在線評(píng)論情感傾向?qū)罄m(xù)評(píng)論意愿的影響：計(jì)劃行為理論的視角

李亞紅 徐富明

（1中南民族大學(xué)教育學(xué)院，武漢 430074；2華中師范大學(xué)心理學(xué)院，武漢 430079；3江西師范大學(xué)心理學(xué)院，南昌 330022）

1 引言

在線評(píng)論中情感信息和認(rèn)知信息互為補(bǔ)充，共同構(gòu)成在線評(píng)論文本內(nèi)容 （Allsop，Bassett，＆Hoskins， 2007； Sweeney， Soutar， ＆ Mazzarol，2012）。既往多數(shù)研究的基本假設(shè)是消費(fèi)者在線評(píng)論情感信息結(jié)構(gòu)是單維的 （Kang，Yoo，＆ Han，2009；李實(shí)，葉強(qiáng)，李一軍，羅嗣卿，2010），即負(fù)面、中性、正面三類中的一種，“滿意、不滿意”、“肯定、否定”、“贊同、反對(duì)”等多作為情感分類的兩極。但是，消費(fèi)者在消費(fèi)過程中可能會(huì)同時(shí)體驗(yàn)到積極和消極情感（Westbrook＆ Oliver，1991）。在線評(píng)論情感傾向是指買家在線評(píng)論中對(duì)網(wǎng)上已購買產(chǎn)品所做出的積極正面情感傾向或消極負(fù)面情感傾向。消費(fèi)者對(duì)商品的一些特征是肯定的，同時(shí)對(duì)商品的有些特征是不滿意的（王洪偉，鄭麗娟，尹裴，史偉，2012）。與單維模型相比，態(tài)度的二維模型認(rèn)為積極態(tài)度和消極態(tài)度是相互獨(dú)立、同時(shí)存在的（Crowley＆ Hoyer， 1994； Thornton， 2011；Tang， Fang， ＆Wang，2014）。因此，如果借鑒態(tài)度二維模型，從積極和消極兩個(gè)維度同時(shí)考察在線評(píng)論文本的情感傾向，可以提高在線評(píng)論情感傾向分析的外部效度。

在線評(píng)論中，已經(jīng)提交的在線評(píng)論所包含的情感傾向反映了評(píng)論者對(duì)過去行為過程和結(jié)果的總結(jié)和反思，包括積極情感傾向和消極情感傾向兩個(gè)方面，這是經(jīng)驗(yàn)信息的重要構(gòu)成內(nèi)容。趙寶春（2012）的研究顯示，既往行為經(jīng)驗(yàn)是影響后續(xù)行為意愿的重要原因。Smith等人（2007）也驗(yàn)證了購買經(jīng)驗(yàn)對(duì)再次行為意向和實(shí)際購買行為有影響作用。已有研究對(duì)情緒和行為意向的關(guān)系進(jìn)行了廣泛的探索。Paulus和Yu（2012）對(duì)情緒與決策關(guān)系的分析研究表明，在目標(biāo)導(dǎo)向的行為中，情緒是影響信念的一個(gè)關(guān)鍵因素。Mcdougall早在1921年就提出信念是一種衍生的情緒。Hooley和Campbell（2002）對(duì)情緒表達(dá)的研究證實(shí)，情緒表達(dá)可以促進(jìn)個(gè)體的控制感。因此，在線評(píng)論的積極情感傾向可能正向預(yù)測后續(xù)評(píng)論意愿。Cho和Richardson（2010）對(duì)消費(fèi)者在線活躍性的研究發(fā)現(xiàn)，商品質(zhì)量缺陷帶來的憤怒情緒顯著影響消費(fèi)者的在線活躍性。因此，在線評(píng)論的消極情感傾向可能負(fù)向預(yù)測后續(xù)評(píng)論意愿。那么，本次在線評(píng)論的積極和消極兩種情感傾向?qū)罄m(xù)評(píng)論意愿所產(chǎn)生的效應(yīng)可能是不同的。

