社會(huì)排斥對(duì)女性消費(fèi)者奢侈品購(gòu)買意愿的影響及權(quán)力水平對(duì)該過程的調(diào)節(jié)作用

王芳培 周 穎 呂 魏

(上海交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200030)

1 文獻(xiàn)綜述及研究假設(shè)

1.1 社會(huì)排斥及其影響

社會(huì)排斥是指?jìng)€(gè)體不被接納、孤獨(dú)的或被孤立的狀態(tài)(Williams，2007)[1]。來自社會(huì)群體的差別對(duì)待會(huì)激發(fā)個(gè)體的社會(huì)排斥感，從而對(duì)個(gè)體的認(rèn)知、生理、心理等產(chǎn)生負(fù)面影響外，影響人們的歸屬感、自尊心、自控能力等，并引發(fā)被排斥者的消極心理體驗(yàn)，表現(xiàn)出反社會(huì)的或破壞性的行為(Williams & Nida，2011；Twenge et al. 2007)[2]。社會(huì)排斥除了會(huì)對(duì)個(gè)體造成負(fù)面影響，也是促使個(gè)體主動(dòng)行動(dòng)的誘因。有研究認(rèn)為，在受到社會(huì)群體的差別對(duì)待后，個(gè)體的社會(huì)排斥感上升，他們更加渴望融入這一群體，并從群體中獲得認(rèn)可(Mead et al.2011)[3]。Maner等(2007)發(fā)現(xiàn)，被排斥者在受到差別對(duì)待后，呈現(xiàn)出強(qiáng)烈的試圖與社會(huì)群體建立聯(lián)系的傾向。這可以用需求理論來解釋，大量與社會(huì)排斥相關(guān)的研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)排斥會(huì)影響個(gè)體的需求狀態(tài)，分為兩大類，包括由控制感和意義感構(gòu)成的效能需求以及由自尊和歸屬感構(gòu)成的關(guān)系需求(Williams，2007)[1]。在效能需求中，個(gè)體將面臨外界環(huán)境時(shí)對(duì)于自身行為結(jié)果的控制視作效能認(rèn)知的重要部分，而社會(huì)排斥則威脅到了此類自我控制感；在關(guān)系需求中，社會(huì)排斥的發(fā)生意味著社會(huì)成員之間關(guān)系連接不再緊密，從而威脅到個(gè)體的歸屬感(Williams，2007)[1]。社會(huì)排斥同時(shí)對(duì)效能需求和關(guān)系需求都造成了影響，影響程度會(huì)導(dǎo)致應(yīng)對(duì)行為的不同，對(duì)效能需求的威脅促使個(gè)體做出反社會(huì)行為，從而增加控制感，對(duì)關(guān)系需求的威脅促使個(gè)體做出親社會(huì)行為，從而維護(hù)關(guān)系感(王紫薇，涂平，2014)[4]。

如上所述，在社會(huì)排斥的影響下，希望融入群體的強(qiáng)烈意愿不僅作用于個(gè)體的心理領(lǐng)域，也會(huì)對(duì)其實(shí)際行為產(chǎn)生作用，當(dāng)前在消費(fèi)領(lǐng)域有相應(yīng)研究。例如，營(yíng)銷學(xué)者發(fā)現(xiàn)，奢侈品品牌本身傳遞的排他性和距離感就足以引起消費(fèi)者被排斥的感知，并且社會(huì)排斥還廣泛存在于營(yíng)銷服務(wù)環(huán)境中。由于消費(fèi)是實(shí)現(xiàn)社會(huì)接納和歸屬感目標(biāo)的重要途徑和工具，社會(huì)排斥必然會(huì)對(duì)人們的消費(fèi)行為和產(chǎn)品選擇行為產(chǎn)生一定的影響。被排斥者會(huì)通過理想化群體屬性、展示出更強(qiáng)的意愿體現(xiàn)群體屬性價(jià)值等多種行為策略培養(yǎng)社會(huì)群體的認(rèn)同 (Williams et al. 2000)[5]。Mead等人(2011)發(fā)現(xiàn)，為了重獲歸屬感和社會(huì)接納，經(jīng)歷社會(huì)排斥后的消費(fèi)者在購(gòu)物決策中更傾向于從眾，如購(gòu)買與群體成員身份一致的產(chǎn)品，或者購(gòu)買自己不喜歡但群體成員喜歡的產(chǎn)品，甚至?xí)榱双@得群體接納而嘗試毒品。Ward & Dahl指出，當(dāng)消費(fèi)者在自己喜歡的奢侈品品牌店內(nèi)被銷售員排斥時(shí)，為獲得銷售人員的認(rèn)可，他們對(duì)該奢侈品品牌的態(tài)度和購(gòu)買意愿非但不會(huì)下降，反而會(huì)被提升。

