死亡凸顯對消費者體驗性消費選擇偏好的影響及其作用機制*

李 斌 朱 欽 賀汝婉,4 李愛梅 衛(wèi)海英,3

(1 暨南大學管理學院;2 暨南大學企業(yè)發(fā)展研究所;3 廣州品牌創(chuàng)新發(fā)展研究基地,廣州 510632)(4 廣州市荔灣區(qū)退役軍人事務局,廣州 510150)

1 問題提出

死亡凸顯(mortality salience)是研究死亡心理機制的常用操作方式(段錦云 等,2018;柳武妹 等,2014;王鵬 等,2018;Greenberg et al.,1994;Liu & Smeesters,2010),它是指將個體暴露在死亡信息下,以此來強迫喚起個體的死亡意識、引發(fā)其對死亡的思考。人們常常會在新聞報道或社交媒體上看到各種各樣包含死亡線索的資訊,尤其是在當前新型冠狀病毒肺炎肆虐的背景下,社交媒體每天發(fā)布的大量新冠肺炎疫情相關資訊、實時更新的死亡和感染數(shù)據(jù)等等,這些都使得消費者或主動或被動地暴露在死亡信息之中。死亡信息的頻繁威脅引發(fā)了消費者的恐慌和焦慮,并進一步導致了他們的消費行為發(fā)生顯著變化(Pyszczynski et al.,2021)。例如,在COVID-19 爆發(fā)后,消費者更偏好選擇熟悉的產(chǎn)品(Galoni et al.,2020),更偏好具有真實性信息的廣告產(chǎn)品(Park et al.,2022),更偏好在私人餐廳與私密餐位就餐(Kim & Lee,2020),在旅行過程中更傾向于進行更多樣化的活動(Kim et al.,2021)等。van Boven 和Gilovich (2003)根據(jù)消費者的不同購買意圖,將消費類型進一步分為體驗性消費(experiential purchases)和實物性消費(material purchases)。具體而言,體驗性消費是指為了獲得某種生活經(jīng)歷或經(jīng)驗而產(chǎn)生的消費行為,如旅行、看演出等;實物性消費是指為了擁有某種實物商品而進行的消費行為,如購買服裝、電子產(chǎn)品等(李斌 等,2018;Li et al.,2022;van Boven & Gilovich,2003)。疫情期間的死亡信息頻繁暴露也可能對消費者的消費類型偏好產(chǎn)生影響。例如,根據(jù)智研咨詢的調(diào)查報告,由于需求銳減,2020 年1～4 月我國紡織品及服裝出口金額同比下降22% (智研咨詢,2020)。與此同時,游戲行業(yè)卻實現(xiàn)了相對繁榮：2020 年中國游戲市場銷售收入規(guī)模達2786.87 億元,同比2019 年增長20.71% (中國音像與數(shù)字出版協(xié)會,2020)。從這些數(shù)據(jù)中可以初步看出,疫情對消費者不同消費類型偏好的影響主要體現(xiàn)在實物性消費的減少以及體驗性消費的增加上。發(fā)生這種變化的原因之一可能是受新冠疫情封控政策的客觀現(xiàn)實影響,長期的居家隔離生活使消費者的出行和社交頻率都大幅降低。除此之外,此種消費行為的轉(zhuǎn)變也可能是疫情伴生的死亡凸顯帶來的生命意義感缺失、焦慮等各種心理沖擊所導致的。但目前缺乏對疫情下消費者不同消費類型偏好變化的系統(tǒng)研究。

在當前新冠肺炎疫情仍未得到全面控制的階段,消費者無可避免地接收著蘊含死亡線索的信息,死亡凸顯也逐漸成為了一種生活常態(tài)。過往研究發(fā)現(xiàn),當對消費者進行死亡凸顯時,消費者的購買偏好會發(fā)生明顯轉(zhuǎn)變,如在國貨和外國貨之間更傾向于選擇國貨(Liu & Smeesters,2010;柳武妹 等,2014),更有可能購買奢侈品(Kasser & Sheldon,2000),并且更愿意選擇親社會類型的產(chǎn)品(Jonas et al.,2002)和熟悉的產(chǎn)品(Huang & Wyer,2015;柯學,2009)等等。那么,死亡凸顯是否會對消費者的消費類型偏好產(chǎn)生影響呢？其心理機制是什么？這些問題都具有研究價值,有待進一步深入探討。自van Boven 和Gilovich (2003)提出體驗性消費與實物性消費的新消費類型劃分方式以來,大量研究證實了相對于實物性消費,體驗性消費能帶來更高、更持久的幸福體驗(如: Caprariello & Reis,2013;Carter & Gilovich,2012;Kumar & Gilovich,2015;Li et al.,2022),體驗性消費逐漸成為消費者極其重要的一種消費形式(Li et al.,2022;Weingarten & Goodman,2021)。因此,在當前疫情防控常態(tài)化背景下,探討死亡凸顯對消費者體驗性消費選擇偏好的影響及其機制就顯得尤其重要,這不僅可以拓展體驗性消費選擇偏好的前因變量與潛在機制的理論視角,同時也有助了解疫情下消費者的消費形式及消費心態(tài)變化,為相關的市場營銷助推策略提供一定的參考。

雖然有學者初步提出死亡凸顯也會影響消費者對不同類型產(chǎn)品的態(tài)度,導致人們更偏愛體驗性產(chǎn)品而不是實物性產(chǎn)品(Shim & White,2017),但對其中的內(nèi)在機制缺乏系統(tǒng)的探討。當前對死亡凸顯影響消費行為的心理機制研究大多從恐懼管理理論(terror management theory,TMT)的角度出發(fā),認為死亡凸顯導致了控制感缺失、自尊感下降、死亡焦慮增加等,從而影響了其后繼的消費行為(如:柳武妹 等,2014;Guan et al.,2015;Kasser & Sheldon,2000;Liu,2010;Liu et al.,2021)。但恐懼管理理論似乎不能很好地解釋疫情下體驗性消費行為增加,但同時體驗性消費行為(如出門旅行、去電影院看電影等)又會提升疫情感染風險從而增強死亡焦慮這一矛盾現(xiàn)象。與以往相關研究不同,本研究從意義維持模型(meaning maintenance model,Heine et al.,2006)的理論視角出發(fā),提出補償生命意義感的缺失可能是死亡凸顯增加體驗性消費選擇的一種重要潛在機制。具而言之,死亡凸顯會導致個體本身的意義系統(tǒng)遭到破壞,為尋求意義恢復,個體會更多選擇體驗性消費而非實物性消費,因為體驗性消費比實物性消費更能帶來生命意義感的提升,從而能更有效地補償生命意義的缺失。本研究通過4 個實驗,在意義維持模型基礎上,系統(tǒng)地考察了死亡凸顯對不同消費類型偏好的影響,同時建構(gòu)了以生命意義感缺失為中介的潛在心理機制,并在此基礎上進一步檢驗了社會支持的調(diào)節(jié)作用。綜上,本研究將意義維持模型引入消費選擇偏好的前因變量及心理機制的研究中,為進一步了解消費者在死亡凸顯情境下對不同消費類型的選擇偏好提供了獨特見解與新的理論視角,具有重要的理論價值與實踐意義。

1.1 死亡凸顯對體驗性消費偏好影響及其中介機制

生命意義感(meaning of life)是指個體領會、理解或看到人生的意義,并伴隨對生命目的、使命和首要目標的覺察(Steger et al.,2006)。生命意義感對個體身心健康至關重要,它不僅對焦慮、抑郁等消極情緒以及自殺意圖等有預測作用(Marco et al.,2016;Shiah et al.,2015),同時也能提升個體的自尊和整體幸福感(Cohen & Cairns,2012)。由于死亡代表著終結(jié),死亡凸顯會對個體的意義和關系造成巨大的威脅和破壞。而根據(jù)意義維持模型,人們有一種尋找生命意義的內(nèi)在動力,當個體現(xiàn)有的意義框架被破壞,即當意義受到威脅的時候,個體會自動嘗試重新構(gòu)建意義和恢復事物之間的關系(Heine et al.,2006)。因此,當對消費者進行死亡凸顯時,其意義框架會由于遭到威脅而導致生命意義感的降低。為了恢復意義系統(tǒng)和框架,個體會采用各種防御措施對死亡威脅做出反應(Arndt et al.,2004;Pyszczynski et al.,2006),通過消費行為抵御威脅是其中一種重要的應對方式。

