黃 贊， 王新新

一、引 言

假設(shè)你在照相館挑選好了幾套服裝，正準(zhǔn)備開始拍攝一本漂亮的寫真集。突然，你意識到你的父母、朋友和同事也會看到這本影集。那么，你是否會重新評估這些服裝的效果呢？在日常生活中，是否意識到自己的行為可能暴露于他人將使個(gè)體的自我聚焦?fàn)顟B(tài)發(fā)生顯著的變化？ Kristofferson, K., White, K., Peloza, J.,“The Nature of Slacktivism : How the Social Observability of an Initial Act of Token Support Affects Subsequent Prosocial Action”, , Vol.40, No.6, 2013, pp.1149-1166. 在意識到可能被暴露于他人的情況下，個(gè)體的印象管理動機(jī)將更明顯，也更加關(guān)注他人的評價(jià)，并根據(jù)他人的評價(jià)來改變自己的言行表現(xiàn)； Goukens, C., Dewitte, S., Warlop, L., “Me, Myself, and My Choices : The Influence of Private Self-Awareness on Choice”, , Vol.46, No.5, 2009, pp.682-692. 而在不存在這種可能性的時(shí)候，個(gè)體則較少受到他人的影響，更傾向以自己的感覺和標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行決策。 Lamberton, C. P., Naylor, R. W., Haws, K. L., “Same Destination, Different Paths : When and How Does Observing Others’ Choices and Reasoning Alter Confidence in Our Own Choices?”, , Vol.23, No.1, 2013, pp.74-89. 根據(jù)自我聚焦理論(Self-Focused Attention Theory)，前者是公

眾自我聚焦，后者是私隱自我聚焦。Fenigstein, A., Scheier, M. F., Buss, A. H., “Public and Private Self-Consciousness : Assessment and Theory”, , Vol.43, No.4, 1975, pp.522-527. 那么，自我聚焦?fàn)顟B(tài)是否會影響個(gè)體對產(chǎn)品審美的評價(jià)呢？

近年來，美學(xué)營銷受到企業(yè)和學(xué)術(shù)界越來越多的關(guān)注。一方面，產(chǎn)品的美學(xué)設(shè)計(jì)已經(jīng)成為影響消費(fèi)者購買決策的重要因素。產(chǎn)品外表的美觀程度能夠顯著地刺激消費(fèi)者愉悅的情感反應(yīng)，從而提升消費(fèi)者對產(chǎn)品的喜愛程度和購買意愿。Buechel, E. C., Townsend, C., “Buying Beauty for the Long Run : (mis)Predicting Liking of Product Aesthetics”, , Vol.45, No.2, 2018, pp.275-297. 另一方面，企業(yè)間的競爭日益激烈，產(chǎn)品的功能屬性趨同化。在此背景下，產(chǎn)品審美設(shè)計(jì)成為了企業(yè)進(jìn)行差異化競爭的戰(zhàn)略手段，能夠有效地與競爭對手的產(chǎn)品區(qū)別開來，以此形成獨(dú)特的品牌形象。Liu, Y., Li, K. J., Chen, H., Balachander, S., “The Effects of Products’ Aesthetic Design on Demand and Marketing-Mix Effectiveness : The Role of Segment Prototypicality and Brand Consistency”, , Vol.81, No.1, 2017, pp.83-102. 在之前的研究中，營銷學(xué)者們較多地關(guān)注了視覺因素對審美評價(jià)的影響，比如圖形元素(點(diǎn)、線、面、顏色)和結(jié)構(gòu)特征(典型性、對稱性等)。Reimann, M., Cao, C. C., “Aesthetics : Antecedents, Underlying Processes and Behavioural Consequences”, In Jansson-Boyd, C. V., Zawisza, M. J., , Oxon, UK : Taylor & Francis, 2017, pp.565-599. 但是，已有的研究并沒有探討自我聚焦?fàn)顟B(tài)(私隱與公眾)對產(chǎn)品審美評價(jià)的影響。

從本質(zhì)上來看，兩種自我聚焦?fàn)顟B(tài)(私隱與公眾)之間的差異在于人們是否在意他人對自己的評價(jià)以及是否受此影響。Gibbons, F. X.,“Self-Attention and Behavior : A Review and Theoretical Update”, In Zanna,M. P., , Vol.23, New York : Academic Press, 1990, pp.249-303. 當(dāng)更多地考慮他人眼中的自我之時(shí)，人們就會站在他人的角度來審視自己，更加關(guān)注自己的外在表現(xiàn)，并使其盡量滿足他人的評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，這就是公眾自我聚焦。相反地，當(dāng)人們不在乎他人眼中的自我之時(shí)，人們就會更看重自己內(nèi)心的感覺，并使其成為自己的行為或決策依據(jù)，這就是私隱自我聚焦。對消費(fèi)者來說，商品(比如衣服、手機(jī))是重要的印象管理工具，能夠表征消費(fèi)者的品位和身份Ruvio, A., Belk, R., “Strategies of the Extended Self : The Role of Possessions in Transpeople’s Conflicted Selves”, , Vol.88, 2018, pp.102-110. 。比較而言，在公眾自我聚焦的狀態(tài)下，人們具有較高的印象管理動機(jī)，在做決策時(shí)則傾向于參考并迎合他人的評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)；而在私隱自我聚焦的狀態(tài)下，人們則不太考慮他人的影響，更有可能向外界表達(dá)自己的感受和價(jià)值觀。Scheier, M. F., “Effects of Public and Private Self-Consciousness on the Public Expression of Personal Beliefs”, , Vol.39, No.3, 1980, pp.514-521.

