外觀新穎性對消費(fèi)者購買意愿的影響：自我建構(gòu)與產(chǎn)品類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)

朱振中 李曉君 劉 福 Haipeng (Allan) Chen

外觀新穎性對消費(fèi)者購買意愿的影響：自我建構(gòu)與產(chǎn)品類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)

朱振中1李曉君1劉 福2Haipeng (Allan) Chen3

(1山東理工大學(xué)管理學(xué)院, 淄博 255000) (2暨南大學(xué)管理學(xué)院, 廣州 510632) (3Gatton School of Business and Economics, University of Kentucky, Lexington KY 40506, United States)

外觀創(chuàng)新在市場競爭中的地位越來越突出, 然而因此而導(dǎo)致的成敗案例都很普遍。如何進(jìn)行外觀創(chuàng)新更受消費(fèi)者歡迎, 其內(nèi)在機(jī)制是什么, 我們卻知之甚少?；讵?dú)特性需求理論、風(fēng)險感知理論及自我建構(gòu)理論, 本文探討了自我建構(gòu)與外觀新穎性對消費(fèi)者購買意愿的交互作用、影響機(jī)制以及邊界條件。通過3個實(shí)驗(yàn), 發(fā)現(xiàn)對于獨(dú)立型自我建構(gòu)的消費(fèi)者而言, 高外觀新穎性能引發(fā)獨(dú)特性需求從而提高購買意愿, 而對于相依型自我建構(gòu)而言, 低外觀新穎性則通過降低社會風(fēng)險感知從而提高購買意愿; 同時, 本文也確定了產(chǎn)品類型對該機(jī)制的調(diào)節(jié)作用, 具體來講, 對于實(shí)用品, 所有消費(fèi)者都對低外觀新穎性產(chǎn)品具有更強(qiáng)的購買意愿, 而對于享樂品, 所有消費(fèi)者都對高外觀新穎性產(chǎn)品具有更強(qiáng)的購買意愿。

外觀新穎性, 自我建構(gòu), 獨(dú)特性需求, 社會風(fēng)險感知, 購買意愿

1 引言

1.1 問題提出

人們主要基于產(chǎn)品的視覺信息來判斷其優(yōu)雅性、功能性和社會意義(Crilly et al., 2004)。如果公司能夠成功管理由產(chǎn)品外觀所建立的第一印象, 可以獲得競爭優(yōu)勢(Mugge et al., 2018)。越來越多的公司不僅通過技術(shù), 而且通過新穎的產(chǎn)品外觀進(jìn)行創(chuàng)新, 外觀創(chuàng)新在市場中的地位越來越突出(Rubera, 2014), 近年來已被認(rèn)為是一種重要的差異化手段(Talke et al., 2017)。

現(xiàn)實(shí)中因外觀創(chuàng)新而導(dǎo)致的成敗案例非常多。如, 發(fā)布于2010年的iPhone 4采用正反兩面玻璃加金屬中框、圓角矩形的外觀, 驚艷了全世界, 也獲得了商業(yè)上的巨大成功; 而近年來iPhone手機(jī)因外觀創(chuàng)新不大, 一直處于修修補(bǔ)補(bǔ)的狀態(tài), 而備受詬病與抨擊。對于飲水機(jī)產(chǎn)品而言, 美的飲水機(jī)因其外觀簡約大方, 深受消費(fèi)者的喜愛, 而首創(chuàng)品牌安吉爾雖注重外觀創(chuàng)新, 但其市場份額卻始終在美的之下。如何進(jìn)行外觀創(chuàng)新才能使產(chǎn)品更受消費(fèi)者歡迎(Stanton et al., 2016), 其內(nèi)在機(jī)制是什么, 我們知之甚少。Liu等(2020)指出, 由于外觀新穎性反映的是對現(xiàn)狀的偏離, 所以來自特定文化背景的人很可能由于對現(xiàn)狀的偏好而不太接受外觀新穎的產(chǎn)品。因此, 本文引入自我建構(gòu)視角對外觀新穎性影響購買意愿的機(jī)制與條件開展研究, 發(fā)現(xiàn)了自我建構(gòu)與外觀新穎性對購買意愿的交互作用。在此基礎(chǔ)上, 引入獨(dú)特性需求理論和風(fēng)險感知理論, 構(gòu)建了外觀新穎性影響購買意愿的中介機(jī)制。最后, 將產(chǎn)品類型(實(shí)用/享樂)引入研究框架, 確定了外觀新穎性發(fā)揮作用的邊界條件。

1.2 文獻(xiàn)回顧

1.2.1 外觀新穎性

產(chǎn)品外觀包含如尺寸、顏色、圖案和輪廓等多種元素(Bloch, 1995), 它不同于產(chǎn)品設(shè)計(jì), 因?yàn)楹笳哌€包括消費(fèi)者看不到的產(chǎn)品內(nèi)部狀況。產(chǎn)品外觀傳達(dá)給消費(fèi)者一種視覺印象, 這種印象可能會影響消費(fèi)者對產(chǎn)品的感知和評價(Liu et al., 2020), 所形成的美學(xué)和符號價值成為影響消費(fèi)者選擇的重要因素(Creusen & Schoormans, 2005)。它創(chuàng)造享樂價值, 引起消費(fèi)者情感的變化, 進(jìn)而引發(fā)更深層次的關(guān)系(Noble & Kumar, 2010)。

企業(yè)常對已有產(chǎn)品外觀進(jìn)行改變, 形成視覺上與消費(fèi)者對該類產(chǎn)品預(yù)期不一致的新產(chǎn)品(如, 圓形運(yùn)動鞋)(李東進(jìn)等, 2018)。若外觀大大偏離該產(chǎn)品類別外觀特征的平均值, 那么該產(chǎn)品外觀就具有很高的新穎性(Mugge & Schoormans, 2012)。相反, 如果與其他產(chǎn)品非常相似, 那么該外觀就缺乏新穎性(李東進(jìn)等, 2013; Liu et al., 2017)。外觀新穎性的高低反映了外觀創(chuàng)新的程度, 在確保產(chǎn)品成功方面起著重要作用(Moon et al., 2015)。外觀新穎的產(chǎn)品容易吸引人們的注意, 往往比典型外觀更具吸引力(Brunel & Swain, 2008), 從而增強(qiáng)潛在的采納意愿(Rubera, 2014)。另一方面, 外觀新穎性對消費(fèi)者偏好也可能產(chǎn)生負(fù)面影響, 破壞對品牌身份(Goode et al., 2013)、可靠性(Schnurr, 2017)及易用性(Mugge et al., 2018)的感知?？紤]到關(guān)于外觀新穎性對消費(fèi)者偏好影響的爭論, 我們認(rèn)為有必要探尋其內(nèi)在的影響機(jī)制與權(quán)變條件。

此外, 外觀新穎性與技術(shù)創(chuàng)新帶來的功能新穎性完全不同。研究顯示, 外觀創(chuàng)新與技術(shù)創(chuàng)新在消費(fèi)者對創(chuàng)新價值及成本的評價中具有交互作用(Creusen & Schoormans, 2005; Rindova & Petkova, 2007), Mugge和Dahl (2013)也證明, 低外觀新穎性有益于消費(fèi)者對根本性創(chuàng)新產(chǎn)品做出積極評價。因此, 在操縱外觀新穎性時, 應(yīng)通過實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)來排除功能新穎性帶來的可能影響。

1.2.2 自我建構(gòu)理論

自我建構(gòu)是個體對自我與他人關(guān)系的認(rèn)知, 分為獨(dú)立型和相依型兩類(Markus & Kitayama, 1991)。獨(dú)立自我代表了一種將自我與社會環(huán)境相分離的心理傾向(Kitayama et al., 1997), 往往利用其獨(dú)特成就與卓越地位定義自己(Yang et al., 2015)。而相依自我則代表了一種將自我與他人界限模糊化的心理傾向, 不將自我放在中心(Torelli, 2006), 而利用與他人的關(guān)系來定義自己(Yang et al., 2015)。不管是獨(dú)立型還是相依型自我, 都是個體在特定文化背景下逐漸形成的一種長期人格特質(zhì)(Singelis, 1994)。獨(dú)立自我與西方文化緊密相連, 而相依自我與東方文化密切相關(guān)(Markus & Kitayama, 1991)。而近期研究表明, 所有個體都具有這兩種自我建構(gòu)元素, 而且這些元素都可以被暫時啟動(Gardner et al., 1999)。