以往研究發(fā)現(xiàn),與實物性消費相比,體驗性消費不僅能帶來更多的幸福體驗,亦能增強親密關系(Bastos,2020;Carter & Gilovich,2012;van Boven & Gilovich,2003),也更有利于促進社會聯(lián)系(Caprariello&Reis,2013;Gilovich et al.,2015;Howell & Hill,2009)。而親密關系與社會聯(lián)系是個體生命意義感的主要來源之一(Hicks et al.,2010)。因此,在死亡凸顯下,個體的生命意義感遭受威脅,此時體驗性消費可以更有效地通過促進親密關系與社會聯(lián)系來補償其流失的生命意義感。

此外,人們在面對死亡凸顯帶來的威脅時,還可以通過提高自尊來進行意義補償(Harmon-Jones et al.,1996)。相對于實物性產(chǎn)品,體驗性產(chǎn)品被認為是自我的有機組成部分,離消費者的自我認同中心更近、更加能夠代表自我(Carter & Gilovich,2012)。研究也發(fā)現(xiàn),體驗性消費不僅對真實自我、自我認同和身份認同都有積極強化作用(Carter & Gilovich,2012;Gilovich et al.,2015;Guevarra & Howell,2015;Kim et al.,2016),也更能滿足個體對獨特性和自尊等身份動機的需求(Moldes et al.,2019)。因此,體驗性消費也逐漸成為個體提升自尊的重要手段之一(Weingarten & Goodman,2021)。與之相反,實物性消費則可能引起更多的社會比較(Gilovich et al.,2015),從而對個體的自我感知產(chǎn)生負面影響(Bastos & Brucks,2017),甚至會對自尊產(chǎn)生損害作用(Fournier & Richins,1991)。因此,與實物性消費相比,體驗性消費可以更有效地通過提升自尊來恢復個體損壞的生命意義感。綜上所述,本文認為,面臨死亡凸顯時,消費者的生命意義感會降低,此時他們會傾向選擇體驗性消費來提升生命意義感?；诖?提出以下假設：

假設1：死亡凸顯(vs.非死亡凸顯)會提高消費者的體驗性消費選擇偏好。

假設2：低生命意義感在死亡凸顯與消費者的體驗性消費選擇偏好之間起到中介作用。

1.2 社會支持的調(diào)節(jié)作用

根據(jù)意義維持模型(Heine et al.,2006),人們能夠從穩(wěn)定的意義框架和關系框架中獲得一種確定感,這種主觀確定感使他們對自己充滿信心。一旦意義感受到威脅,個體會主動尋求有效的應對方式進行緩解(Arndt et al.,2004;Pyszczynski et al.,2006)。除了上文提到的消費行為外,社會支持也是個體緩解痛苦與死亡焦慮的一種有效手段(Zhou & Gao,2008)。

社會支持是指個人感受和接收到的來自家庭、親戚、朋友和社會其他方面的精神或物質(zhì)關懷和幫助(Sarason et al.,1983)。過往研究發(fā)現(xiàn),社會支持能夠通過主效應模型和緩沖效應模型對個體產(chǎn)生影響(Cohen & Wills,1985;Li et al.,2014;Zalta et al.,2021;Zhou & Gao,2008)。社會支持的主效應模型是指社會支持對于個體的身心健康是普遍有益的,因此個體收到的社會支持直接對其產(chǎn)生積極作用(Zalta et al.,2021)。社會支持的緩沖效應模型是針對壓力性事件而提出的,它能夠緩沖壓力和威脅所帶來的負面效應、保護個體免受傷害(Cohen & Wills,1985;Zhou & Gao,2008)。因此,高水平的社會支持可以在一定程度上緩沖死亡凸顯所帶來的自尊威脅、關系威脅及焦慮情緒等,從而降低死亡凸顯對生命意義感的負向影響,進而影響個體的體驗性消費選擇偏好。據(jù)此,提出假設如下：

假設3：社會支持在死亡凸顯對體驗性消費選擇偏好的影響中起調(diào)節(jié)作用。具體而言,當個體受到的社會支持高時,可以有效緩沖死亡凸顯(vs.非死亡凸顯)帶來的生命意義感的下降,此時低生命意義感在死亡凸顯與體驗性消費選擇偏好之間的中介作用不復存在。

2 實驗1：死亡凸顯對體驗性消費的影響

2.1 實驗1a

實驗1a 的研究目的在于驗證假設1,即探究死亡凸顯(vs.非死亡凸顯)是否會增加對體驗性消費的選擇偏好。

2.1.1 前測

首先我們需要對實物性消費和體驗性消費兩種不同消費類型的代表性產(chǎn)品進行搜集,然后按照價值和吸引力進行兩兩匹配,最終形成合適的消費情景材料。消費類型產(chǎn)品選定一共分為3 個階段：第1 階段,給出實物性消費與體驗性消費的定義,要求被試(N=65,男性23 名,女性42 名,平均年齡為23.68 歲)寫出每種消費類型的8 個代表性產(chǎn)品,從中篩選出提及頻率排名前11 的產(chǎn)品,最終得到22 種產(chǎn)品,實物性消費代表性產(chǎn)品如“新衣服、新手機、護膚品、名牌鞋子”等,體驗性消費代表性產(chǎn)品如“旅游、聚餐、看電影、游樂園”等。第2 階段,召集兩名評分者作為獨立編碼者,讓他們以產(chǎn)品價值和吸引力為評判標準進行兩兩配對(保證產(chǎn)品價值和吸引力的對等),初步得到11 對配對的體驗性消費與實物性消費產(chǎn)品,如“買一雙名牌鞋子 vs.買一張演唱會門票”等。兩位獨立編碼者的評分一致性系數(shù)為0.68,p〈 0.001,評分一致性較強。第3階段進一步要求被試(N=77,男性25 名,女性52名,平均年齡為22.31 歲)對初步配對成功的產(chǎn)品對進行價值與吸引力的評價,以確保選項之間的吸引力沒有顯著性差異。最終我們得到了三對產(chǎn)品價值相當,吸引力差異不顯著的產(chǎn)品,并作為正式實驗的材料,具體分別為：(1)買一雙名牌鞋子 vs.買一張演唱會門票(M鞋子=4.53,SD鞋子=1.63;M演唱會=4.77,SD演唱會=1.54;t(76) 〉 0.05);(2)買一個新書包vs.花錢唱一次K (M書包=4.40,SD書包=1.58;M唱K=4.21,SD唱K=1.78;t(76) 〉 0.05);(3)買一本專業(yè)書vs.花錢看一場3D 電影(M專業(yè)書=4.70,SD專業(yè)書=1.46;M電影=5.00,SD電影=1.36;t(76) 〉 0.05)。

2.1.2 實驗設計和被試

實驗1a 為死亡凸顯(死亡凸顯組 vs.非死亡凸顯組)單因素被試間實驗設計,因變量為體驗性產(chǎn)品選擇次數(shù)比例。本次問卷通過問卷星平臺進行發(fā)放與收集,對完成實驗被試給予小額實驗報酬?？偣彩栈亓?58 份問卷,剔除時長過短或過長、測謊題錯誤、啟動內(nèi)容亂填等無效問卷后,最終得到140 份有效問卷,問卷有效回收率為88.61%。其中,死亡凸顯組70 人,非死亡凸顯組70 人。年齡分布在18～30 歲之間(Mage=21.72,SD=2.69),男性33名,女性107 名。通過G*Power 3.1 對樣本量的統(tǒng)計功效進行分析(Faul et al.,2009),當效應量w=0.5,顯著性水平α=0.05,自由度df=1,樣本量為N=140 時,進行卡方檢驗的統(tǒng)計檢驗力Power (1 -β) 〉 0.99,這說明本實驗樣本量具有較好的統(tǒng)計效力。

