集體懷舊對(duì)服裝消費(fèi)者國(guó)貨意識(shí)的影響

張 義，周 航

(上海應(yīng)用技術(shù)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 201418)

當(dāng)前，我國(guó)正處于社會(huì)轉(zhuǎn)型時(shí)期，貧富差距、社會(huì)公平等問題凸顯，加上工作壓力、人際關(guān)系等因素的影響，人們時(shí)常感到焦慮和孤獨(dú)，懷舊情緒也愈發(fā)明顯[1]。針對(duì)人們的懷舊心理，以懷舊為主題的廣告、影視、服飾等層出不窮。前人的研究表明了懷舊情感是影響消費(fèi)決策的一個(gè)重要因素[2]，但多數(shù)研究都是基于個(gè)人懷舊的角度，缺乏關(guān)于集體懷舊方面的討論，因此有必要深入探討集體懷舊對(duì)消費(fèi)意愿和行為的影響。

2018年“中國(guó)李寧”登上了紐約時(shí)裝周，此后國(guó)內(nèi)服裝消費(fèi)市場(chǎng)上掀起了一股“國(guó)潮”風(fēng)，無論是安踏、回力等老牌運(yùn)動(dòng)鞋服品牌，還是新興小眾的古裝漢服、無性別服飾，均受到了眾多消費(fèi)者的青睞。據(jù)資料顯示，消費(fèi)者最鐘愛的國(guó)潮產(chǎn)品類別是鞋服，中國(guó)十大服裝鞋履品牌的市場(chǎng)份額從2015年的7.5%上升至2020年的12.6%，并且2020年中國(guó)運(yùn)動(dòng)鞋服行業(yè)的市場(chǎng)規(guī)模達(dá)到了3 150億元[3]。在競(jìng)爭(zhēng)日益激烈的服裝消費(fèi)市場(chǎng)，為何新銳國(guó)潮服裝品牌能夠受到人們的喜愛？集體懷舊情感是否有助于促進(jìn)服裝消費(fèi)者對(duì)國(guó)產(chǎn)品牌的偏好？這些問題的理解對(duì)國(guó)產(chǎn)服裝品牌的崛起以及推動(dòng)懷舊消費(fèi)市場(chǎng)的發(fā)展具有重要意義。

目前，學(xué)者們?cè)诜b品牌消費(fèi)決策方面的研究中，多將服裝品牌的特質(zhì)因素作為因變量進(jìn)行討論，如服裝產(chǎn)品屬性[4]、服裝聯(lián)名品牌形象[5]、服裝店鋪形象[6]等，未發(fā)現(xiàn)有學(xué)者從集體懷舊的角度進(jìn)行研究。因此，本文擬從消費(fèi)者的懷舊心理出發(fā)，初步探索集體懷舊情緒與服裝消費(fèi)者國(guó)貨意識(shí)之間的內(nèi)在關(guān)系，通過梳理現(xiàn)有集體懷舊和國(guó)貨意識(shí)的相關(guān)研究，構(gòu)建集體懷舊對(duì)服裝消費(fèi)者國(guó)貨意識(shí)影響的概念模型，并提出身份認(rèn)同可能在集體懷舊與國(guó)貨意識(shí)之間起中介作用，社會(huì)情緒可能在身份認(rèn)同與國(guó)貨意識(shí)之間起調(diào)節(jié)作用。以期幫助本土服裝企業(yè)更加深入了解消費(fèi)者國(guó)貨意識(shí)的形成，也為國(guó)產(chǎn)服裝品牌的長(zhǎng)期穩(wěn)步發(fā)展提供思考與建議。

1 理論基礎(chǔ)與假設(shè)模型

1.1 文獻(xiàn)綜述

1.1.1 集體懷舊

懷舊是一種普遍的情緒，表達(dá)了個(gè)體想要回到過去的情感需求。以往懷舊經(jīng)常被認(rèn)為是消極的，其特征是失落和沮喪，然而在近幾十年，越來越多的研究證明懷舊所包含的正面情緒多于負(fù)面情緒，它與過去美好的回憶有關(guān)，不僅包括個(gè)人記憶，還包括集體記憶[7]。