因此，在進(jìn)行產(chǎn)品審美評價(jià)之時(shí)，與公眾自我聚焦相比，私隱自我聚焦的消費(fèi)者將獲得較高的流暢性感知。流暢性感知是人們在進(jìn)行審美體驗(yàn)之時(shí)的主觀感受——信息流進(jìn)入和“流過”人們認(rèn)知系統(tǒng)的難易程度。Reber, R., Schwarz, N., Winkielman, P., Processing Fluency and Aesthetic Pleasure : Is Beauty in the Perceiver’s Processing Experience?”, , Vol.8, No.4, 2004, pp.364-382. 在進(jìn)行信息處理之時(shí)，人們將獲得各種不同的主觀體驗(yàn)和感受，包括情緒、情感、元認(rèn)知感覺(比如，回憶某事的難易程度、感知流暢性等)和身體感覺，并以主觀感受形成對客觀事物的判斷和偏好。Kelting, K., Duhachek, A., Whitler, K., “Can Copycat Private Labels Improve the Consumer’s Shopping Experience? A Fluency Explanation”, , Vol.45, No.4, 2017, pp.569-585. 因此，相比于自己的感覺和審美標(biāo)準(zhǔn)，他人的審美評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)具有較高的模糊性和處理難度，Coulter, K. S., Roggeveen, A. L., “Price Number Relationships and Deal Processing Fluency : The Effects of Approximation Sequences and Number Multiples”, , Vol.51, No.1, 2014, pp.69-82. 由此將顯著地降低消費(fèi)者的審美流暢性感知。由于審美評價(jià)具有主觀性，流暢性感知越低，消費(fèi)者對產(chǎn)品的審美評價(jià)也越低；反之亦然?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

H1：相較于私隱自我聚焦，公眾自我聚焦將顯著地降低消費(fèi)者對產(chǎn)品的審美評價(jià)。

H2：在自我聚焦?fàn)顟B(tài)和產(chǎn)品審美評價(jià)的關(guān)系中，流暢性感知起著顯著的中介作用。

接下來，本文將進(jìn)行三個(gè)實(shí)驗(yàn)研究以驗(yàn)證上述假設(shè)。實(shí)驗(yàn)一主要是驗(yàn)證主效應(yīng)，采用單因素組間設(shè)計(jì)；而實(shí)驗(yàn)二依然采用單因素組間設(shè)計(jì)，再一次檢驗(yàn)了主效應(yīng)，增強(qiáng)了主效應(yīng)的可靠性，并檢驗(yàn)了流暢性感知的中介作用。實(shí)驗(yàn)三采用雙因素組間設(shè)計(jì)，通過調(diào)節(jié)變量兩個(gè)不同的水平組來觀察主效應(yīng)的變化，目的主要是檢驗(yàn)主效應(yīng)背后的信息處理機(jī)制。

二、實(shí)驗(yàn)1：自我聚焦?fàn)顟B(tài)對審美評價(jià)的影響

(一)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)1的目的在于檢驗(yàn)H1，采用單因素(自我聚焦?fàn)顟B(tài)：私隱與社會)組間設(shè)計(jì)。

1.實(shí)驗(yàn)刺激物

在前期調(diào)研中，手機(jī)的美觀程度被發(fā)現(xiàn)是影響購買決策的重要影響因素。并且，手機(jī)也是大學(xué)生十分關(guān)注的日常消費(fèi)品之一，具有較高的產(chǎn)品熟悉度。因此，實(shí)驗(yàn)1選擇手機(jī)作為實(shí)驗(yàn)的產(chǎn)品類型。在這里，實(shí)驗(yàn)刺激物的選擇需要滿足兩個(gè)條件。第一，為了避免品牌刻板印象效應(yīng)的影響，實(shí)驗(yàn)1需要選擇市場知名度適中的手機(jī)品牌作為實(shí)驗(yàn)刺激物。第二，為了避免被試在實(shí)驗(yàn)之前就接觸和了解過該手機(jī)，實(shí)驗(yàn)1需要選擇剛上市不久的新產(chǎn)品。最終，實(shí)驗(yàn)1選擇了某款新上市手機(jī)作為實(shí)驗(yàn)刺激物。在其官方網(wǎng)站上，實(shí)驗(yàn)1下載了多張與該手機(jī)相關(guān)的宣傳圖片。這些圖片被制作成幻燈片，用來向被試進(jìn)行展示。為了突出審美特征，實(shí)驗(yàn)1較多地使用了手機(jī)全貌圖片。除此之外，實(shí)驗(yàn)1還介紹了該手機(jī)的處理器、照相、音樂和屏幕等方面的信息，目的是避免被試懷疑實(shí)驗(yàn)研究的真實(shí)目的。在幻燈片的最后一頁，實(shí)驗(yàn)1同時(shí)向被試呈現(xiàn)了多張手機(jī)全貌圖片，目的在于為被試在進(jìn)行審美心理想象之時(shí)提供較豐富的素材。另外，實(shí)驗(yàn)1還準(zhǔn)備了相關(guān)的文字材料。

2.實(shí)驗(yàn)過程

實(shí)驗(yàn)1的被試是中國某高校的學(xué)生。來到實(shí)驗(yàn)室后，被試被告知參加某品牌手機(jī)的新產(chǎn)品測試。實(shí)驗(yàn)開始后，實(shí)驗(yàn)員利用幻燈片和必要的文字說明材料向被試介紹該新手機(jī)的基本情況。在結(jié)束放映之后，幻燈片停留在最后一頁。在介紹完手機(jī)的基本情況之后，被試需要填寫相關(guān)變量的測量量表。所有被試需要獨(dú)立完成實(shí)驗(yàn)任務(wù)。

3.變量測量

因變量：實(shí)驗(yàn)1將被試對手機(jī)外觀的偏好作為產(chǎn)品審美評價(jià)的測量指標(biāo)，采用七分利克特量表設(shè)計(jì)(“1”=非常不同意，“7”=非常同意)。Blijlevens, J., Thurgood, C., Hekkert, P. P. M., Chen, L., Leder, H., Whitfield, T. W.,“The Aesthetic Pleasure in Design Scale : The Development of a Scale to Measure Aesthetic Pleasure for Designed Artifacts”, , , Vol.11, No.1, 2017, pp.86-98. 具體地，該量表包括“這款手機(jī)很漂亮”、“這款手機(jī)很吸引人”、“這款手機(jī)很討人喜歡”、“這款手機(jī)看起來很舒服”和“我很樂意看到這款手機(jī)”五個(gè)測項(xiàng)。