自我建構(gòu)影響消費(fèi)者對產(chǎn)品信息的反應(yīng)方式(Aaker & Maheswaran, 1997), 從而影響其品牌態(tài)度、品牌評價和品牌形象感知(Ng & Houston, 2006)。針對自我建構(gòu)的相關(guān)消費(fèi)行為研究, 主要集中在口碑傳播(Li et al., 2019)、目標(biāo)價值(Verplanken & Holland, 2002)和廣告訴求(Chang & Feng, 2016)等方面。目前尚未看到從自我建構(gòu)角度研究外觀新穎性的相關(guān)文獻(xiàn)。

1.2.3 獨(dú)特性需求

獨(dú)特性是自我意識的一種表露, 反應(yīng)在人們體現(xiàn)個性和追求差異的愿望上(Snyder & Fromkin, 1977)。消費(fèi)者通過尋求被大眾認(rèn)可且具有差異化的商品來實(shí)現(xiàn)與眾不同的自我概念(Snyder & Fromkin, 1977)。獨(dú)特性需求的差異影響消費(fèi)者對產(chǎn)品的感官屬性以及隨后產(chǎn)品選擇的反應(yīng)(Bloch, 1995), 又會影響其自我表達(dá)(Kauppinen-R?is?nen et al., 2018)及購買意愿(Berger & Heath, 2007)等。引致獨(dú)特性需求的因素包括產(chǎn)品新穎性(Ma et al., 2014)、社會排斥(Bozkurt & Gligor, 2019)及銷售提示(Das et al., 2018)等。

1.2.4 風(fēng)險感知

風(fēng)險感知是個體對客觀風(fēng)險的主觀感受, 源于個體選擇的不確定性(Bauer, 1960)。它影響消費(fèi)者的購買意愿(Daset al., 2018)。風(fēng)險感知越高, 意味著越可能造成更大的負(fù)面結(jié)果(江紅艷等, 2016)。影響風(fēng)險感知的因素有產(chǎn)品屬性(Zikmund & Scott, 1974)、個人因素(Jia et al., 2015)、偶然情緒(Loewenstein et al., 2001)和信息框架(Raghubir & Menon, 2001)等。

1.3 研究假設(shè)

1.3.1 外觀新穎性與自我建構(gòu)的交互作用及其影響購買意愿的中介效應(yīng)

外觀新穎性與自我建構(gòu)的交互作用。Bloch等(2003)發(fā)現(xiàn), 新穎的外觀可增強(qiáng)消費(fèi)者的偏好, 外觀越新穎, 消費(fèi)者購買意愿越強(qiáng)(Yildiz, 2017), 但新穎外觀對消費(fèi)者的影響并不總是積極的, 在某些情況下, 高水平的新穎性反而會產(chǎn)生消極影響(Mugge & Dahl, 2013), 尤其是當(dāng)產(chǎn)品過于新穎時, 可能會被大多數(shù)人所厭惡(Jaeger et al., 2017)。外觀新穎性到底如何對消費(fèi)者購買意愿產(chǎn)生影響, 其內(nèi)在機(jī)制和影響因素是什么？本文基于自我建構(gòu)的視角進(jìn)行探討。

自我建構(gòu)引發(fā)消費(fèi)者產(chǎn)生差異化的消費(fèi)目標(biāo)(Aaker & Lee, 2001), 不同自我建構(gòu)的消費(fèi)者對同樣產(chǎn)品的感知和反應(yīng)是不同的(李東進(jìn)等, 2013)。當(dāng)產(chǎn)品新穎性較高時, 獨(dú)立型消費(fèi)者較相依型消費(fèi)者具有更高的購買傾向(Ma et al., 2014), 更希望通過選擇獨(dú)特的產(chǎn)品表達(dá)自我形象, 因而偏好屬性趨異的產(chǎn)品(Millan & Reynolds, 2014); 而相依型消費(fèi)者在社會選擇上更不敢冒風(fēng)險(Mandel, 2003), 更重視與他人的一致與和諧(李東進(jìn)等, 2016), 在消費(fèi)行為上更加偏好產(chǎn)品的趨同性和從眾性(Atakan et al., 2014)。類似地, 我們推斷, 外觀新穎性水平對購買意愿的作用也取決于消費(fèi)者的自我建構(gòu)類型。具體而言, 對于獨(dú)立自我消費(fèi)者而言, 他們對高新穎性的產(chǎn)品有更強(qiáng)的購買意愿; 而對于相依自我消費(fèi)者而言, 他們對低新穎性的產(chǎn)品有更強(qiáng)的購買意愿。綜上, 提出以下假設(shè):

H1: 外觀新穎性與自我建構(gòu)之間存在交互作用。獨(dú)立自我消費(fèi)者對高新穎性的產(chǎn)品有更強(qiáng)的購買意愿, 而相依自我消費(fèi)者則對低新穎性的產(chǎn)品有更強(qiáng)的購買意愿。

獨(dú)特性需求的中介作用。具有高獨(dú)特性需求水平的個體, 對與他人的相似性特別敏感, 更可能顯示諸如獲取獨(dú)特或稀缺產(chǎn)品等建立特殊感的行為(Snyder, 1992)。外觀新穎性滿足了把自己與他人相區(qū)分的愿望(Chitturi et al., 2008), 而獨(dú)特的產(chǎn)品外觀對其更具吸引力, 引發(fā)更強(qiáng)的獨(dú)特性需求(Ruvio, 2008)。消費(fèi)者獨(dú)特性水平與其新產(chǎn)品偏好之間存在直接與間接關(guān)系(Irmak et al., 2010), 而Wu和Lee (2016)也表明, 獨(dú)特性需求與消費(fèi)者購買意愿之間呈正相關(guān)關(guān)系。因此, 我們認(rèn)為, 獨(dú)特性需求在外觀新穎性與購買意愿之間發(fā)揮中介作用。

在西方個人主義文化中, 人們主要擁有獨(dú)立型自我觀, 并努力成為獨(dú)特及與眾不同的人(Markus & Kitayama, 1991), 而生活在集體主義社會(如東亞、拉美)的人們更容易接受群體文化價值觀, 將他人的觀點(diǎn)或者自我與他人的關(guān)系視為重點(diǎn)(Wang & Wang, 2016)。研究發(fā)現(xiàn), 歐洲美國人比東亞人更喜歡獨(dú)特性(Kim & Markus, 1999), 個人主義強(qiáng)化了消費(fèi)者對產(chǎn)品的獨(dú)特性需求(Liu et al., 2015)。進(jìn)一步地, Song和Lee (2013)檢驗(yàn)了自我建構(gòu)對消費(fèi)者獨(dú)特性需求的作用。研究發(fā)現(xiàn), 高度相依自我的個體會尋求獨(dú)特產(chǎn)品來滿足他們的獨(dú)特性需求, 而獨(dú)立自我個體則表現(xiàn)出更強(qiáng)的獨(dú)特性需求。由此推測, 外觀新穎性與自我建構(gòu)的匹配同樣會引發(fā)消費(fèi)者獨(dú)特性需求。高新穎性更加匹配獨(dú)立消費(fèi)者實(shí)現(xiàn)獨(dú)特性的目標(biāo)與追求, 而低新穎性更加匹配相依消費(fèi)者實(shí)現(xiàn)獨(dú)特性的目標(biāo)與追求, 更容易引發(fā)相應(yīng)的獨(dú)特性需求從而增強(qiáng)購買意愿。因此, 提出假設(shè):

