5得到支持。
假设6的检验可以沿着假设4及假设5的检验过程继
续往下观察。在面对高可信度说服信息(问卷3)下，有显著
品牌忠诚的顾客会同时发生最小化影响模式和属性相对权
重模式，因此观察此时他们是否会显著改变其对开展说服活
动品牌的产品评价。
从表6中可以看出：在面对高可信度说服信息(问卷3)
下。有显著品牌忠诚的顾客对开展说服活动品牌的产品评价
均值；3．043(标准差0．487)，对比无说服信息的控制组(问
卷1)下，有显著品牌忠诚的顾客对开展说服活动品牌的产
品评价均值=2．934(标准差0．548)；F=2．826，P=0．094>
0．05；两者之间没有显著的差异。表明当有显著品牌忠诚的
顾客同时发生了最小化影响模式和属性相对权重模式时。他
们就不会显著改变其对开展说服活动品牌的产品评价。假
设6得到支持。
寰6说服效果方差分析
产品评价(有显著品牌忠诚的顾客)
五、结论
本研究的实验得到了如下发现：忠诚顾客对竞争性营销
说服信息的抵制过程主要是由3个抵制模式组成，即偏好性
拒绝模式、最小化影响模式和属性相对权重模式。以这3个
模式为基础检验出一个“两层面”的说服抵制模型。在面对
竞争性营销说服信息时，忠诚顾客先是利用第一层“偏好性
拒绝模式”去故意地很少吸收信息，否认信息本身的存在性
(即不相信、不认同)。当说服信息变得高可信度，很难再质
疑和否认时，偏好性拒绝模式失灵了，忠诚顾客又会利用第
二层“最小化影响模式”和“属性相对权重模式”，通过最小
化影响模式去有效控制住信息的扩散影响效应，来限制信息
的影响力(即不推断、不联想)，通过属性相对权重模式去故
意地进行属性权重改变．否认信息意义的存在性(即不在乎、
不看重)。在这“2道门”的阻拦下，忠诚顾客有效地抵制了
竞争性营销说服信息，维持了其原有的品牌偏好态度。
上述研究清晰地刻画出忠诚顾客对竞争性营销说服信
息抵制的内在心理过程和作用路径，使得说服抵制机理不再
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是一种“黑匣子”状态。同时该研究也为现实中的企业实施
有效的说服抵制管理提供了理论基础。对于扮演“进攻者”
角色的企业来说，可以通过加强营销说服信息的可信度，更
新顾客观念，改变顾客对具体产品功能利益的偏好等一系列
营销策略，来削弱市场上有显著品牌忠诚的顾客对其说服信
息所可能发生的抵制。对于扮演“防御者”角色的企业来
说，应该倍加珍惜自身忠诚顾客具有的这种态度自我维持特
征，可以通过预先接种的“劣势自卫策略”，让其忠诚顾客形
成一个较高的态度自我防卫水平；积极开展知识营销，澄清
竞争性营销说服信息的真相，强化“不相信、不联想、不看
重”的抵制作用路径，来强化其忠诚顾客对竞争性营销说服
信息的抵制效应。
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(编辑：薛 平 校对：蜀 丹)
AnEmpiricalStudyontheMechanismofLoyalCustomersResistingCompetitive
MarketingPersuasion
LUWei—ping
(Schoolo／InternationalBusinessAdministration，ZhejiangInternationalStudiesUniversity，Hangzhou310023，China)
Abstract：Studiesonconsumerbehaviorshowthatcustomerswithobviousbrandloyaltywillresistothercompetitivemarketingpersua·
sioninformation．Theauthorchoosestheleathershoeindustryandleathershoebrandsasthetargetofexperimentandexploresthein-
trinsicmechanismfortheresistance．Theempiricalresearchfindsthatthereisatwo—levelmodeIofresistancetomarketingpersua·
sion．Whenfacingtocompetitivemarketingpersuasion，thecustomerswithbrandloyaltyfirstlyusethe“rejectionmodeofpreference”
toresisttheinformation；whenthe“rejectionmodeofpreference”fails，thentheywillusethe“modeofminimizingimpact”andthe
“modeofrelativeweightingofattribute”toresisttheinformation．
Keywords：loyalcustomer；compet“ivemarketingpersuasioninformation；resistancetomarketingpersuasion；researchofmechanism
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