自變量：在完成因變量的測量之后，被試需要填寫自我聚焦?fàn)顟B(tài)量表。自我聚焦?fàn)顟B(tài)的測量包括私隱和公眾自我聚焦，采用五分利克特量表設(shè)計(jì)(“1”=非常不同意，“5”=非常同意)。Fenigstein, A., Scheier, M. F., Buss, A. H.,“Public and Private Self-Consciousness : Assessment and Theory”, , Vol.43, No.4, 1975, pp.522-527. 私隱自我聚焦量表包含10個(gè)測量題項(xiàng)，分別是“我總是試圖了解自己”、“我一般很少意識到自己(R)”、“我經(jīng)常順著自己的感覺行事”、“在發(fā)呆的時(shí)候，我總是在想著自己”、“我很少反省自己(R)”、“通常情況下，我很關(guān)注自己的內(nèi)心感受”、“我經(jīng)常關(guān)注自己的做事動機(jī)”、“有時(shí)候，我會從不同方面來檢查自己”、“我能夠把控自己的情緒變化”和“在處理難題之時(shí)，我能清楚地了解自己的想法”。公眾自我聚焦量表包含7個(gè)測量題項(xiàng)，分別是“我比較注意自己的做事方式”、“我很在意自己在別人面前的表現(xiàn)”、“我經(jīng)常觀察自己的行為舉止”、“我很在意是否可以給他人留下好印象”、“在臨出門的時(shí)候，我喜歡照照鏡子”、“我在意別人對自己的看法”和“我很在意自己的儀表儀容”。

控制變量：為了控制干擾因素的影響，實(shí)驗(yàn)1測量被試的手機(jī)產(chǎn)品知識。產(chǎn)品知識的測量采用九分利克特量表設(shè)計(jì)(“1”=非常不了解，“9”=非常了解)Aaker, J., Williams, P., “Empathy versus Pride : The Influence of Emotional Appeals across Cultures”, , Vol.25, No.3, 1998, pp.241-261. 。具體測項(xiàng)為“我比較熟悉和了解手機(jī)這種產(chǎn)品”。最后，被試還需報(bào)告之前是否使用過該品牌的手機(jī)，是否接觸過該手機(jī)的宣傳資料(包括產(chǎn)品網(wǎng)頁、電視和平面廣告等)、性別和年齡等信息。

(二)結(jié)果分析

參考前人的研究，Scheier, M. F., “Effects of Public and Private Self-Consciousness on the Public Expression of Personal Beliefs”, , Vol.39, No.3, 1980, pp.514-521. 實(shí)驗(yàn)1運(yùn)用中位數(shù)切分法對自我聚焦?fàn)顟B(tài)量表的測量得分進(jìn)行了分組處理，分別被分成高和低私隱(社會)自我聚焦組。實(shí)驗(yàn)1將同時(shí)落入高社會和低私隱自我聚焦組的被試編碼為公眾自我聚焦組，而將同時(shí)落入低社會和高私隱自我聚焦組的被試編碼為私隱自我聚焦組。另外，實(shí)驗(yàn)1還需要排除那些曾經(jīng)使用過該品牌手機(jī)或接觸過該新款手機(jī)宣傳資料的被試。實(shí)驗(yàn)1獲得66份有效樣本，其中男性26人占總?cè)藬?shù)的39.4%，女性40人占總?cè)藬?shù)的60.6%，平均年齡20.98歲，年齡范圍為19～23歲。

首先，檢驗(yàn)自變量的差異程度。實(shí)驗(yàn)1分別將私隱自我聚焦(α=0.85)和公眾自我聚焦(α=0.83)對自我聚焦?fàn)顟B(tài)組別進(jìn)行單因素方差分析。結(jié)果顯示，私隱自我聚焦(

F

(1，65)=182.70，

p

<0.01，

Cohen

’

s

d

=3.34)和公眾自我聚焦(

F

(1，65)=105.67，

p

<0.01，

Cohen

’

s

d

=2.53)存在顯著的差異，且具有完全相反的大小方向。具體地，就私隱自我聚焦的測量來說，私隱自我聚焦組的被試(

M

=4.17，

SD

=0.52，

n

=31)顯著地大于公眾自我聚焦組的被試(

M

=2.09，

SD

=0.71，

n

=35)；就公眾自我聚焦的測量來說，私隱自我聚焦組的被試(

M

=2.04，

SD

=0.63)顯著地小于公眾自我聚焦組的被試(

M

=3.96，

SD

=0.87)。實(shí)驗(yàn)1還分別將私隱和公眾自我聚焦對人口統(tǒng)計(jì)信息(性別和年齡)進(jìn)行了單因素方差分析，沒有發(fā)現(xiàn)二者對自我聚焦?fàn)顟B(tài)有顯著影響。因此，實(shí)驗(yàn)1對自我聚焦?fàn)顟B(tài)的分組能夠滿足研究要求。其次，檢驗(yàn)控制變量的差異程度。實(shí)驗(yàn)1將產(chǎn)品知識對自我聚焦?fàn)顟B(tài)進(jìn)行了單因素方差分析。結(jié)果顯示，在私隱自我聚焦組(

M

=7.12，

SD

=0.78)與公眾自我聚焦組(

M

=6.94，

SD

=0.97)之間，產(chǎn)品知識沒有顯著差異(

F

(1，65)=0.71，

p

>0.1，

Cohen

’

s

d

=0.20)。因此，被試的產(chǎn)品知識不會顯著地影響實(shí)驗(yàn)結(jié)果。最后，檢驗(yàn)因變量的差異程度。實(shí)驗(yàn)1將產(chǎn)品審美評價(jià)(α=0.97)對自我聚焦?fàn)顟B(tài)組別進(jìn)行了單因素方差分析。結(jié)果顯示，在不同組別中，被試的產(chǎn)品審美評價(jià)存在著顯著的差異(

