郭小釵

(中國計量學院經(jīng)濟與管理學院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

兒童市場比其他任何細分市場都更有潛力。McNeal(1992)[1]和 Kaur，Singh(2006)[2]認為，兒童市場不僅僅只有一個市場，它實際上由三個市場構(gòu)成:直接消費者市場、未來消費者市場和影響者市場。Lindstrom(2004)指出，2003年全球8－14歲的兒童已花費和影響近12000億美元的消費[3]。

圍繞兒童，商機無限。郭小釵(2010)認為，由于中國兒童人數(shù)眾多、相比過去當代的兒童處于前所未有的商業(yè)化環(huán)境中、嚴格的計劃生育政策以及特殊的文化環(huán)境，中國兒童比世界上任何其他國家的兒童擁有更高的消費影響力[4]3－6。麥克尼爾和張紅霞(2003)研究指出，在中國，大約2/3的家庭常規(guī)消費和1/4的耐用品消費由孩子決定;中國兒童對家庭消費的影響力指數(shù)高達0.67，而美國則為0.45[5]。因此，中國兒童影響者市場潛力尤其巨大，開展關(guān)于中國兒童對家庭購買決策的影響力之研究具有重要的現(xiàn)實意義。

自Berey和Polly(1968)[6]率先發(fā)現(xiàn)兒童對家庭購買決策確實存在一定的影響后，國內(nèi)外開始陸續(xù)有文獻對兒童影響力的現(xiàn)狀(McNeal和 Yeh，1997[7];Wang，Holloway 和 Beatty，2007[8])、兒童影響力提高的社會原因(Datamoniter，2003)[9]、影響兒童影響力的因素(Palan 和 Wilkes，1997[10];Kim 和 Lee，1997[11])以及兒童影響策略(蕭至惠，沈貸蓉，蔡進發(fā)，2009)[12]等方面進行了研究。但是已有研究中，存在以下問題:首先，基于中國背景的較少，大多基于美國和歐洲情境，得到的結(jié)論是否適用于中國有待進一步考察;其次，已有研究對兒童影響力缺乏系統(tǒng)的理論解釋。一些學者(如 Beatty和 Talpade，1994[13];Belch，Krentler和Flurry，2005[14])嘗試從資源理論角度解釋兒童影響力，認為兒童擁有的資源(如產(chǎn)品知識、學習成績等)是兒童對家庭購買決策產(chǎn)生影響的主要原因，但該視角下的相關(guān)實證結(jié)論存在分歧，比如，Belch等[14]569實證表明青少年產(chǎn)品知識與青少年影響力之間顯著正相關(guān)，但Beatty和Talpade[13]336實證結(jié)果顯示這兩者之間不顯著相關(guān)。另有一些學者(如 Rose，1999[15];Roedder，1999[16];Kim，Lee 和 Tomiuk，2009[17])嘗試從消費者社會化視角解釋兒童影響力，認為兒童所處的社會環(huán)境(如家庭、大眾媒體、朋輩)是兒童對家庭購買決策產(chǎn)生影響的主要外部原因，但該視角下的實證研究大多割裂地強調(diào)某單一社會化因素對兒童影響力的作用，忽視了其他社會化因素對兒童影響力的共同解釋力。

因此，本文擬結(jié)合資源理論和消費者社會化理論，構(gòu)建中國情境下的兒童影響力之影響因素整合模型并進行經(jīng)驗驗證，提高對中國兒童影響力的解釋力，以期為企業(yè)高效開發(fā)中國兒童影響者市場提供理論依據(jù)和可行建議。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

(一)概念界定

1.兒童對家庭購買決策的影響力(簡稱兒童影響力)。在早期的相關(guān)研究中，并沒有對兒童在家庭購買決策的影響力進行嚴格的定義，僅用一個題項(即是否有影響，5點刻度)來測量影響力大小。Beatty和Talpad(1994)[13]335率先對兒童影響力進行嚴格界定，將其定義為“在決策過程中，相對于其他家庭成員在購買決策中的貢獻，兒童感知其對該購買決策的貢獻程度”[4]91，并將兒童對家庭購買決策的影響分成問題提出階段的影響和信息搜尋/最終決定階段的影響。Wang等(2007)指出該兩階段模型也是在兒童對家庭購買決策影響相關(guān)研究中，被運用最多的量表[8]1122。因此，本研究采用該兩階段決策模型。