集體懷舊則是一種基于群體層面的情緒，與個(gè)人懷舊關(guān)注的“我過去的樣子”不同，集體懷舊關(guān)注的是“我們過去的樣子”或“我們過去的方式”，是對(duì)群體過去時(shí)期的向往。通常，基于群體的懷舊出現(xiàn)在社會(huì)變革時(shí)期，集體懷舊加強(qiáng)了群體成員與其渴望的過去的聯(lián)系，即它有助于成員從心理上回到過去的時(shí)期，建立一種集體連續(xù)性[8]。雖然大量基于個(gè)人懷舊的研究表明個(gè)人懷舊會(huì)對(duì)人們的生活產(chǎn)生影響，但是基于群體背景的懷舊直到最近才有學(xué)者開始關(guān)注。Wildschut等[7]研究指出，回憶自己與組內(nèi)成員一起經(jīng)歷過的事件能夠強(qiáng)化支持內(nèi)群體的行為和意圖。Cheung等[8]認(rèn)為集體懷舊對(duì)群體內(nèi)和群體間的關(guān)系都有影響，集體懷舊預(yù)示著更強(qiáng)烈的參與群體內(nèi)集體行動(dòng)的意愿，并且間接地引發(fā)更高強(qiáng)度的外群體憤怒。Wohl等[9]研究發(fā)現(xiàn)，集體懷舊對(duì)反對(duì)移民情緒有顯著的影響，同時(shí)也有證據(jù)指出集體懷舊的內(nèi)容會(huì)影響群體間的偏見。

上述國(guó)外學(xué)者的研究表明了集體懷舊與親社會(huì)行為、內(nèi)群體偏好、內(nèi)群體支持、群際憤怒等變量存在顯著的相關(guān)性。相比而言，國(guó)內(nèi)關(guān)于集體懷舊的研究尚處于起步階段，雖然也有部分研究提到了集體懷舊的內(nèi)容，但都是理論或現(xiàn)象層面的分析，尚且缺乏系統(tǒng)和完整的實(shí)證檢驗(yàn)。因此，有必要對(duì)中國(guó)文化背景下的集體懷舊進(jìn)行深入探索，進(jìn)一步豐富集體懷舊的基礎(chǔ)理論。

1.1.2 國(guó)貨意識(shí)

“國(guó)貨意識(shí)”一詞由“消費(fèi)者民族中心主義”衍化而來。國(guó)外學(xué)者Shimp[10]最先提出消費(fèi)者民族中心主義這一概念，并用于表示消費(fèi)者對(duì)本國(guó)產(chǎn)品予以更積極的評(píng)價(jià)，而對(duì)進(jìn)口產(chǎn)品表現(xiàn)出偏見。在國(guó)內(nèi)，學(xué)者們基于中國(guó)國(guó)情提出了“國(guó)貨意識(shí)”的概念并開展學(xué)術(shù)研究。張燚等[11]研究指出，愛國(guó)主義情感、“大我”動(dòng)機(jī)、本土品牌認(rèn)同等變量與消費(fèi)者的國(guó)貨意識(shí)具有正相關(guān)關(guān)系。He等[12]分析了國(guó)貨意識(shí)和文化認(rèn)同構(gòu)建的不同內(nèi)在機(jī)制，研究表明文化認(rèn)同增加了消費(fèi)者對(duì)國(guó)產(chǎn)品牌的偏好和購買意愿，國(guó)貨意識(shí)對(duì)進(jìn)口品牌的相對(duì)偏好有負(fù)面影響，但對(duì)國(guó)產(chǎn)或進(jìn)口品牌的實(shí)際購買沒有影響。此外，Han等[13]調(diào)查了中國(guó)消費(fèi)者的國(guó)貨意識(shí)對(duì)購買國(guó)內(nèi)外品牌的影響，研究發(fā)現(xiàn)國(guó)貨意識(shí)對(duì)國(guó)外品牌的購買意愿沒有顯著影響，但可以正向影響國(guó)內(nèi)品牌的購買意愿。