H2a: 獨(dú)特性需求中介外觀新穎性與自我建構(gòu)對消費(fèi)者購買意愿的交互作用。

社會風(fēng)險感知的中介作用。當(dāng)購買、消費(fèi)和處置某些特定產(chǎn)品時消費(fèi)者會感到尷尬, 從而承受社會風(fēng)險(Dahl et al., 2001)。如果產(chǎn)品新穎性過高, 便會給他們帶來潛在的風(fēng)險感知(Chernev, 2004), 產(chǎn)生社會風(fēng)險(Eisenman, 2007)。社會風(fēng)險感知促使消費(fèi)者更加關(guān)注購買可能產(chǎn)生的負(fù)面結(jié)果(Lee & Aaker, 2004), 降低購買意愿(Petersen & Kumar, 2015)。外觀新穎性是不尋常的外觀改進(jìn), 對感知者來說是不熟悉的(Leder & Carbon, 2005)。因此, 我們認(rèn)為, 社會風(fēng)險感知在外觀新穎性與購買意愿之間發(fā)揮中介作用。

研究發(fā)現(xiàn), 中國人較美國人更關(guān)注社會風(fēng)險(Weber et al., 1998), 而相依自我個體更加重視社會規(guī)范(Ybarra & Trafimow, 1998), 愈加關(guān)心人際關(guān)系的大小、功能和滿意度(Weber & Hsee, 2000), 傾向于規(guī)避社會風(fēng)險(Su, 2016)。獨(dú)立自我個體努力實(shí)現(xiàn)積極結(jié)果和期望目標(biāo), 從而表現(xiàn)出冒險行為(Chernev, 2009; Hamilton & Biehal, 2005), 傾向于承擔(dān)風(fēng)險(Su, 2016)。由此推測, 外觀新穎性與自我建構(gòu)的匹配同樣影響消費(fèi)者的社會風(fēng)險感知。高新穎性更加匹配獨(dú)立消費(fèi)者敢冒風(fēng)險的目標(biāo)與追求, 而低新穎性更加匹配相依消費(fèi)者避免失誤和規(guī)避風(fēng)險的目標(biāo)與追求, 更容易產(chǎn)生社會風(fēng)險感知進(jìn)而降低購買意愿。由此提出以下假設(shè):

H2b: 社會風(fēng)險感知中介外觀新穎性與自我建構(gòu)對消費(fèi)者購買意愿的交互作用。

1.3.2 產(chǎn)品類型的調(diào)節(jié)作用

人們?yōu)楦泄儆鋹偤拖硎芏x擇享樂品, 而通常為了工具性目的而購買實(shí)用品(Nenkov & Scott, 2014)。企業(yè)采用“為滿意度而設(shè)計(jì)”的方式得到外觀新穎性較低的產(chǎn)品, 以滿足其功能和工效等功利需要, 或者采用“為快樂而設(shè)計(jì)”的方式得到新穎性較高的產(chǎn)品, 以滿足其享樂需要(Chitturi et al., 2008)。有研究表明, 享樂價值與追求新穎性的行為有關(guān)(Wang et al., 2000)。同時, 消費(fèi)快樂與產(chǎn)品外觀新穎性之間存在著聯(lián)系(Alba & Williams, 2013)。進(jìn)一步地講, 相對于功利主義消費(fèi), 新穎性對享樂主義消費(fèi)更加重要(Herzenstein et al., 2008)。這是因?yàn)橄M(fèi)快樂是通過產(chǎn)品使用的情感方面來體驗(yàn)的, 而高外觀新穎性可能引發(fā)消費(fèi)快樂(Liu et al., 2020)。因此, 對于享樂品來講, 高外觀新穎性的產(chǎn)品更能滿足人們的享樂要求, 而對于實(shí)用品來講, 低外觀新穎性的產(chǎn)品更能滿足人們的功能要求, 因此更容易受到所有消費(fèi)者的青睞。綜上提出假設(shè):

H3a: 產(chǎn)品類型調(diào)節(jié)自我建構(gòu)與外觀新穎性對購買意愿的交互作用。具體而言, 對于實(shí)用品, 兩種自我建構(gòu)的消費(fèi)者均對低新穎性的產(chǎn)品有更強(qiáng)的購買意愿; 而對于享樂品, 兩種自我建構(gòu)的消費(fèi)者均對高新穎性的產(chǎn)品有更強(qiáng)的購買意愿。

H3b: 獨(dú)特性需求和社會風(fēng)險感知中介產(chǎn)品類型、外觀新穎性與自我建構(gòu)對消費(fèi)者購買意愿的交互作用。

綜上, 建立本文的總體研究框架, 如圖1所示。

2 預(yù)實(shí)驗(yàn)

預(yù)實(shí)驗(yàn)的目的是確定正式實(shí)驗(yàn)所用的產(chǎn)品。此外, 由于功能新穎性可能影響實(shí)驗(yàn)及結(jié)果, 因此考慮通過預(yù)實(shí)驗(yàn)來排除功能新穎性的干擾。

(1)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

預(yù)實(shí)驗(yàn)選擇了6組生活中的常見產(chǎn)品, 分別為臺燈、夜燈、行李箱、手表、書包以及飲水機(jī)。采用產(chǎn)品的彩色圖片作為刺激材料, 以充分展示產(chǎn)品特點(diǎn)。針對每一種產(chǎn)品, 分別選擇外觀低新穎性、高新穎性彩色圖片各一份。

①變量測量。功能新穎性的測量借鑒Rubera (2014)的量表, 并根據(jù)實(shí)驗(yàn)進(jìn)行相應(yīng)的修改, 包括“該產(chǎn)品功能上沒有創(chuàng)新”等3個題項(xiàng); 外觀新穎性的測量借鑒Stock和Zacharias (2013)的量表進(jìn)行相應(yīng)的修改, 包括“該產(chǎn)品外觀是新穎的”等3個題項(xiàng)。量表均為Likert 7點(diǎn)量表, 1為非常不同意, 7為非常同意。

圖1 理論框架

②實(shí)驗(yàn)程序。預(yù)實(shí)驗(yàn)借助問卷星平臺進(jìn)行數(shù)據(jù)收集, 利用課題組成員的微信群、朋友圈分享鏈接以吸引更多人的參與。收集數(shù)據(jù)共歷時3天, 共回收問卷120份。經(jīng)審核, 有效問卷116份(平均年齡= 24.74歲,= 14.82歲, 女性74人)。

(2)結(jié)果分析

①功能新穎性。按照Blijlevens等(2012)的方法, 將低新穎性、高新穎性組的數(shù)據(jù)進(jìn)行平均, 低新穎性組產(chǎn)品用0表示, 高新穎性組產(chǎn)品用1表示, 對6組產(chǎn)品的功能新穎性分別進(jìn)行ANOVA分析。結(jié)果表明, 臺燈((1, 114) = 2.99,= 0.09 > 0.05)、夜燈((1, 114) = 3.06,= 0.08 > 0.05)、手表((1, 114) = 0.06,= 0.81 > 0.05)以及書包((1, 114) = 2.93,= 0.09 > 0.05)的功能新穎性差異不顯著, 行李箱((1, 114) = 4.61,= 0.03 < 0.05)與飲水機(jī)((1, 114) = 6.00,= 0.02 < 0.05)的功能新穎性差異顯著。

②外觀新穎性。對6組產(chǎn)品的外觀新穎性進(jìn)行ANOVA分析。結(jié)果表明, 臺燈((1, 114) = 22.27,< 0.001)、夜燈((1, 114) = 20.99,< 0.001)以及手表((1, 114) = 34.10,< 0.001)等三組產(chǎn)品的外觀新穎性差異顯著, 行李箱((1, 114) = 2.38,= 0.13 > 0.05)、書包((1, 114) = 3.00,= 0.09 > 0.05)以及飲水機(jī)((1, 114) = 2.71,= 0.10 > 0.05)等三組產(chǎn)品的外觀新穎性差異不顯著。