關(guān)于評(píng)論的生成機(jī)制，已有學(xué)者以計(jì)劃行為理論為基礎(chǔ)，探討了口碑或評(píng)論的產(chǎn)生機(jī)制。Cheng，Lam，Hsu，Cheng 和 Lam（2006），以及 Fu，Ju 和 Hsu（2015）的研究均驗(yàn)證了計(jì)劃行為理論對(duì)在線評(píng)論產(chǎn)生機(jī)制的解釋力。但是，已有研究中的自變量均為消費(fèi)滿意度，沒有考慮到已有評(píng)論經(jīng)驗(yàn)的影響作用。Ajzen（1991）提出的計(jì)劃行為理論是一個(gè)開放的理論，基于計(jì)劃行為理論探討經(jīng)驗(yàn)對(duì)行為意向的影響也引起了研究者的廣泛關(guān)注。段文婷和江光榮（2008）論證了個(gè)人經(jīng)驗(yàn)與計(jì)劃行為理論各核心變量間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)個(gè)人經(jīng)驗(yàn)通過行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制影響行為意向和實(shí)際行為。Singh和Wilkes（1996）對(duì)消費(fèi)者的抱怨行為進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者的抱怨行為是有目的的。由此可見，在發(fā)表評(píng)論前消費(fèi)者會(huì)考慮發(fā)表的后果及其影響作用，然后綜合權(quán)衡是否發(fā)表在線評(píng)論。但是，消費(fèi)者在線評(píng)論經(jīng)驗(yàn)是否可以納入計(jì)劃行為理論中作為后續(xù)評(píng)論意愿的預(yù)測變量，還需要通過研究進(jìn)行驗(yàn)證。

計(jì)劃行為理論認(rèn)為 （Ajzen，1985），在個(gè)人能力、機(jī)會(huì)及資源等現(xiàn)實(shí)條件充分的前提下，行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制是影響行為的三個(gè)主要變量，行為意向在這三個(gè)變量對(duì)行為的影響中起到中介作用。消費(fèi)者在線評(píng)論態(tài)度是指消費(fèi)者認(rèn)為發(fā)表在線評(píng)論是“好的”還是“惡的”，而不包含對(duì)特定消費(fèi)過程的滿意度。對(duì)抱怨行為的研究發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)者對(duì)抱怨的態(tài)度會(huì)對(duì)抱怨行為產(chǎn)生顯著的影響（Hansen， Samuelsen， ＆ Andreassen， 2011）。 Sari和Phau（2004）對(duì)印度尼西亞消費(fèi)者抱怨行為的研究發(fā)現(xiàn)，如果消費(fèi)者對(duì)抱怨行為持有積極態(tài)度，認(rèn)為抱怨是合適的，那么消費(fèi)者將更容易出現(xiàn)抱怨行為。主觀規(guī)范表示影響行為的社會(huì)壓力，具體是指重要他人是否認(rèn)為應(yīng)該進(jìn)行某種行為。Chu和Kim（2011）的研究表明，主觀規(guī)范是影響在線口碑發(fā)表的重要因素。Robert（2000）的研究表明，主觀規(guī)范對(duì)消費(fèi)者抱怨意向有顯著的預(yù)測作用。如果消費(fèi)者認(rèn)為自己發(fā)表在線評(píng)論可能暴露個(gè)人信息，消費(fèi)者將更愿意在線下分享自己的購買體驗(yàn)，從而避免在線發(fā)表評(píng)論（Riivits，2013）。感知行為控制是指消費(fèi)者感受到的發(fā)表在線評(píng)論的難易程度。感知行為控制影響消費(fèi)者抱怨態(tài)度也已經(jīng)得到了有效的驗(yàn)證（Bodey ＆ Grace， 2013）。 Ajzen 和 Driver（1991）對(duì)參與休閑活動(dòng)行為的追蹤研究表明，感知行為控制對(duì)一年后的休閑活動(dòng)參與度有正向的預(yù)測作用。那么，消費(fèi)者在線評(píng)論的態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制對(duì)后續(xù)在線評(píng)論意愿是否有正向的預(yù)測作用？同時(shí)，在線評(píng)論態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制在評(píng)論情感傾向和后續(xù)評(píng)論意愿間是否起中介作用？這是本研究關(guān)注和需要解決的問題。

基于上述分析，本研究根據(jù)Ajzen（2002）提出的方法，編制針對(duì)消費(fèi)者在線評(píng)論發(fā)表行為的問卷，通過問卷調(diào)查法收集數(shù)據(jù)，利用結(jié)構(gòu)方程模型探討已有評(píng)論情感傾向與態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制及后續(xù)評(píng)論意愿間是否存在因果關(guān)系。本研究基于計(jì)劃行為理論的基本框架，系統(tǒng)探討在線評(píng)論情感傾向?qū)οM(fèi)者后續(xù)評(píng)論意愿形成所發(fā)揮的作用，并且揭示其作用效應(yīng)及路徑。