之前的研究多是概括研究社會(huì)排斥對(duì)個(gè)體的影響，很少有研究考慮性別等個(gè)體因素在社會(huì)排斥影響個(gè)體消費(fèi)過程中起到的作用，而根據(jù)上文提及的歸屬需求可知，個(gè)體由于性別的不同，對(duì)不同需求的重要性評(píng)估存在差異。Rosenberg(1989)曾發(fā)現(xiàn)，個(gè)體進(jìn)行自我價(jià)值評(píng)估時(shí)，女性更關(guān)注關(guān)系型的變量，并對(duì)其重要性給予更高的評(píng)分，而男性更關(guān)注與地位、能力相關(guān)的變量。在個(gè)體身份排序的研究中，Thoits(1992)也有類似發(fā)現(xiàn)，與男性不同，大部分女性更為看重關(guān)系導(dǎo)向身份?？傮w來說，相較于男性，女性個(gè)體更為重視關(guān)系需求。Cross和Madson(1997)通過詳實(shí)的文獻(xiàn)綜述分析提出，從整體上講，相較于男性的獨(dú)立自我建構(gòu)，女性更傾向于相依自我建構(gòu)。此觀點(diǎn)進(jìn)一步支持了不同性別的個(gè)體在不同需求的敏感度和重要度表現(xiàn)上存在明顯差異的論斷。王紫薇和涂平(2014)的研究進(jìn)一步證明了女性更重視個(gè)體的關(guān)系需求且對(duì)于相應(yīng)的刺激更為敏感。因此，社會(huì)排斥將通過關(guān)系需求的威脅，提高女性的歸屬感需求。

因此，在前人的研究基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步指出，在奢侈品消費(fèi)過程中，與男性消費(fèi)者不同，社會(huì)排斥將明顯增強(qiáng)女性消費(fèi)者的購(gòu)買意愿。

H1: 在奢侈品消費(fèi)過程中，與男性消費(fèi)者不同，社會(huì)排斥將明顯增強(qiáng)女性消費(fèi)者的購(gòu)買意愿。

1.2 自我關(guān)注程度

本文引入自我關(guān)注程度作為中介變量來探究在奢侈品消費(fèi)過程中，社會(huì)排斥對(duì)女性消費(fèi)者購(gòu)買意愿的影響機(jī)制。自我關(guān)注程度表現(xiàn)為個(gè)體注意力的焦點(diǎn)(ExnerJr，1973)[6]，擁有高自我關(guān)注度的個(gè)體對(duì)自身的關(guān)注更高，而擁有低自我關(guān)注度的個(gè)體對(duì)周圍環(huán)境或他人的關(guān)注更高。自我關(guān)注程度是羅夏自我中心檢測(cè)框架(Exner，1973)[6]中重要的組成部分，廣泛應(yīng)用于心理學(xué)研究領(lǐng)域。