2.1.3 實驗程序與實驗材料

實驗程序如下：首先,將被試隨機分配到不同的組別進行死亡凸顯或者非死亡凸顯的啟動。然后依次完成PANAS 情緒量表、分心任務、消費類型產(chǎn)品選擇任務、消費類型操縱性檢驗以及控制變量的測量。實驗中涉及到的具體材料如下：

死亡凸顯啟動任務：參考 Fritsche 和 Jonas(2008)、柳武妹等(2014)研究,讓死亡凸顯組(vs.非死亡凸顯組)想象自己被診斷患有無法治愈的傳染病(vs.被診斷需要做牙科手術),之后回答兩道開放式問題：(1)想到你生命即將終結(jié)(vs.即將做牙科手術),你此刻會有哪些想法和情緒反應？(2)你認為,你死亡時及死亡后(vs.做牙科手術時及手術后)身體會有哪些變化？

PANAS 情緒量表：采用邱林等人(2008)修訂的積極情緒和消極情緒量表(PANAS),包括描述積極情緒與消極情緒的詞匯各9 個。被試需要根據(jù)其當下的感受,對不同情緒的詞匯進行評分。量表采用李克特5 點計分方法,該量表總體的α 系數(shù)為0.82,其中積極情緒的α 系數(shù)為0.95,消極情緒的α 系數(shù)為0.89。

延遲分心任務：設置延遲分心任務是死亡凸顯范式的經(jīng)典做法(Greenberg et al,1994;2003),主要目的是屏蔽死亡凸顯帶來的短暫情緒反應,同時通過增加被試的認知負荷,使得被試關于死亡的思考處于非意識狀態(tài),從而達到考察死亡意識啟動的遠端效應的效果(王鵬 等,2019)。本研究采用的是郭娟(2003)的“數(shù)字三角”任務：共有兩個三角形,每個三角形的每條邊有三個圓圈,被試需要將整數(shù)1～6 分別填入每個三角形的6 個圓圈中,使第一個三角形每邊圓圈里的數(shù)字之和9,使另一個三角形每邊圓圈里的數(shù)字之和為10。限時5 分鐘,時間一到立即停止并進入下一步驟。

消費類型產(chǎn)品選擇：采用前測實驗篩選出來的3 對實物性產(chǎn)品和體驗性產(chǎn)品作為選擇,讓被試想象現(xiàn)在手上擁有一筆錢將要花掉,可以進行以下兩種消費的一種：買一雙名牌鞋子 vs.買一張演唱會門票;買一個新書包 vs.花錢唱一次K;買一本專業(yè)書 vs.花錢看一場3D 電影,然后讓被試在每個組合中二選一。

消費類型操縱性檢驗：首先給出體驗性消費和實物性消費的定義,然后讓被試根據(jù)定義對篩選出來的3 對實物性產(chǎn)品和體驗性產(chǎn)品進行分類,判斷其在多大程度上屬于實物性消費或體驗性消費。采用李克特7 點計分方法,其中“1=完全是實物性消費、2=比較偏向于實物性消費、3=有點偏向?qū)嵨镄韵M、4=分類不明確,5=有點偏向體驗性消費,6=比較偏向體驗性消費、7=完全是體驗性消費”。

控制變量：控制變量包括人口統(tǒng)計學變量,性別、年齡、月均可支配收入等,以及物質(zhì)主義這一有可能影響體驗性消費和實物性消費選擇的測量。其中,物質(zhì)主義采用Richins (1994)的量表,采用李克特7 點計分,其中1=非常不同意,7=非常同意,該量表α 系數(shù)為0.82。

2.1.4 實驗結(jié)果

操縱性檢驗。對三對消費類型的消費屬性進行配對樣本t檢驗,結(jié)果顯示,買一張演唱會門票(M=6.46,SD=0.56)的體驗性消費得分顯著高于買一雙名牌鞋子(M=2.13,SD=1.26),t(139)=-34.18,p〈0.001,d=4.43;花錢唱一次K (M=6.26,SD=0.91)的體驗性消費得分顯著高于買一個新書包(M=1.74,SD=0.89),t(139)=-34.78,p〈 0.001,d=5.02;花錢看一場3D 電影(M=6.26,SD=0.90)的體驗性消費得分顯著高于買一本專業(yè)書(M=2.21,SD=1.67),t(139)=-23.92,p〈 0.001,d=3.02。這代表消費者更傾向于將買演唱會門票、唱K 還有看3D 電影判斷為體驗性消費,而將買名牌鞋子、新書包和專業(yè)書判斷為實物性消費。因此,三對產(chǎn)品的消費類型操縱均成功。

控制變量的檢驗。對不同啟動情境下的情緒差異進行檢驗,結(jié)果顯示：在正性情緒(t(138)=0.22,p〉 0.05)和負性情緒(t(138)=-1.87,p〉 0.05)得分上兩組均無顯著差異,這排除了情緒可能產(chǎn)生的干擾作用。

假設檢驗。對不同體驗性消費產(chǎn)品的選擇次數(shù)的比例進行統(tǒng)計,同時對死亡凸顯與非死亡凸顯組的體驗性消費偏好進行卡方檢驗。結(jié)果如表1 所示,死亡凸顯組與非死亡凸顯組的消費選擇偏好存在顯著差異,在非死亡凸顯情境下進行實物性消費的比例(66.2%)顯著高于死亡凸顯組(33.8%),而在死亡凸顯情境下實物性消費(50.0%)和體驗性消費(50.0%)的選擇比例相等,χ2(1)=11.31,p=0.001。這說明死亡凸顯下個體的消費選擇偏好發(fā)生了改變,更加傾向于進行體驗性消費。

表1 死亡凸顯與非死亡凸顯條件下的消費選擇次數(shù)比例(N=140×3 次)

進一步以死亡凸顯作為自變量,以被試的體驗性消費選擇偏好(實物性消費編碼為0,體驗性消費編碼為1)作為因變量進行多元有序logistics 回歸分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn),死亡凸顯對體驗性消費選擇偏好有顯著正向預測作用,B=0.97,SE=0.34,Wald χ2=8.34,p=0.004,這表明死亡凸顯會促進人們的體驗性消費偏好。基于此,假設1 得到了支持。

2.1.5 小結(jié)

在實驗1a 中,我們初步探討了死亡凸顯與體驗性消費選擇偏好之間的關系。實驗結(jié)果表明,死亡凸顯組的被試相對于非死亡凸顯組的被試選擇的體驗性產(chǎn)品的數(shù)量更多。這表明了死亡凸顯會提高消費者的體驗性選擇偏好,因此假設1 得到了證實。

2.2 實驗1b

實驗1a 中死亡凸顯材料提到的疾病的“傳染特性”可能會對消費者行為決策產(chǎn)生潛在影響,如會減少社會接觸,消費者可能會出于補償效應而更傾向體驗性消費。為了進一步排除“傳染性”導致的潛在影響,實驗1b 更改了死亡凸顯的啟動材料,進一步通過不同實驗材料去重復驗證結(jié)果的穩(wěn)健性與有效性。同時更換了因變量的測量方法,采用單一維度的消費選擇偏好得分進行測量(李斌 等,2022;Chan & Mogilner,2017),這樣可以更敏感地測出消費者的選擇偏好程度。