F

(1，65)=9.38，

p

<0.01，

Cohen

’

s

d

=0.75)。具體地，私隱自我聚焦組被試的產(chǎn)品審美評價(jià)(

M

=5.43，

SD

=1.21)顯著地大于公眾自我聚焦組被試的產(chǎn)品審美評價(jià)(

M

=4.53，

SD

=1.18)。這說明，消費(fèi)者的自我聚焦?fàn)顟B(tài)顯著地影響了被試的產(chǎn)品審美評價(jià)。具體地，相較于公眾自我聚焦的消費(fèi)者，私隱自我聚焦的消費(fèi)者能夠獲得更高的產(chǎn)品審美評價(jià)。此外，實(shí)驗(yàn)1還分別將被試的產(chǎn)品審美評價(jià)對人口統(tǒng)計(jì)信息(性別和年齡)進(jìn)行了單因素方差分析，并沒有發(fā)現(xiàn)二者對產(chǎn)品審美評價(jià)存在顯著的影響作用。實(shí)驗(yàn)結(jié)果支持了本研究的假設(shè)1。

(三)討論與小結(jié)

實(shí)驗(yàn)1將自我聚焦?fàn)顟B(tài)處理成消費(fèi)者的個(gè)性特質(zhì)，驗(yàn)證了H1。接下來，本文將檢驗(yàn)主效應(yīng)的中間機(jī)制。在實(shí)驗(yàn)2中，本文將操控被試的自我聚焦?fàn)顟B(tài)，以檢驗(yàn)主效應(yīng)的可靠性。

三、實(shí)驗(yàn)2：流暢性感知的中介作用

實(shí)驗(yàn)2的主要目的在于 :(1)通過對自我聚焦?fàn)顟B(tài)的操控，并重復(fù)實(shí)驗(yàn)1的發(fā)現(xiàn)，以檢驗(yàn)主效應(yīng)的可靠性；(2)檢驗(yàn)心理模擬過程中的流暢性感知是否起到中介作用。

(一)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)2采用單因素(自我聚焦?fàn)顟B(tài)：私隱與社會)組間設(shè)計(jì)。與實(shí)驗(yàn)1一樣，實(shí)驗(yàn)2也采用某新款手機(jī)的宣傳資料作為實(shí)驗(yàn)刺激物。

1.實(shí)驗(yàn)過程

圖1 自我聚焦?fàn)顟B(tài)的操控

實(shí)驗(yàn)2操控了被試的自我聚焦?fàn)顟B(tài)。具體操控程序參考了前人的研究。Snow, C., Duval, T. S., Silvia, P., “When the Self Stands Out : Figure-Ground Effects on Self-Focused Attention”, , Vol.3, No.4, 2004, pp.355-363. 實(shí)驗(yàn)2仍然以新產(chǎn)品測試的名義進(jìn)行。被試是中國某高校的學(xué)生。首先，被試被領(lǐng)到一個(gè)正在放映幻燈片的教室。在私隱自我聚焦組，幻燈片的內(nèi)容為以“‘我’為背景”的圖片；在公眾自我聚焦組，幻燈片的內(nèi)容為以“‘我’為主角”的圖片(具體請見圖1)。除此之外，兩個(gè)組別的實(shí)驗(yàn)條件沒有任何區(qū)別。在指導(dǎo)被試找到合適的座位坐下之后，實(shí)驗(yàn)員表示該教室可能正在被使用，需要確認(rèn)是否可以在此進(jìn)行。接著，實(shí)驗(yàn)員打電話確認(rèn)教室的使用情況。打電話的過程大概持續(xù)五分鐘左右。實(shí)驗(yàn)2就是利用實(shí)驗(yàn)員打電話的時(shí)間讓被試接受和處理了用來激發(fā)不同自我聚焦?fàn)顟B(tài)的圖片信息。并且，利用更換教室的方法避免被試認(rèn)為實(shí)驗(yàn)操控與新產(chǎn)品測試任務(wù)存在聯(lián)系。在更換教室之后，實(shí)驗(yàn)過程與實(shí)驗(yàn)1完全相同。

2.變量測量

因變量：實(shí)驗(yàn)2測量了被試的產(chǎn)品審美評價(jià)和流暢性感知。產(chǎn)品審美評價(jià)的測量方法與實(shí)驗(yàn)1一致。在完成產(chǎn)品審美評價(jià)的測量之后，被試被要求回憶其進(jìn)行產(chǎn)品審美判斷的過程及細(xì)節(jié)，并據(jù)此填寫流暢性感知量表。流暢性感知的測量采用九分利克特量表設(shè)計(jì)(“1”=非常不同意，“9”=非常同意)Petrova, P. K., Cialdini, R. B., “Fluency of Consumption Imagery and the Backfire Effects of Imagery Appeals”, , Vol.32, No.3, 2005, pp.442-452. 。該量表包括六個(gè)測項(xiàng)：“我能夠想象我使用該款手機(jī)的情景”、“在進(jìn)行想象之時(shí)，我感覺較容易”、“我不需要花費(fèi)較多的時(shí)間進(jìn)行想象”、“生動形象”、“動態(tài)有活力”和“包含較多細(xì)節(jié)”。

自變量：在測量因變量之后，被試需要填寫自我聚焦?fàn)顟B(tài)量表。與實(shí)驗(yàn)1不同，實(shí)驗(yàn)2使用情景自我聚焦?fàn)顟B(tài)量表來測量自我聚焦?fàn)顟B(tài)，采用七分利克特量表設(shè)計(jì)(“1”=非常不同意，“7”=非常同意)Govern, J. M., Marsch, L. A.,“Development and Validation of the Situational Self-Awareness Scale”, , Vol.10, No.3, 2001, pp.366-378. 。該量表測量了被試由于外界環(huán)境因素所激發(fā)的自我聚焦?fàn)顟B(tài)。與實(shí)驗(yàn)1所用量表相比，情景自我聚焦?fàn)顟B(tài)量表更適合實(shí)驗(yàn)2。與實(shí)驗(yàn)1一樣，情景自我聚焦?fàn)顟B(tài)的測量也包括私隱和公眾自我聚焦量表。私隱自我聚焦量表有三個(gè)測量題項(xiàng)，分別是“剛才，我比較關(guān)注我內(nèi)心的感覺”、“剛才，我更多地想到了屬于自己的生活”和“剛才，我能夠意識到自己內(nèi)心最真實(shí)的感覺”。公眾自我聚焦量表有三個(gè)測量題項(xiàng)，分別是“剛才，我很在意自己在別人面前的表現(xiàn)”、“剛才，我能意識到自己留給他人的印象”和“剛才，我很在意別人對我的看法和評價(jià)”。

