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社交情境對體驗(yàn)型消費(fèi)參與興趣的影響研究

2021-07-31 02:06李倩倩范雅雯宋文靜
南開管理評論 2021年3期
關(guān)鍵詞:效應(yīng)距離社交

○ 李倩倩 范雅雯 宋文靜

引言

移動互聯(lián)網(wǎng)賦能線上社交,商業(yè)化共享系統(tǒng)增效分享經(jīng)濟(jì),直播鏈接萬千受眾……看似熱鬧的時代,在現(xiàn)實(shí)中卻面臨愈來愈難建立和維持的情感支持系統(tǒng)。加之獨(dú)生子女一代逐漸成為新生代消費(fèi)群體,傳統(tǒng)“獨(dú)樂樂不如眾樂樂”的結(jié)伴出行之外,孤獨(dú)經(jīng)濟(jì)開始涌現(xiàn):獨(dú)自看電影、獨(dú)自吃火鍋、獨(dú)自唱K……越來越多的人們面臨一個消費(fèi)困境:面對極具誘惑的體驗(yàn)型活動時卻無伴可約,去還是不去?這不僅是年代的差異,更是時代的難題。一方面是體驗(yàn)型活動本身的吸引力,一邊是獨(dú)身前往可能的社交或心理壓力——當(dāng)然,也可能是更多的自由和享受。孰能勝出,難以預(yù)測。

現(xiàn)有研究的一個基本發(fā)現(xiàn)是:孤獨(dú)體驗(yàn)所收獲的幸福感低于有其他人參與的體驗(yàn)。[1]但是,這受到體驗(yàn)活動類型的調(diào)節(jié):對獨(dú)自參與公開享樂活動(如獨(dú)自看電影),會因擔(dān)心他人對自己社會聯(lián)通性產(chǎn)生消極判斷,而表現(xiàn)出較低的預(yù)期享受程度和參與興趣。這些消極判斷在實(shí)用(如獨(dú)自買菜)或私密(如在家看電影)活動中則不存在。[2]這說明,對公開享樂活動,當(dāng)缺少同伴時人們會產(chǎn)生額外的心理壓力而不愿參與。然而,這能闡明傳統(tǒng)的“獨(dú)樂樂不如眾樂樂”,卻難以解釋孤獨(dú)經(jīng)濟(jì)的盛行:為何有些人更喜歡獨(dú)自體驗(yàn)而無懼眾人眼光?面對公開體驗(yàn)活動的吸引,我行我素與前瞻后顧者到底有何差異?

本研究致力于回答該問題并揭示背后的選擇機(jī)制。除了以上理論解釋的貢獻(xiàn),研究還具有提升消費(fèi)者幸福的價值。研究表明,體驗(yàn)型消費(fèi)因更持久的享樂屬性、[3]更利于自我發(fā)現(xiàn)[4]與認(rèn)同、[5]更不易于進(jìn)行負(fù)面的購后比較[6]和產(chǎn)生后悔情緒,[7]而能比物質(zhì)型消費(fèi)帶給消費(fèi)者更高的幸福感。[8,9]公開享樂性活動由于具有更高的他人涉入度[1]和交流價值,[10]更能讓消費(fèi)者感到幸福。若皆如之前研究,因缺乏同伴而放棄獨(dú)自參與公開享樂型體驗(yàn)活動,在規(guī)避社交心理壓力的同時也錯失了可能的快樂,甚至自我放空向內(nèi)尋求的良機(jī)。這并不是消費(fèi)者獲得幸福的良策,反而因?yàn)榉艞壙赡墚a(chǎn)生遺憾等負(fù)面情緒。因此,探究社交情境影響消費(fèi)者參與興趣和預(yù)期享受程度的內(nèi)在過程機(jī)制和外在作用機(jī)制,將有助于幫助消費(fèi)者克服獨(dú)自參與體驗(yàn)型消費(fèi)的擔(dān)憂和抗拒心理,豐富享樂消費(fèi)領(lǐng)域的研究成果。

一、文獻(xiàn)回顧與假設(shè)推導(dǎo)

1.社交情境對參與興趣和預(yù)期享受程度的直接效應(yīng)假設(shè)

心理學(xué)家Van Boven等[11]首次將消費(fèi)劃分為物質(zhì)型消費(fèi)(Material Purchase)和體驗(yàn)型消費(fèi)(Experiential Purchase):物質(zhì)型消費(fèi)指為了擁有一件有形的、可占有的物品而產(chǎn)生的消費(fèi)行為,強(qiáng)調(diào)“保存與占有”;體驗(yàn)型消費(fèi)則是為了獲得一段或一系列親身經(jīng)歷的生活體驗(yàn)而進(jìn)行的消費(fèi)行為,強(qiáng)調(diào)“過程與經(jīng)歷”。