前人對(duì)國(guó)貨意識(shí)的前因和后效進(jìn)行了廣泛研究，證實(shí)了愛國(guó)主義、民族主義、品牌認(rèn)同等情感因素能夠顯著預(yù)測(cè)消費(fèi)者的國(guó)貨意識(shí)，并且國(guó)貨意識(shí)與國(guó)內(nèi)外品牌偏好、購買傾向等具有一定的相關(guān)性，但是部分研究忽視了消費(fèi)者國(guó)貨意識(shí)形成的認(rèn)知過程和意志過程，因此有必要對(duì)此做進(jìn)一步討論。

1.2 研究假設(shè)與模型構(gòu)建

1.2.1 集體懷舊與國(guó)貨意識(shí)

現(xiàn)有研究表明集體懷舊可以促進(jìn)對(duì)內(nèi)群體的積極態(tài)度及行為傾向，且這一效果在強(qiáng)烈認(rèn)同該群體的成員中表現(xiàn)的更為明顯。Sedikide等[14]研究指出，群體的集體懷舊情緒可以增加支持內(nèi)群體的意愿，并且與消費(fèi)者民族中心主義、個(gè)人犧牲等存在正相關(guān)。Han等[15]也認(rèn)為，集體懷舊可以為人們提供一種穩(wěn)定感和歸屬感，會(huì)調(diào)節(jié)人們對(duì)復(fù)古產(chǎn)品的需求，經(jīng)歷過集體懷舊的人更有可能表現(xiàn)出對(duì)國(guó)內(nèi)品牌的偏好?；谝陨侠碚?，提出以下假設(shè)。

H1：集體懷舊對(duì)服裝消費(fèi)者國(guó)貨意識(shí)具有正向影響。

1.2.2 身份認(rèn)同的中介作用

身份認(rèn)同來源于一個(gè)人的自我意識(shí)，代表某一個(gè)體處于某個(gè)地位或承擔(dān)某個(gè)角色時(shí)，其和同一類別的成員之間具有相應(yīng)的同一性[16]。當(dāng)個(gè)體感知到自己從屬于某一群體時(shí)，就會(huì)從該群體的成員中獲得自尊感和認(rèn)同感，并且很有可能采取符合與該特定群體身份相關(guān)的規(guī)范和刻板印象的行為[17]。身份不是一個(gè)簡(jiǎn)單的概念，由于外界環(huán)境的變化，個(gè)體的身份也包含了多重含義。本文采用Cheek等[18]的劃分方式，將身份認(rèn)同劃分為個(gè)人身份認(rèn)同、社會(huì)身份認(rèn)同和集體身份認(rèn)同3個(gè)維度。個(gè)人身份認(rèn)同是關(guān)于自身價(jià)值觀、追求理想、追尋目標(biāo)和其主觀的感知；社會(huì)身份認(rèn)同是指與他人有關(guān)的展示于公眾面前的形象，如個(gè)人聲譽(yù)、受歡迎程度等；集體身份認(rèn)同是指從屬于社會(huì)和人口基本信息群體的自我概念。

根據(jù)Wildschut等[7]的觀點(diǎn)，集體懷舊情緒與群體層面的自我有關(guān)，它加強(qiáng)了一種新的社會(huì)認(rèn)同感，這種社會(huì)認(rèn)同感建立在對(duì)過去共同經(jīng)歷的認(rèn)識(shí)的基礎(chǔ)上，以彌補(bǔ)失去的經(jīng)歷。Cheung等[8]研究指出，集體記憶創(chuàng)造了一種共同命運(yùn)感和歸屬感，可以指明人們的社會(huì)身份，為進(jìn)一步強(qiáng)化社會(huì)認(rèn)同感奠定了基礎(chǔ)。此外，Green等[19]通過實(shí)驗(yàn)研究也發(fā)現(xiàn)集體懷舊可以增強(qiáng)參與者的群體認(rèn)同，從而進(jìn)一步促進(jìn)志愿者的參與意愿?；谝陨侠碚?，提出以下假設(shè)。