2.2.1 實驗設計和被試

實驗1b 為死亡凸顯(死亡凸顯組 vs.非死亡凸顯組)單因素被試間實驗設計,因變量為體驗性消費選擇偏好。本次問卷通過問卷星平臺進行發(fā)放與收集,對完成實驗的被試給予小額的實驗報酬?？偣彩栈亓?90 份問卷,剔除時長過短或過長、測謊題錯誤、啟動內(nèi)容亂填等無效問卷后,最終得到252 份有效問卷,問卷有效回收率為86.90%。其中,死亡凸顯組124 人,非死亡凸顯組128 人。年齡分布在17～41 歲之間(Mage=25.66,SD=5.83),男性115 名,女性137 名。通過G*Power 3.1 對樣本量的統(tǒng)計功效進行分析(Faul et al.,2009),當效應量d=0.4,顯著性水平α=0.05,樣本量N=252 (n1=124,n2=128)時,進行獨立樣本t檢驗的統(tǒng)計檢驗力Power (1 -β) 〉 0.99,這說明本實驗樣本量具有較好的統(tǒng)計效力。

2.2.2 實驗程序與實驗材料

實驗流程如下：首先,將被試隨機分配到不同的組別進行死亡凸顯或者非死亡凸顯的啟動。然后依次完成死亡凸顯操縱性檢驗、PANAS 情緒量表、分心任務、消費類型產(chǎn)品選擇任務、消費類型操縱性檢驗、以及人口統(tǒng)計學變量,如性別、年齡、學歷、月均可支配收入等的測量。

實驗中涉及到的具體材料如下：

死亡凸顯啟動任務：參照王鵬等(2019)、McGregor 等(1998)和Fritsche 等(2008)的做法,要求被試閱讀兩種場景,并回答相關問題,回答時無需考慮語句的連貫性與完整性,只需要在仔細想象情境后用簡練的語言描寫即可。其中死亡凸顯組要求被試想象自己死亡后的相關情境和感受并用文字描述,具體包括兩個問題：(1)請描述一下,當你想到自己死亡時的想法和心情;(2)想象并寫下自己死亡時和死亡后的軀體變化。非死亡凸顯組的被試則是想象自己牙疼的相關情境：(1)請描述一下,當你想到自己牙痛時的想法和心情;(2)想象自己牙痛時的身體感受和身體變化。

死亡凸顯操縱性檢驗：參照王鵬等人(2019)的操縱性檢驗,讓被試回答“請您回憶一下,剛才的想象任務在多大程度上引發(fā)了你對死亡的思考？”7 點計分,其中,7 表示“非常強烈”,1 表示“完全沒有”,得分越高,代表其啟動的死亡意識越強。

消費類型產(chǎn)品選擇：參考李斌等(2022)、Chan和Mogilner (2017)以及Yang 等(2020)的實驗設計,向被試呈現(xiàn)兩款相同外形的相機(如圖1 所示)。相機A 是強調(diào)“物美價廉,攜帶方便”的實物性產(chǎn)品,相機B 是強調(diào)“精彩瞬間,永恒畫面”的體驗性產(chǎn)品,除文字描述外兩種相機完全相同。被試需要在9 點計分的李克特量表上對自己的偏好進行打分“1=相機A (物美價廉);9=相機B (精彩瞬間)”,得分越高越偏好體驗性消費。此外,還分別詢問了被試對兩個相機的購買意愿以及其帶來的意義感程度。

圖1 實驗1b 消費選擇任務

消費類型操縱性檢驗、PANAS 量表及分心任務同實驗1a。控制變量包括人口統(tǒng)計學變量,性別、年齡、月均可支配收入等。

2.2.3 實驗結(jié)果

操縱性檢驗。首先對死亡凸顯啟動進行操縱性檢驗。獨立樣本t檢驗數(shù)據(jù)結(jié)果顯示,死亡凸顯組(M=5.62,SD=1.32)引發(fā)的對死亡的思考顯著多于非死亡凸顯組(M=3.21,SD=1.87),t(250)=11.79,p〈 0.001,d=1.61,因此死亡凸顯操縱成功。其次對消費類型啟動進行操縱性檢驗。對兩種相機的消費屬性進行配對樣本t檢驗,結(jié)果顯示相機B(M=5.07,SD=1.59)的體驗性評價得分顯著高于相機A (M=2.88,SD=1.75),t(251)=-12.67,p ＜0.001,d=1.31。這說明消費者更傾向于將相機B判斷為體驗性消費,而將相機A 為實物性消費。因此,消費類型操縱成功。

控制變量的檢驗。對被試的正負性情緒得分進行獨立樣本t檢驗發(fā)現(xiàn)：兩組在正性情緒(t(250)=-1.55,p=0.123)上不存在顯著差異,但在負性情緒(t(250)=3.42,p=0.001,d=0.17)上存在顯著差異,死亡凸顯組的被試報告了更高的消極情緒,這說明死亡凸顯引發(fā)了被試短暫的即時情緒反應。雖然分心任務已經(jīng)起到了很好的屏蔽作用(Greenberg et al,1994;2003;柳武妹 等,2014;王鵬 等,2019),為了進一步排除情緒可能產(chǎn)生的干擾作用,參考Schindler 等(2019)的做法,將消極情緒作為中介變量進一步分析,發(fā)現(xiàn)情緒的中介作用不顯著,95%CI 為[-0.256,0.046],包含0。此外,消極情緒對死亡凸顯與體驗性消費偏好之間的調(diào)節(jié)作用也不成立(95% CI [-0.325,0.858],包含0)?；诖?可以排除情緒作為影響體驗性消費偏好的備擇解釋。

主要假設檢驗。獨立樣本t檢驗發(fā)現(xiàn),死亡凸顯組的體驗性產(chǎn)品選擇偏好(M=6.76,SD=3.11)顯著高于非死亡凸顯組(M=5.83,SD=2.49),t(250)=3.13,p=0.002,d=0.33。進一步分析發(fā)現(xiàn),死亡凸顯組(M=3.98,SD=1.54)和非死亡凸顯組(M=4.19,SD=1.61)在實物性消費上的購買意愿不存在顯著差異,t(250)=-1.03,p=0.31;而死亡凸顯組(M=5.40,SD=1.43)對體驗性消費的購買意愿顯著高于非死亡凸顯組(M=5.01,SD=1.55),t(250)=2.07,p=0.04,d=0.26。這表明死亡凸顯會增加消費者對體驗性消費的選擇偏好。進一步將死亡凸顯作為自變量,體驗性消費選擇偏好作為因變量進行多元有序logistics 回歸分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn),死亡凸顯對體驗性消費選擇偏好的影響顯著,B=0.64,SE=0.23,Wald χ2=7.60,p=0.006,這表明死亡凸顯會使人們對體驗性消費產(chǎn)生更大的選擇偏好?；诖?假設1 得到驗證。

補充分析。假設2 提出死亡凸顯后的消費者更傾向于通過體驗性消費來補償其生命意義感。因此,對體驗性消費是否會提高生命意義感進行了事先檢驗和分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn),死亡凸顯組(M=4.04,SD=1.67)和非死亡凸顯組(M=4.20,SD=1.59)對實物性消費的生命意義感知無顯著差異,t(250)=-0.79,p=0.43;而死亡凸顯組(M=5.43,SD=1.37)對體驗性消費的生命意義感知顯著高于非死亡凸顯組(M=5.02,SD=1.50),t(250)=2.27,p=0.024,d=0.29。這表明消費者在實物性消費和體驗性消費的生命意義感知上確實存在差異,體驗性消費行為很有可能是消費者死亡凸顯后進行意義補償?shù)姆绞街弧?/p>

2.2.4 小結(jié)

實驗1b 通過不同的死亡凸顯啟動范式再次探討了死亡凸顯與體驗性消費選擇偏好之間的關系。研究結(jié)果表明,與非死亡凸顯組相比,死亡凸顯后的個體對體驗性產(chǎn)品的選擇偏向與購買意愿都更強烈。這表明死亡凸顯會顯著提高消費者的體驗性選擇偏好,再次支持了假設1。此外,本實驗通過測量消費者對不同類型產(chǎn)品的生命意義感知,發(fā)現(xiàn)在經(jīng)歷死亡凸顯后,消費者對體驗性消費的生命意義感知更高,為假設2 提供了初步支持。