一些研究探討了消費(fèi)類型與幸福感的關(guān)系,結(jié)果表明,相較于物質(zhì)型消費(fèi),消費(fèi)者在體驗(yàn)型消費(fèi)中得到的幸福感更強(qiáng)。首先,Van Boven等[11]提出由于體驗(yàn)型消費(fèi)的無形性,即其僅存在于消費(fèi)者的記憶中,因此更易在事后被正面解讀,與真實(shí)自我更相關(guān),且社會價值更高,從而更能讓消費(fèi)者感到幸福。隨后,Ramanathan等[12]指出與他人共享體驗(yàn)活動可以增強(qiáng)消費(fèi)者與共享者之間的社會關(guān)系,因此參與體驗(yàn)型消費(fèi)的幸福感更高。此外,Carter等[13]體驗(yàn)型消費(fèi)具備可敘事性角度,即更可能用于和同伴共享體驗(yàn)經(jīng)過與感受,所以比物質(zhì)型消費(fèi)更能帶來快樂和滿足感。綜上所述,不難看出其最核心的解釋機(jī)制在于體驗(yàn)型消費(fèi)的社會化本質(zhì)。[11,14]現(xiàn)實(shí)情境中,不同于毛衣、手表、珠寶等物品的獨(dú)占性,外出就餐、旅游、看電影等體驗(yàn)本身就具有社交性。因此,參與體驗(yàn)型消費(fèi)有利于關(guān)系需要和歸屬需要的滿足;同時,由于體驗(yàn)經(jīng)歷敘述結(jié)構(gòu)的完整性,易激發(fā)他人交談興趣,交流價值更高,從而滿足社會聯(lián)結(jié)動機(jī),進(jìn)而促進(jìn)幸福感的產(chǎn)生。[10]

然而,正是由于體驗(yàn)型消費(fèi)的社會化本質(zhì),其享樂優(yōu)勢受到社交情境制約。與獨(dú)自參與體驗(yàn)型消費(fèi)經(jīng)歷相比,與他人共同參與的經(jīng)歷被認(rèn)為更有價值,更能帶來快樂。[1]同時,由于共享性消費(fèi)會增強(qiáng)社會聯(lián)系,從而導(dǎo)致有他人涉入的物質(zhì)型消費(fèi)甚至比獨(dú)自參與的體驗(yàn)型消費(fèi)幸福感更高。[1]可見,體驗(yàn)型消費(fèi)的享樂優(yōu)勢主要來自社交性,包括過程本身和事后交流。對于過程本身而言,體驗(yàn)型消費(fèi)的社交性會明顯受到社交情境的影響:結(jié)伴而行方能體現(xiàn)活動的社交本質(zhì)。若獨(dú)自前往,體驗(yàn)型消費(fèi)自身的享樂價值(如電影帶來的愉悅感)依然存在,但社交價值(如過程帶來的歸屬與關(guān)系滿足)則難以獲得。此外,積極的體驗(yàn)型消費(fèi)經(jīng)歷會帶來更高水平的幸福感,但消極經(jīng)歷(如獨(dú)自參與公開享樂性體驗(yàn)活動)則會導(dǎo)致更大程度的不幸福。[3]在現(xiàn)實(shí)背景中,互聯(lián)網(wǎng)迅速普及且獨(dú)生子女群體逐漸擴(kuò)大,越來越多個體將精神寄托于網(wǎng)絡(luò)世界,而現(xiàn)實(shí)則生活于孤獨(dú)狀態(tài),對獨(dú)自參與公開—享樂性體驗(yàn)型消費(fèi)活動興趣較低。因此,由于歸屬需要和社會聯(lián)結(jié)動機(jī)的驅(qū)動,消費(fèi)者參與公開—享樂的體驗(yàn)型消費(fèi)的興趣和預(yù)期享受程度會受到有無他人涉入的影響。據(jù)此,本文提出假設(shè):

H1:社交情境影響消費(fèi)者的參與興趣和預(yù)期享受程度:相較于獨(dú)自消費(fèi)情境,結(jié)伴參與會增加消費(fèi)者的參與興趣和預(yù)期享受程度

2.狀態(tài)自尊的中介效應(yīng)假設(shè)

先前研究從體驗(yàn)型消費(fèi)的社交性特點(diǎn)揭示出對他人感知自我社會連通性的消極擔(dān)憂,導(dǎo)致獨(dú)自參與公開享樂活動的低意愿和預(yù)期享樂程度。[2]然而,這只揭示了個體關(guān)于社會對自己認(rèn)可方面的關(guān)注,實(shí)際上,獨(dú)自或結(jié)伴參加活動還可能引發(fā)對自我內(nèi)心的滿足感差異,進(jìn)而帶來不同的參與意愿。本研究認(rèn)為,將一個包含社會和個人取向的心理概念納入框架并作為中介,可以更完整地解釋社交情境與公開享樂型體驗(yàn)消費(fèi)的關(guān)聯(lián)機(jī)制。以往研究表明,自尊是一個包含社會取向和個人取向的雙維度系統(tǒng),既重視社會對自己的認(rèn)可,又重視自我內(nèi)心的滿足和潛力的發(fā)揮。[15]并且,自尊不僅能夠直接解釋主觀幸福感[16]等積極情感,同時也可以作為預(yù)測幸福感的重要中介因素。[17]因此,本研究將自尊作為潛在的中介變量進(jìn)行研究。