2 方法

2.1 研究對(duì)象

采用方便抽樣法，對(duì)近1月內(nèi)有網(wǎng)絡(luò)購物并發(fā)表在線評(píng)論經(jīng)歷的450名被試進(jìn)行問卷調(diào)查，回收整理后得到有效問卷385份，有效回收率為85.6%。其中男性125名，女性260名；單身245名，已婚140名；出生地為城市248名，農(nóng)村137名。

2.2 研究工具

以Ajzen（2011）的計(jì)劃行為理論問卷編制規(guī)范為指導(dǎo)，參考已有研究（Kim，Reicks，＆ Sjoberg，2003；Liao，Chen，＆ Yen，2007）中的計(jì)劃行為理論核心變量的測量問卷，結(jié)合本研究的具體問題，編制在線評(píng)論態(tài)度、主觀規(guī)范、感知控制和行為意向的測量問卷。

2.2.1 在線評(píng)論情感傾向問卷

本研究借鑒普拉切克（Plutchik，1970）和羅素（Russell，1980）情緒模型中的情緒詞，以及Richins（1997）的消費(fèi)情緒問卷，編制在線評(píng)論情感傾向問卷，分為積極情感傾向和消極情感傾向兩個(gè)維度，各7個(gè)條目。本研究中積極情感傾向和消極情感傾向問卷的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.89和0.96；各主要變量的AVE平方根均大于0.50，且各AVE平方根均大于所在列變量間的相關(guān)系數(shù)，表明本研究中該問卷具有較好的區(qū)分效度。

2.2.2 在線評(píng)論行為意向問卷

本問卷是對(duì)消費(fèi)者未來網(wǎng)絡(luò)購物后發(fā)表在線評(píng)論意愿的測量，共有3個(gè)條目，如“今后一段時(shí)間網(wǎng)購后，我想發(fā)表在線評(píng)論（完全錯(cuò)誤／完全正確）”等。該問卷采用語義微分量表七點(diǎn)計(jì)分，從“完全錯(cuò)誤”到“完全正確”分別記為1－7分。本研究中該問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為 0.86。

在正式研究開始前，以某高校200名大學(xué)生為被試施測以上各問卷。運(yùn)用Mplus7.0軟件對(duì)計(jì)劃行為理論的核心變量進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。所有外顯變量對(duì)潛變量的標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)參數(shù)都具有顯著性水平，χ2＝217.37，df＝97，RMSEA＝0.079＜0.08。 模型的絕對(duì)擬合指數(shù) χ2／df＝217.37／97＝2.24＜5，AIC＝8768.91，BIC＝8950.32，CFI＝0.96，TLI＝0.95，均大于 0.90。結(jié)果表明，該計(jì)劃行為理論核心變量的驗(yàn)證性因素分析模型擬合較好。

2.2.3 在線評(píng)論態(tài)度問卷

根據(jù)Ajzen對(duì)態(tài)度的界定，態(tài)度包括對(duì)行為的認(rèn)知和對(duì)行為的情感反應(yīng)兩個(gè)方面。本問卷測量對(duì)行為的認(rèn)知題目，如“您認(rèn)為網(wǎng)購后發(fā)表在線評(píng)論是（無意義的／有意義的）”等。測量對(duì)行為情感反應(yīng)題目，如“您認(rèn)為網(wǎng)購后發(fā)表在線評(píng)論是（不快樂的／快樂的）”等。問卷包含5個(gè)條目，采用語義微分量表七點(diǎn)計(jì)分。本研究中該問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.91。

2.2.4 在線評(píng)論主觀規(guī)范問卷

本問卷包括對(duì)主觀規(guī)范的描述和認(rèn)同，共有4個(gè)條目，采用語義微分量表七點(diǎn)計(jì)分，主要考察被試知覺到的網(wǎng)絡(luò)購物后發(fā)表在線評(píng)論的社會(huì)壓力，如“我欣賞和敬重的人，對(duì)于我網(wǎng)購后發(fā)表在線評(píng)論會(huì)表示（完全反對(duì)／完全贊同）”等。本研究中該問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為 0.92。

2.2.5 在線評(píng)論感知控制問卷

本問卷測量控制信念和知覺強(qiáng)度兩方面。控制信念是指個(gè)體知覺到的促進(jìn)或阻礙網(wǎng)購后發(fā)表在線評(píng)論的因素，知覺強(qiáng)度是指知覺到的因素對(duì)在線評(píng)論行為的影響程度。問卷共有4個(gè)條目，如“今后網(wǎng)購后是否發(fā)表在線評(píng)論，完全在我的控制之下（完全錯(cuò)誤／完全正確）”等。該問卷采用語義微分量表七點(diǎn)計(jì)分，分別記為1－7分。本研究中該問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為 0.87。