3 實驗2: 生命意義感的中介作用

實驗2 的研究目的在于探究死亡凸顯對體驗性消費選擇偏好的影響及其內(nèi)在機制,即驗證假設1和假設2。與實驗1 相比,實驗2 更換了死亡凸顯的啟動方式,用更加具體的事件(交通事故報道)來喚起死亡意識,這不僅可以重復檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性,同時也更具有實踐意義(柳武妹 等,2014)。

3.2 實驗設計和被試

實驗2 為死亡凸顯(死亡凸顯組 vs.非死亡凸顯組)單因素被試間實驗設計,因變量為生命意義感及體驗性消費選擇偏好。

本次問卷通過問卷星平臺進行發(fā)放與收集,對完成實驗被試給小額的實驗報酬?？偣彩栈亓?46份問卷,剔除時長過短或過長、測謊題錯誤、啟動內(nèi)容亂填等無效問卷后,最終得到219 份有效問卷,問卷有效回收率為89.02%。其中,死亡凸顯組109人,非死亡凸顯組110 人。年齡分布在16～47 歲之間(Mage=24.68,SD=5.13),男性67 名,女性152名。通過G*Power 3.1 對樣本量的統(tǒng)計功效進行分析(Faul et al.,2009),當效應量w=0.5,顯著性水平α=0.05,自由度df=1,樣本量N=219 時,進行卡方檢驗的統(tǒng)計檢驗力Power (1 -β) 〉 0.99,這說明本實驗樣本量具有較好的統(tǒng)計效力。

3.3 實驗程序與實驗材料

實驗流程如下：首先,將被試隨機分配到不同的組別進行死亡凸顯或者非死亡凸顯的啟動。然后被試依次完成情緒量表、分心任務、生命意義感量表、消費類型產(chǎn)品選擇任務、消費類型操縱性檢驗、死亡凸顯操縱性檢驗以及人口統(tǒng)計學變量,如性別、年齡、月均可支配收入等的測量。

實驗中涉及到的具體材料如下：

死亡凸顯啟動任務：參考周爽(2018)改編自Liu和Smeesters (2010)和柯學(2009)的死亡凸顯操縱方法,讓實驗組被試閱讀有關交通事故的報道,具體包含遇難人數(shù)、事故現(xiàn)場描述等內(nèi)容,并回答兩個問題：(1)此次交通事故中有多少人死亡;(2)請簡要地描述遇難現(xiàn)場的場景,并寫出你看到此則新聞時有什么樣的情緒和感受。讓非死亡凸顯組被試閱讀一則有關最新牙科手術技術的新聞報道。新聞報道中包含牙科手術的流程介紹和具體細節(jié)等內(nèi)容,并要求被試回答兩個問題：(1)該牙科手術包含幾個環(huán)節(jié);(2)請簡要地描述牙科手術流程,并寫出你看到此則新聞時有什么樣的情緒和感受。為了控制閱讀時間和閱讀任務的負載量,兩則報道的字數(shù)都控制在300 字左右(如圖2 所示)。

情緒量表：由于死亡凸顯更多可能會引起消極情緒的即時反應差異,積極情緒一般沒有顯著性差異(如實驗1a、實驗1b),本實驗僅對消極情緒進行測量與控制。采用邱林等人(2008)修訂的積極情緒和消極情緒量表(PANAS)中的消極情緒量表,包括九個描述消極情緒的詞匯。被試需要根據(jù)其當下的感受,對不同情緒的詞匯進行評分。量表采用李克特5 點計分方法,消極情緒的α 系數(shù)為0.93。

生命意義感問卷：該問卷由陳維等人(2015)在Steger (2006)等人編制的生命意義問卷(meaning in life questionnaire,MLQ)的基礎上進行翻譯和本土化修訂而成。包含生命意義尋求(MLQ-search)和生命意義體驗(MLQ-presence)兩個分問卷,本次實驗中該問卷的α 系數(shù)為0.73。

死亡凸顯啟動的操縱性檢驗同實驗1b,消費類型產(chǎn)品選擇、消費類型操縱性檢驗以及分心延遲任務同實驗1a。

3.4 實驗結(jié)果

操縱性檢驗。首先對死亡凸顯啟動進行操縱性檢驗。獨立樣本t檢驗數(shù)據(jù)結(jié)果顯示,死亡凸顯組(M=5.87,SD=1.26)引發(fā)的對死亡的思考顯著多于非死亡凸顯組(M=1.50,SD=0.94),t(217)=-9.12,p〈 0.001,d=3.93,表明死亡凸顯操縱成功。其次對消費類型進行操縱性檢驗。三對消費類型的配對樣本t檢驗結(jié)果顯示,買一張演唱會門票(M=6.06,SD=1.32)的體驗性消費屬性得分顯著高于買一雙名牌鞋子(M=2.24,SD=1.57),t(218)=-23.91,p ＜0.001,d=2.65;花錢唱一次K (M=6.09,SD=1.24)的體驗性消費屬性得分顯著高于買一個新書包(M=1.87,SD=1.40),t(218)=-27.33,p〈 0.001,d=3.19;花錢看一場3D 電影(M=6.06,SD=1.25)的體驗性消費屬性得分顯著高于買一本專業(yè)書(M=2.09,SD=1.50),t(218)=-26.13,p〈 0.001,d=2.88。這代表消費者更傾向于將買演唱會門票、唱K 還有看3D 電影判斷為體驗性消費,而將買名牌鞋子、新書包和專業(yè)書判斷為實物性消費。因此,三對產(chǎn)品的消費類型操縱均成功。

控制變量的檢驗。對被試的消極情緒得分進行獨立樣本t檢驗發(fā)現(xiàn)：死亡凸顯組報告的消極情緒(M=2.82,SD=1.43)顯著高于非死亡凸顯組(M=1.59,SD=0.81),t(217)=-10.566,p〈 0.001,d=0.17,這說明死亡凸顯引發(fā)了被試短暫的即時情緒反應。雖然分心任務已經(jīng)起到了很好的屏蔽作用(Greenberg et al,1994;2003;柳武妹 等,2014;王鵬 等,2019)。為了進一步排除情緒可能產(chǎn)生的干擾作用,對情緒與因變量的相關進行了分析,發(fā)現(xiàn)兩者相關不顯著,r=0.067,p=0.321。此外,還參考Schindler 等(2019)的做法,將消極情緒作為中介變量進一步分析,發(fā)現(xiàn)情緒的中介作用不顯著,95%CI [-0.256,0.108],包含0。此外,消極情緒對死亡凸顯與體驗性消費偏好之間的調(diào)節(jié)作用也不成立,95% CI [-0.011,0.196],包含0。為了盡可能避免情緒產(chǎn)生的額外潛在影響,在后續(xù)數(shù)據(jù)分析中都將消極情緒加入控制變量進行分析。

主要假設檢驗。對不同體驗性消費產(chǎn)品的選擇人數(shù)的比例進行統(tǒng)計,同時對死亡凸顯與非死亡凸顯組的體驗性消費偏好進行卡方檢驗。結(jié)果如表2所示,死亡凸顯組與非死亡凸顯組的消費選擇偏好存在顯著差異,在非死亡凸顯情境下進行實物性消費的比例(65.8%)顯著高于體驗性消費(34.2%);而在死亡凸顯情境下實物性消費的比例(54.4%)與體驗性消費(45.6%)無顯著性差異,χ2(1)=8.78,p=0.003。這說明了個體的消費選擇偏好在死亡凸顯情境下發(fā)展了轉(zhuǎn)變,增加了對體驗性消費的選擇。因此假設1 得到了支持。

表2 死亡凸顯與非死亡凸顯條件下的消費選擇次數(shù)比例(N=219×3 次)

進一步以死亡凸顯作為自變量,以被試的體驗性消費選擇偏好(實物性消費編碼為0,體驗性消費編碼為1)作為因變量進行多元有序logistics 回歸分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn),死亡凸顯對體驗性消費選擇偏好的有顯著正向預測作用,B=0.97,SE=0.27,Wald χ2=12.72,p〈 0.001。這說明死亡凸顯增強了消費者的體驗性消費偏好。