自尊是個體在社會化過程中形成的對自我價值的情感體驗(yàn)和評價,其核心在于自我價值判斷與體驗(yàn)。[15,18]從概括性看,自尊分為總體自尊和特定領(lǐng)域自尊。社交自尊屬于特定領(lǐng)域自尊,即個體對自己的社會交往能力與交往狀況的評價與情緒。[19]從穩(wěn)定性看,又可分為狀態(tài)自尊和特質(zhì)自尊。特質(zhì)自尊是個體在長時期表現(xiàn)出來的整體的、穩(wěn)定的自尊狀態(tài);狀態(tài)自尊是個體在某時某刻的自尊狀態(tài),是在某種情境或狀態(tài)下個體對自己的情感性評定,易受情境影響。[20]考慮到本研究以公開—享樂的體驗(yàn)型消費(fèi)作為研究對象,消費(fèi)者的自尊會受到社交情境的影響,表現(xiàn)出不穩(wěn)定的特征,因此,本研究集中考察狀態(tài)自尊。

作為包含社會取向和個人取向的雙維度系統(tǒng),個體的狀態(tài)自尊在社交情境與參與興趣的中介作用有兩個方面。一方面,個體對自我的價值感知取決于個體如何看待社會眼中的“我”,重視社會對自我的認(rèn)可。根據(jù)社會計量器理論,狀態(tài)自尊本質(zhì)是人際關(guān)系的計量器,計量個體在具體情境中所感知到的他人評價。當(dāng)個體感知到他人的認(rèn)可與接納時,狀態(tài)自尊水平會上升,反之則下降。[21]當(dāng)獨(dú)自參與公開—享樂性的體驗(yàn)型消費(fèi)時,消費(fèi)者會擔(dān)心他人認(rèn)為自己沒有朋友,對自己的社會聯(lián)通性產(chǎn)生消極判斷,[2]從而導(dǎo)致狀態(tài)自尊受損。另一方面,自尊來源于個體認(rèn)知和評價作為主體自我的正向情感體驗(yàn),重視個人取向的自我價值感。在獨(dú)自參與的消費(fèi)情境下,未被滿足的歸屬需要和體驗(yàn)型消費(fèi)的社交性本質(zhì)之間的沖突,會導(dǎo)致消費(fèi)者自身產(chǎn)生諸如尷尬、孤獨(dú)、不自在、控制感缺失等負(fù)向體驗(yàn)或消極自我評價,進(jìn)而降低其狀態(tài)自尊。在社交領(lǐng)域中,當(dāng)處于低狀態(tài)自尊的情況下,消費(fèi)者會感知人際不安全,懷疑自己的社會接納水平,對社交信號高度敏感,擔(dān)心被拒絕。[22,23]此時,面對公開—享樂性體驗(yàn)型消費(fèi)活動,低狀態(tài)自尊導(dǎo)致的高自我懷疑度會促使消費(fèi)者行為更加謹(jǐn)慎,限制自己與他人的社會交往,采取消極被動的應(yīng)對方式以避免負(fù)面社會評價或拒絕,[24]從而降低其參與興趣和預(yù)期享受程度?;谝陨?,社交情境會通過狀態(tài)自尊間接影響消費(fèi)者的參與興趣和預(yù)期享受程度。由此本文提出假設(shè):

H2:狀態(tài)自尊在社交情境對參與興趣和預(yù)期享受程度的影響中起中介作用

3.自我構(gòu)念的調(diào)節(jié)效應(yīng)假設(shè)

如前所述,孤獨(dú)經(jīng)濟(jì)的盛行表明,并非每個人都拒做“獨(dú)行俠”。甚至有不少人更偏愛如此,將其視為自我放空的獨(dú)特體驗(yàn)。那么,是什么特質(zhì)使得某些人并不懼怕獨(dú)自行動且更享受其中?考慮到研究關(guān)于社交情境,表示自我與他人獨(dú)立或依賴關(guān)系的自我構(gòu)念預(yù)期會起調(diào)節(jié)作用。自我構(gòu)念指人們在多大程度上認(rèn)為自我與他人相聯(lián)系或分離,是影響人們認(rèn)知、情感和動機(jī)的重要人格特質(zhì),[25]通常包括依賴型和獨(dú)立型。依賴型自我構(gòu)念將自我視為社會情境中的一部分,強(qiáng)調(diào)自我與他人的關(guān)聯(lián),用與他人關(guān)系及情境因素規(guī)范自身行為,有著較高水平的歸屬需要;而獨(dú)立型自我構(gòu)念將自我看作與他人相區(qū)別的獨(dú)立個體,注重自身獨(dú)特性和自主性,于他們而言,情境和他人只是用來證實(shí)內(nèi)在自我的評價標(biāo)準(zhǔn),社會聯(lián)結(jié)動機(jī)較弱,歸屬需要處于低水平狀態(tài)。因此,相較于獨(dú)立型自我構(gòu)念,依賴型自我構(gòu)念會更高估社交情境對參與興趣和預(yù)期享受程度的預(yù)測作用。由此,本文提出假設(shè):