如上文介紹的關(guān)系需求威脅會(huì)導(dǎo)致更低的自我關(guān)注，亦即更高的他人關(guān)注。究其原因，關(guān)系需求是對(duì)于個(gè)體之間關(guān)系的關(guān)注，穩(wěn)定和提升個(gè)體之間的關(guān)系則代表對(duì)關(guān)系需求的滿足。而在各種提升關(guān)系的路徑中，關(guān)注對(duì)方訴求，理解對(duì)方的思想能夠最快最穩(wěn)定地達(dá)到目的。這也解釋了個(gè)體在經(jīng)歷社會(huì)排斥時(shí)，會(huì)更多地關(guān)注他人，在意他人的評(píng)價(jià)，降低自我關(guān)注程度，體現(xiàn)出更強(qiáng)的歸屬需求。

以往大量研究顯示，面對(duì)社會(huì)威脅，女性更傾向于采取親社會(huì)行為。這也從側(cè)面證明了在經(jīng)歷社會(huì)排斥后，女性的自我關(guān)注度降低，對(duì)他人的關(guān)注度升高。同時(shí)，1997年Williams和Sommer發(fā)現(xiàn)遭受排斥的女性會(huì)在社會(huì)群體工作中表現(xiàn)得更加努力，為該群體做出更多社會(huì)性補(bǔ)償。王紫薇和涂平(2014)的研究則發(fā)現(xiàn)，社會(huì)排斥威脅到女性個(gè)體的關(guān)系需求，被斥者的自我關(guān)注程度下降，會(huì)給予他人更多的關(guān)注。因此，女性消費(fèi)者在奢侈品消費(fèi)過程中遭到差別對(duì)待時(shí)，其自我關(guān)注度會(huì)降低，歸屬需求會(huì)提高，進(jìn)而增強(qiáng)了其對(duì)品牌產(chǎn)品的購(gòu)買意愿。

綜上所述，我們認(rèn)為，自我關(guān)注度將在社會(huì)排斥對(duì)女性消費(fèi)者購(gòu)買意愿的影響過程中起到中介作用。

H2: 在奢侈品消費(fèi)過程中，社會(huì)排斥將導(dǎo)致女性消費(fèi)者的自我關(guān)注度降低，進(jìn)而提升其品牌產(chǎn)品的購(gòu)買意愿。

1.3 權(quán)力感與自我關(guān)注度

在消費(fèi)領(lǐng)域，權(quán)力通常指?jìng)€(gè)體的權(quán)力感，是消費(fèi)者在心理層面對(duì)于權(quán)力的感知。消費(fèi)者的權(quán)力，一方面表現(xiàn)為個(gè)體有能力保持自身的獨(dú)立性，不受周圍環(huán)境或他人的影響；另一方面表現(xiàn)為個(gè)體在社會(huì)生活中擁有較高的社會(huì)地位、較好的經(jīng)濟(jì)狀況，或者在組織結(jié)構(gòu)中擁有相關(guān)的權(quán)力(Lee & Tiedens，2001)[7]。高權(quán)力的個(gè)體將擁有更多無形或有形的資源，對(duì)自己更加自信，能夠以更加積極的態(tài)度面對(duì)未來(Keltner et al.，2003)[8]。高權(quán)力的人更加關(guān)注自我目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，通常把其他人作為實(shí)現(xiàn)自己目標(biāo)的方式和手段(Gruenfeld et al. 2008)[9]；而低權(quán)力的個(gè)體常常面臨資源的缺乏，選擇權(quán)較少，而且在自我調(diào)節(jié)等方面，個(gè)體會(huì)耗費(fèi)更多的內(nèi)在資源，個(gè)體往往會(huì)利用原本就匱乏的心理或認(rèn)知資源關(guān)注細(xì)節(jié)信息，相較于高權(quán)力個(gè)體，其自我調(diào)節(jié)的能力普遍較低。