H2a：集體懷舊對(duì)個(gè)人身份認(rèn)同具有正向影響。

H2b：集體懷舊對(duì)社會(huì)身份認(rèn)同具有正向影響。

H2c：集體懷舊對(duì)集體身份認(rèn)同具有正向影響。

當(dāng)群體成員成為心理自我的一部分時(shí)，可以根據(jù)他們的社會(huì)身份體驗(yàn)情緒，并且對(duì)社會(huì)群體的認(rèn)同會(huì)進(jìn)一步影響他們對(duì)社會(huì)群體的態(tài)度和行為[20]。Dimitriadou等[21]研究也支持了這一觀點(diǎn)，指出當(dāng)個(gè)人作為特定群體的一員來看待自己時(shí)，會(huì)增加個(gè)人對(duì)內(nèi)群體產(chǎn)品的偏好。也就是說，受身份和文化背景的影響，服裝消費(fèi)者會(huì)更傾向于尋求與自己顯著身份認(rèn)同相一致的服裝品牌，以增強(qiáng)他們認(rèn)同一致性的情緒體驗(yàn)。基于以上理論，提出以下假設(shè)。

H3a：個(gè)人身份認(rèn)同對(duì)服裝消費(fèi)者國(guó)貨意識(shí)具有正向影響。

H3b：社會(huì)身份認(rèn)同對(duì)服裝消費(fèi)者國(guó)貨意識(shí)具有正向影響。

H3c：集體身份認(rèn)同對(duì)服裝消費(fèi)者國(guó)貨意識(shí)具有正向影響。

1.2.3 社會(huì)情緒的調(diào)節(jié)作用

社會(huì)情緒是個(gè)人對(duì)現(xiàn)實(shí)社會(huì)的心理反應(yīng)，它不僅與個(gè)人的利益和需求密切相關(guān)，而且受到個(gè)人意識(shí)形態(tài)、價(jià)值觀念和行為模式的深刻影響[22]。Smith[23]將社會(huì)情緒定義為處于某一社會(huì)的個(gè)體所產(chǎn)生的心理感受和情緒體驗(yàn)，社會(huì)情緒受到社會(huì)關(guān)注的驅(qū)動(dòng)，反過來又會(huì)調(diào)節(jié)社會(huì)環(huán)境。與基本情緒一樣，社會(huì)情緒也包括正面的和負(fù)面的，通常具有正面社會(huì)情緒的個(gè)體會(huì)以積極向上的態(tài)度看待整個(gè)社會(huì)的發(fā)展；而具有負(fù)面社會(huì)情緒的個(gè)體表現(xiàn)為抑郁，可能導(dǎo)致較低的工作和生活創(chuàng)造力[24]。

社會(huì)情緒是普遍和復(fù)雜的，對(duì)個(gè)體的認(rèn)知、動(dòng)機(jī)以及行為選擇等方面起著調(diào)節(jié)作用。Smith等[25]研究指出，在評(píng)價(jià)與內(nèi)群體有關(guān)的事物時(shí)，個(gè)體基于共同的群體情感紐帶會(huì)本能的融入附加的群體情感和意義，開放包容的社會(huì)情緒可以加強(qiáng)對(duì)內(nèi)群體的積極態(tài)度和行為意圖，反之則會(huì)減少對(duì)內(nèi)群體的偏袒。張燚等[11]的研究指出，社會(huì)情緒能夠正向調(diào)節(jié)消費(fèi)者的國(guó)貨意識(shí)，積極的社會(huì)情緒在國(guó)家自豪感、國(guó)家集體自尊、本土品牌認(rèn)同度等對(duì)國(guó)貨意識(shí)的影響中起到了調(diào)節(jié)作用?；谝陨侠碚摚岢鲆韵录僭O(shè)。