H3:自我構(gòu)念調(diào)節(jié)社交情境對參與興趣和預(yù)期享受程度的影響:依賴型自我構(gòu)念會增強(qiáng)該影響

另一方面,依賴型與獨(dú)立型自我構(gòu)念者具有不同的自尊基礎(chǔ)。[25]依賴型個體自尊來源于融洽社會關(guān)系的構(gòu)建及不同情境下的自我調(diào)節(jié)能力,強(qiáng)調(diào)社會規(guī)范和自我約束,更多考慮他人的期望,傾向于通過公開屬性如社會角色和人際關(guān)系定義自我,因此更重視他人對自我社會聯(lián)通性的評價;相反,獨(dú)立型個體自尊來源于內(nèi)在特質(zhì)確認(rèn)與自我表達(dá),注重自我實(shí)現(xiàn),更多考慮內(nèi)在需要的滿足,傾向于通過內(nèi)在屬性如個人的能力、想法來定義自我,較少關(guān)注他人對自我社會關(guān)系的評價。[26]此外,關(guān)系導(dǎo)向的依賴型自我構(gòu)念更容易在獨(dú)自參與的體驗(yàn)型消費(fèi)情境中產(chǎn)生負(fù)向體驗(yàn)和消極自我評價。綜上推測,相較于獨(dú)立型自我構(gòu)念,依賴型自我構(gòu)念的自我價值判斷和情感體驗(yàn)更容易受社交情境的影響,即社交情境對其狀態(tài)自尊的影響更強(qiáng)。由此,本文提出假設(shè):

H4:自我構(gòu)念調(diào)節(jié)社交情境對狀態(tài)自尊的影響:依賴型自我構(gòu)念會增強(qiáng)該影響

4.心理距離的再調(diào)節(jié)效應(yīng)假設(shè)

如果說自我構(gòu)念揭示了人格差異,那么心理距離則能夠解釋環(huán)境帶來的心理差異:一個對朋友依賴甚強(qiáng)以致不愿獨(dú)自出門去看電影的人,為何到了遙遠(yuǎn)的古鎮(zhèn),卻一個人逍遙自在;不僅如此,對兩周后的計劃和明天的選擇也通常存在差異……這些涉及心理距離的兩個維度——時間距離和空間距離。用心理距離來研究這些差異在當(dāng)今現(xiàn)實(shí)背景下重要而有趣。

心理距離是一種“自我中心”概念,指個體對某個事件接近或遠(yuǎn)離參照點(diǎn)時所形成的一種主觀感知。[27]研究表明,心理距離會影響個體對事物的解釋水平(Construal Level):心理距離越遠(yuǎn),個體越關(guān)注反映事件本質(zhì)的抽象的、核心的、去情境化的高解釋水平特征;心理距離越近,個體越關(guān)注與事件手段有關(guān)的具體的、外圍的、情境化的低解釋水平特征。[27]以往研究指出,心理距離具有四個維度:時間距離、空間距離、社會距離和假設(shè)性。時間距離是個體感知到事件發(fā)生的時間與參照點(diǎn)之間的距離;空間距離指事物在空間上離參照點(diǎn)的遠(yuǎn)近;社會距離用于描述對個體或群體間親密度的感知;而假設(shè)性則指事件發(fā)生的可能性大小。[27]根據(jù)解釋水平理論,四個維度均以自我為參考點(diǎn),與“我”“現(xiàn)在”“這兒”“真實(shí)”有關(guān)的直接經(jīng)驗(yàn)就是心理距離的原點(diǎn)。因此,個體對這些維度具有相似的心理加工過程,相互之間存在潛在的自動化聯(lián)系,對任一維度距離的感知都會對其他維度的遠(yuǎn)近感知產(chǎn)生影響,并最終以心理距離這個共同維度對個體認(rèn)知和決策產(chǎn)生影響。[28]例如,當(dāng)事件發(fā)生的時間距現(xiàn)在較遠(yuǎn)、地點(diǎn)距自身較遠(yuǎn)、為他人而非自己做決策以及事件發(fā)生概率較低時,個體均傾向關(guān)注去情境化的信息,以高解釋水平解讀事件。[29,30]

以往研究發(fā)現(xiàn),自我構(gòu)念與解釋水平之間存在一定的聯(lián)系。[25]具體表現(xiàn)為獨(dú)立型自我構(gòu)念較少關(guān)注情境信息,更注重自主性及背景獨(dú)立性信息,其心理表征更抽象,因而對事件的解釋水平更高;而依賴型自我構(gòu)念注重具體的情境,更關(guān)注社會性與背景依賴性知識,心理表征更具體,解釋水平更低。[31]然而,在心理距離遠(yuǎn)時,具體情境信息的可得性與可靠性變得更低,依賴型個體將會表現(xiàn)出與獨(dú)立型個體類似的高解釋水平特征,更多地聚焦與體驗(yàn)本質(zhì)相關(guān)的核心特征,從而降低社交情境對狀態(tài)自尊的影響,減弱自我構(gòu)念的調(diào)節(jié)效應(yīng);相反,在心理距離近時,依賴型自我構(gòu)念能掌握或預(yù)測更多、更為詳細(xì)的情境信息,對社交情境傳遞出的人際關(guān)系線索則會更加敏感,此時狀態(tài)自尊更易受到社交情境的影響,從而增強(qiáng)自我構(gòu)念的調(diào)節(jié)效應(yīng)。綜上,本文提出假設(shè):