根據(jù)Baron 和Kenny (1986)所提出的中介效應檢驗程序來檢驗生命意義感在死亡凸顯與體驗性消費選擇偏好之間的中介作用。在控制了性別、年齡、學歷、月可支配收入和消極情緒之后,死亡凸顯對體驗性消費選擇偏好有顯著影響(β=0.23,p=0.006);死亡凸顯對生命意義感有顯著影響(β=-0.29,p〈 0.001);死亡凸顯和生命意義感同時預測體驗性消費選擇偏好時,生命意義感對體驗性消費選擇偏好有顯著影響(β=-0.15,p=0.033),死亡凸顯對體驗性消費選擇偏好的直接影響降低(β=0.18,p=0.031),具體如圖3 所示。進一步使用SPSS 26.0 Process3.3 的模型4 (5000 次bootstrapping;Hayes,2017;Preacher et al.,2007)對生命意義感在死亡凸顯與體驗性消費選擇偏好的中介作用進行檢驗,結(jié)果顯示,直接效應量為0.33,p=0.031,95% CI 為[0.031,0.623];間接效應量為0.08,95% CI 為[0.007,0.162],不包括0,這說明生命意義感在死亡凸顯與體驗性消費選擇偏好間的中介效應顯著。即死亡凸顯降低了消費者的生命意義感,從而促進了消費者的體驗性消費偏好?；诖?假設2 得到支持。

圖3 生命意義感的中介作用

3.5 小結(jié)

在實驗2 中,我們對死亡凸顯與消費者體驗性消費選擇偏好之間的關系以及中間機制進行了探討。研究結(jié)果表明,相較于非死亡凸顯組,死亡凸顯組的被試選擇體驗性產(chǎn)品的數(shù)量會更多,生命意義感在當中起到中介作用。也就是說,當對被試進行死亡凸顯的時候,由于對死亡的恐懼和焦慮威脅了生命意義的存在,導致了個體的生命意義感下降。而個體出于強烈的恢復生命意義感的動機,會更傾向于選擇能夠補償其生命意義感的體驗性消費,以此應對死亡威脅所帶來的生命意義感的降低。因此假設1 和假設2 得到了支持。

4 實驗3：社會支持的調(diào)節(jié)作用

4.1 實驗目的

實驗3 旨在重復驗證假設1 與假設2 的基礎上,進一步驗證假設3,即社會支持的調(diào)節(jié)作用是否成立。同時立足于當前新冠肺炎疫情的現(xiàn)實背景,利用疫情相關材料進行死亡凸顯的啟動,進一步增強本研究的實踐價值。

4.2 實驗設計和被試

實驗3 為2 (死亡凸顯：死亡凸顯組 vs.非死亡凸顯組) × 2 (社會支持：低社會支持 vs.高社會支持)雙因素被試間實驗設計,因變量為體驗性消費選擇偏好。

本次問卷通過問卷星平臺進行發(fā)放與收集,面向的人群主要為已經(jīng)參加工作的消費者,對完成實驗的被試給予小額的實驗報酬獎勵?？偣彩栈亓?00 份問卷,剔除時長過短或過長、測謊題錯誤、啟動內(nèi)容亂填等無效問卷后,最終得到166 份有效問卷,問卷有效回收率為83.00%。其中,男性72名,女性94 名。年齡分布在22～60 歲之間(Mage=29.49,SD=5.57)。通過G*Power 3.1 對樣本量的統(tǒng)計功效進行分析(Faul et al.,2009),當效應量f=0.5,顯著性水平α=0.05,協(xié)變量數(shù)量為4,樣本量N=166 時,進行雙因素方差分析的統(tǒng)計檢驗力Power(1 -β) 〉 0.99,這說明本實驗樣本量具有較好的統(tǒng)計效力。

4.3 實驗程序與實驗材料

實驗流程如下：首先,將被試隨機分配到死亡凸顯組或非死亡凸顯組的啟動情境。接下來,對被試進行社會支持的啟動,隨機分配到高社會支持組或低社會支持組,并完成社會支持的操縱性檢驗。然后被試依次完成生命意義感量表、消費類型決策任務、情緒量表以及人口統(tǒng)計學變量,如性別、年齡、月均可支配收入的測量和死亡凸顯操縱性檢驗。

實驗中涉及到的具體材料如下：

死亡凸顯啟動任務：參照Cui 等(2020)與Hu等(2020)的死亡凸顯操縱方法,讓實驗組被試閱讀有關疫情之下全球死亡病例相關的新聞報道,具體包含累計確診人數(shù)、累計死亡人數(shù)、未來死亡發(fā)展趨勢分析等內(nèi)容,并回答兩個問題：(1)報道中提到,全球目前有多少新冠肺炎死亡病例？(2)請寫下你看到此則新聞報道時的想法和感受。讓非死亡凸顯組被試閱讀一則有關疫情之下全球旅游業(yè)相關的新聞報道。新聞報道中包含疫情之下全球旅游業(yè)和國內(nèi)旅游業(yè)的損失、以及對未來旅游業(yè)受損的趨勢分析等內(nèi)容,并要求被試回答兩個問題：(1)報道中提到,2020 年全球旅游業(yè)將有多少人面臨失業(yè)？(2)請寫下你看到此則新聞報道時的想法和感受。兩則閱讀材料均與疫情相關且描述了疫情所帶來的負面影響,均會引發(fā)消費者關于死亡的思考。死亡凸顯組通過強調(diào)疫情導致的死亡人數(shù)來進一步啟動高死亡意識,非死亡凸顯組則是通過描述疫情下的旅游業(yè)情況作為低死亡意識的控制組。

社會支持的操縱：參照Liu 等(2016)的研究對被試進行社會支持水平的操縱。其中高社會支持組要求被試回憶并寫下一件遇到的困難事件,在這一事件中,家人或者朋友一直陪伴著他、給予其足夠的支持。然后要求其寫下對這次事件的感受,并寫下5 個覺得可以依靠、能夠提供幫助和支持的人的姓名首字母縮寫。低社會支持組的被試則要求其回憶一件遇到的困難事件,在這一事件中,只能依靠自己獨自面對困難。然后要求其寫下對這次事件的感受。

社會支持的操縱性檢驗：參照Liu 等(2016)的研究,在被試進行社會支持啟動任務之后,讓其對3 個條目進行評分：“現(xiàn)在,我覺得我的家人/朋友確實在試圖幫助我?！?“現(xiàn)在,我覺得當遇到困難時,我可以依靠我的家人/朋友?！焙汀艾F(xiàn)在,我覺得我生命中有一個特殊的會關心我的感受的人”。采用李克特7 點計分方法,1 代表完全不同意,7 代表完全同意。該量表條目的α 系數(shù)為0.84。

消費類型選擇偏好：考慮到疫情的風險性可能影響之前前測的消費類型產(chǎn)品選擇,因此在實驗3中更換對消費類型的測量方式。參照Yang 等(2020)的研究,首先給被試呈現(xiàn)實物性消費和體驗性消費的定義,然后讓被試想象一下,假設有一筆錢可以花掉會更愿意進行哪種消費？消費者在李克特量表1 (實物性消費)到9 (體驗性消費)的范圍內(nèi)進行選擇,來表示他們的消費選擇偏好。

死亡凸顯操縱性檢驗、生命意義感和情緒量表的實驗材料均同實驗2。

4.4 實驗結(jié)果

操縱性檢驗。首先對死亡凸顯啟動進行操縱性檢驗。獨立樣本t檢驗的結(jié)果顯示,死亡凸顯組(M=5.90,SD=1.08)引發(fā)的對死亡的思考顯著多于非死亡凸顯組(M=5.22,SD=1.79),t(164)=-3.00,p=0.003,d=0.46,這說明死亡凸顯操縱成功。然后對社會支持啟動進行操縱性檢驗。獨立樣本t檢驗的結(jié)果顯示,高社會支持組(M=6.35,SD=0.58)比低社會支持組(M=5.76,SD=1.01)感受到更多的社會支持,t(164)=-4.61,p〈 0.001,d=0.72,這說明社會支持操縱成功。