H4a：社會(huì)情緒正向調(diào)節(jié)個(gè)人身份認(rèn)同對(duì)服裝消費(fèi)者國(guó)貨意識(shí)的影響。

H4b：社會(huì)情緒正向調(diào)節(jié)社會(huì)身份認(rèn)同對(duì)服裝消費(fèi)者國(guó)貨意識(shí)的影響。

H4c：社會(huì)情緒正向調(diào)節(jié)集體身份認(rèn)同對(duì)服裝消費(fèi)者國(guó)貨意識(shí)的影響。

1.2.4 模型構(gòu)建

基于以上理論基礎(chǔ)，構(gòu)建了集體懷舊對(duì)服裝消費(fèi)者國(guó)貨意識(shí)影響的概念模型。其中，自變量是集體懷舊，因變量是服裝消費(fèi)者國(guó)貨意識(shí)，中介變量是身份認(rèn)同，調(diào)節(jié)變量是社會(huì)情緒，具體模型如圖1所示。

圖1 概念模型Fig.1 Conceptual model

2 研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)處理

2.1 問卷設(shè)計(jì)

本文的測(cè)量變量包括集體懷舊、國(guó)貨意識(shí)、身份認(rèn)同和社會(huì)情緒，為保證量表的內(nèi)容效度，均采用前人開發(fā)修訂的成熟量表來設(shè)計(jì)相關(guān)題項(xiàng)。其中，集體懷舊量表參考Smeekes等[26]編制的國(guó)家懷舊量表；身份認(rèn)同量表參考Cheek等[18]編制的身份認(rèn)同量表，包含個(gè)人身份認(rèn)同、社會(huì)身份認(rèn)同和集體身份認(rèn)同3個(gè)維度；社會(huì)情緒量表參考張燚等[11]編制的社會(huì)情緒量表；國(guó)貨意識(shí)量表參考Shimp等[10]編制的國(guó)貨意識(shí)量表。以上測(cè)量題項(xiàng)均釆用李克特5分量表計(jì)分。

在正式調(diào)查問卷發(fā)放之前搜集了80份小樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)調(diào)研，以測(cè)試量表的設(shè)計(jì)是否理想。通過檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)的信效度，發(fā)現(xiàn)集體懷舊、國(guó)貨意識(shí)和社會(huì)情緒的克朗巴哈系數(shù)(Cronbach′s α值)與因子載荷系數(shù)均大于0.7的標(biāo)準(zhǔn)值，故這3個(gè)變量的量表具有一定的可靠性(Cronbach′s α值不超過0.6，一般認(rèn)為內(nèi)部一致信度不足；達(dá)到0.7～0.8時(shí)表示量表具有相當(dāng)?shù)男哦?，達(dá)0.8～0.9時(shí)說明量表信度非常好)。身份認(rèn)同量表中部分題項(xiàng)的因子載荷系數(shù)低于0.5的標(biāo)準(zhǔn)值，故考慮將其刪除。結(jié)合本文研究的調(diào)查內(nèi)容，在參考相關(guān)專家的建議后對(duì)調(diào)查問卷的結(jié)構(gòu)、題項(xiàng)的設(shè)計(jì)做相應(yīng)調(diào)整，形成最終的正式調(diào)查問卷。

2.2 數(shù)據(jù)收集與處理

正式調(diào)查問卷一部分在問卷星平臺(tái)發(fā)放，另一部分通過微信、小紅書等社交平臺(tái)邀請(qǐng)人員參與填寫?？偣不厥諉柧?00份，過濾掉重復(fù)性過高、存在極端值、填寫時(shí)間不足等無效問卷后，有效問卷共349份，有效率為87.25%。其中，男性和女性分別占比42.41%和57.59%；從年齡分布情況來看，18周歲及以下的人群占比2.86%，19～29周歲的人群占比67.62%，30～40周歲的人群占比20.92%，41周歲及以上的人群占比8.60%；從月收入情況來看，5 000元及以下的人群占比64.76%，5 001～10 000元的人群占比23.21%，如表1所示。