權(quán)力的高低對(duì)自我認(rèn)知、對(duì)他人的感知、與他人建立聯(lián)系等方面均會(huì)產(chǎn)生顯著影響。以往研究表明，權(quán)力的高低會(huì)影響個(gè)體對(duì)自我或他人的關(guān)注程度。同高權(quán)力的人相比，低權(quán)力個(gè)體的自我關(guān)注度較低，很容易受到外界環(huán)境影響，對(duì)他人觀點(diǎn)的依賴程度更高。經(jīng)典的行為研究(e.g.，Zimbardo 1973)[10]發(fā)現(xiàn)，低權(quán)力個(gè)體在同高權(quán)力的人比較時(shí)，會(huì)低估自己的重要性。和高權(quán)力的人相比，低權(quán)力的人不僅會(huì)降低自我，而且會(huì)增加對(duì)他人的關(guān)注。Galinsky(2006)發(fā)現(xiàn)，相較于高權(quán)力個(gè)體，低權(quán)力個(gè)體更容易采用他人的視角看待事物，同時(shí)能更準(zhǔn)確地判斷他人的情緒。Galinsky(2008)還發(fā)現(xiàn)，高權(quán)力的人不容易受到其他人態(tài)度、評(píng)價(jià)、情緒的影響。在實(shí)現(xiàn)自身目標(biāo)時(shí)，高權(quán)力的人會(huì)削弱其他人的重要性，更多地依靠自己的觀點(diǎn)和判斷；低權(quán)力的人會(huì)基于他人的態(tài)度和評(píng)價(jià)來進(jìn)行判斷，更多地依靠他人來實(shí)現(xiàn)自己的目標(biāo)。同時(shí)處于相同環(huán)境下，與高權(quán)力的人相比，低權(quán)力的人對(duì)環(huán)境威脅的敏感程度更高，同時(shí)感知到的環(huán)境威脅程度也更高。

因此，我們推論當(dāng)銷售人員表現(xiàn)出傲慢、不友好的態(tài)度時(shí)，低權(quán)力女性消費(fèi)者的社會(huì)排斥感會(huì)增強(qiáng)，自我關(guān)注度進(jìn)一步降低，歸屬感增強(qiáng)，進(jìn)而增強(qiáng)對(duì)該品牌產(chǎn)品的購(gòu)買意愿，以此來獲取奢侈品銷售人員的群體認(rèn)同，而高權(quán)力的人則不會(huì)受到奢侈品銷售人員的消極態(tài)度影響。

H3: 在奢侈品消費(fèi)過程中，相較于高權(quán)力的女性消費(fèi)者，低權(quán)力的女性消費(fèi)者在面對(duì)服務(wù)人員的社會(huì)排斥時(shí)，自我關(guān)注度會(huì)降低，進(jìn)而提高其對(duì)品牌產(chǎn)品的購(gòu)買意愿。

2 研究方法

我們通過3個(gè)實(shí)驗(yàn)驗(yàn)證我們的假設(shè)。實(shí)驗(yàn)1旨在驗(yàn)證在奢侈品消費(fèi)過程中，相較于男性消費(fèi)者，銷售人員不友好的服務(wù)態(tài)度會(huì)明顯增強(qiáng)女性消費(fèi)者的購(gòu)買意愿；實(shí)驗(yàn)2旨在探究自我關(guān)注度在奢侈品銷售人員不友好的服務(wù)態(tài)度對(duì)女性消費(fèi)者的影響中的中介作用；實(shí)驗(yàn)3旨在探究女性消費(fèi)者的權(quán)力水平將通過自我關(guān)注度對(duì)消費(fèi)者的購(gòu)買意愿起到調(diào)節(jié)作用。

2.1 實(shí)驗(yàn)1

2.1.1前測(cè)

通常厭惡、輕蔑、不屑等表情會(huì)激發(fā)人們的心理排斥感。在實(shí)驗(yàn)1中，我們利用帶有不同人物表情的圖片來反映奢侈品服務(wù)人員的服務(wù)態(tài)度。我們招募了34個(gè)被試，分為兩組(友好vs.不友好)，每組分別18人和16人，被試在看過相應(yīng)的圖片后，就內(nèi)心所產(chǎn)生的被排斥感的強(qiáng)烈程度進(jìn)行打分(1表示非常不強(qiáng)烈，7表示非常強(qiáng)烈)。