控制變量：實(shí)驗(yàn)2還測量了被試的產(chǎn)品知識、是否擁有品牌使用經(jīng)歷、是否接觸過手機(jī)宣傳資料、性別和年齡等。最后，實(shí)驗(yàn)2還要求被試回答是否覺得整個(gè)過程存在異常之處，目的是排除那些猜測到實(shí)驗(yàn)?zāi)康牡臉颖尽Ｋ斜辉嚱元?dú)立完成整個(gè)實(shí)驗(yàn)過程。

(二)結(jié)果分析

在排除那些擁有品牌使用經(jīng)歷，或接觸過該手機(jī)宣傳資料，或覺得實(shí)驗(yàn)過程存在異常之處的被試之后，實(shí)驗(yàn)2獲得73份有效樣本，其中男性23人占總?cè)藬?shù)的31.5%，女性50人占總?cè)藬?shù)的68.5%，平均年齡為21.12歲，年齡范圍為19～23歲。

首先，檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)操控。實(shí)驗(yàn)2分別將私隱自我聚焦(α=0.77)和公眾自我聚焦(α=0.83)對自我聚焦?fàn)顟B(tài)組別進(jìn)行了單因素方差分析。分析結(jié)果顯示，在兩個(gè)組別中，私隱自我聚焦(

F

(1，72)=67.55，

p

<0.01，

Cohen

’

s

d

=1.92)和公眾自我聚焦(

F

(1，72)=121.29，

p

<0.01，

Cohen

’

s

d

=2.18)存在顯著的差異，且具有完全相反的大小方向。具體地，就私隱自我聚焦量表來說，私隱自我聚焦組的被試(

M

=5.39，

SD

=1.26，

n

=35)顯著地大于公眾自我聚焦組的被試(

M

=3.05，

SD

=1.17，

n

=38)；就公眾自我聚焦量表來說，私隱自我聚焦組的被試(

M

=2.76，

SD

=1.13)顯著地小于公眾自我聚焦組的被試(

M

=5.34，

SD

=1.23)。此外，實(shí)驗(yàn)2還分別將私隱和公眾自我聚焦對人口統(tǒng)計(jì)信息(性別和年齡)進(jìn)行了單因素方差分析，并沒有發(fā)現(xiàn)二者對自我聚焦?fàn)顟B(tài)存在顯著的影響作用。因此，實(shí)驗(yàn)2對自我聚焦?fàn)顟B(tài)的操控能夠滿足研究要求。其次，檢驗(yàn)控制變量的差異程度。實(shí)驗(yàn)2將產(chǎn)品知識對自我聚焦?fàn)顟B(tài)進(jìn)行了單因素方差分析。結(jié)果顯示，在私隱自我聚焦組(

M

=6.34，

SD

=1.26)與公眾自我聚焦組(

M

=6.58，

SD

=1.18)之間，被試的產(chǎn)品知識不存在顯著差異(

F

(1，72)=0.69，

p

>0.1，

Cohen

’

s

d

=0.19)。因此，被試的產(chǎn)品知識不會影響實(shí)驗(yàn)結(jié)果。緊接著，檢驗(yàn)因變量的差異程度。實(shí)驗(yàn)2將產(chǎn)品審美評價(jià)(α=0.96)對自我聚焦?fàn)顟B(tài)組別進(jìn)行了單因素方差分析。結(jié)果顯示，在不同組別中，被試的產(chǎn)品審美評價(jià)存在著顯著的差異(

F

(1，73)=7.42，

p

<0.01，

Cohen

’

s

d

=0.64)。具體地，私隱自我聚焦組被試的產(chǎn)品審美評價(jià)(

M

=5.60，

SD

=1.21)顯著地大于公眾自我聚焦組的被試(

M

=4.85，

SD

=1.12)。此外，實(shí)驗(yàn)2還分別將被試的產(chǎn)品審美評價(jià)對人口統(tǒng)計(jì)信息(性別和年齡)進(jìn)行了單因素方差分析，并沒有發(fā)現(xiàn)二者對自我聚焦?fàn)顟B(tài)存在顯著的影響作用。檢驗(yàn)結(jié)果說明，消費(fèi)者的自我聚焦?fàn)顟B(tài)顯著地影響了被試的產(chǎn)品審美評價(jià)，支持了假設(shè)1。

圖2 中介作用的檢驗(yàn)結(jié)果

最后，檢驗(yàn)流暢性感知的中介作用。實(shí)驗(yàn)2用回歸的方法檢驗(yàn)了流暢性感知的中介作用。其中，自我聚焦?fàn)顟B(tài)(虛擬變量：“0”=公眾自我聚焦，“1”=私隱自我聚焦)為自變量，流暢性感知為中介變量，產(chǎn)品審美評價(jià)為因變量，性別和年齡為協(xié)變量。根據(jù)Preacher和Hayes提出的中介檢驗(yàn)程序，Preacher, K. J., Hayes, A. F.,“SPSS and SAS Procedures for Estimating Indirect Effects in Simple Mediation Models”, , & , Vol.36, No.4, 2004, pp.717-731. 實(shí)驗(yàn)2估計(jì)了模型的回歸系數(shù)(見圖2)?；貧w結(jié)果顯示，自我聚焦?fàn)顟B(tài)對產(chǎn)品審美評價(jià)的直接效應(yīng)系數(shù)為0.31(