2.消費者社會化理論及相關(guān)概念。Ward(1974)[18]將消費者社會化定義為“兒童學習成為一個消費者所必需的技能、知識和態(tài)度的過程”。消費者社會化理論的主要觀點為，兒童是被社會化者，家庭、朋輩和大眾媒體等是社會化促進者(Socialization Agency);兒童消費態(tài)度和行為(包括兒童對家庭購買決策的影響力)的發(fā)展，俱是兒童與消費者社會化促進者互動的結(jié)果[4]26。消費者社會化理論為解釋兒童影響力提供了外部環(huán)境框架。本研究系統(tǒng)考察家庭溝通模式、朋輩互動、媒體展露水平這三個社會化因素對兒童影響力的作用。

消費者社會化視角下，家庭溝通是指親－子間在消費方面的信息交流和傳遞[4]39。McLeod和Chaffee(1972)[19]將家庭溝通分為社會導向溝通和概念導向溝通兩種模式，社會導向溝通模式注重家庭內(nèi)的垂直溝通，是反映家庭成員等級的一種互動模式，強調(diào)順從和和諧的社會關(guān)系;而概念導向溝通模式是鼓勵家庭成員表達自己觀點的一種互動模式。

朋輩互動特指朋輩間就產(chǎn)品或服務(wù)消費方面的信息，進行公開的口頭或非口頭交流，鼓勵或造成某種行為和意圖[20]。媒體展露水平定義為兒童每周平均看電視與上網(wǎng)時間之和。

3.資源理論及其相關(guān)概念。Blood和Wolfe(1960)[21]將資源定義為“一方可以提供給另一方的任何東西，以幫助后者滿足其需要或達成目標”。資源理論的主要觀點是，一個人所擁有的資源數(shù)量及價值，與這個人所擁有的權(quán)力有直接的正相關(guān)關(guān)系，因此它對個人在決策中起的多大作用有直接的影響[4]69－70。Wang(2008)[22]45－46認為，與西方國家不同，由于中國青少年很少外出打工獲得零花錢以及中國家長望子成龍的心理，中國青少年擁有的主要個人資源包括青少年產(chǎn)品知識和學習成績等。因此本研究主要考察兩種兒童資源(兒童產(chǎn)品知識和兒童學習成績)對兒童影響力的作用。

產(chǎn)品知識有主觀知識和客觀知識之分，Beatty和Talpade(1994)[13]333將兒童產(chǎn)品知識定義成一種主觀知識，是兒童對產(chǎn)品知識內(nèi)涵的自我評估，它更能反映兒童對產(chǎn)品的自信或能力[4]87。因此本文采用該研究的定義。

在中國，學生的學習成績排名信息較易收集[22]45，因此本研究借鑒Wang(2008)[22]45的相關(guān)定義，將兒童的學習成績界定為兒童在班級里的學習成績名次，而不是具體的成績分數(shù)。

(二)研究假設(shè)

1.兒童消費者社會化因素與兒童對家庭購買決策的影響力

(1)家庭溝通模式與兒童對家庭購買決策影響力

多數(shù)已有實證研究表明，不管是在問題提出階段還是信息搜尋/最終決定階段，概念導向溝通與兒童的影響力顯著正相關(guān);社會導向溝通與兒童影響力顯著負相關(guān);相對于社會導向溝通的家庭，概念導向家庭的兒童對家庭購買決策具有更大的影響力[17][22]。但 Rose，Boush和 Shoham[23]進行了跨國別研究，通過對擁有3－8歲孩子的母親(日本和美國)的問卷調(diào)查，實證表明，社會導向溝通與兒童的影響力顯著負相關(guān)的結(jié)論，在美國成立，在日本卻不成立。

因此，得到以下研究假設(shè):

H1a:在問題提出階段，概念導向溝通與中國兒童的影響力顯著正相關(guān);