預(yù)測試表明, 臺燈、夜燈以及手表三組產(chǎn)品在外觀新穎性上存在顯著差異, 并排除了功能新穎性的可能不利影響, 滿足實(shí)驗(yàn)所需的條件, 因此, 我們選擇這些產(chǎn)品進(jìn)行后續(xù)研究。

3 實(shí)驗(yàn)1: 外觀新穎性對購買意愿的影響

本實(shí)驗(yàn)采用2(外觀新穎性: 低vs.高) × 連續(xù)(自我建構(gòu): 相依vs.獨(dú)立)的組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 主要目的是驗(yàn)證自我建構(gòu)與外觀新穎性對購買意愿的交互作用, 即H1。

(1)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

被試是來自山東理工大學(xué)的112位在校大學(xué)生,其中, 女生64名, 年齡18~21歲(= 19.42,= 0.72)。本次實(shí)驗(yàn)選擇夜燈作為刺激物, 并將夜燈彩色圖片密封到一個信封中。

①變量測量。外觀新穎性的測量量表借鑒Stock和Zacharias (2013), 并根據(jù)實(shí)驗(yàn)內(nèi)容進(jìn)行了相應(yīng)的修改, 包括“這款夜燈的外觀設(shè)計(jì)是新穎的”等3個題項(xiàng); 自我建構(gòu)測量量表采用潘黎和呂巍(2013)修訂后的中國本土化量表, 包括10個相依自我題項(xiàng)與6個獨(dú)立自我題項(xiàng); 消費(fèi)者購買意愿的測量量表借鑒Dodds等(1991), 為適應(yīng)實(shí)驗(yàn)情景, 對量表有所修改, 包括“我愿意購買這款夜燈”等3個題項(xiàng)。所有測量量表均為 Likert 7點(diǎn)量表, 1為非常不同意, 7為非常同意。

②實(shí)驗(yàn)程序。首先, 實(shí)驗(yàn)人員簡要說明實(shí)驗(yàn)?zāi)康囊约皩?shí)驗(yàn)流程, 并將被試隨機(jī)分為低外觀新穎性組和高外觀新穎性組, 并對被試的特質(zhì)性自我建構(gòu)進(jìn)行測量。隨后, 請被試從信封中取出圖片并進(jìn)行仔細(xì)觀看, 由實(shí)驗(yàn)人員帶領(lǐng)被試填寫量表, 并收集被試的性別以及年齡等信息。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后向被試發(fā)放微信紅包以示感謝。

(2)結(jié)果分析

①信度分析。各測量變量量表的Cronbach’s α系數(shù)值分別為: 外觀新穎性為0.84, 自我建構(gòu)為0.75, 購買意愿為0.80, 均符合分析要求。

②購買意愿。利用Process model 1 (Hayes, 2013)探討外觀新穎性、自我建構(gòu)以及二者的交互作用與消費(fèi)者購買意愿的關(guān)系。結(jié)果表明, 外觀新穎性(= 0.27,= 3.54,< 0.001)、自我建構(gòu)(= 0.24,= 4.41,< 0.001)以及二者的交互作用(= 0.37,= ?4.64,< 0.001)對消費(fèi)者購買意愿的影響都是顯著的。由于本實(shí)驗(yàn)的調(diào)節(jié)變量(自我建構(gòu))是一個連續(xù)變量, 結(jié)合Johnson-Neyman方法進(jìn)行Floodlight分析(Spiller et al., 2013), 如圖2所示。對于獨(dú)立型自我建構(gòu)的消費(fèi)者而言(自我建構(gòu)指數(shù) > 0.59), 高外觀新穎性的產(chǎn)品較低外觀新穎性的產(chǎn)品更能夠引發(fā)購買意愿(= 0.97,= 4.01,< 0.001); 對于相依型自我建構(gòu)的消費(fèi)者而言(自我建構(gòu)指數(shù) < ?0.72), 低外觀新穎性的產(chǎn)品較高外觀新穎性的產(chǎn)品更能引發(fā)購買意愿(= ?0.76,= ?2.77,= 0.007 < 0.01)。結(jié)果驗(yàn)證了H1。

圖2 產(chǎn)品外觀新穎性與自我建構(gòu)對購買意愿的影響: 實(shí)驗(yàn)1

4 實(shí)驗(yàn)2: 外觀新穎性對購買意愿的影響: 獨(dú)特性需求、社會風(fēng)險感知的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本實(shí)驗(yàn)采用2(外觀新穎性: 低vs高) × 2(自我建構(gòu): 相依vs獨(dú)立)的組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 主要目的是驗(yàn)證消費(fèi)者獨(dú)特性需求和社會風(fēng)險感知的中介作用, 即H2a、H2b, 同時再次驗(yàn)證H1。本實(shí)驗(yàn)選擇手表作為刺激物, 同樣將手表彩色圖片提前密封到信封中。被試是來自山東理工大學(xué)的140名在校大學(xué)生(女生83名; 18~22歲,= 19.86,= 1.17)。

(1)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

①自我建構(gòu)操縱。本實(shí)驗(yàn)采用指導(dǎo)語法啟動自我建構(gòu), 參考Trafimow等(1991)的做法, 對獨(dú)立型人格(相依型人格)的指導(dǎo)語為“請思考對自己的期望”, (“請思考你的家人或朋友對你的期望”), 給予被試兩分鐘的思考時間, 并請被試將思考后的答案寫下來, 以將被試啟動為獨(dú)立型人格(相依型人格)。

②變量測量。獨(dú)特性需求的測量參照Ruvio等(2008)的量表, 共12個題項(xiàng)(α = 0.73), 社會風(fēng)險感知的測量參照Pueschel等(2017)的量表, 共6個題項(xiàng)(α = 0.73)。外觀新穎性(α = 0.83)以及購買意愿(α = 0.83)的測量均與實(shí)驗(yàn)1相同。

③實(shí)驗(yàn)程序。將被試隨機(jī)分為4組, 分別是獨(dú)立型/低外觀新穎性、獨(dú)立型/高外觀新穎性、相依型/低外觀新穎性和相依型/高外觀新穎性。實(shí)驗(yàn)開始后, 實(shí)驗(yàn)人員首先啟動被試的自我建構(gòu), 并請他們回答兩個問題: “剛才的思考使我想到了我自己” “剛才的思考使我想到了我的朋友/家人” (Kühnen et al., 2001), 從1到7進(jìn)行打分, “1”表示“完全沒有”, “7”表示“完全有”。隨后, 請被試取出信封中的圖片進(jìn)行認(rèn)真觀看并填寫量表。在實(shí)驗(yàn)結(jié)束后向被試發(fā)放微信紅包表示感謝。

(2)結(jié)果分析

①操縱檢驗(yàn)。通過方差分析發(fā)現(xiàn), 獨(dú)立自我建構(gòu)組被試的獨(dú)立自我傾向顯著高于相依自我建構(gòu)組被試的獨(dú)立自我傾向(獨(dú)立自我= 5.44,相依自我= 3.47,(1, 138) = 56.57,< 0.001, η2= 0.30), 相依自我建構(gòu)組被試的相依自我傾向顯著高于獨(dú)立自我建構(gòu)組被試的相依自我傾向(相依自我= 4.60,獨(dú)立自我= 3.37,(1, 138) = 24.23,< 0.001, η2= 0.15), 這表明自我建構(gòu)的操縱是成功的。