H5:自我構(gòu)念對社交情境和狀態(tài)自尊的調(diào)節(jié)效應(yīng)受到心理距離的再調(diào)節(jié):當(dāng)心理距離近時,自我構(gòu)念對社交情境和狀態(tài)自尊的調(diào)節(jié)效應(yīng)增強(qiáng);當(dāng)心理距離遠(yuǎn)時,自我構(gòu)念對社交情境和狀態(tài)自尊的調(diào)節(jié)效應(yīng)減弱

至此,形成本研究的理論模型,如圖1所示。

圖1 理論模型

二、實(shí)驗(yàn)一:狀態(tài)自尊中介效應(yīng)與自我構(gòu)念調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

1.研究目的與實(shí)驗(yàn)設(shè)計

根據(jù)研究框架和假設(shè),本研究共分為兩個實(shí)驗(yàn)展開。實(shí)驗(yàn)一旨在探討社交情境與體驗(yàn)型消費(fèi)參與興趣和預(yù)期享受程度之間的關(guān)系及狀態(tài)自尊在二者間的中介效應(yīng)。同時,引入自我構(gòu)念作為調(diào)節(jié)變量,檢驗(yàn)在不同的自我構(gòu)念類型下,社交情境對狀態(tài)自尊、參與興趣和預(yù)期享受程度的影響有何差異。實(shí)驗(yàn)設(shè)計和操作程序如下:采用2(社交情境:獨(dú)自vs.結(jié)伴)×2(自我構(gòu)念:獨(dú)立型vs.依賴型)的組間設(shè)計,共形成4 組實(shí)驗(yàn)情境。以網(wǎng)絡(luò)問卷的形式采用滾雪球抽樣,共回收有效問卷172 份(n1=44,n2=41,n3=40,n4=47)。其中,男性占比31.6%,女性68.4%;年齡范圍為19-40 歲,平均27.3 歲;大學(xué)本科學(xué)歷者較多,占比54.1%;職業(yè)分布較為均勻,學(xué)生占比36.6%,企業(yè)工作人員占比35.5%,其他職業(yè)總計27.9%。被試隨機(jī)進(jìn)入一個實(shí)驗(yàn)情境,依照指令依次完成4 部分內(nèi)容:自我構(gòu)念的操縱與操縱檢驗(yàn),消費(fèi)情境與社交情境的閱讀與想象,參與興趣、預(yù)期享受程度與狀態(tài)自尊的測量及人口統(tǒng)計信息。

對情境性自我構(gòu)念的操縱借鑒了Trafimow等[32]提出的故事啟動法,即通過講故事的形式給被試呈現(xiàn)主人公遵循獨(dú)立型自我構(gòu)念或依賴型自我構(gòu)念的行事作風(fēng),以激活某種特定的自我構(gòu)念傾向。實(shí)際操作是請被試閱讀一個關(guān)于古蘇美爾勇士的故事并回答有關(guān)問題,故事前部分的內(nèi)容相同,后部分則根據(jù)特定類型的自我構(gòu)念針對性地向被試呈現(xiàn),即在獨(dú)立型自我構(gòu)念實(shí)驗(yàn)組中主人公的用人決策完全出于個人的利益,在依賴型自我構(gòu)念實(shí)驗(yàn)組則完全出于家族的利益。在閱讀完故事后,為進(jìn)一步強(qiáng)化操縱效果和弱化實(shí)驗(yàn)?zāi)康?,被試將回答以下兩個問題:“索特選擇吉爾指揮軍隊(duì)的理由是什么”及“你是否崇拜索特”。對情境性自我構(gòu)念的操縱檢驗(yàn)則參照由Hamilton等[33]提出且被廣泛應(yīng)用的臨時自我構(gòu)念量表,[34]共包含6 個題項(xiàng)。其中,3 個題項(xiàng)測量獨(dú)立型自我構(gòu)念,如“現(xiàn)在,‘我’這個詞最多地出現(xiàn)在我腦海中”;另外3 個題項(xiàng)測量依賴型自我構(gòu)念,如“現(xiàn)在,‘我們’這個詞最多地出現(xiàn)在我腦海中”。采用李克特7 級量表(1=非常不同意,7=非常同意)。

外出就餐、電影院觀影、度假旅游、聽音樂會等消費(fèi)活動的體驗(yàn)屬性[3,11]和公開—享樂屬性[2]已在研究中被反復(fù)證實(shí),因此,本研究選取最常見、最頻繁的餐廳就餐消費(fèi)作為具體的實(shí)驗(yàn)情境。同時,社交情境的操縱參考Ratner等[2]的實(shí)驗(yàn)材料,對無同伴陪同的獨(dú)自消費(fèi)情境的描述是:最近新開了一家你一直想嘗試的餐廳,但你的朋友沒空陪你去這家餐廳吃飯。對有同伴涉入的結(jié)伴消費(fèi)情境的描述是:最近新開了一家你一直想嘗試的餐廳,正好你的朋友也有空和你一起去這家餐廳吃飯。