H1b:在信息搜索/最終決定階段，概念導向溝通與中國兒童的影響力顯著正相關(guān)。

H2a:在問題提出階段，社會導向溝通與中國兒童的影響力顯著負相關(guān);

H2b:在信息搜索/最終決定階段，社會導向溝通與中國兒童的影響力顯著負相關(guān)。

H3a:在問題提出階段，相對于社會導向溝通家庭，概念導向溝通家庭的兒童更具影響力;

H3b:在信息搜索/最終決定階段，相對于社會導向溝通家庭，概念導向溝通家庭的兒童更具影響力。

(2)朋輩互動、媒體展露水平因素與兒童對家庭購買決策的影響力

Moschis和Mitchell(1986)通過向161位青少年的問卷調(diào)查，考察青少年看電視(廣告)數(shù)量、家庭溝通以及朋輩互動與青少年對家庭購買決策影響力之間的相關(guān)關(guān)系，實證結(jié)果顯示，青少年與其朋輩在消費方面的交流越頻繁，他們就越多地參與家庭決策;但青少年看電視(廣告)數(shù)量與其在家庭購買決策的影響力沒有顯著的關(guān)系[20]183－184。而 Malik 和 Guptha(2004)[24]對8歲以下的兒童研究發(fā)現(xiàn)，兒童看電視(廣告)數(shù)量越多，越傾向于物質(zhì)主義，會越多地向家長提出購買要求，從而影響家庭的購買決策。

基于此，提出以下研究假設(shè):

H4a:在問題提出階段，朋輩互動與中國兒童的影響力顯著正相關(guān);

H4b:在信息搜索/最終決定階段，朋輩互動與中國兒童的影響力顯著正相關(guān)。

H5a:在問題提出階段，兒童的媒體展露水平與中國兒童的影響力顯著正相關(guān);

H5b:在信息搜索/最終決定階段，兒童的媒體展露水平與中國兒童的影響力顯著正相關(guān)。

2.兒童的個人資源因素與兒童對家庭購買決策的影響力

(1)兒童感知產(chǎn)品知識與兒童對家庭購買決策的影響力

Beatty和Talpade(1994)通過382位16－19歲大一新生的調(diào)查，實證結(jié)果表明青少年感知的產(chǎn)品知識與其對家庭購買決策的影響力不顯著相關(guān)[13]336。Belch 等[14]569、Tinson 和 Nancarrow[25]通過對兒童的問卷調(diào)查分析顯示，不論在哪一個決策階段，兒童自我感知產(chǎn)品知識均與兒童的影響力顯著正相關(guān)。

因此，提出以下假設(shè):

H6a:在問題提出階段，兒童感知產(chǎn)品知識顯著正向影響中國兒童的影響力;

H6b:在信息搜索/最終決定階段，兒童感知產(chǎn)品知識顯著正向影響中國兒童的影響力。

(2)兒童學習成績與兒童對家庭購買決策的影響力

McNeal和Yeh(2003)調(diào)查發(fā)現(xiàn)，中國家長都希望其孩子接受良好教育，孩子在學習方面越優(yōu)秀，家長就越容易滿足孩子的消費或購買要求，以作為對孩子學習成績優(yōu)秀的鼓勵，于是提出“學習成績與中國兒童對家庭購買決策的影響力正相關(guān)”的論斷[26]。但Wang(2008)通過對98位中國高中生的問卷調(diào)查，實證結(jié)果卻顯示，學習成績與青少年對家庭購買決策的影響力沒有顯著相關(guān)關(guān)系[22]62－63。

因此，提出以下假設(shè):

H7a:在問題提出階段，學習成績顯著正向影響中國兒童的影響力;

H7b:在信息搜索/最終決定階段，學習成績顯著正向影響中國兒童的影響力。

本研究的概念框架如圖1所示。

圖1 本研究概念模型

三、研究方法

(一)問卷設(shè)計

本研究問卷的測量題項主要由三部分構(gòu)成，第一部分測量社會化因素的變量(包括家庭溝通模式、朋輩互動以及兒童媒體展露水平)，第二部分測量兒童個人資源因素的變量(包括兒童感知產(chǎn)品知識、兒童學習成績)，第三部分測量因變量兒童對家庭購買決策的影響力(詳見表1)。

