1. 引言
移动手机智能化和网络技术的快速发展使得消费者可以随时随地应用移动手机设备进行网上购物。移动购物情境下顾客行为更多表现出发表评论、积极口碑、推荐、以及帮助其他顾客等。上述这些行为是顾客与移动商家互动过程中诱发的非交易行为，称之为顾客契合行为 [1]。顾客契合行为有助于吸引新顾客、开发新产品以及长期维系顾客等，是移动商家构筑竞争优势重要来源 [2]。如何启动顾客契合行为已经成为学者和商家关注的热点问题之一。
顾客契合行为的现有研究聚焦于驱动因素(顾客、品牌和环境) [3] 和效应 [2] 问题展开。顾客方面要素聚焦于认知和情感要素展开研究，比如信任和感知公平 [4] 、品牌社区支持感 [5] 、以及情感依恋 [3] 等。虽有学者从情感视角关注了其对顾客契合行为的驱动，但是还没有学者从某一具体积极情绪视角出发，比如欣喜。欣喜是一种人人都会经历的高度唤起的强烈的积极情绪反应 [6]。关注其对顾客契合行为的启动以及如何启动，相对于整体情绪，具体情绪更能准确捕捉网购后顾客情绪反应，从而准确预测其行为。为此，有必要深入挖掘顾客欣喜对契合行为影响机理，以便为移动商家驱动顾客契合行为提供可供参考的对策和建议。
依据社会交换理论，当顾客从网上商家获得预期收益后，会产生一种对该网上商家回报的责任感和心理依附，进而表现出一系列回报性的顾客契合行为。这样，欣喜顾客可能通过可以计算和衡量的经济利益所产生的计算性承诺、以及由于信任和认同而唤醒的情感承诺，来进一步驱使顾客契合行为。这一问题到目前为止还没有得到实证检验。对于不同网上购物经验的顾客，由于预期期望、感知不确定性、感知风险和自我效能不同使得唤起欣喜水平、以及引致的承诺和契合行为均可能存在差异。为此，有必要进一步审视网上购物经验是否调节欣喜对顾客契合行为的影响，从而为移动商家启动顾客契合行为提供新视角和方向。
本研究旨在挖掘顾客欣喜对顾客契合行为的影响机理，考察顾客承诺的中介作用、网上购物经验的调节作用、以及有中介的调节作用。本研究有助于拓展顾客欣喜和顾客契合行为理论，并为移动商家启动顾客契合行为提供可供参考的对策和建议。
2. 研究假设与模型构建
2.1. 顾客欣喜对顾客契合行为的影响
在移动商家购物后，当顾客感知远远超越期望时，会唤起顾客欣喜情绪 [6]。依据心理账户理论，欣喜情绪是一种非预期的效用账户，顾客可能会将这种非预期账户“花掉”，进而表现出交换和角色外行为 [7]，主要表现在帮助其他顾客解决问题、积极口碑传播、发表在线评论、积极反馈有效信息等。这些非交易行为均是顾客契合行为的表现形式 [1]。据此，我们提出假设：
H1：顾客欣喜对顾客契合行为有显著正向影响。
2.2. 顾客承诺的中介作用
营销领域，顾客承诺从心理上体现了顾客对移动商家的依赖以及愿意维系长期关系的意愿，包括计算承诺和情感承诺 [8]。情感承诺是指顾客基于价值认同、情感依恋和心理归属形成的保持长久关系的意愿，而计算承诺更多是顾客客观计算断裂成本和关系维系利益后作出的关系维系决定 [8]。本研究从情感承诺和计算承诺两个维度来衡量顾客承诺。
移动购物后，当顾客感知收益大于期望时，会唤起欣喜，同时会产生维系与移动商家关系的心理依附，这种心理状态是承诺 [8]。情感方面，欣喜的顾客还会增强对该移动商家的信任、依恋和认同感，从而唤醒情感承诺。理性计算方面，感知收益远远大于付出成本时，顾客会从认知上唤起欣喜，同时也会从客观上增强维系该移动商家的意愿。据此提出假设:
H2a：顾客欣喜显著且正向影响计算承诺；
H2b：顾客欣喜显著且正向影响情感承诺。
顾客承诺会为顾客正面信息加工提供动力，进而采用启发式判断机制，从而产生一系列互惠行为，比如推荐、积极口碑、反馈等 [9]。Bartikowski等认为从移动商家感知收益的顾客比较容易形成对该商家的计算承诺，通过关系维系而持续获益 [10]。Dukerich等指出顾客契合行为形成的关键驱动力是顾客对移动商家情感依恋和认同 [11]。据此提出假设：
H3a：计算承诺显著且正向影响顾客契合行为；
H3b：情感承诺显著且正向影响顾客契合行为。
结合H2a、H2b、H3a、H3b、以及社会交换理论，本研究认为当顾客在移动商家购物后，如果感知收益大于期望，会唤起欣喜，作为交换关系的受益方，顾客会在互惠原则下产生维系与移动商家关系的承诺感，从而激发顾客契合行为。这样看来，计算和情感承诺可能会中介欣喜与契合行为之间的关系。为此，提出如下假设：