對參與興趣和預(yù)期享受程度的測量參照Ratner等[2]研究中使用的題項(xiàng),即“你是否有興趣獨(dú)自/和朋友一起去這家餐廳吃飯”,“如果你一個人/和朋友一起去這家餐廳吃飯,你預(yù)期的享受程度是”。采用7 級量表(1=非常沒興趣/不享受,7=非常有興趣/享受)。對社交領(lǐng)域下狀態(tài)自尊的測量選用Heatherton等[35]開發(fā)的量表,共7 個題項(xiàng),包括“我感到很不自在”“我擔(dān)心別人對我的看法”等。采用7 級量表(1=非常不同意,7=非常同意),數(shù)據(jù)分析時采用反向計分,分值越高則狀態(tài)自尊越高。

2.數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗(yàn)

(1)信度分析和操縱檢驗(yàn)

在進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)之前,首先對實(shí)驗(yàn)問卷進(jìn)行信度分析和操縱檢驗(yàn)。信度檢驗(yàn)結(jié)果顯示,各量表的Cronbach's α系數(shù)值分別為:獨(dú)立型自我構(gòu)念量表0.794、依賴型自我構(gòu)念量表0.790、狀態(tài)自尊量表0.805,證明量表具有良好的信度。同時,本實(shí)驗(yàn)量表均來源于國內(nèi)外研究的常用量表,經(jīng)過反復(fù)、嚴(yán)格的雙向翻譯和驗(yàn)證,具有較高的內(nèi)容效度。

在對情境性自我構(gòu)念的操縱檢驗(yàn)中,用依賴型自我構(gòu)念題項(xiàng)的均值減去獨(dú)立型自我構(gòu)念題項(xiàng)的均值得到被試的自我構(gòu)念指數(shù),分?jǐn)?shù)越高說明被試越偏向依賴型自我構(gòu)念。數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示,依賴型自我構(gòu)念操縱組的自我構(gòu)念指數(shù)顯著高于獨(dú)立型自我構(gòu)念操縱組(M依賴型=0.576,M獨(dú)立型=-0.413,t(169.538)=-8.163,p<0.01),且依賴型自我構(gòu)念組的指數(shù)為正值,獨(dú)立型自我構(gòu)念組的指數(shù)為負(fù),說明對自我構(gòu)念的操縱是成功的。

(2)社交情境對參與興趣的直接效應(yīng)與狀態(tài)自尊的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

以社交情境為自變量,分別以參與興趣和預(yù)期享受程度為因變量進(jìn)行獨(dú)立樣本T 檢驗(yàn),結(jié)果顯示,社交情境影響消費(fèi)者的參與興趣(M獨(dú)自消費(fèi)=4.35,M結(jié)伴消費(fèi)=5.54,t(170)=-6.859,p<0.01)和預(yù)期享受程度(M獨(dú)自消費(fèi)=4.45,M結(jié)伴消費(fèi)=5.53,t(157.952)=-6.897,p<0.01)的直接效應(yīng)顯著,即相較于獨(dú)自消費(fèi)情境,結(jié)伴參與會增加消費(fèi)者的參與興趣和預(yù)期享受程度,H1 得以驗(yàn)證。

按照Zhao等[36]提出的中介效應(yīng)分析程序,參照Hayes[37]提出的Bootstrap方法對狀態(tài)自尊進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn),選擇模型4,樣本量為5000,取樣方法為選擇偏差校正的非參數(shù)百分位法。首先,以社交情境作為自變量,參與興趣作為因變量,性別、年齡、學(xué)歷、月收入作為控制變量。結(jié)果顯示,在95% 的置信區(qū)間下,狀態(tài)自尊的中介效應(yīng)顯著(LLCI=0.429,ULCI=0.946,不包含0),中介效應(yīng)值為0.667;在控制了中介變量狀態(tài)自尊后,社交情境對參與興趣的直接效應(yīng)依舊顯著(LLCI=0.175,ULCI=0.850,不包含0),直接效應(yīng)值為0.513,表明狀態(tài)自尊在社交情境對參與興趣的影響中起著部分中介作用。然后,以預(yù)期享受程度作為因變量,結(jié)果顯示,在95% 的置信區(qū)間下,狀態(tài)自尊的中介效應(yīng)顯著(LLCI=0.376,ULCI=0.845,不包含0),中介效應(yīng)值為0.588;在控制了中介變量狀態(tài)自尊后,社交情境對預(yù)期享受程度的直接效應(yīng)依舊顯著(LLCI=0.152,ULCI=0.766,不包含0),直接效應(yīng)值為0.459,表明狀態(tài)自尊在社交情境對預(yù)期享受程度的影響中同樣起部分中介作用。綜上,H2 得以驗(yàn)證,數(shù)據(jù)分析結(jié)果見表1。