控制變量的檢驗。對被試的消極情緒得分進行獨立樣本t檢驗發(fā)現(xiàn)：死亡凸顯組報告的消極情緒(M=2.39SD=0.75)與非死亡凸顯組(M=2.46,SD=0.85)沒有顯著差異,t(164)=0.556,p=0.579。這排除了情緒可能產(chǎn)生的干擾作用。

主要假設檢驗。首先對死亡凸顯與社會支持的交互效應進行分析。將性別、年齡、學歷、月可支配收入和消極情緒作為控制變量,然后以體驗性消費選擇偏好為因變量進行2 (死亡凸顯：死亡凸顯組 vs.非死亡凸顯) × 2 (社會支持：低社會支持 vs.高社會支持)雙因素方差分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn)：死亡凸顯對體驗性消費選擇偏好的主效應顯著,死亡凸顯組的體驗性消費選擇偏好(M=4.61SD=0.31)顯著高于非死亡凸顯組(M=3.50,SD=0.31),F(1,156)=6.35,p=0.013,η2=0.039,再次支持了假設1。此外,社會支持對體驗性消費選擇偏好的主效應不顯著,高社會支持組(M=4.07,SD=0.32)與低社會支持組(M=4.06,SD=0.31)的體驗性消費選擇偏好沒有顯著性差異,F(1,156)=0.001,p〉 0.05。死亡凸顯與社會支持對體驗性消費選擇偏好的交互效應不顯著,F(1,156)=0.16,p〉 0.05。

首先根據(jù)Baron 和Kenny (1986)所提出的中介效應檢驗程序來檢驗生命意義感在死亡凸顯與體驗性消費選擇偏好之間的中介作用。在控制了性別、年齡、學歷、月可支配收入和消極情緒之后,死亡凸顯對體驗性消費選擇偏好有顯著影響(β=0.19,p=0.014);死亡凸顯對生命意義感有顯著影響(β=-0.20,p=0.011);死亡凸顯和生命意義感同時預測體驗性消費選擇偏好時,生命意義感對體驗性消費選擇偏好有顯著影響(β=-0.20,p=0.014),死亡凸顯對體驗性消費選擇偏好的直接影響降低(β=0.15,p=0.049)。接著使用SPSS 26.0 的Process 3.3(Model=4,BootstrappingN=5000,Hayes,2017;Preacher et al.,2007)對生命意義感在死亡凸顯與體驗性消費選擇偏好的中介作用進行檢驗。結(jié)果顯示,直接效應量為0.88,間接效應量為0.22,95% CI 為[0.008,0.577],不包括0,說明生命意義感在死亡凸顯與體驗性消費選擇偏好間起到中介作用。這些結(jié)果再次支持了假設2。

最后驗證社會支持的調(diào)節(jié)作用。以生命意義感為因變量進行2 (死亡凸顯：死亡凸顯組 vs.非死亡凸顯) × 2 (社會支持：低社會支持 vs.高社會支持)雙因素方差分析發(fā)現(xiàn),死亡凸顯與社會支持對生命意義感的交互效應顯著,F(1,158)=4.59,p=0.034,η2=0.028。進一步多重比較發(fā)現(xiàn),在低社會支持條件下,死亡凸顯組的生命意義感要顯著低于非死亡凸顯組,F(1,158)=11.55,p=0.001。而在高社會支持條件下,死亡凸顯組的生命意義感與非死亡凸顯組沒有顯著性差異,F(1,158)=0.11,p〉0.05。這說明社會支持在死亡凸顯與生命意義感之間起到調(diào)節(jié)作用,高社會支持可以有效緩解死亡凸顯對生命意義感的負面影響,如圖4 所示。

圖4 死亡凸顯與社會支持對生命意義感的影響

進一步使用SPSS 26.0 的Process 3.3 (Model=7,BootstrappingN=5000,Hayes,2017;Preacher et al.,2007)檢驗社會支持在“死亡凸顯→低生命意義感→體驗性消費選擇偏好”這一中介路徑中的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明社會支持顯著調(diào)節(jié)了生命意義感對死亡凸顯與體驗性消費選擇偏好的中介作用,效應量大小為-0.354,95%置信水平下的Bootstrap 區(qū)間為[-0.901,-0.002],不包括0。在低水平社會支持條件下,中介效應量大小為0.392,95% CI 為[0.053,0.879],不包括0,死亡凸顯通過生命意義感對體驗性消費選擇偏好的間接影響顯著;在高水平社會支持條件下,中介效應量大小為 0.039,95% CI 為[-0.226,0.369],包括0,死亡凸顯通過生命意義感對體驗性消費選擇偏好的間接影響不顯著。即高社會支持有效緩沖了死亡凸顯對生命意義感的損傷,從而使得低生命意義感在死亡凸顯與體驗性消費選擇偏好的中介作用不復存在,這支持了假設3,模型的具體路徑系數(shù)見圖5。

4.5 小結(jié)

實驗3 引入了社會支持這一調(diào)節(jié)變量,通過操縱死亡凸顯以及社會支持水平的高低來考察消費者體驗性消費選擇偏好的變化。實驗結(jié)果表明,相對于非死亡凸顯組,死亡凸顯組的被試更傾向于進行體驗性消費,假設1 再次得到了驗證。其次,生命意義感在死亡凸顯與體驗性消費選擇偏好之間起到中介作用,假設2 再次得到了驗證。最后,我們發(fā)現(xiàn)社會支持在死亡凸顯與生命意義感之間起到調(diào)節(jié)作用,并且對“死亡凸顯→低生命意義感→體驗性消費選擇偏好”這一中介機制起到調(diào)節(jié)作用。具體而言,在低社會支持下,生命意義感在死亡凸顯與體驗性消費選擇偏好的中介效應成立;但高社會支持可以有效緩沖死亡凸顯帶來的生命意義感下降,從而導致低生命意義感在死亡凸顯與體驗性消費選擇偏好的中介作用不復存在?；诖?假設3 得到了驗證。

5 單文章元分析

本研究的多個實驗采用了不同實驗材料與統(tǒng)計分析方法,如自變量不同的操縱方式與因變量不同的測量方式,樣本量與被試年齡亦不甚一致,這可能對行為效應的一致性造成潛在影響(McShane&B?ckenholt,2017)。單文章元分析(single-paper meta-analysis)作為一種穩(wěn)健性檢驗方法,可以對文章的多項實驗結(jié)果進行獨立檢驗,并綜合得出一般性結(jié)論,排除自變量不同操縱或因變量不同測量等因素對行為效應一致性造成的影響,從而確保實驗結(jié)果的可靠性與可重復性(McShane & B?ckenholt,2017;2022)。為了排除本研究中因死亡凸顯不同操縱方式或體驗性選擇偏向的不同測量方式等因素可能造成的潛在影響,同時確保研究結(jié)果的可靠性與可重復性,本文進一步通過單文章元分析的方法對本研究的一般性結(jié)論進行穩(wěn)健性檢驗。如表3 所示,我們首先對4 個實驗的操縱材料和統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行了梳理與總結(jié)。然后根據(jù)單文章元分析的步驟,將因變量的不同測量單位進行統(tǒng)計轉(zhuǎn)換后,再進行多重對比標準化元分析(multiple contrast standardized meta-analysis) (McShane & B?ckenholt,2022)。單文章元分析結(jié)果顯示,死亡凸顯組和非死亡凸顯組的預測值存在顯著差異,Estimate β=0.30,SE=0.07,z=4.178,p〈 0.001,這說明本研究的結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性,通過對死亡凸顯進行不同操縱的方式或?qū)w驗性選擇偏向進行不同的測量方法進行實驗得到的結(jié)論具有一定的可靠性,這也進一步為死亡凸顯對體驗性消費選擇偏好的強化效應提供支持。

表3 單文章元分析結(jié)果總結(jié)