②購買意愿。以購買意愿為因變量進(jìn)行方差分析。結(jié)果顯示, 外觀新穎性((1, 136) = 9.15,= 0.003 < 0.01, η2= 0.06)以及它和自我建構(gòu)的交互效應(yīng)((1, 136) = 95.79,< 0.001, η2= 0.41)顯著, 但自我建構(gòu)的主效應(yīng)不顯著,(1, 136) = 0.46,= 0.50 > 0.10, η2= 0.003, 如圖3所示。對獨(dú)立型自我建構(gòu)消費(fèi)者而言, 高外觀新穎性的產(chǎn)品較低外觀新穎性的產(chǎn)品更能引發(fā)消費(fèi)者的購買意愿(低外觀新穎性=3.25,高外觀新穎性= 5.18),(1, 136) = 88.81,< 0.001, η2= 0.40; 對于相依型自我建構(gòu)消費(fèi)者而言, 低外觀新穎性的產(chǎn)品較高外觀新穎性的產(chǎn)品更能引發(fā)購買意愿(低外觀新穎性= 4.62,高外觀新穎性= 3.60),(1, 136) = 21.50,< 0.001, η2= 0.14。H1再次得證。

③中介效應(yīng)檢驗(yàn)。參照Preacher等(2007)和Hayes (2013)提出的有調(diào)節(jié)的中介模型(PROCESS Model 8)進(jìn)行Bootstrap檢驗(yàn), 樣本量選擇5000。在95%的置信區(qū)間下, 將外觀新穎性設(shè)為自變量, 自我建構(gòu)設(shè)為調(diào)節(jié)變量, 同時將獨(dú)特性需求和社會風(fēng)險感知設(shè)為中介變量, 將購買意愿設(shè)為因變量。若置信區(qū)間不包含0, 說明獨(dú)特性需求和社會風(fēng)險感知成功中介了自我建構(gòu)與產(chǎn)品外觀新穎性對消費(fèi)者購買意愿的交互作用。

結(jié)果顯示, 自我建構(gòu)和外觀新穎性的交互作用顯著影響消費(fèi)者的獨(dú)特性需求(β = ?1.35,= 0.19,= ?7.01,< 0.001)和社會風(fēng)險感知(β = 1.06,= 0.25,= 4.32,< 0.001); 獨(dú)特性需求(β = 0.31,= 0.13,= 2.34,= 0.02 < 0.05)與社會風(fēng)險感知(β = ?0.23,= 0.10,= ?2.24,= 0.03 < 0.05)又顯著影響消費(fèi)者的購買意愿。同時, 結(jié)果顯示, 獨(dú)特性需求的中介作用顯著(LLCI = ?0.80, ULCI = ?0.07, 不包含0), 效應(yīng)系數(shù)為?0.41; 社會風(fēng)險感知的中介作用顯著(LLCI = ?0.53, ULCI = ?0.02, 不包含0),效應(yīng)系數(shù)為?0.24。說明獨(dú)特性需求和社會風(fēng)險感知在外觀新穎性和自我建構(gòu)對消費(fèi)者購買意愿的交互作用中發(fā)揮了中介效應(yīng), 并且當(dāng)中介效應(yīng)存在時, 直接效應(yīng)區(qū)間不包含0 (LLCI = ?2.98, ULCI = ?1.61), 效應(yīng)系數(shù)為?2.30, 說明獨(dú)特性需求和社會風(fēng)險感知都具有部分中介效應(yīng)。如圖4所示。因此H2a、H2b得到驗(yàn)證。

圖3 自我建構(gòu)與產(chǎn)品外觀新穎性對購買意愿的交互作用: 實(shí)驗(yàn)2

5 實(shí)驗(yàn)3: 產(chǎn)品類型的調(diào)節(jié)作用

本實(shí)驗(yàn)采用2(外觀新穎性: 低vs高) × 2(自我建構(gòu): 相依vs獨(dú)立) × 2(產(chǎn)品類型: 享樂vs實(shí)用)的組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 主要目的是驗(yàn)證產(chǎn)品類型的調(diào)節(jié)作用, 即H3a, 并同時檢驗(yàn)獨(dú)特性需求和社會風(fēng)險感知的中介作用, 即H3b。本次實(shí)驗(yàn)選擇臺燈作為刺激物, 共有302名在校大學(xué)生參與實(shí)驗(yàn), 其中, 女生165名, 年齡17~20歲(= 18.28,= 0.35)。

(1)預(yù)實(shí)驗(yàn)

正式實(shí)驗(yàn)開始前, 對實(shí)驗(yàn)中所涉及到的產(chǎn)品類型進(jìn)行前測。首先, 向被試介紹實(shí)用品和享樂品的概念, 請被試閱讀實(shí)驗(yàn)材料, 并對實(shí)驗(yàn)材料進(jìn)行產(chǎn)品類型的相應(yīng)解讀(Crowley et al., 1992), 對實(shí)用型產(chǎn)品的解讀為“這是一款非常實(shí)用的閱讀臺燈, 它照明均勻廣泛, 可調(diào)節(jié)亮度, 有合適的色溫”, 對享樂型產(chǎn)品的解讀為“這是一款非常時尚的臺燈, 可色彩調(diào)節(jié)、音樂播放和智能語音輔助, 帶來非常有趣的體驗(yàn)”。然后, 請被試回答問題: “你認(rèn)為這款產(chǎn)品屬于享樂品還是實(shí)用品”, 從1到7進(jìn)行打分, “1”為享樂品, “7”為實(shí)用品。結(jié)果顯示, 產(chǎn)品類型操縱成功(實(shí)用品= 5.02,享樂品= 2.98),(1, 300) = 161.39,< 0.001, η2= 0.35。

在另一個預(yù)實(shí)驗(yàn)中, 我們對產(chǎn)品類型描述是否會引發(fā)消費(fèi)者在“功能新穎性感知”和“外觀新穎性感知”的差異感進(jìn)行驗(yàn)證。同時為了避免“功能新穎性”和“外觀新穎性”測量問題的順序?qū)Ρ辉嚨挠绊? 我們將實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)為2(外觀新穎性: 低vs.高) × 2(產(chǎn)品類型: 實(shí)用vs.享樂) × 2(量表順序: “功能新穎性”在前vs.“外觀新穎性”在前)的組間實(shí)驗(yàn), 以驗(yàn)證產(chǎn)品類型描述對“功能新穎性”和“外觀新穎性”帶來的差異感。實(shí)驗(yàn)以上述臺燈圖片為實(shí)驗(yàn)材料。根據(jù)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 每份問卷都包含臺燈圖片(低vs.高新穎性)、產(chǎn)品類型描述(實(shí)用品vs.享樂品)、以及外觀新穎性和功能新穎性相關(guān)題項(xiàng)。為避免外觀新穎性、功能新穎性量表順序安排不同可能帶來的干擾, 將它們的順序進(jìn)行了互換, 共得到8種問卷。

圖4 中介效應(yīng): 實(shí)驗(yàn)2

①變量測量?！肮δ苄路f性”的測量借鑒Stock和Zacharias (2013), 并根據(jù)實(shí)驗(yàn)做出相應(yīng)的修改, 包括“這款產(chǎn)品的功能方面很普通”、“這款產(chǎn)品的功能是新穎的”、“這款產(chǎn)品與現(xiàn)有產(chǎn)品在功能新穎性方面存在顯著差異”等3個題項(xiàng); “外觀新穎性”的測量與文中的其它實(shí)驗(yàn)使用相同的量表, 同樣借鑒Stock和Zacharias (2013)的量表進(jìn)行了相應(yīng)的修改, 包括“這款產(chǎn)品的外觀設(shè)計(jì)很普通”、“這款產(chǎn)品的外觀設(shè)計(jì)是新穎的”、“這款產(chǎn)品與現(xiàn)有產(chǎn)品在外觀新穎性方面存在顯著差異”等3個題項(xiàng)。量表均為Likert 7點(diǎn)量表, 1為非常不同意, 7為非常同意。

②實(shí)驗(yàn)程序。本次實(shí)驗(yàn)借助問卷星平臺進(jìn)行數(shù)據(jù)收集, 利用課題組成員的微信群以及班級QQ群分享鏈接以吸引更多人的參與。針對8種問卷, 分別發(fā)放進(jìn)行數(shù)據(jù)收集。數(shù)據(jù)收集共歷時1天, 共回收問卷93份。經(jīng)審核, 全部合格。