問卷初步形成后，對3位小學老師和5位小學五年級學生進行了訪談，對所采用的測量題項的語意內(nèi)涵、表達習慣和用法進行了適當調(diào)整，以便兒童理解與填答。所有測量題項均采用Likert 5點等級。

(二)問卷前測

本研究在大規(guī)模發(fā)放問卷前，在某一小學五年級的班級小規(guī)模發(fā)放了50份問卷進行前測。由于“學習成績”和“媒體展露水平”變量無需進行效度和信度分析，因此，利用SPSS18.0將研究模型的其他6個變量分為消費者社會化構(gòu)面、兒童資源構(gòu)面和兒童對家庭購買決策的影響力構(gòu)面，分別進行探索性因子分析，KMO值均大于0.8，說明數(shù)據(jù)具有因子分析的條件。三次探索性因子分析得到特征根據(jù)大于1的因子，共計6個，對應(yīng)研究的6個變量。旋轉(zhuǎn)后得到的矩陣，如果單個題項出現(xiàn)以下情況之一，則須刪除:(1)題項在所有因子的載荷均小于0.5;(2)題項同時在兩個或兩個以上因子載荷大于0.5;(3)一個題項自成一個因子[27]。結(jié)果顯示，“朋輩互動”變量中的題項“我經(jīng)常與朋友討論該不該購買這個產(chǎn)品”、“兒童在信息搜尋/最終決定階段的影響力”變量中的題項“我沒有影響媽媽對品牌的最終選擇”，分別在其所有因子的載荷均小于0.5，因此予以刪除。

除“學習成績”和“媒體展露水平”外，對研究模型中其他6個變量分別進行信度分析，Cronbach'a值均在0.7以上，說明問卷具有較高的內(nèi)部一致性。在此基礎(chǔ)上，大規(guī)模發(fā)放問卷。

(三)數(shù)據(jù)的收集

本文選擇以浙江10－14歲的學齡兒童(Tweens，俗稱“吞世代”)為調(diào)查對象，一方面是由于該年齡層的兒童是企業(yè)最陌生卻深知在未來是非常重要的消費者[28]，另一方面是由于浙江省是中國經(jīng)濟最為發(fā)達的地區(qū)之一，相對中國其他欠發(fā)達地區(qū)，浙江兒童的商業(yè)化程度更高，構(gòu)成的影響者市場潛力將更為巨大，更具代表性。

2012年5－10月，在征得校方同意后，向浙江省5所學校(3所小學和2所初中)的小學高年級生或初中低年級生發(fā)放便利樣本500份。采用紙質(zhì)問卷，問卷由任課老師發(fā)放，要求學生在課間當場填寫完成。剔除無效問卷后，有效問卷共338份，有效率為67.6%。

對問卷應(yīng)答者的描述性統(tǒng)計結(jié)果來看，男孩占50.3%，女孩占49.7%;平均年齡為12.3歲，獨生子女占73.4%，平均看電視和上網(wǎng)時間為14.85小時/周。

四、數(shù)據(jù)分析和假設(shè)檢驗

首先，利用SPSS18.0對研究模型中的除“學習成績”和“媒體展露水平”外的6個變量分為三個構(gòu)面(方法與問卷前測時相同)，分別進行探索性因子分析，結(jié)果表明，研究模型中的變量測量具有區(qū)分效度。接著對除“學習成績”和“媒體展露水平”外的6個變量分別進行信度分析，每個變量的Cronbach'a值均大于0.7(見表1)，因此變量具有較好的內(nèi)部一致性。

表1 變量來源及信度評價結(jié)果

其次，運用SPSS18.0，采取多元線性回歸的方法，對假設(shè)進行檢驗。在對“學習成績”進行啞變量處理后，和其他5個自變量一起，對因變量(兒童在問題提出階段的影響力和兒童在信息搜尋/最終決定階段的影響力)分別進行強制回歸，結(jié)果如表2模型1和表3模型1所示，可以看出，自變量間存在一定的共線性。因此，采用逐步回歸方法，消除共線性后，再次強制回歸，得到表2模型2和表3模型2.