H4a：计算承诺在顾客欣喜和顾客契合行为间起中介作用。
H4b：情感承诺在顾客欣喜和顾客契合行为间起中介作用。
2.3. 网上购物经验的调节作用和有中介的调节作用
顾客的网购经验除自身以往在该网上商家的购买经验及获取的信息反馈外，还包括顾客曾经购买过类似该网上商家的产品或体验过同类别的服务时所获得经验累积。依据网上购物经验，顾客可划分为低经验和高经验顾客。顾客欣喜与契合行为之间的关系可能会受到顾客网上购物经验的影响。对于低经验的顾客，低期望水平使得顾客较易唤起欣喜情绪。随着网购经验的增加，顾客自我效能感逐渐增强，进而提升了顾客心理预期，使得顾客唤起的欣喜水平较低。依据互惠原则，低欣喜水平使得顾客在契合行为启动上发挥的效用较低。这样看来，网上购物经验负向调节欣喜与契合行为之间的关系。为此提出假设：
H5：网上购买经验负向调节顾客欣喜与顾客契合行为之间的关系。
本研究还认为网上购物经验对顾客欣喜与顾客契合行为之间的调节作用是通过顾客承诺的中介来实现的。对于低经验的顾客，较低的期望使得欣喜的顾客更容易唤起高计算和情感承诺，从而带来高契合行为；而对于高经验的顾客，由于高预期和自我效能，使得低欣喜水平带来低承诺以及随后的契合行为。据此提出如下假设：
H6a：网上购物经验对欣喜与契合行为之间的调节作用通过计算承诺的中介作用来实现；
H6b：网上购物经验对欣喜与契合行为之间的调节作用通过情感计算的中介作用来实现。
综上所述，本研究提出如图1所示的概念模型。
3. 研究设计
3.1. 变量测量
顾客欣喜采用Finn的量表进行测量，包括3个题项 [12]。顾客承诺从情感承诺和计算承诺两个维度来进行测量，每个维度包括4个题项 [13]。顾客契合行为采用5个题项进行测量 [4]。网上购物经验主要采用顾客购物频率来测量。在本研究中，我们将被试个性特征作为控制变量，以便能降低对概念模型之间作用机制的影响。对于个性特征，我们选取性别、年龄，收入等这三种常常用来作为细分变量的个性特征。
为了能进一步修正测量量表，我们进行了预调研。预调研中，回收了95份有效问卷，计算承诺中有个题项因子载荷值低于0.50，进行了删除。除此之外，其他测量题项因子载荷值在0.527~0.897之间，Cronbach’s α值介于0.725~0.899之间。我们还对测量量表内容进行了润色和修改，在确保内容通俗易懂同时能回收到有效数据。
3.2. 调研过程与数据收集
正式调研采用问卷星生成问卷，并通过淘宝旺旺、QQ、微信等放式邀请淘宝或者京东好友帮忙填写问卷。回收问卷400份，删除了内容填写不完整的、或者不同问题都回答同一数字的、以及前后问题出现相互矛盾答案的问卷，最终获得有效问卷326份，有效问卷回收率为81.5%。样本中，男性占比45.40%，女性占比54.60%。年龄中，25-25岁所占比例最大，占61.94%。被试中，3000~7000元收入占比最大，达到63.81%， 大部分被试具有本科及以上学历，占77.3%。被试职业包括学生(25.15%)、职员(10.43%)、个体(29.45%)、事业单位人员(33.74%)或者其他人员(1.24%)。被试覆盖安徽、四川、黑龙江、上海、北京、山西、辽宁、山东、河北、广东、福建、以及宁夏等。上述这些样本特征说明本研究调研具有一定普适性。
4. 数据分析与结果
4.1. 信度与效度分析
信度和收敛效度分析结果见表1。
Table 1. Result of reliability and convergent validity analysis
表1. 信度和收敛效度分析结果
信度检验采用Cronbach’s α和组合信度CR值来判断。从表2来看，所有潜变量的Cronbach’s α值位于0.814~0.917之间，组合信度CR值位于0.826~0.923之间，都大于临界值0.70，说明本研究测量量表具有较好信度。
效度分析中，所有题项因子载荷值在0.693~0.994之间，均高于0.50，且潜变量AVE值均大于0.50，说明测量量表具有很好的收敛效度。判别效度分析结果见表2。
Table 2. Analysis result of discriminant validity
表2. 判别效度分析结果
注：对角线为AVE平方根，下对角线为潜变量之间的相关系数。***表示p < 0.001。
从表2来看，潜变量的AVE平方根大于潜变量与其他潜变量之间系数，说明潜变量之间有很好的判别效度。