③結(jié)果分析。首先對功能新穎性感知進(jìn)行方差分析, 結(jié)果顯示, 外觀新穎性((1, 85) = 0.06,= 0.81 > 0.05)、產(chǎn)品類型((1, 85) = 2.27,= 0.14 > 0.05)、量表順序((1, 85) = 0.03,= 0.87 > 0.05)以及三者的交互作用((1, 85) = 0.28,= 0.60 > 0.05)均不存在顯著差異, 同時, 外觀新穎性與產(chǎn)品類型的交互作用不顯著,(1, 85) = 0.22,= 0.64 > 0.05; 外觀新穎性與量表順序的交互作用不顯著,(1, 85) = 0.09,= 0.76 > 0.05; 產(chǎn)品類型與量表順序的交互作用也不顯著,(1, 85) = 0.14,= 0.71 > 0.05。因此, 結(jié)果表明, 外觀新穎性水平、產(chǎn)品類型以及量表順序, 均不會帶來產(chǎn)品功能新穎性的差異感。

對外觀新穎性感知進(jìn)行方差分析, 結(jié)果顯示, 外觀新穎性對外觀新穎性感知的影響存在顯著差異,(1, 85) = 50.53,< 0.001, 這說明外觀新穎性的操縱是成功的; 但產(chǎn)品類型((1, 85) < 0.001,= 0.99 > 0.05)、量表順序((1, 85) = 0.42,= 0.52 > 0.05)以及三者的交互作用((1, 85) = 1.09,= 0.30 > 0.05)均不存在顯著差異, 同時, 外觀新穎性與產(chǎn)品類型的交互作用不顯著,(1, 85) = 0.23,= 0.63 > 0.05; 外觀新穎性與量表順序的交互作用不顯著,(1, 85) = 1.58,= 0.21 > 0.05; 產(chǎn)品類型與量表順序的交互作用也不顯著,(1, 85) = 1.14,= 0.29 > 0.05。因此表明, 消費(fèi)者通過欣賞外觀新穎性水平不同的產(chǎn)品圖片, 能夠明顯感知到外觀新穎性的差異, 這與最初的預(yù)實(shí)驗(yàn)結(jié)果一致; 但外觀新穎性的描述并未引起消費(fèi)者功能新穎性感知的差異。

綜上所述, 我們確定了外觀新穎性的描述對“外觀新穎性感知”的影響, 同時排除了產(chǎn)品類型對外觀新穎性感知的可能影響, 以及外觀新穎性的描述和產(chǎn)品類型可能引發(fā)消費(fèi)者“功能新穎性感知”差異感的問題, 確保“功能新穎性”不會影響后續(xù)正式實(shí)驗(yàn)的結(jié)果。

(2)正式實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

①自我建構(gòu)操縱。本實(shí)驗(yàn)采用代詞圈點(diǎn)法啟動自我建構(gòu), 參考Gardner等(1999)的做法, 通過讓被試閱讀去鄉(xiāng)村游玩的材料, 想象自己一個人(獨(dú)立型自我建構(gòu))或與家人、朋友一起(相依型自我建構(gòu))去游玩的場景, 以此來啟動自我建構(gòu)。啟動材料以第一人稱“我”、“我的”或“我們”、“我們的”來描述, 要求被試圈出材料中出現(xiàn)的第一人稱。

②變量測量。外觀新穎性(α = 0.75)、獨(dú)特性需求(α = 0.85)、社會風(fēng)險感知(α = 0.80)以及購買意愿(α = 0.78)的量表與實(shí)驗(yàn)2相同。

③實(shí)驗(yàn)程序。實(shí)驗(yàn)將被試隨機(jī)分為8組。其他程序與實(shí)驗(yàn)2相同。在啟動完自我建構(gòu)后, 同樣請被試回答兩個問題: “剛才的描述使我想到了我自己”、“剛才的描述使我想到了我的朋友/家人” (Kühnen et al., 2001), 從1到7進(jìn)行打分, “1”表示“完全沒有”, “7”表示“完全有”。

(3)結(jié)果分析

①操縱檢驗(yàn)。方差分析發(fā)現(xiàn), 對自我建構(gòu)啟動的操縱是成功的, 獨(dú)立自我建構(gòu)組被試的獨(dú)立自我傾向顯著高于相依自我建構(gòu)組被試的獨(dú)立自我傾向(獨(dú)立自我= 4.72,相依自我= 3.10),(1, 300) = 59.10,< 0.001, η2= 0.17; 相依自我建構(gòu)組被試的相依自我傾向顯著高于獨(dú)立自我建構(gòu)組被試的相依自我傾向(相依自我= 4.62,獨(dú)立自我= 2.48),(1, 300) = 97.59,< 0.001, η2= 0.25。

②獨(dú)特性需求。以獨(dú)特性需求為因變量進(jìn)行方差分析, 結(jié)果表明, 外觀新穎性、自我建構(gòu)與產(chǎn)品類型的交互作用顯著,(1, 294) = 14.39,< 0.001, η2= 0.05。為方便解釋, 進(jìn)行分組分析。對于實(shí)用品, 外觀新穎性與自我建構(gòu)的交互作用顯著,(1, 294) = 5.35,= 0.02 < 0.05, η2= 0.02。對獨(dú)立型自我建構(gòu)的消費(fèi)者而言, 高外觀新穎性的產(chǎn)品較低外觀新穎性的產(chǎn)品更能引發(fā)獨(dú)特性需求(低外觀新穎性= 3.18 <高外觀新穎性= 3.78),(1, 294) = 10.06,= 0.002 < 0.01, η2= 0.03; 對相依型自我建構(gòu)的消費(fèi)者而言, 低外觀新穎性與高外觀新穎性對獨(dú)特性需求的影響不存在顯著差異(低外觀新穎性= 3.31,高外觀新穎性= 3.35),(1, 294) = 0.07,= 0.79 > 0.05。對于享樂品, 雖然外觀新穎性與自我建構(gòu)的交互作用顯著,(1, 294) = 9.44,= 0.003 < 0.01, η2= 0.03, 但對兩種自我建構(gòu)而言, 高外觀新穎性的產(chǎn)品都比低外觀新穎性的產(chǎn)品更能引起消費(fèi)者的獨(dú)特性需求(獨(dú)立自我:低外觀新穎性= 3.64 <高外觀新穎性= 4.31,(1, 294) = 14.77,< 0.001, η2= 0.05。相依自我:低外觀新穎性= 3.31 <高外觀新穎性= 4.73,(1, 294) = 70.65,< 0.001, η2= 0.19)。

③社會風(fēng)險感知。以社會風(fēng)險感知為因變量進(jìn)行方差分析, 結(jié)果表明, 外觀新穎性、自我建構(gòu)與產(chǎn)品類型的交互作用顯著,(1, 294) = 14.75,< 0.001, η2= 0.05。為方便解釋, 進(jìn)行分組分析。對于實(shí)用品, 雖然新穎性與自我建構(gòu)的交互作用顯著,(1, 294) = 17.69,< 0.001, η2= 0.06, 但對兩種自我建構(gòu)而言, 高外觀新穎性的產(chǎn)品都比低外觀新穎性的產(chǎn)品能引發(fā)更強(qiáng)的社會風(fēng)險感知(獨(dú)立自我:低外觀新穎性= 2.32 <高外觀新穎性= 2.70,(1, 294) = 6.34,= 0.02 < 0.05, η2= 0.02。相依自我:低外觀新穎性= 2.44 <高外觀新穎性= 3.87,(1, 294) = 53.45,< 0.001, η2= 0.15)。對于享樂品, 外觀新穎性((1, 294) = 3.11,= 0.08 > 0.05)、自我建構(gòu)((1, 294) = 0.31,= 0.58 > 0.05)以及二者的交互作用((1, 294) = 0.61,= 0.44 > 0.05)均不顯著,