從表2可以看出，在決策的問題提出階段，概念導向溝通(P=0.000＜0.01)、朋輩互動(P=0.000＜0.01)和媒體展露水(P=0.076＜0.1)與兒童影響力顯著正相關(guān)，社會導向溝通與兒童影響力顯著負相關(guān)(P=0.029＜0.05);兒童感知的產(chǎn)品知識與兒童影響力顯著正相關(guān)(P=0.000＜0.01);兒童學習成績(SD1、SD2、SD3)與兒童的影響力沒有顯著相關(guān)關(guān)系。另外，從表2的模型2中可以看出，概念導向溝通的標準回歸系數(shù)絕對值(0.265)大于社會導向溝通的標準回歸系數(shù)絕對值(0.1)。因此，研究假設(shè)H1a、H2a、H3a、H4a、H5a、H6a 成立，而 H7a 不成立。

表2 問題提出階段兒童影響力的影響因素回歸模型

表3 信息搜尋/決定階段兒童影響力的影響因素回歸模型

從表3中可以看出，在信息搜尋/最終決定階段，概念導向溝通(P=0.000＜0.01)和朋輩互動(P=0.001＜0.01)顯著正向影響兒童對家庭購買決策的影響力，社會導向溝通顯著負向影響兒童的影響力(P=0.008＜0.01)，而媒體展露水平、兒童感知的產(chǎn)品知識、兒童學習成績均與兒童影響力沒有顯著相關(guān)關(guān)系。另外，從表3的模型3中可以看出，概念導向溝通的標準回歸系數(shù)絕對值(0.460)大于社會導向溝通的標準回歸系數(shù)絕對值(0.124)。因此研究假設(shè) H1b、H2b、H3b、H4b 成立，而 H5b、H6b、H7b 不成立。

五、研究結(jié)論與建議

(一)研究結(jié)論

(1)本研究針對浙江學齡兒童(Tweens)這一特殊群體對家庭購買決策過程的影響展開實證研究，結(jié)果顯示，在家庭決策的不同階段，影響兒童影響力的因素不同。在問題提出階段，影響兒童影響力的主要因素依次是朋輩互動、概念導向溝通、兒童產(chǎn)品知識、社會導向溝通和媒體展露水平;在信息搜尋/最終決定階段，兒童的影響力則主要受概念導向溝通、朋輩互動和社會導向溝通因素的影響。

(2)本研究基于消費者社會化理論和資源理論的影響因素整合模型提高了對兒童影響力的解釋力。比如，本研究的影響因素整合模型的R2達到0.323，而Kim等(2009)[17]的家庭社會化(家庭溝通模式)影響因素模型，其 R2只有0.194。

(3)不論是在問題提出階段還是在信息搜尋/最終決定階段，概念導向溝通與兒童影響力顯著正相關(guān);社會導向溝通與兒童影響力顯著負相關(guān);相對于社會導向溝通家庭，概念導向溝通家庭的兒童更具影響力。這說明，在中國背景下，越是概念導向溝通家庭的兒童，對家庭購買決策的影響力越大;越是社會導向溝通家庭的兒童，對家庭購買決策的影響力越小。

(4)在問題提出階段，兒童的媒體展露水平與兒童的影響力顯著正相關(guān)，而在信息搜索/最終決定階段，兒童的媒體展露水平與兒童的影響力沒有顯著相關(guān)關(guān)系。這說明在中國，兒童越多地暴露于大眾媒體，在問題提出階段的影響力越大，而在在信息搜索/最終決定階段，兒童的媒體展露水平對兒童影響力沒有顯著作用。本結(jié)論不支持Moschis和Mitchell(1986)[20]“兒童看電視(廣告)水平與兒童影響力不顯著相關(guān)”的結(jié)論，支持Malik和Guptha(2013)[24]“兒童看電視(廣告)越多，對父母提出的購買要求越多”的實證結(jié)論。