SE

=0.12，

p

<0.01)。但是，在加入中介變量(流暢性感知)之后，自變量對因變量的影響系數(shù)為0.12，不再具有顯著性(

SE

=0.12，

p

>0.1)。實(shí)驗(yàn)2對中介作用的顯著性進(jìn)行了Sobel檢驗(yàn)。中介效應(yīng)的Sobel系數(shù)為2.59，具有顯著性(

p

<0.01)。另外，中介作用的整體效應(yīng)系數(shù)為0.187 6(

SE

=0.076 4)，99%的置信區(qū)間為(0.035 0，0.434 8)，不包括零。由此判斷，在自我聚焦?fàn)顟B(tài)與產(chǎn)品審美評價(jià)的關(guān)系中，流暢性感知的中介作用顯著。因此，假設(shè)2得到了驗(yàn)證。

(三)討論與小結(jié)

實(shí)驗(yàn)2檢驗(yàn)了自我聚焦?fàn)顟B(tài)對產(chǎn)品審美評價(jià)的主效應(yīng)，以及流暢性感知在這一影響關(guān)系中的中介作用。與實(shí)驗(yàn)1不同，實(shí)驗(yàn)2運(yùn)用已有研究中的成熟方法操控了被試的自我聚焦?fàn)顟B(tài)。對實(shí)驗(yàn)結(jié)果的分析顯示，自我聚焦?fàn)顟B(tài)能夠顯著地影響消費(fèi)者的產(chǎn)品審美評價(jià)，重復(fù)了實(shí)驗(yàn)1中的發(fā)現(xiàn)。實(shí)驗(yàn)2還表明，在自我聚焦?fàn)顟B(tài)與產(chǎn)品審美評價(jià)的因果關(guān)系中，被試的流暢性感知起著顯著的中介作用。研究假設(shè)之所以成立的內(nèi)在機(jī)制是：與私隱自我聚焦的消費(fèi)者相比，公眾自我聚焦的消費(fèi)者更加容易受到他人評價(jià)和意見的影響。盡管假設(shè)得到了支持，但是前面的實(shí)驗(yàn)并沒有檢驗(yàn)這一內(nèi)在機(jī)制是否成立。為此，本研究設(shè)計(jì)了實(shí)驗(yàn)3。

四、實(shí)驗(yàn)3：外部參考標(biāo)準(zhǔn)的影響作用——對信息處理機(jī)制的檢驗(yàn)

實(shí)驗(yàn)3的目的在于檢驗(yàn)外部審美參考標(biāo)準(zhǔn)(他人的評價(jià)和標(biāo)準(zhǔn))對不同自我聚焦?fàn)顟B(tài)消費(fèi)者的影響程度是否相同。在被試對產(chǎn)品進(jìn)行審美評價(jià)之前，實(shí)驗(yàn)3主動向被試提供可供參考的產(chǎn)品審美評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)(高與低)。實(shí)驗(yàn)3的預(yù)測是，相比于私隱自我聚焦的被試，公眾自我聚焦的被試將更容易受到外部參考標(biāo)準(zhǔn)的影響。

(一)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)3采用2(自我聚焦?fàn)顟B(tài)：私隱與社會)×2(外部參考標(biāo)準(zhǔn)：高與低)的組間設(shè)計(jì)。實(shí)驗(yàn)3也采用了實(shí)驗(yàn)1所使用的實(shí)驗(yàn)刺激物。參考前人的研究,Shaffer, D. R., Tomarelli, M. M.,“When Public and Private Self-Foci Clash : Self-Consciousness and Self-Disclosure Reciprocity during the Acquaintance Process”, , Vol.56, No.5, 1989, pp.765-776. 在正式實(shí)驗(yàn)開始前一個(gè)星期，實(shí)驗(yàn)3測量了被試的私隱和公眾自我聚焦，并使用中位數(shù)切分法將被試分成私隱和公眾自我聚焦組。自我聚焦?fàn)顟B(tài)的測量量表與實(shí)驗(yàn)1完全一致。在正式實(shí)驗(yàn)之前測量自變量能夠降低被試猜測實(shí)驗(yàn)?zāi)康牡目赡苄?，提高?shí)驗(yàn)結(jié)果的可靠性。

實(shí)驗(yàn)3的被試是中國某高校的學(xué)生。在正式實(shí)驗(yàn)開始后，被試被告知參加手機(jī)新產(chǎn)品的測試活動。并且，該測試活動已經(jīng)獲得一些樣本數(shù)據(jù)。因?yàn)楣竟芾韺酉Ｍ^全面地掌握消費(fèi)者對手機(jī)新產(chǎn)品的評價(jià)，所以還需要獲取一些新的樣本數(shù)據(jù)。私隱和公眾自我聚焦組分別被隨機(jī)平均分配至審美參考標(biāo)準(zhǔn)高和低的兩個(gè)實(shí)驗(yàn)條件組。在審美參考標(biāo)準(zhǔn)高的實(shí)驗(yàn)條件組，被試被告知已有樣本對新產(chǎn)品的評價(jià)較高，特別是對產(chǎn)品美觀程度評價(jià)甚高；在審美參考標(biāo)準(zhǔn)低的實(shí)驗(yàn)條件組，被試被告知已有樣本對新產(chǎn)品的評價(jià)不太高，特別是對產(chǎn)品美觀程度的評價(jià)較低。除此之外，實(shí)驗(yàn)3與實(shí)驗(yàn)1的實(shí)驗(yàn)過程完全一致。實(shí)驗(yàn)3測量了被試的審美評價(jià)和產(chǎn)品知識，測量方法與實(shí)驗(yàn)1一致。另外，被試還需要報(bào)告是否擁有品牌使用經(jīng)歷、是否接觸過手機(jī)宣傳資料、性別和年齡等。所有被試皆獨(dú)立完成整個(gè)實(shí)驗(yàn)過程。