表1 樣本人群統(tǒng)計(jì)特征概況Tab.1 Demographic characteristics of sample

3 實(shí)證分析

3.1 信度和效度檢驗(yàn)

運(yùn)用SPSS25.0軟件分析樣本數(shù)據(jù)的可靠性，結(jié)果如表2所示。各變量的Cronbach′s α值介于0.882～0.922之間，其中，集體懷舊為0.877、個(gè)人身份認(rèn)同為0.922、社會(huì)身份認(rèn)同為0.896、集體身份認(rèn)同為0.886、社會(huì)情緒為0.882、國(guó)貨意識(shí)為0.882，說明調(diào)查問卷的信度是可接受的，量表的數(shù)據(jù)分析是可靠的。

表2 變量的信效度分析Tab.2 Reliability and validity analysis of variables

表3 變量的區(qū)分效度檢驗(yàn)Tab.3 Discriminant validity test of variables

運(yùn)用AMOS24.0軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，結(jié)果如表2所示。6個(gè)變量的平均方差抽取量(AVE)值介于0.603～0.665之間，組合信度(CR)值介于0.883～0.923之間，均大于可接受的標(biāo)準(zhǔn)，說明調(diào)查問卷所采用的測(cè)量指標(biāo)對(duì)各變量的綜合解釋能力較高。建立結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行擬合度分析，測(cè)得各項(xiàng)擬合指標(biāo)：卡方與自由度比(χ2/df)為1.965，標(biāo)準(zhǔn)殘差均方和平方根(SRMR)為0.045，近似誤差均方根(RMSEA)為0.053，比較擬合指數(shù)(CFI)為0.946，塔克-劉易斯指數(shù)(TLI)為0.940，增量擬合指數(shù)(IFI)為0.947，說明結(jié)構(gòu)模型的擬合優(yōu)度較好。進(jìn)一步分析變量間的區(qū)分效度，結(jié)果如表3所示，各變量間的相關(guān)性均顯著(P<0.001)，同時(shí)系數(shù)值均小于對(duì)應(yīng)的AVE平方根，說明變量之間具有較為理想的區(qū)別度。

3.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

以集體懷舊作為自變量，國(guó)貨意識(shí)作為因變量，身份認(rèn)同的3個(gè)維度作為并行中介變量，控制性別、年齡和收入因素的影響，采用Hayes編制的SPSS宏程序PROCESS中的model 4(簡(jiǎn)單中介模型)驗(yàn)證中介效應(yīng)。結(jié)果如表4所示，集體懷舊對(duì)國(guó)貨意識(shí)的正向預(yù)測(cè)作用顯著(β=0.514，t=9.972，P<0.001)，即假設(shè)H1成立。放入個(gè)人身份認(rèn)同、社會(huì)身份認(rèn)同、集體身份認(rèn)同中介變量后，集體懷舊對(duì)國(guó)貨意識(shí)的正向預(yù)測(cè)作用依然顯著(β=0.261，t=5.054，P<0.001)，但效應(yīng)值有所降低；集體懷舊對(duì)個(gè)人身份認(rèn)同的正向預(yù)測(cè)作用顯著(β=0.413，t=8.184，P<0.001)，即假設(shè)H2a成立；集體懷舊對(duì)社會(huì)身份認(rèn)同的正向預(yù)測(cè)作用顯著(β=0.446，t=9.319，P<0.001)，即假設(shè)H2b成立；集體懷舊對(duì)集體身份認(rèn)同的正向預(yù)測(cè)作用顯著(β=0.386，t=6.947，P<0.001)，即假設(shè)H2c成立；個(gè)人身份認(rèn)同對(duì)國(guó)貨意識(shí)的正向預(yù)測(cè)作用顯著(β=0.141，t=2.346，P<0.01)，即假設(shè)H3a成立；社會(huì)身份認(rèn)同對(duì)國(guó)貨意識(shí)的正向預(yù)測(cè)作用顯著(β=0.282，t=4.541，P<0.001)，即假設(shè)H3b成立；集體身份認(rèn)同對(duì)國(guó)貨意識(shí)的正向預(yù)測(cè)作用顯著(β=0.179，t=3.340，P<0.001)，即假設(shè)H3c成立。