表1 狀態(tài)自尊的中介效應(yīng)分析結(jié)果

(3)自我構(gòu)念的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

在本實(shí)驗(yàn)中,自變量社交情境和調(diào)節(jié)變量自我構(gòu)念都屬于類別變量,采用雙因素ANOVA 分析進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。分析結(jié)果如表2所示。首先,社交情境與自我構(gòu)念對參與興趣的交互效應(yīng)顯著(F(1,168)=16.951,p <0.01),同時社交情境對參與興趣的主效應(yīng)顯著(F(1,168)=51.369,p<0.01),自我構(gòu)念對參與興趣的主效應(yīng)不顯著(F(1,168)=2.042,p>0.05)。為了更直觀地判斷調(diào)節(jié)效果,繪制如圖2所示的交互效應(yīng)圖。可以看出,相較于獨(dú)立型自我構(gòu)念(M獨(dú)自消費(fèi)=4.79,M結(jié)伴消費(fèi)=5.30),依賴型自我構(gòu)念增強(qiáng)了社交情境對參與興趣的影響(M獨(dú)自消費(fèi)=3.87,M結(jié)伴消費(fèi)=5.74),表明自我構(gòu)念顯著調(diào)節(jié)社交情境對參與興趣的影響。

圖2 自我構(gòu)念與社交情境對參與興趣的交互效應(yīng)

表2 自我構(gòu)念的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果:1

其次,社交情境與自我構(gòu)念對預(yù)期享受程度的交互效應(yīng)顯著(F(1,168)=7.136,p<0.01),同時社交情境對預(yù)期享受程度的主效應(yīng)顯著(F(1,168)=49.970,p<0.01),自我構(gòu)念對預(yù)期享受程度的主效應(yīng)不顯著(F(1,168)=2.017,p>0.05)。繪制如圖3所示的交互效應(yīng)圖,可以看出,相較于獨(dú)立型自我構(gòu)念(M獨(dú)自消費(fèi)=4.75,M結(jié)伴消費(fèi)=5.43),依賴型自我構(gòu)念增強(qiáng)了社交情境對預(yù)期享受程度的影響(M獨(dú)自消費(fèi)=4.12,M結(jié)伴消費(fèi)=5.62)。表明自我構(gòu)念顯著調(diào)節(jié)社交情境對預(yù)期享受程度的影響。綜合以上分析,H3 得以驗(yàn)證,即自我構(gòu)念調(diào)節(jié)社交情境對參與興趣和預(yù)期享受程度的影響,依賴型自我構(gòu)念會增強(qiáng)這一影響。

圖3 自我構(gòu)念與社交情境對預(yù)期享受程度的交互效應(yīng)

最后,檢驗(yàn)自我構(gòu)念對社交情境影響狀態(tài)自尊的調(diào)節(jié)效應(yīng)。分析結(jié)果如表2所示,社交情境與自我構(gòu)念對狀態(tài)自尊的交互效應(yīng)顯著(F(1,168)=4.172,p<0.05),同時社交情境(F(1,168)=49.148,p<0.01)和自我構(gòu)念(F(1,168)=6.175,p<0.05)對狀態(tài)自尊的主效應(yīng)均顯著。同樣,從圖4 的交互效應(yīng)圖可以看出,相較于獨(dú)立型自我構(gòu)念(M獨(dú)自消費(fèi)=4.62,M結(jié)伴消費(fèi)=5.36),依賴型自我構(gòu)念增強(qiáng)了社交情境對狀態(tài)自尊的影響(M獨(dú)自消費(fèi)=3.95,M結(jié)伴消費(fèi)=5.29),即自我構(gòu)念顯著調(diào)節(jié)社交情境對狀態(tài)自尊的影響,H4 得以驗(yàn)證。

圖4 自我構(gòu)念與社交情境對狀態(tài)自尊的交互效應(yīng)

三、實(shí)驗(yàn)二:心理距離再調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

1.研究目的與實(shí)驗(yàn)設(shè)計

為提高研究結(jié)論的生態(tài)效度,實(shí)驗(yàn)二通過自陳量表直接測量被試的主導(dǎo)性自我構(gòu)念,對自我構(gòu)念的調(diào)節(jié)效應(yīng)和狀態(tài)自尊的中介效應(yīng)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。同時,在實(shí)驗(yàn)一的基礎(chǔ)上,進(jìn)一步引入心理距離作為再調(diào)節(jié)變量,通過操縱被試在時間維度和空間維度上的心理距離感知,檢驗(yàn)在不同距離遠(yuǎn)近下,自我構(gòu)念對社交情境和狀態(tài)自尊關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)強(qiáng)弱。根據(jù)解釋水平理論,心理距離的四個維度均以個體的直接經(jīng)驗(yàn)為原點(diǎn),個體對各維度信息具有類似的心理加工過程,其對個體認(rèn)知和決策行為的影響也具有相似的特征,[38]距離遠(yuǎn)時傾向以整體化加工方式處理信息,解釋水平較高;距離近時反之?;谛睦砭嚯x各維度的同質(zhì)性,現(xiàn)有研究通常選取2-3個典型維度進(jìn)行實(shí)驗(yàn)設(shè)計。[39,40]考慮到體驗(yàn)型消費(fèi)的本質(zhì)是個體親身經(jīng)歷的體驗(yàn)活動,其總發(fā)生在具體的時間和地點(diǎn)框架下;同時,本研究重點(diǎn)關(guān)注外出吃飯、看電影等日常體驗(yàn)型消費(fèi)活動,其發(fā)生的概率性差異不大;此外,社會距離的影響因素較多,難以在實(shí)驗(yàn)中實(shí)現(xiàn)逐個操縱與控制。綜上,考慮到實(shí)驗(yàn)的可操作性與簡潔性,本研究在實(shí)驗(yàn)二選取時間距離和空間距離作為代表維度以檢驗(yàn)心理距離的再調(diào)節(jié)機(jī)制。