2.3 研究程序和數(shù)據(jù)處理

對(duì)14名應(yīng)用心理學(xué)專業(yè)本科學(xué)生進(jìn)行問卷調(diào)查培訓(xùn)，培訓(xùn)時(shí)間為2.5小時(shí)。由以上14名學(xué)生擔(dān)任主試，采用一對(duì)一的形式進(jìn)行問卷調(diào)查。采用SPSS19.0和Mplus7.0進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)和分析。由于Bootstrap檢驗(yàn)中介效應(yīng)的統(tǒng)計(jì)效力較強(qiáng)，本研究對(duì)各變量間的關(guān)系采用Bootstrap進(jìn)行檢驗(yàn)。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究采用Harman單因素檢驗(yàn)法（周浩，龍立榮，2004）進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。把積極情感傾向、消極情感傾向、態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制和評(píng)論意向等變量全部放到一個(gè)探索性因素分析中，檢驗(yàn)未旋轉(zhuǎn)的因素分析結(jié)果。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，第一個(gè)公因子的方差解釋率為26.9%，特征根大于1的因子有6個(gè)， 其特征根分別為 9.06、5.46、3.07、1.53、1.34 和1.04，沒有出現(xiàn)“只析出一個(gè)因子或某個(gè)因子解釋率特別大”的情況。由此可知，本研究中的數(shù)據(jù)沒有存在明顯的共同方法偏差。

3.2 情感傾向、評(píng)論意愿和計(jì)劃行為理論核心變量的相關(guān)性

本研究分析了在線評(píng)論情感傾向、評(píng)論意愿和計(jì)劃行為理論核心變量間的相關(guān)性，結(jié)果如表1所示。評(píng)論中的積極情感傾向與對(duì)在線評(píng)論的態(tài)度（p＝0.006）、主觀規(guī)范（p＝0.005）、感知行為控制（p＝0.001）和后續(xù)評(píng)論意愿（p＝0.003）均呈顯著正相關(guān)；評(píng)論中的消極情感傾向與在線評(píng)論的態(tài)度（p＝0.015）、主觀規(guī)范（p＝0.011）、感知行為控制（p＝0.008）和后續(xù)評(píng)論意愿（p＝0.009）均呈顯著負(fù)相關(guān)。消費(fèi)者在線評(píng)論行為的態(tài)度與主觀規(guī)范（p＝0.007）、感知行為控制（p＝0.005）和后續(xù)評(píng)論意愿（p＝0.002）四變量任何兩變量間均呈顯著正相關(guān)。

表1 變量間的相關(guān)系數(shù)（r）

3.3 本次評(píng)論的情感傾向?qū)罄m(xù)評(píng)論意愿的影響

在檢驗(yàn)各假設(shè)前對(duì)各主要變量進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，評(píng)論的積極情感水平、消極情感水平、發(fā)表評(píng)論的態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制和后續(xù)評(píng)論意愿的偏度系數(shù)的絕對(duì)值分別為0.96、0.74、0.49、0.05、0.32和0.18，峰度系數(shù)的絕對(duì)值分別為1.65、0.40、0.38、0.86、0.90 和 0.78。所有變量的偏度系數(shù)絕對(duì)值均小于7，峰度系數(shù)的絕對(duì)值均小于2（藺秀云，方曉義，趙俊峰，蘭菁，李曉銘，2009）。結(jié)果表明，本研究中的各主要變量數(shù)據(jù)均符合正態(tài)分布。

為探討本次發(fā)表評(píng)論情感傾向?qū)罄m(xù)評(píng)論意愿的影響，本研究首先檢驗(yàn)了評(píng)論中的積極、消極情感傾向?qū)罄m(xù)評(píng)論意愿的直接作用。將以上三個(gè)變量放入模型 ，χ2／df＝342.30／116＝2.95，CFI＝0.96，TLI＝0.95，RMSEA＝0.071＜0.08，表明該模型擬合良好。 在線評(píng)論中的積極情感傾向?qū)罄m(xù)評(píng)論意愿的直接作用顯著（b＝0.44，p＜0.01），在線評(píng)論中的消極情感傾向?qū)罄m(xù)評(píng)論意愿的直接作用顯著 （b＝－0.11，p＜0.05）。因此，本研究可以進(jìn)一步進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