單因素ANOVA的結(jié)果顯示操控有效(M友好=3.64，M不友好=4.30，F(xiàn)(1，32)=3.66，P=.014，Cohen’sd= 0.90)。圖片用作實(shí)驗(yàn)1社會(huì)排斥的刺激物是合適的。

2.1.2實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及程序

實(shí)驗(yàn)1我們采用2(社會(huì)排斥：不友好vs.友好)×2(性別：男vs.女)的組間因子實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)來驗(yàn)證假設(shè)。

120名大學(xué)生(69名女生，M年齡=20歲，SD=1.47歲)參加了本次實(shí)驗(yàn)，被試被分為四組(友好&女性，友好&男性，不友好&女性，不友好&男性)，每組分別為31人、23人、38人、28人。

首先向各組被試展示相應(yīng)表情的圖片，并告知“您正穿著普通服飾在Prada里閑逛，并想向服務(wù)人員了解一下某款新品的具體信息，圖片中的表情正是服務(wù)人員看他/她的表情”，以此來激發(fā)被試的被排斥感。隨后，測(cè)量被試內(nèi)心所產(chǎn)生的被排斥感的強(qiáng)烈程度“你在多大程度上感覺到自己被排斥了？”(1表示非常不強(qiáng)烈，7表示非常強(qiáng)烈)。再向被試展示Prada最近推出的新品圖片，要求被試就該產(chǎn)品的購(gòu)買意愿進(jìn)行打分(1表示非常不愿意購(gòu)買，7表示非常愿意購(gòu)買)。

2.1.3實(shí)驗(yàn)結(jié)果

操控檢驗(yàn)。我們檢驗(yàn)了在不同消費(fèi)場(chǎng)景中，消費(fèi)者產(chǎn)生被排斥感的強(qiáng)弱。單因素ANOVA的結(jié)果表明相較于友好組被試(M友好=3.73，SD=0.75)，不友好組被試(M不友好=5.84，SD=0.83)產(chǎn)生的被排斥感更強(qiáng)，兩者具有顯著差異(F(1，119)=185.96，p< 0.001)。

消費(fèi)者購(gòu)買意愿。通過對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿進(jìn)行單變量方差分析，結(jié)果表明，社會(huì)排斥的主效應(yīng)(F(1，116)=3.079，p>0.05)不顯著，性別的主效應(yīng)(F(1，116) = 5.567，p= 0.020)顯著，但是社會(huì)排斥與性別的交互效應(yīng)顯著(F(1，116)= 7.758，p=0.002)。具體而言，對(duì)于不友好組的被試，女性被試的購(gòu)買意愿明顯高于男性(M女性= 4.540，SD= 0.817，M男性= 3.946，SD= 0.614，t(64)= 3.226，p=0.02，Cohen’sd= 0.82)；對(duì)于友好組的被試，女性被試的購(gòu)買意愿與男性被試之間并無顯著差異(M女性=4.016，SD= 0.491，M男性= 4.065，SD= 0.347，t(52)=0.409，p=0.684，Cohen’sd= -0.12)。如圖1所示。

圖1 性別在社會(huì)排斥對(duì)奢侈品購(gòu)買意愿影響中的調(diào)節(jié)作用

進(jìn)一步地，我們對(duì)比了在同一性別下，友好組被試與不友好被試購(gòu)買意愿之間的差異。對(duì)于女性消費(fèi)者，不友好組被試的購(gòu)買意愿明顯高于友好組被試(M不友好=4.540，SD= 0.817，M友好=4.016，SD=0.491，t(62.043)= 3.287，p< 0.002，Cohen’sd=0.78)；對(duì)于男性消費(fèi)者，不友好組被試的購(gòu)買意愿與友好組被試之間不顯著差異(M不友好= 3.9464，SD= 0.614，M友好=4.065，SD=0.347，t(43.951)= 0.869，p< 0.390，Cohen’sd=-0.24)。

2.2 實(shí)驗(yàn)2

2.2.1前測(cè)