表4 身份認(rèn)同的中介模型檢驗(yàn)Tab.4 Test of mediating effect of identity

采用拔靴法(Bootstrap)檢驗(yàn)個(gè)人身份認(rèn)同、社會(huì)身份認(rèn)同和集體身份認(rèn)同在集體懷舊與國(guó)貨意識(shí)之間的中介效應(yīng)的顯著性，結(jié)果如表5所示。各條路徑的Bootstrap 95% 置信區(qū)間都不包含0，即代個(gè)人身份認(rèn)同、社會(huì)身份認(rèn)同和集體身份認(rèn)同均在集體懷舊與國(guó)貨意識(shí)之間發(fā)揮了顯著的中介效應(yīng)。總間接效應(yīng)占比49.26%；個(gè)人身份認(rèn)同占總效應(yīng)的11.36%；社會(huì)身份認(rèn)同占總效應(yīng)的24.46%；集體身份認(rèn)同占總效應(yīng)的13.44%。

表5 身份認(rèn)同為中介的Bootstrap分析Tab.5 Bootstrap analysis of identity as a mediator

3.3 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

以集體懷舊作為自變量，國(guó)貨意識(shí)作為因變量，身份認(rèn)同的3個(gè)維度作為中介變量，社會(huì)情緒作為調(diào)節(jié)變量，控制性別、年齡和收入因素的影響，使用Hayes編制的SPSS宏程序PROCESS中的model14(與本文研究的理論模型一致)進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，將社會(huì)情緒放入模型后，社會(huì)身份認(rèn)同和社會(huì)情緒的乘積項(xiàng)對(duì)國(guó)貨意識(shí)的正向預(yù)測(cè)作用顯著(β=0.207，t=2.730，P<0.01)，即假設(shè)H4b成立；集體身份認(rèn)同和社會(huì)情緒的乘積項(xiàng)對(duì)國(guó)貨意識(shí)的正向預(yù)測(cè)作用顯著(β=0.180，t=2.524，P<0.05)，即假設(shè)H4c成立；個(gè)人身份認(rèn)同和社會(huì)情緒的乘積項(xiàng)對(duì)國(guó)貨意識(shí)的預(yù)測(cè)作用不顯著(β=0.138，t=1.777，P>0.05)，即假設(shè)H4a不成立，該研究結(jié)果可能與個(gè)人的自我價(jià)值和追求不易受到外界因素的影響有關(guān)。

進(jìn)行簡(jiǎn)單斜率分析，結(jié)果如表6所示。在低社會(huì)情緒水平(M-1SD)下，社會(huì)身份認(rèn)同對(duì)國(guó)貨意識(shí)不具有顯著的預(yù)測(cè)作用(β=0.114，t=1.457，P>0.05)，在高社會(huì)情緒水平(M+1SD)下，社會(huì)身份認(rèn)同顯著正向預(yù)測(cè)國(guó)貨意識(shí)(β=0.334，t=5.071，P<0.001)；在低社會(huì)情緒水平(M-1SD)下，集體身份認(rèn)同對(duì)國(guó)貨意識(shí)不具有顯著的預(yù)測(cè)作用(β=0.073，t=1.160，P>0.05)，在高社會(huì)情緒水平(M+1SD)下，集體身份認(rèn)同顯著正向預(yù)測(cè)國(guó)貨意識(shí)(β=0.264，t=3.747，P<0.001)。這表明隨著消費(fèi)者社會(huì)情緒水平的提高，社會(huì)身份認(rèn)同和集體身份認(rèn)同對(duì)國(guó)貨意識(shí)的正向預(yù)測(cè)作用也逐漸增強(qiáng)，如圖2、3所示。

表6 在社會(huì)情緒不同水平上的身份認(rèn)同中介效應(yīng)分析Tab.6 Analysis of mediating effect of identity at different levels of social emotion