采用Mplus7.0軟件偏差校正Bootstrap方法，對(duì)態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制的中介作用進(jìn)行估計(jì)。根據(jù)研究假設(shè)，本研究將積極情感傾向、消極情感傾向、在線評(píng)論行為的態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制和后續(xù)評(píng)論意愿同時(shí)帶入結(jié)構(gòu)方程模型。模型的 擬 合 指 數(shù) 結(jié) 果 顯 示 ，χ2／df＝1030.74／393＝2.62，CFI＝0.93，TLI＝0.93，RMSEA＝0.06＜0.08，各指數(shù)均達(dá)到可接受的水平。表2顯示了觀測變量在各潛變量上的標(biāo)準(zhǔn)化負(fù)荷及各潛變量間的路徑系數(shù)。

在線評(píng)論中的積極情感傾向?qū)罄m(xù)評(píng)論意愿的直接作用不顯著（p＝0.54）。在線評(píng)論中的積極情感傾向?qū)υ诰€評(píng)論的態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制路徑系數(shù)均顯著，態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制與后續(xù)評(píng)論意愿間的路徑系數(shù)也顯著，表明態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制在本次評(píng)論中的積極情感傾向和后續(xù)評(píng)論意愿的關(guān)系中起完全中介作用。

在線評(píng)論中的消極情感傾向?qū)罄m(xù)評(píng)論意愿的直接作用不顯著（p＝0.77）。在線評(píng)論中的消極情感傾向到對(duì)發(fā)表在線評(píng)論的態(tài)度和主觀規(guī)范的路徑系數(shù)均不顯著（p＝0.11和 p＝0.36），但評(píng)論中的消極情感傾向到感知行為控制的路徑系數(shù)顯著。態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制與后續(xù)評(píng)論意愿間的路徑系數(shù)均顯著，表明感知行為控制在評(píng)論中的消極情感傾向與后續(xù)評(píng)論意愿的關(guān)系中起完全中介作用，而態(tài)度和主觀規(guī)范的中介效應(yīng)不顯著。

本研究中態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制在評(píng)論中的積極情感傾向與后續(xù)評(píng)論意愿間中介效應(yīng)的99%置信區(qū)間均不包括0，感知行為控制在評(píng)論中的消極情感傾向與后續(xù)評(píng)論意愿間中介效應(yīng)的99%置信區(qū)間不包括0。結(jié)果表明，中介效應(yīng)在0.01水平上顯著。

表2 在線評(píng)論情感傾向?qū)罄m(xù)在線評(píng)論意愿的影響作用分析

4 討論

4.1 情感傾向?qū)罄m(xù)在線評(píng)論意愿影響的作用效應(yīng)

本研究表明，個(gè)人經(jīng)驗(yàn)通過信念影響態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制，進(jìn)而影響消費(fèi)者的行為意向，本研究與前人的觀點(diǎn)基本一致 （段文婷，江光榮，2008）。我們的研究發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)者在線評(píng)論中的情感傾向水平對(duì)后續(xù)評(píng)論意愿有明顯的影響，積極情感傾向和消極情感傾向?qū)罄m(xù)評(píng)論行為意愿的作用不同。消費(fèi)者發(fā)表的在線評(píng)論中積極情感水平越高，再次發(fā)表在線評(píng)論的意愿越強(qiáng)，本研究結(jié)果表明，在線評(píng)論中的積極情感傾向?qū)οM(fèi)者后續(xù)在線評(píng)論意愿有促進(jìn)作用。相反，在線評(píng)論中的消極情感傾向越高，再次發(fā)表在線評(píng)論的意愿越低，本研究結(jié)果表明，本次發(fā)表評(píng)論中的消極情感傾向?qū)罄m(xù)在線評(píng)論意愿有一定程度的抑制作用。這些研究結(jié)果進(jìn)一步豐富了情緒體驗(yàn)與行為意向間關(guān)系的研究（Kwan＆ Bryan， 2010）。

4.2 情感傾向?qū)罄m(xù)在線評(píng)論意愿影響的作用路徑

本次在線評(píng)論中的情感傾向?qū)罄m(xù)在線評(píng)論行為意愿的作用是如何實(shí)現(xiàn)的呢？本研究基于計(jì)劃行為理論分別探討了積極情感傾向和消極情感傾向?qū)罄m(xù)在線評(píng)論意愿的作用機(jī)制。在評(píng)論中的積極情感傾向?qū)罄m(xù)在線評(píng)論意愿的促進(jìn)作用中，消費(fèi)者對(duì)在線評(píng)論行為的態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制這三個(gè)變量扮演著非常重要的角色，并且均具有完全中介作用。本研究表明，積極情感傾向?qū)罄m(xù)在線評(píng)論意愿的正面促進(jìn)效果的產(chǎn)生，并不是直接實(shí)現(xiàn)，而是完全依賴于行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制的中介作用。