(5)與Tinson和Nancarrow(2008)[25]“不論在哪個決策階段，兒童的產(chǎn)品知識越豐富，兒童的影響力越大”和Beatty和Talpade(1994)[13]“不論在哪個決策階段，兒童的產(chǎn)品知識與兒童的影響力不顯著相關(guān)”的研究結(jié)論不同，本研究實證表明，在問題提出階段，中國兒童感知的產(chǎn)品知識與兒童的影響力顯著正相關(guān);而在信息搜索/最終決定階段，兒童產(chǎn)品知識對兒童的影響力沒有顯著作用。

(6)不論在問題提出階段還是在信息搜尋/最終決定階段，兒童的學習成績對兒童在家庭購買決策的影響力均沒有顯著影響。這與Wang(2008)[14]的研究結(jié)論一致，再次在經(jīng)驗上不支持McNeal和Yeh(2003)[26]“中國孩子學習成績越好，對家庭購買決策的影響力越大”的主觀推斷。

(二)政策建議

根據(jù)上述研究結(jié)論，針對我國企業(yè)提出以下建議:

(1)重視兒童影響者市場。如前所述，相對于其他國家的兒童，中國兒童可能在家庭購買決策中擁有更大的影響力，中國兒童影響者市場潛力巨大。當前中國企業(yè)的首要任務(wù)是看清這個事實，轉(zhuǎn)變觀念，以往僅專注于成年人市場的企業(yè)應(yīng)該對它們的細分戰(zhàn)略進行重新評價，考慮兒童的需要和他們對家庭購買的影響，不僅要關(guān)注城市兒童，也要關(guān)注農(nóng)村兒童，要對農(nóng)村兒童的消費行為進行分析，并提出相應(yīng)的營銷管理建議[29]。

(2)建立由孩子到家長的營銷途徑。本研究為我國企業(yè)提供一種獨特的從孩子到家長的營銷途徑。企業(yè)應(yīng)該根據(jù)影響兒童對家庭購買決策影響力的關(guān)鍵因素，采取有針對性的措施，從而建立由孩子到家長的銷售渠道。

(3)根據(jù)家庭溝通的不同模式，進行市場細分。本研究實證結(jié)果表明，相對于社會導向溝通家庭中的兒童，概念導向溝通家庭的兒童在家庭購買決策過程中的影響力更大。企業(yè)應(yīng)該根據(jù)家庭溝通模式進行市場細分，對不同類型的家庭制定不同的營銷策略，從而更高效地開發(fā)兒童影響者市場。

(4)多渠道地建立與兒童影響者的溝通機制。本研究顯示，不論在哪個決策階段，朋輩互動均與學齡兒童影響力顯著正相關(guān);而兒童的媒體展露水平僅在問題提出階段，對兒童影響力有一定的正向作用。因此，企業(yè)應(yīng)該改變單純依靠大眾傳播媒介(如電視廣告)與兒童消費者進行溝通的做法，采用多種方式建立與兒童影響者的溝通機制。比如在相關(guān)群體中尋找和發(fā)現(xiàn)兒童意見領(lǐng)袖，利用兒童間的朋輩互動，從而更有效地與兒童消費者保持流暢溝通。比如讓兒童來體驗產(chǎn)品，獲得消費體驗，來進行快樂消費[30]。

(5)實施面向兒童的公益性健康消費培訓計劃。本研究表明，在問題提出階段，兒童感知的產(chǎn)品知識越高，兒童的影響力越大。因此，企業(yè)應(yīng)該實施面向兒童的公益性健康消費培訓計劃，在提高兒童市場交易知識、引導兒童形成正確消費觀的過程中，無形中增加兒童對本企業(yè)產(chǎn)品的接觸、了解甚至喜歡或認同，從而影響家長購買。

(6)本研究表明，中國背景下兒童影響力研究的部分結(jié)論與其他以歐美國家為背景的相關(guān)研究結(jié)論存在一定的差異。因此，企業(yè)若跨國開發(fā)兒童影響者市場，則應(yīng)該根據(jù)設(shè)計基于當?shù)匚幕尘暗臓I銷策略，而不是運用通用的營銷策略。

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