圖2 社會(huì)情緒在社會(huì)身份認(rèn)同與國(guó)貨意識(shí)中的調(diào)節(jié)作用Fig.2 Moderating effect of social emotion on social identity and national-brand consciousness

圖3 社會(huì)情緒在集體身份認(rèn)同與國(guó)貨意識(shí)中的調(diào)節(jié)作用Fig.3 Moderating effect of social emotion on collective identity and national-brand consciousness

4 結(jié)束語

本文基于懷舊心理的視角，探索了集體懷舊與服裝消費(fèi)者國(guó)貨意識(shí)之間的聯(lián)系，并將個(gè)人身份認(rèn)同、社會(huì)身份認(rèn)同、集體身份認(rèn)同以及社會(huì)情緒變量引入到理論模型中，探究其中的內(nèi)在機(jī)制。通過問卷調(diào)查法收集數(shù)據(jù)并進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明：①集體懷舊對(duì)服裝消費(fèi)者國(guó)貨意識(shí)具有正向影響；②個(gè)人身份認(rèn)同、社會(huì)身份認(rèn)同和集體身份認(rèn)同均在集體懷舊與國(guó)貨意識(shí)之間起部分中介的作用；③社會(huì)情緒分別在社會(huì)身份認(rèn)同和集體身份認(rèn)同與國(guó)貨意識(shí)之間起正向調(diào)節(jié)作用，但在個(gè)人身份認(rèn)同與國(guó)貨意識(shí)之間的調(diào)節(jié)作用不顯著。

基于上述研究結(jié)果，為國(guó)產(chǎn)服裝品牌的崛起以及懷舊消費(fèi)市場(chǎng)的發(fā)展提供如下參考建議。

①服裝企業(yè)可以準(zhǔn)確把握人們對(duì)過去的共同記憶進(jìn)行懷舊營(yíng)銷。老牌服裝品牌可以借助消費(fèi)者的集體共性回憶尋求與其集體懷舊情感共鳴，在追求創(chuàng)新和潮流的基礎(chǔ)上保留原來的經(jīng)典傳統(tǒng)元素，充分利用人們追憶過去的心理進(jìn)行懷舊營(yíng)銷。另外，一些新服裝品牌也可以采取與品牌相契合的懷舊營(yíng)銷策略，使服裝品牌具有豐富的情感價(jià)值與內(nèi)涵。

②服裝企業(yè)可以通過激發(fā)消費(fèi)者的認(rèn)同感進(jìn)行營(yíng)銷。如今消費(fèi)者不僅追求服裝的質(zhì)量和款式，也更加注重服裝品牌背后所代表的一種主張、一種身份，相關(guān)服裝企業(yè)需要幫助消費(fèi)者實(shí)現(xiàn)自我表達(dá)，使消費(fèi)者體驗(yàn)到認(rèn)同感。例如，給服裝品牌打造出一種能夠彰顯其身份的獨(dú)特標(biāo)簽或象征意義，尋求與消費(fèi)者顯著身份的一致性。

③引導(dǎo)和提高消費(fèi)者的積極社會(huì)情緒。消費(fèi)者的國(guó)貨意識(shí)受到社會(huì)情緒的調(diào)節(jié)，因此相關(guān)政府部門應(yīng)著力采取措施疏通人們的心理、培育理性心態(tài)，如協(xié)調(diào)各方利益、改善上訴表達(dá)機(jī)制、提高人民政治參與水平等。

由于條件限制，本文研究還存在一定的局限性，有待進(jìn)一步補(bǔ)充和完善。問卷的調(diào)查對(duì)象大部分是19～40周歲的年輕消費(fèi)群體，且學(xué)生群體居多，因此研究結(jié)論在一定程度上受到樣本范圍不全的影響，后續(xù)研究需要進(jìn)行更全面和廣泛的樣本搜集。對(duì)于集體懷舊與服裝消費(fèi)者國(guó)貨意識(shí)之間關(guān)系的研究，未來還可以探索更多潛在變量的作用，如群體自豪、群際威脅等，進(jìn)一步完善理論模型。