本次評(píng)論中的消極情感傾向?qū)罄m(xù)在線評(píng)論意愿的抑制作用中，感知行為控制發(fā)揮完全中介效應(yīng)。由此可見，消極情感傾向?qū)υ诰€評(píng)論意愿作用的產(chǎn)生，也不是直接實(shí)現(xiàn)，而是間接通過感知行為控制作用于后續(xù)在線評(píng)論意愿。本研表明，消極情感傾向?qū)π袨閼B(tài)度、主觀規(guī)范影響相對(duì)較小，對(duì)感知行為控制影響較大。這可能與消費(fèi)者決策的復(fù)雜心理過程有關(guān)，在后續(xù)在線評(píng)論決策過程中更多考慮感知行為控制的影響。

由此可見，消費(fèi)者本次發(fā)表評(píng)論中包含的情感傾向水平（積極情感傾向或消極情感傾向），將影響消費(fèi)者后續(xù)在線評(píng)論意愿，進(jìn)而影響在線評(píng)論的發(fā)表行為。本研究結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了情緒在計(jì)劃行為理論中的作用，是對(duì)計(jì)劃行為理論擴(kuò)展的一次有益探索。

4.3 對(duì)在線評(píng)論管理的啟示

本研究結(jié)果對(duì)在線商家的在線評(píng)論管理具有一定的啟示。從管理者的角度來看，創(chuàng)造有益于激發(fā)消費(fèi)者在線評(píng)論中積極情感、減少消極情感的環(huán)境是極為重要的。消費(fèi)者發(fā)表在線評(píng)論不僅是本次購買后的行為結(jié)果，而且會(huì)影響后續(xù)發(fā)表在線評(píng)論的意向。發(fā)表的在線評(píng)論中積極情感傾向越高，消費(fèi)者對(duì)評(píng)論的態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制都會(huì)得到促進(jìn)，進(jìn)而正向影響消費(fèi)者此后的在線評(píng)論意愿。由此可見，對(duì)在線評(píng)論積極情感水平較高的消費(fèi)者給予積極的反饋，可以進(jìn)一步促進(jìn)消費(fèi)者發(fā)表正面的在線評(píng)論。

提高商品質(zhì)量是關(guān)鍵，客服與消費(fèi)者間的互動(dòng)也是營銷策略中不可或缺的一環(huán)。良好的互動(dòng)能夠減少在線評(píng)論中的消極情感，提高消費(fèi)者對(duì)在線評(píng)論行為的感知控制。在線評(píng)論中消費(fèi)者的消極情感傾向抑制消費(fèi)者的感知行為控制和評(píng)論意愿，究其原因，消費(fèi)者在一定程度上并不愿意在在線評(píng)論中表達(dá)較強(qiáng)的消極情感。在線評(píng)論消極情感傾向在一定程度上是一種對(duì)商品不滿意的情緒，多為溝通難以解決之后的無可奈何之舉。商品本身以及服務(wù)互動(dòng)的不足，可能激發(fā)消費(fèi)者的消極情緒，從而降低消費(fèi)者在線評(píng)論意愿。因此，零售商平臺(tái)應(yīng)在消費(fèi)者對(duì)購買過程不滿意時(shí)，采取及時(shí)、有效的溝通與關(guān)系修補(bǔ)，從而減少消費(fèi)者迫于無奈而發(fā)表在線評(píng)論的行為。

5 結(jié)論

在線評(píng)論的情感傾向?qū)υ诰€評(píng)論行為的態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響消費(fèi)者在線評(píng)論意愿。

在線評(píng)論的積極情感傾向顯著正向預(yù)測后續(xù)評(píng)論意愿，在線評(píng)論的消極情感傾向顯著負(fù)向預(yù)測后續(xù)評(píng)論意愿。

消費(fèi)者對(duì)在線評(píng)論行為的態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制在評(píng)論的積極情感傾向和后續(xù)評(píng)論意愿間起完全中介作用，感知行為控制在評(píng)論的消極情感傾向和后續(xù)評(píng)論意愿間起完全中介作用。