④購買意愿。以購買意愿為因變量進(jìn)行分析, 結(jié)果表明, 外觀新穎性、自我建構(gòu)與產(chǎn)品類型的交互作用顯著,(1, 294) = 10.82,= 0.001, η2= 0.04。為方便解釋, 進(jìn)行分組分析。對于實(shí)用品, 雖然外觀新穎性與自我建構(gòu)的交互作用顯著,(1, 294) = 6.46,= 0.01, η2= 0.02, 但對兩種自我建構(gòu)而言, 低外觀新穎性的產(chǎn)品都比高外觀新穎性的產(chǎn)品能引發(fā)更強(qiáng)的購買意愿(獨(dú)立自我:低外觀新穎性= 5.18 >高外觀新穎性= 3.23,(1, 294) = 99.54,< 0.001, η2= 0.25。相依自我:低外觀新穎性= 4.69 >高外觀新穎性= 3.40,(1, 294) = 56.15,< 0.001, η2= 0.16)。對于享樂性產(chǎn)品, 雖然外觀新穎性與自我建構(gòu)的交互作用顯著,(1, 294) = 4.37,= 0.04 < 0.05, η2= 0.02, 但對兩種自我建構(gòu)而言, 高外觀新穎性的產(chǎn)品比低外觀新穎性的產(chǎn)品都有更強(qiáng)的購買意愿(獨(dú)立自我:低外觀新穎性= 3.27 <高外觀新穎性= 4.83,(1, 294) = 79.16,< 0.001, η2= 0.21。相依自我:低外觀新穎性= 3.59 <高外觀新穎性= 4.67,(1, 294) = 51.36,< 0.001, η2= 0.15)。H3a得到驗(yàn)證。

⑤中介效應(yīng)檢驗(yàn)。參照Preacher等(2007)和Hayes (2013)提出的有調(diào)節(jié)的中介模型(PROCESS Model 12)進(jìn)行Bootstrap檢驗(yàn), 樣本量選擇5000。在95%置信區(qū)間下, 將外觀新穎性作為自變量, 自我建構(gòu)作為調(diào)節(jié)變量1, 產(chǎn)品類型作為調(diào)節(jié)變量2, 獨(dú)特性需求作為中介變量 1, 社會風(fēng)險感知作為中介變量 2, 購買意愿作為因變量。結(jié)果驗(yàn)證了從自變量到獨(dú)特性需求到購買意愿的間接效應(yīng)(β = 0.18; LLCI = 0.03, ULCI = 0.44)以及自變量到社會風(fēng)險感知到購買意愿的間接效應(yīng)(β = 0.18; LLCI = 0.03, ULCI = 0.41)。外觀新穎性、自我建構(gòu)與產(chǎn)品類型的交互作用顯著影響消費(fèi)者的獨(dú)特性需求(β = 1.34;LLCI = 0.65, ULCI = 2.04)、社會風(fēng)險感知(β = ?1.19; LLCI = ?1.81, ULCI = ?0.58), 而獨(dú)特性需求(β = 0.14; LLCI = 0.02, ULCI = 0.25)和社會風(fēng)險感知(β = ?0.15; LLCI = ?0.28, ULCI = ?0.02)又顯著影響消費(fèi)者的購買意愿。外觀新穎性、自我建構(gòu)與產(chǎn)品類型的交互作用對消費(fèi)者購買意愿的直接效應(yīng)顯著(β = ?1.50; LLCI = ?2.20, ULCI = ?0.79, 不包含0), 如圖5所示, 這表明獨(dú)特性需求和社會風(fēng)險感知具有部分中介效應(yīng)。

接下來對實(shí)用品和享樂品分別進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。對于實(shí)用品, 社會風(fēng)險感知的間接效應(yīng)為負(fù)(β = ?0.30; LLCI = ?0.56, ULCI = ?0.12), 獨(dú)特性需求的間接效應(yīng)不成立(LLCI = ?0.07, ULCI = 0.15); 對于享樂品, 獨(dú)特性需求的間接效應(yīng)為正(β = 0.23; LLCI = 0.09, ULCI = 0.46), 社會風(fēng)險感知的間接效應(yīng)不成立(LLCI = ?0.13, ULCI = 0.02)。H3b得到驗(yàn)證。

圖5 中介效應(yīng): 實(shí)驗(yàn)3

6 研究結(jié)論與討論

6.1 研究結(jié)論

本文基于自我建構(gòu)理論, 通過3個實(shí)驗(yàn)探討外觀新穎性對消費(fèi)者購買意愿產(chǎn)生影響的內(nèi)在機(jī)制以及邊界條件, 主要結(jié)論如下:

實(shí)驗(yàn)1通過對被試自我建構(gòu)水平的測量, 驗(yàn)證了自我建構(gòu)與產(chǎn)品外觀新穎性對消費(fèi)者購買意愿的交互作用。實(shí)驗(yàn)2采用一種自我建構(gòu)的啟動方法, 再次驗(yàn)證了自我建構(gòu)與外觀新穎性對購買意愿的交互作用, 并確認(rèn)了自我建構(gòu)與外觀新穎性的交互作用通過獨(dú)特性需求與社會風(fēng)險感知作用于購買意愿的內(nèi)在機(jī)制。實(shí)驗(yàn)3采用另一種自我建構(gòu)啟動方法, 通過對產(chǎn)品類型的操縱, 再次驗(yàn)證了自我建構(gòu)與外觀新穎性對購買意愿的中介作用機(jī)制, 并確定了產(chǎn)品類型的調(diào)節(jié)作用。

6.2 理論貢獻(xiàn)

本研究的理論貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在4個方面:

(1)補(bǔ)充和完善了外觀新穎性研究的理論體系。前文指出, 對于外觀新穎性如何影響消費(fèi)者的購買意愿這一問題, 現(xiàn)有文獻(xiàn)存在意見分歧, 而且對于外觀新穎性如何影響購買意愿的機(jī)制沒有給出解釋。因此, 本文的首要理論貢獻(xiàn)在于, 通過引入自我建構(gòu)概念對外觀新穎性影響購買意愿的機(jī)制開展研究, 并且得到了二分法的結(jié)論——自我建構(gòu)會調(diào)節(jié)外觀新穎性的影響。具體來說, 對于獨(dú)立自我建構(gòu)的消費(fèi)者, 高外觀新穎性更能產(chǎn)生購買意愿; 而對于相依自我建構(gòu)的消費(fèi)者, 低外觀新穎性更有效。

(2)將獨(dú)特性和風(fēng)險理論引入外觀新穎性影響的研究領(lǐng)域, 構(gòu)建了外觀新穎性影響?yīng)毺匦孕枨?、社會風(fēng)險感知進(jìn)而影響購買意愿的中介作用模型, 從而在理論和實(shí)證上對外觀新穎性如何影響購買意愿做出了深入探索, 也驗(yàn)證了外觀新穎性作用于獨(dú)特性需求與社會風(fēng)險感知進(jìn)而影響購買意愿的內(nèi)在機(jī)制, 彌補(bǔ)了現(xiàn)有研究的不足。

(3)將產(chǎn)品類型引入研究框架, 確定了外觀新穎性有效作用的邊界條件。研究發(fā)現(xiàn)了產(chǎn)品類型對于外觀新穎性與自我建構(gòu)的交互效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用, 具體來講, 對于實(shí)用品, 所有消費(fèi)者都對低外觀新穎性產(chǎn)品具有更強(qiáng)的購買意愿, 而對于享樂品, 所有消費(fèi)者都對高外觀新穎性產(chǎn)品具有更強(qiáng)的購買意愿。這為本研究的主效應(yīng)及中介機(jī)制確定了邊界條件, 在理論和應(yīng)用領(lǐng)域構(gòu)建了更為深入清晰的框架。

(4)作為理解自我及其與他人關(guān)系的一種基本方式, 自我建構(gòu)可用來解釋消費(fèi)者在諸多方面存在的跨文化差異。因此, 本研究的結(jié)果將為未來開展更廣泛的跨文化外觀新穎性研究提供借鑒。此外, 自我建構(gòu)提供了探討人們認(rèn)知風(fēng)格、社會比較、個人自主感與自我調(diào)控的新視角, 這為未來基于個體心理特征進(jìn)行設(shè)計(jì)創(chuàng)新的拓展研究奠定了基礎(chǔ)。