(二)結(jié)果分析

在排除不符合研究要求的被試之后，實(shí)驗(yàn)3獲得134份有效樣本，其中男性58人占總?cè)藬?shù)的43.3%，女性76人占總?cè)藬?shù)的56.7%，平均年齡為21.20歲，年齡范圍為19～24歲。

首先，檢驗(yàn)自我聚焦?fàn)顟B(tài)的差異程度。實(shí)驗(yàn)3分別將私隱自我聚焦(α=0.81)和公眾自我聚焦(α=0.85)對自我聚焦?fàn)顟B(tài)組別進(jìn)行了單因素方差分析。分析結(jié)果顯示，在兩個(gè)組別中，私隱自我聚焦(

F

(1，133)=368.38，

p

<0.01，

Cohen

’

s

d

=3.32)和公眾自我聚焦(

F

(1，133)=275.87，

p

<0.01，

Cohen

’

s

d

=2.88)存在顯著的差異，且具有完全相反的大小方向。具體地，就私隱自我聚焦量表來說，私隱自我聚焦組的被試(

M

=3.70，

SD

=0.43，

n

=65)顯著地大于公眾自我聚焦組的被試(

M

=2.24，

SD

=0.45，

n

=69)；就公眾自我聚焦量表來說，私隱自我聚焦組的被試(

M

=2.21，

SD

=0.55)顯著地小于公眾自我聚焦組的被試(

M

=3.99，

SD

=0.68)。此外，實(shí)驗(yàn)3還分別將私隱和公眾自我聚焦對參考標(biāo)準(zhǔn)(高與低)和人口統(tǒng)計(jì)信息(性別和年齡)進(jìn)行了單因素方差分析，并沒有發(fā)現(xiàn)它們對被試的自我聚焦?fàn)顟B(tài)存在顯著的影響作用。因此，實(shí)驗(yàn)3對被試自我聚焦?fàn)顟B(tài)的分組能夠滿足驗(yàn)證研究假設(shè)的要求。其次，檢驗(yàn)控制變量的差異程度。實(shí)驗(yàn)3分別將產(chǎn)品知識對自我聚焦?fàn)顟B(tài)組別和參考標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行了單因素方差分析。結(jié)果顯示，在私隱自我聚焦組(

M

=6.87，

SD

=1.17)與公眾自我聚焦組(

M

=6.80，

SD

=1.21)之間，被試的產(chǎn)品知識沒有顯著差異(

F

(1，133)=0.11，

p

>0.1，

Cohen

’

s

d

=0.06)。在高審美參考標(biāo)準(zhǔn)組(

M

=6.91，

SD

=1.19)與低審美參考標(biāo)準(zhǔn)組(

M

=6.76，

SD

=1.20)之間，被試的產(chǎn)品知識也沒有顯著差異(

F

(1，133)=0.53，

p

>0.1，

Cohen

’

s

d

=0.13)。二者對產(chǎn)品知識的交互作用也不顯著。因此，被試的產(chǎn)品知識不會顯著地影響實(shí)驗(yàn)結(jié)果。最后，檢驗(yàn)自我聚焦?fàn)顟B(tài)和外部參考標(biāo)準(zhǔn)的交互效應(yīng)。實(shí)驗(yàn)3將審美評價(jià)對自我聚焦?fàn)顟B(tài)和外部參考標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行了雙因素方差分析。結(jié)果顯示，二者對產(chǎn)品審美評價(jià)的交互效應(yīng)顯著(

F

(1,133)=10.18，

p

<0.01，偏

η

=0.07)。具體地，在公眾自我聚焦組，高外部參考標(biāo)準(zhǔn)組被試的產(chǎn)品審美評價(jià)(

M

=5.37，

SD

=0.97)顯著地高于低外部參考標(biāo)準(zhǔn)組的產(chǎn)品審美評價(jià)(

M

=4.18，

SD

=0.98)，

F

(1，64)=24.21，

p

<0.01，

Cohen

’

s

d

=1.22)；但是，在私隱自我聚焦組，外部參考標(biāo)準(zhǔn)對被試的產(chǎn)品審美評價(jià)不再具有顯著的影響作用(

M

=5.29，

SD

=0.91；

M

=5.15，

SD

=0.97)，

F

(1，68)=0.34，

p

>0.1，

Cohen

’

s

d

=0.15)。由此可判斷，自我聚焦?fàn)顟B(tài)顯著地調(diào)節(jié)了外部參考標(biāo)準(zhǔn)對產(chǎn)品審美評價(jià)的影響作用。具體地，對于公眾自我聚焦的被試來說，外部參考標(biāo)準(zhǔn)顯著地影響了產(chǎn)品審美評價(jià)；但是，對于私隱自我聚焦的被試來說，外部參考標(biāo)準(zhǔn)對產(chǎn)品審美評價(jià)的影響不顯著。因此，實(shí)驗(yàn)結(jié)果支持了之前的預(yù)測。

(三)討論與小結(jié)

與私隱自我聚焦的消費(fèi)者相比，公眾自我聚焦的消費(fèi)者更加容易受到他人評價(jià)和意見的影響。實(shí)驗(yàn)3的邏輯是，如果這個(gè)內(nèi)在機(jī)制是成立的，那么外部參考標(biāo)準(zhǔn)的變化(不)能夠顯著地影響(私隱)公眾自我聚焦的消費(fèi)者對產(chǎn)品的審美評價(jià)。實(shí)驗(yàn)3的結(jié)果表明，研究假設(shè)的內(nèi)在機(jī)制是成立的。