與實(shí)驗(yàn)1的方法不同，實(shí)驗(yàn)2采用通過讓被試閱讀材料，想象材料中的購(gòu)物情景，以此來操控不同的服務(wù)態(tài)度，即通過“傲慢地看著你走進(jìn)店內(nèi)”“遠(yuǎn)遠(yuǎn)地站著上下打量你的穿著”等詞匯來反映不友好的態(tài)度，“榮幸”“耐心為您介紹”等詞匯反映友好的服務(wù)態(tài)度。

隨后，我們招募了36個(gè)被試，分為兩組(友好vs.不友好)，被試在看過相應(yīng)的詞匯后，就內(nèi)心所產(chǎn)生的被排斥感的強(qiáng)烈程度進(jìn)行打分(1表示非常不強(qiáng)烈，7表示非常強(qiáng)烈)。單因素ANOVA的結(jié)果顯示操控有效(M友好=3.72，M不友好=4.31，F(xiàn)(1，34)=8.30，p=.007，Cohen’sd= 0.97)，表明這些詞匯用作實(shí)驗(yàn)2是合適的。

2.2.2實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及設(shè)計(jì)

與實(shí)驗(yàn)1不同，本實(shí)驗(yàn)中我們選擇某國(guó)際名表品牌，同時(shí)為避免被試對(duì)某一奢侈品品牌有偏好，本實(shí)驗(yàn)刻意隱去奢飾品品牌名稱。在閱讀材料之后，為被試展示該品牌手表的圖片。

119名女大學(xué)生(M年齡=21歲，SD=1.56歲)參與了該實(shí)驗(yàn)，友好組和不友好組分別為60人和59人。要求各組被試閱讀相應(yīng)的材料，設(shè)想身處材料中描述的購(gòu)物場(chǎng)景中，通過帶有特定感情色彩的詞激發(fā)被試內(nèi)心的被排斥感。隨后，我們測(cè)量了被試內(nèi)心所產(chǎn)生的被排斥感的強(qiáng)烈程度。

然后，為被試展示該品牌的新款手表，并測(cè)量了被試對(duì)該品牌新款手表的購(gòu)買意愿(1表示非常不愿意，7表示非常愿意)。最后，要求被試完成一個(gè)與前一部分實(shí)驗(yàn)完全不相關(guān)的實(shí)驗(yàn)，本文采用Wegner和Giuliano的測(cè)量方法，測(cè)量被試的自我關(guān)注度量。

2.2.3實(shí)驗(yàn)結(jié)果

操控檢驗(yàn)。單因素ANOVA的結(jié)果表明相較于友好組被試(M友好=3.79，SD=0.76)，不友好組被試(M不友好=4.88，SD=0.53 )產(chǎn)生的被排斥感更強(qiáng)，兩者具有顯著差異(F(1，117)=35.05，p< 0.001)。

消費(fèi)者購(gòu)買意愿。通過對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿進(jìn)行單因素ANOVA分析，結(jié)果顯示，相較于友好組被試(M友好=3.37，SD=1.55)，不友好組的被試(M不友好=4.01，SD=1.35)的購(gòu)買意愿更強(qiáng)。兩者具有顯著差異(F(1，117)=5.08，p=0.018)。

圖2 不同消費(fèi)情景下，女性消費(fèi)者的購(gòu)買意愿

中介效應(yīng)。 我們采用bootstrap法，檢驗(yàn)了自我關(guān)注度的中介效應(yīng)(Hayes，2012； Model 4)。樣本量選擇5000，在95%置信區(qū)間下，中介檢驗(yàn)的結(jié)果中不包含0(LLCI = -0.86，ULCI = -0.35)，表明自我關(guān)注度的中介效應(yīng)顯著，且中介效應(yīng)大小為-0.56。另外，在控制了自我關(guān)注這一中介變量之后，自變量社會(huì)排斥(友好vs.不友好)對(duì)因變量消費(fèi)者的購(gòu)買意愿的影響不顯著(β= -1.01，p=0.68)。因此，在奢侈品消費(fèi)中，自我關(guān)注在社會(huì)排斥對(duì)女性消費(fèi)者購(gòu)買意愿的影響中發(fā)揮著完全中介作用。