4.2. 假设检验
4.2.1. 主效应和中介效应检验
在本研究中，我们对顾客性别、年龄和收入等变量进行了控制，通过采用层次回归分析方法分析了顾客欣喜对顾客契合行为的主效应。结果见表3。
在控制了性别、年龄、收入和网购年限后，顾客欣喜对顾客契合行为具有显著正向影响(β = 0.499, p < 0.001)，结果见表3中M1。因此，H1得到验证。
从M2模型来看，在控制了性别、年龄、收入和网购年限后，顾客欣喜对计算承诺具有显著正向影响(β = 0.257, p < 0.05)。从M3来看，在控制了性别、年龄和收入后，顾客欣喜对情感承诺具有显著正向影响(β = 0.634, p < 0.001)，因此，H2a和H2b得到支持。M4将控制变量、自变量和中介变量都纳入模型，研究发现顾客欣喜(β = 0.273, p < 0.01)、计算承诺(β = 0.223, p < 0.01)和情感承诺(β = 0.269, p < 0.01)对顾客契合行为均具有显著正向预测作用，因此，支持H3a和H3b。同时运用Bootstrapping方法进行分析发现，顾客欣喜通过计算承诺影响顾客契合行为的间接效应为0.063 (CI = [0.022, 0.135])，不包含0；顾客欣喜通过情感承诺影响顾客契合行为的间接效应为0.180 (CI = [0.055, 0.341])，不包含0。这些结果均说明了计算承诺和情感承诺在顾客欣喜与顾客契合行为之间起到中介作用，因此H4a和H4b得到验证。
Table 3. Test result f main effect and mediation effect of commitment
表3. 主效应和承诺的中介效应检验结果
注：*表示p < 0.05，**表示p < 0.01，***表示p < 0.001，以下同。
4.2.2. 网上购物经验的调节效应和有中介的调节效应检验
有中介的调节效应检验结果见表4。
Table 4. Test result of moderation effect of experience and the mediated moderation effect
表4. 网上购买经验的调节效应和有中介的调节效应检验结果
从表4的数据分析结果来看，在控制了性别、年龄和收入等变量后，将顾客欣喜、网上购买经验、以及网上购买经验与顾客欣喜交互项纳入回归方程(见M5)，发现网上购买经验与顾客欣喜交互项显著负向影响顾客契合行为(β = −0.209, p < 0.05)，说明网上购买经验在顾客欣喜与顾客契合行为之间起到负向调节作用，因此，H5得到验证。这个结果为本研究进一步检验网上购买经验在顾客欣喜通过顾客承诺影响顾客契合行为的过程中起到有中介的调节作用检验提供了前提和基础。
在此基础上，构建计算承诺对顾客欣喜、网上购买经验、顾客欣喜×网上购买经验的回归方程(M6)，构建情感承诺对顾客欣喜、网上购买经验、顾客欣喜 × 网上购买经验的回归方程(M7)，以及构建顾客契合行为对顾客欣喜、网上购买经验、顾客欣喜 × 网上购买经验、计算承诺、情感承诺、计算承诺 × 网上购买经验、以及情感承诺 × 网上购买经验的回归方程(M8)。从M6，M7和M8的分析结果来看，经验 × 顾客欣喜显著且负向影响计算承诺(β = −0.191, p < 0.05)、经验×顾客欣喜显著且负向影响情感承诺(β = −0.157, p < 0.05)，且计算承诺显著正向影响顾客契合行为(β = 0.232, p < 0.05)，情感承诺显著正向影响顾客契合行为(β = 0.247, p < 0.05)，可见，有中介的调节模型成立。因此，H6a和H6b得到了验证。
5. 结论
本研究从情绪视角出发，探讨了欣喜对顾客契合行为的影响机理，探讨了顾客承诺的中介作用、网上购物经验的调节作用，以及有中介的调节作用。一定程度上厘清了欣喜与契合行为之间的作用机理，丰富和拓展了移动购物情境下顾客契合行为的启动要素理论。研究结论如下：顾客欣喜显著且正向影响顾客契合行为，计算承诺和情感承诺在顾客欣喜与顾客契合行为之间起到部分中介作用，网上购物经验在顾客欣喜与顾客契合行为之间起到调节作用，同时网上购物经验在顾客欣喜与顾客契合行为之间发挥有中介的调节作用。上述研究结论对顾客契合行为的理论研究和移动商家管理实践具有重要的启示。
基金项目
本文受河北省社会科学基金项目(HB18GL003)的资助和支持。