五、結(jié)論與討論

(一)主要結(jié)論

在不同使用場景下，消費(fèi)者對產(chǎn)品的態(tài)度和評價(jià)是不同的。借鑒已有研究，本研究將使用場景劃分為兩類：私隱場景和社交場景。在此基礎(chǔ)上，本文從自我聚焦?fàn)顟B(tài)的角度研究了在兩種場景下消費(fèi)者的審美評價(jià)是否存在差異。本研究一共進(jìn)行了三個(gè)實(shí)驗(yàn)研究。實(shí)驗(yàn)1對自變量采用了測量的方式，主要驗(yàn)證了自我聚焦?fàn)顟B(tài)對產(chǎn)品審美評價(jià)的主效應(yīng)(H1)。實(shí)驗(yàn)2則操控了被試的自我聚焦?fàn)顟B(tài)，重復(fù)了實(shí)驗(yàn)1中的結(jié)果，并檢驗(yàn)了中介作用(H2)。實(shí)驗(yàn)3則采用了一個(gè)雙因素的交互實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，主要是驗(yàn)證了主效應(yīng)背后的內(nèi)在機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，相比于公眾自我聚焦的消費(fèi)者，私隱自我聚焦的消費(fèi)者對產(chǎn)品審美評價(jià)將更高。在這一關(guān)系之間，流暢性感知起著顯著的中介作用。這是因?yàn)?，相比于公眾自我聚焦的消費(fèi)者，私隱自我聚焦的消費(fèi)者將更多地關(guān)注自己的想法和感覺，因而具有較高的流暢性感知。

(二)理論貢獻(xiàn)

首先，本研究豐富了審美營銷的研究。在美學(xué)營銷的研究中，學(xué)者們較多地關(guān)注了產(chǎn)品的設(shè)計(jì)因素(比如，圖形元素和結(jié)構(gòu)特征)，而沒有探討消費(fèi)者的自我聚焦?fàn)顟B(tài)對產(chǎn)品審美評價(jià)的影響作用。在已有理論的基礎(chǔ)上，本文利用三個(gè)實(shí)驗(yàn)研究檢驗(yàn)了自我聚焦?fàn)顟B(tài)對產(chǎn)品審美評價(jià)的影響作用和內(nèi)在機(jī)制。

其次，本文能夠推動自我聚焦理論在營銷學(xué)領(lǐng)域的應(yīng)用研究。很早之前，營銷學(xué)者們就開始關(guān)注消費(fèi)者自我聚焦?fàn)顟B(tài)在營銷學(xué)領(lǐng)域的影響作用。例如，自我聚焦?fàn)顟B(tài)顯著地影響消費(fèi)者的商品評價(jià)Hung, I. W., Wyer Jr, R. S., “Shaping Consumer Imaginations : The Role of Self-Focused Attention in Product Evaluations”, , Vol.48, No.2, 2011, pp.381-392. 、印象管理動機(jī)Lalwani, A. K., Shrum, L. J., Chiu, C. Y., “Motivated Response Styles : The Role of Cultural Values, Regulatory Focus, and Self-Consciousness in Socially Desirable Responding”, , Vol.96, No.4, 2009, pp.870-882. 和虛榮消費(fèi)行為Workman, J. E., Lee, S. H., Vanity and Public Self-Consciousness : A Comparison of Fashion Consumer Groups and Gender”, , Vol.35, No.3, 2011, pp.307-315. 。但是，學(xué)者們尚未研究自我聚焦?fàn)顟B(tài)對產(chǎn)品審美評價(jià)的影響。本研究能夠加深學(xué)者們對消費(fèi)者自我聚焦?fàn)顟B(tài)的認(rèn)識，推動該理論在營銷學(xué)領(lǐng)域的應(yīng)用。

(三)營銷建議

首先，消費(fèi)者自我意識是影響產(chǎn)品審美體驗(yàn)的重要因素。根據(jù)本文的研究發(fā)現(xiàn)，在面對相同的產(chǎn)品之時(shí)，相比于公眾自我聚焦的消費(fèi)者，私隱自我聚焦的消費(fèi)者能夠獲得較高的產(chǎn)品審美體驗(yàn)。因此，為了有效地提升消費(fèi)者的產(chǎn)品審美體驗(yàn)，營銷人員應(yīng)該采取措施激發(fā)消費(fèi)者的私隱自我意識。為了提升消費(fèi)者的產(chǎn)品審美體驗(yàn)，營銷人員應(yīng)該仔細(xì)地考慮各種環(huán)境因素的設(shè)置。

其次，營銷人員應(yīng)該重視流暢性感知對消費(fèi)者購買行為的影響作用。流暢性感知是人們對信息處理情況的一種綜合認(rèn)知，人們不但關(guān)注引起流暢性感知差異的原因所在，也能依靠流暢性感知迅速地做出決策。根據(jù)本文的研究發(fā)現(xiàn)，流暢性感知在自我意識和產(chǎn)品審美體驗(yàn)之間的因果關(guān)系中起著顯著的中介作用。因此，為了提升消費(fèi)者的產(chǎn)品審美體驗(yàn)，營銷人員必須關(guān)注消費(fèi)者的流暢性感知。不僅如此，流暢性感知還能影響消費(fèi)者對產(chǎn)品其他屬性和特征的認(rèn)知和評價(jià)，比如廣告評價(jià)、選擇意愿等。

(四)研究局限及未來方向

首先，本文的實(shí)證研究全部是實(shí)驗(yàn)室研究，能夠確保研究結(jié)論的內(nèi)部效度。但是，研究結(jié)論的外部效度如何呢？比如，在現(xiàn)實(shí)的消費(fèi)環(huán)境下，消費(fèi)者自我聚焦?fàn)顟B(tài)對產(chǎn)品審美評價(jià)的影響關(guān)系是否依然存在？這些問題都有待開展更多的現(xiàn)場研究來進(jìn)行檢驗(yàn)。

其次，如何在營銷實(shí)踐中應(yīng)用研究結(jié)論。在心理學(xué)研究中，鏡子、攝像頭和旁觀者Carver, C. S., Scheier, M. F., “Self-Focusing Effects of Dispositional Self-Consciousness, Mirror Presence, and Audience Presence”, , Vol.36, No.3, 1978, pp.324-332. 常被用來操控被試的自我聚焦?fàn)顟B(tài)。那么，營銷人員是否可以在賣場使用這些因素以提升消費(fèi)者對產(chǎn)品的審美評價(jià)呢？是否還有其他環(huán)境因素可以利用呢？這也是將來的一個(gè)研究方向。