2.3 實(shí)驗(yàn)3

2.3.1實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及程序

98名女大學(xué)生(M年齡=22歲，SD=2.37歲)參與了該實(shí)驗(yàn)，友好組和不友好組分別為51人和47人。社會(huì)排斥、購(gòu)買意愿和自我關(guān)注度的測(cè)量同實(shí)驗(yàn)2，另外通過Anderson和Galinsky(2006)編制的量表測(cè)量被試自身的權(quán)力水平，采用Likert 7點(diǎn)記分，例如“如果我愿意，我是可以做決策的”等(1表示非常不同意，7表示非常同意)。

2.3.2實(shí)驗(yàn)結(jié)果

操控檢驗(yàn)。單因素ANOVA的結(jié)果表明相較于友好組被試(M友好=4.08，SD=0.76)，不友好組被試(M不友好=4.86，SD=0.52)產(chǎn)生的被排斥感更強(qiáng)，兩者具有顯著差異(F(1，96)=34.56，p<0.001)。

消費(fèi)者購(gòu)買意愿。通過對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿進(jìn)行單因素ANOVA分析，結(jié)果顯示，相較于友好組被試(M友好=3.35，SD=1.18)，不友好組的被試(M不友好=4.08，SD=1.52)購(gòu)買意愿更強(qiáng)，兩者具有顯著差異(F(1，96)=7.18，p=0.009)。

調(diào)節(jié)效應(yīng)?；貧w分析的結(jié)果表明了權(quán)力的調(diào)節(jié)作用，顯示了奢侈品店員服務(wù)態(tài)度和權(quán)力的交互作用(F(1，96)= 37.34，p<0.001，R2=.54；β= -2.00，t(96)= -9.88，p<0.001)。這樣的交互作用顯著地增加了47.39% R2(F(1，96)= 97.63，p<0.001)。交互作用采用了聚光燈分析(spotlight analysis)來進(jìn)行分解。從圖4中看出，在友好組與不友好組，權(quán)力作用的斜率都是具有顯著差異的。具體來說，在友好組，權(quán)力具有顯著的正向作用(β= 0.97，t(96)= 7.00，p<0.001)；在不友好組，權(quán)力具有顯著的負(fù)向作用(β= -1.02，t(96)= -6.97，p<0.001)。

圖3 不同消費(fèi)情景下，女性消費(fèi)者的購(gòu)買意愿

聚光燈分析檢驗(yàn)了在奢侈品消費(fèi)中，權(quán)力在服務(wù)人員態(tài)度對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿影響過程中的調(diào)節(jié)作用。當(dāng)處于-1 SD(-1 SD表示低于權(quán)力狀態(tài)的平均值)情況下，不同服務(wù)態(tài)度之間具有顯著的差異(β=-3.91，t(96)= -1.99，p<0.001)。也就是說，當(dāng)被試處于低權(quán)力狀態(tài)時(shí)，相較于友好組被試，不友好組被試更愿意購(gòu)買該品牌的產(chǎn)品。當(dāng)處于+1 SD(+1 SD表示高于權(quán)力狀態(tài)的平均值)情況下，不同服務(wù)態(tài)度之間同樣具有顯著的差異(β= -3.54，t(96)=-7.07，p<0.001)。也就是說，當(dāng)被試處于高權(quán)力狀態(tài)時(shí)，相較于不友好組被試，友好組的被試會(huì)更愿意買該品牌的產(chǎn)品。

泛光照明分析(Spiller et al. 2013)驗(yàn)證了權(quán)力水平(M= 3.42，SD=1 .19)對(duì)于服務(wù)員態(tài)度的影響，也就是說在達(dá)到何種數(shù)值后，權(quán)力水平對(duì)于服務(wù)態(tài)度的影響出現(xiàn)了顯著的差異。我們采用了Johnson-Neyman價(jià)值3.94-4.33的權(quán)力水平量表，意味著當(dāng)被試在權(quán)力水平量表上的得分低于3.94時(shí)，不友好組的被試相比于友好組的被試，更渴望夠買該品牌的產(chǎn)品；當(dāng)被試在權(quán)力水平量表上的得分高于4.37時(shí)，友好組的被試相比于不友好組的被試，更愿意夠買該品牌的產(chǎn)品。圖4表明了這些影響作用，按照Aiken和West (1991)繪制。