6.3 管理啟示

首先, 企業(yè)要愈加重視外觀創(chuàng)新。研究表明, 外觀新穎性可通過一定的機(jī)制提升消費(fèi)者購買意愿。要想提高產(chǎn)品的吸引力和競爭力, 新穎性外觀具有十分重要的作用, 特別是在產(chǎn)品差異越來越小的行業(yè)(Chitturi et al., 2008), 而技術(shù)創(chuàng)新正變得越來“難”, 越來越“貴” (Bloom, 2018)。因此, 企業(yè)必須高度重視并善于運(yùn)用外觀創(chuàng)新手段。其次, 企業(yè)需要針對不同產(chǎn)品類型制定合理的外觀新穎性決策。對于享樂品而言, 通過高水平的外觀新穎性來突顯其享樂體驗(yàn)無疑是最佳的選擇; 而對于實(shí)用品而言, 不進(jìn)行外觀創(chuàng)新或通過低水平的外觀新穎性來襯托其實(shí)用性與功能性將是有效的做法; 再次, 對于享樂或?qū)嵱锰卣骶货r明的產(chǎn)品而言, 制定外觀新穎性決策要有針對性。針對集體主義文化主導(dǎo)的國家和地區(qū), 或相依自我特征鮮明的消費(fèi)者群體,要推出外觀新穎性低的產(chǎn)品; 而針對個人主義文化主導(dǎo)的國家和地區(qū), 或獨(dú)立自我特征鮮明的消費(fèi)者群體, 要推出外觀新穎性高的產(chǎn)品。最后, 針對不同外觀新穎性水平的產(chǎn)品, 可采用廣告、游戲和社交媒體等宣傳溝通方式, 通過臨時啟動消費(fèi)者的某種自我類型, 以實(shí)現(xiàn)與外觀新穎性水平的有效匹配。

6.4 研究不足與展望

本研究雖然得出了一些有意義的結(jié)論, 但仍存在一些局限性: 首先, 研究是在實(shí)驗(yàn)環(huán)境下進(jìn)行的,且僅僅使用圖片作為刺激材料, 而非產(chǎn)品本身。雖然我們對實(shí)驗(yàn)環(huán)境和實(shí)驗(yàn)過程都進(jìn)行了嚴(yán)格控制, 對刺激材料也進(jìn)行了操縱檢驗(yàn), 但被試的感受與在現(xiàn)實(shí)環(huán)境中使用實(shí)際產(chǎn)品的情形可能存在較大差異。其次, 本研究所有實(shí)驗(yàn)的被試都是在校大學(xué)生。盡管實(shí)驗(yàn)中使用的產(chǎn)品為他們所熟悉, 但在年齡、消費(fèi)水平和產(chǎn)品經(jīng)驗(yàn)等方面與其他消費(fèi)群體存在差異, 研究結(jié)論是否具有普遍適用意義, 還有待進(jìn)一步的驗(yàn)證。

未來研究可在以下方向開展: (1)針對具有一般意義特征的大樣本消費(fèi)群體, 在現(xiàn)實(shí)環(huán)境中進(jìn)行相關(guān)研究, 比如在產(chǎn)品展覽會現(xiàn)場對具有購買興趣的參展顧客進(jìn)行測試, 以提高結(jié)論的可推廣性。(2)本研究驗(yàn)證了獨(dú)特性需求與社會風(fēng)險感知在自我建構(gòu)與外觀新穎性對購買意愿交互作用的中介效應(yīng), 后續(xù)的研究可以繼續(xù)探索社會排斥、社會聯(lián)結(jié)、情感和感知獎勵等其他可能的內(nèi)在機(jī)制。(3)本研究發(fā)現(xiàn)了外觀新穎性影響消費(fèi)者創(chuàng)新采納的機(jī)制。實(shí)際上, 技術(shù)創(chuàng)新與設(shè)計(jì)創(chuàng)新的交互作用決定了消費(fèi)者如何對創(chuàng)新產(chǎn)品價值與成本的評估, 由此決定了消費(fèi)者的采納度(Creusen & Schoormans, 2005; Rindova & Petkova, 2007)。因此, 今后很有必要將根本性/漸進(jìn)性創(chuàng)新引入研究框架進(jìn)行深入探究。(4)影響外觀新穎性有效性的因素很復(fù)雜, 我們還需要繼續(xù)探討其他可能因素, 如來源國效應(yīng)、消費(fèi)者目標(biāo)導(dǎo)向、產(chǎn)品知識和曝光次數(shù)等。(5)本文將產(chǎn)品類型劃分為實(shí)用品和享樂品, 而產(chǎn)品的消費(fèi)情境(私下使用/公開使用)等因素可能對外觀新穎性決策產(chǎn)生影響, 值得未來進(jìn)一步的探索。

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How visual novelty affects consumer purchase intention: The moderating effects of self-construal and product type

ZHU Zhenzhong1, LI Xiaojun1, LIU Fu2, Haipeng (Allan) CHEN3

(1Business School, Shandong University of Technology, Zibo 255000, China) (2School of Management, Jinan University, Guangzhou, 510632, China) (3Gatton School of Business and Economics, University of Kentucky, Lexington KY 40506, United States)

This paper studies the effect of self-construal on consumers’ purchase intention of products that vary in visual novelty, its underlying mechanism and boundary conditions. Specifically, we propose that products with low (high) visual novelty should increase the purchase intention among interdependent (independent) consumers through decreased social risk perception (increased consumer needs for uniqueness). In addition, the interaction between visual novelty and self-construal should be reduced when product type (hedonic and utilitarian) is made salient. This is because all consumers should prefer utilitarian products with low visual novelty but prefer hedonic products with high visual novelty, regardless of self-construal. Three experiments provide empirical support for these predictions.

Study 1 uses 2 (visual novelty: low/high) × 2 (self-construal: independent/interdependent) between-subjects design. A night-light with an ambiguous product type is selected as the stimulus in the form of a color print advertisement. We recruit 112 participants, design different models, distribute product pictures with different appearances, and use an existing scale to measure participants' self-construal. We confirm the interaction between visual novelty and self-construal on purchase intention.

Study 2 uses a similar between-subjects design, and a wrist-watch with an ambiguous product type as the stimulus. We recruit 140 participants and manipulate the product’s visual novelty and self-construal. Consistent with our prediction, we find an interaction between self-construal and visual novelty on consumers’ purchase intention. In addition, we provide supporting evidence for the proposed mechanism for the interaction effect that is due to consumer needs for uniqueness and perceptions of social risks.

Study 3 uses a 2 (visual novelty: low/high) × 2 (self-construal: independent/interdependent) x 2 (product type: hedonic/utilitarian) between-subjects design, to test the moderating effect of product type. Product visual novelty and self-construal are manipulated in similar manners as in Study 2. Desk-lamp is used as the stimulus. In order to minimize confounds, we manipulate the product type and verify our manipulation in a pretest. In another pretest we also verify the effectiveness of the visual novelty manipulation and rule out the potential confound of functional novelty. We recruit 302 participants for this study. The results provide support for the moderating effect of product type. Specifically, we find that, regardless of self-construal, all consumers prefer a utilitarian product with lower appearance novelty, but prefer a hedonic product with higher appearance novelty. In addition, these effects are mediated by consumer needs for uniqueness and perceptions of social risks.

In summary, the results of three studies provide convergent evidence for an interaction between self-construal and product visual novelty on consumers' purchase intention, the moderating effect of product type, and the underlying mechanism due to consumer needs for uniqueness and social risk perceptions.

visual novelty, self-construal, need for uniqueness, social risk perception, purchase intention

2020-02-27

B849; F713.55

朱振中, E-mail: zhzz@sdut.edu.cn; Haipeng (Allan) Chen, E-mail: allanchen@uky.edu