6 總討論

6.1 研究結(jié)論

本研究通過4 個實驗對死亡凸顯與體驗性消費選擇偏好之間的關系及其作用機制進行了探究。實驗1a 和1b 通過兩個經(jīng)典的死亡凸顯范式探討了死亡凸顯對消費者體驗性產(chǎn)品選擇偏好的影響。實驗2 主要通過閱讀交通事故新聞報道來啟動死亡凸顯,重復驗證了死亡凸顯對消費者體驗性產(chǎn)品選擇偏好的影響,并進一步驗證了生命意義感在死亡凸顯與體驗性產(chǎn)品選擇偏好之間的中介作用。實驗3 則立足當前新冠肺炎疫情的背景,讓被試閱讀疫情相關的新聞報道來操縱死亡凸顯,然后從如何干預的層面引入“社會支持”這一調(diào)節(jié)變量,探討了死亡凸顯效應的邊界條件。研究結(jié)果表明：(1)死亡凸顯情境下消費者更偏好選擇體驗性消費。(2)生命意義感在死亡凸顯與體驗性產(chǎn)品選擇偏好之間起到中介作用。具體而言,死亡凸顯通過降低消費者的生命意義感提高了其對體驗性消費選擇的偏好。(3)社會支持對生命意義感的中介效應起到了調(diào)節(jié)作用。具體而言,在低社會支持條件下,死亡凸顯通過降低生命意義感影響體驗性消費選擇偏好的中介效應成立;但在高社會支持條件下,低生命意義感在死亡凸顯與體驗性消費選擇偏好的中介作用不復存在。研究結(jié)果初步揭示,補償生命意義感的缺失是死亡凸顯增加體驗性消費選擇的潛在機制,而社會支持能在其中起到一定的緩沖作用。

6.2 理論貢獻與管理啟示

本文的理論貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面。首先,本研究豐富了體驗性消費與實物性消費的前因相關研究。以往對于體驗性消費與實物性消費的研究大多集中在對后果變量的探討(李斌 等,2018;Li et al.,2022;Weingarten & Goodman,2021),尤其是不同消費類型對幸福感的作用機制研究(如: Carter&Gilovich,2012;Gilovich et al.,2015;Guevarra & Howell,2015;Kim et al.,2016;Li et al.,2022),只有少數(shù)研究探討了其前因影響因素(如: 李斌 等,2022;Yang et al.,2020),較為缺乏對體驗性消費與實物性消費的前因變量及其內(nèi)在機制的深入探討。本研究通過4 個實驗反復探討了死亡凸顯對體驗性消費與實物性消費選擇偏好的影響及其潛在機制,豐富了對體驗性消費和實物性消費兩種消費類型的前因變量研究,在一定程度上彌補了現(xiàn)有文獻中對消費類型前因變量探討的不足。

其次,本研究基于意義維持理論模型,拓寬了死亡凸顯影響消費行為的潛在機制與理論視角。以往關于死亡凸顯與消費行為的關系研究大多從恐懼管理理論角度出發(fā),認為死亡凸顯通過增加死亡焦慮與降低控制感等作用于消費行為(如: 柳武妹等,2014;Guan et al.,2015;Kasser & Sheldon,2000;Liu,2010;Liu et al.,2021)。不同于之前研究,本研究從意義維持模型(Heine et al.,2006)的理論視角出發(fā),提出并初步驗證了補償生命意義感的缺失可能是死亡凸顯增加體驗性消費選擇的一種重要潛在機制。具而言之,死亡凸顯會導致個體本身的意義系統(tǒng)遭到破壞,生命意義感下降;為尋求意義恢復,個體會更多通過體驗性消費(vs.實物性消費)進行補償。因為體驗性消費比實物性消費更能帶來意義感的提升(Li et al.,2022),從而能更有效地補償生命意義的缺失。這不僅在消費決策領域驗證了意義維持模型,同時也拓寬了死亡凸顯作用機制的理論視角,有助于揭示死亡凸顯影響消費行為的心理機制。

最后,本研究還從社會支持的角度,揭示了死亡凸顯影響體驗性消費選擇偏好的邊界條件。以往研究發(fā)現(xiàn)社會支持能夠通過主效應模型和緩沖效應模型對個體產(chǎn)生積極作用(Cohen & Wills,1985;Li et al.,2014;Zalta et al.,2021;Zhou & Gao,2008)。本研究主要基于緩沖效應模型,提出并驗證了高水平的社會支持可以在一定程度上緩沖死亡凸顯所帶來的生命意義感的損傷,進而影響其消費類型的選擇偏好。這也表明社會支持有助于個體的意義維持,不僅豐富了意義維持理論模型,還進一步揭示了社會支持在死亡凸顯影響消費行為決策間的調(diào)節(jié)作用。

此外,本研究對后疫情時期如何維持消費者的身心健康以及如何恢復和發(fā)展社會經(jīng)濟具有重要實踐參考意義。首先,對于消費者而言,面對重大社會危機事件既可以通過調(diào)整自己的消費行為來應對死亡凸顯帶來的生命意義感降低的威脅,也可以通過尋求社會支持以緩沖死亡凸顯帶來的威脅。其次,對于企業(yè)而言,有助于生產(chǎn)者了解在當前疫情背景之下消費者心理及消費行為所發(fā)生的轉(zhuǎn)變,更有效地調(diào)整自身的產(chǎn)品和營銷策略和關注點。例如對于產(chǎn)品的描述可以著重于提高產(chǎn)品的體驗性特征來增加產(chǎn)品的銷量。

6.3 研究不足與展望

盡管取得了一些有意義的結(jié)果,但仍然存在一些局限與不足之處,需要在未來的研究中進一步完善和探討。首先,研究在樣本的年齡層次以及職業(yè)范圍等方面還存在局限性。本研究的樣本主要集中在中青年群體,老年群體較少。未來研究可以增加樣本群體選取的范圍來增加生態(tài)效度,納入更多不同年齡段的被試,尤其是中老年人的被試。其次,本文僅從如何干預消費者行為方面,選取了社會支持作為調(diào)節(jié)變量解釋了死亡凸顯對消費者體驗性消費選擇偏好的邊界條件。但實際上,消費者的個人特質(zhì)也會影響到消費者行為,例如物質(zhì)主義傾向較高的消費者會從實物性消費中獲得更高的幸福感(Nicolao et al.,2009),因此當物質(zhì)主義者在面臨死亡凸顯情境時,是否也會選擇增加體驗性消費傾向來恢復生命意義感呢？此外,性格購買匹配也會影響到體驗優(yōu)先的現(xiàn)象,當消費者購買與個人性格相匹配的產(chǎn)品時的幸福感會更高(Matz et al.,2016)。未來研究可以從消費者個人特質(zhì)的角度入手,研究不同特質(zhì)的消費者在面對死亡凸顯時其消費選擇偏好是否會產(chǎn)生差異。最后,死亡意識的不同啟動方式也可能會對個體的認知和行為產(chǎn)生差異化影響,例如關于死亡具體而現(xiàn)實的思考能夠增加個體的親社會行為(Blackie & Cozzolino,2011;Cozzolino et al.,2004);而抽象地思考死亡對親社會行為的影響則存在悖論,結(jié)果取決于親社會行為是否符合個體的世界觀或價值觀(Gailliot et al.,2008;Hirschberger et al.,2008)。本研究采用了死亡凸顯的多種經(jīng)典范式,既包括“對個體死亡的思考”,也包括“由公共事件造成的一般性死亡思考”,雖然單文章元分析結(jié)果已經(jīng)佐證了本研究結(jié)論的穩(wěn)健性,未來仍可以在此基礎上深入探索不同層次的死亡意識可能產(chǎn)生的差異化影響及相關邊界條件。

致謝：特此感謝暨南大學管理學院碩士研究生金來在本文后期補充實驗的數(shù)據(jù)收集中做出的貢獻和幫助。此外,暨南大學管理學院李方君副教授、馬捷副教授、《心理學報》匿名審稿專家、編委專家及主編等對于本文的修改提出了諸多建設性意見,受益匪淺,在此一并致以衷心的感謝！