中介效應(yīng)。我們按照Z(yǔ)hao，Lynch和Chen(2010)提出的中介效應(yīng)分析程序，參照Preacher 和Hayes(2008)提出的多類別分類自變量模型進(jìn)行Bootstrap中介效應(yīng)檢驗(yàn)，將不友好編碼為0，友好編碼為1，權(quán)力水平(連續(xù)變量)為1表示權(quán)力非常低，7表示權(quán)力非常高，樣本量選擇5000，在95%置信度下，選擇模型7，結(jié)果表明：自我關(guān)注度的中介效應(yīng)存在(LLCI = 0.06，ULCI =0.60)，該區(qū)間不包含0，中介效應(yīng)大小為0.26。

圖4 權(quán)力水平在社會(huì)排斥對(duì)女性消費(fèi)者奢侈品購(gòu)買意愿影響中的調(diào)節(jié)作用

3 討論

3.1 結(jié)果討論

本文通過3個(gè)實(shí)驗(yàn)研究驗(yàn)證了奢侈品銷售人員不友好的服務(wù)態(tài)度對(duì)女性消費(fèi)者購(gòu)買意愿的影響及內(nèi)在機(jī)制和邊界條件。3個(gè)實(shí)驗(yàn)研究從不同方面驗(yàn)證了我們的3個(gè)假設(shè)：相較于男性消費(fèi)者，女性消費(fèi)者在面臨奢侈品服務(wù)人員不友好的服務(wù)態(tài)度時(shí)，對(duì)該品牌產(chǎn)品的購(gòu)買意愿會(huì)提高(實(shí)驗(yàn)1)；面對(duì)奢侈品銷售人員不友好的服務(wù)態(tài)度時(shí)，女性消費(fèi)者自我關(guān)注度降低，進(jìn)而增強(qiáng)了對(duì)該品牌產(chǎn)品的購(gòu)買意愿(實(shí)驗(yàn)2)；女性消費(fèi)者自身的權(quán)力水平通過自我關(guān)注度來調(diào)節(jié)這一過程(實(shí)驗(yàn)3)。具體來說，相較于高權(quán)力的女性消費(fèi)者，低權(quán)力的女性消費(fèi)者的自我關(guān)注度更低，進(jìn)而導(dǎo)致對(duì)該品牌產(chǎn)品的購(gòu)買意愿更強(qiáng)。

3.2 管理啟示

本文的研究結(jié)論對(duì)緩解社會(huì)排斥帶來的消極影響有著積極的啟示意義和價(jià)值。在現(xiàn)實(shí)的銷售過程中，對(duì)于低權(quán)力的女性消費(fèi)者，奢侈品銷售人員可以通過友善地喚起這部分消費(fèi)者以往被排斥經(jīng)歷，例如以往的失戀經(jīng)歷、面試被拒絕等，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)

產(chǎn)品銷售。具體來說，銷售人員可以在喚起低權(quán)力女性消費(fèi)者的被排斥感后，告訴消費(fèi)者擁有該品牌產(chǎn)品將會(huì)提升消費(fèi)者自身的身份和地位，提升消費(fèi)者的品味，增強(qiáng)消費(fèi)者對(duì)某一社會(huì)群體的歸屬感。然而，對(duì)于高權(quán)力的女性消費(fèi)者，奢侈品銷售人員反而要盡量避免該部分消費(fèi)者回憶起以往被排斥的經(jīng)歷，告訴高權(quán)力的女性消費(fèi)者擁有該品牌產(chǎn)品，將更能凸顯其身份和地位，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品銷售。

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