實(shí)驗(yàn)設(shè)計和操作程序如下:采用2(社交情境:獨(dú)自vs.結(jié)伴)×2(心理距離:近vs.遠(yuǎn))×2(距離維度:時間距離vs.空間距離)的組間設(shè)計,共形成8 組實(shí)驗(yàn)情境。研究邀請了國內(nèi)兩所高校的288 位同學(xué)參與實(shí)驗(yàn),共回收有效問卷279 份,男性占比32.9%,女性67.1%,平均年齡22.2 歲。被試隨機(jī)進(jìn)入一個實(shí)驗(yàn)情境,依照指令依次完成以下5 部分內(nèi)容:消費(fèi)情境的閱讀與想象(包含社交情境與心理距離操縱),心理距離操縱檢驗(yàn),參與興趣、預(yù)期享受程度與狀態(tài)自尊的測量,主導(dǎo)性自我構(gòu)念測量及人口統(tǒng)計信息。其中,對參與興趣、預(yù)期享受程度和狀態(tài)自尊的測量與實(shí)驗(yàn)一相同。

基于實(shí)驗(yàn)一消費(fèi)情境的選擇原則,實(shí)驗(yàn)二選取電影院觀影和餐廳就餐分別作為時間距離和空間距離操縱組的實(shí)驗(yàn)情境,對社交情境的操縱方法與實(shí)驗(yàn)一類似,具體情境描述見表3。對心理距離的操縱檢驗(yàn)采用單個問項(xiàng),即“你認(rèn)為‘這周末’/‘半年后’距離現(xiàn)在_______”或“你認(rèn)為這家餐廳的地理位置_______”,采用7 級量表進(jìn)行打分(1=非常近,7=非常遠(yuǎn))。

表3 心理距離操縱描述

對主導(dǎo)性自我構(gòu)念的測量采用Singelis[41]的SCS 量表,是目前研究中使用最廣泛的量表。鑒于被試均為中國消費(fèi)者,因此本研究使用王裕豪等[42]翻譯的中文版本,共24 個題項(xiàng),采用7 級量表(1=非常不同意,7=非常同意)。其中,12 個題項(xiàng)測量獨(dú)立型自我構(gòu)念,如“我樂意在許多方面與眾不同”,“與其被誤解,不如直截了當(dāng)?shù)卣f出自己的想法”;12 個題項(xiàng)測量依賴型自我構(gòu)念,如“對我來說,尊重集體的決定是重要的”,“我經(jīng)常感到保持良好的人際關(guān)系比我自己取得的成績更重要”。

2.數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗(yàn)

(1)信度分析和操縱檢驗(yàn)

對實(shí)驗(yàn)問卷進(jìn)行信度檢驗(yàn),結(jié)果顯示,各量表的Cronbach's α 系數(shù)值分別為:狀態(tài)自尊量表0.766、獨(dú)立型自我構(gòu)念量表0.804、依賴型自我構(gòu)念量表0.832,均大于0.7,證明量表具有良好的信度。同時,本實(shí)驗(yàn)量表來源于國內(nèi)外研究的常用量表,經(jīng)過嚴(yán)格的雙向翻譯和本土化驗(yàn)證,具有較高的內(nèi)容效度。

對心理距離進(jìn)行操縱檢驗(yàn),結(jié)果顯示,遠(yuǎn)時間距離組的距離感知顯著高于近時間距離組(M遠(yuǎn)時間距離=4.61,M近時間距離=2.87,t(134.854)=-6.146,p<0.01),遠(yuǎn)空間距離組的距離感知顯著高于近空間距離組(M遠(yuǎn)空間距離=4.58,M近空間距離=2.91,t(135.605)=-5.895,p<0.01),因此對心理距離的操縱是成功的。

(2)社交情境對參與興趣的直接效應(yīng)與狀態(tài)自尊的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

以社交情境作為自變量,參與興趣和預(yù)期享受程度作為因變量進(jìn)行直接效應(yīng)檢驗(yàn),社交情境對被試的參與興趣(M獨(dú)自消費(fèi)=4.44,M結(jié)伴消費(fèi)=5.17,t(277)=-4.628,p<0.01)和預(yù)期享受程度(M獨(dú)自消費(fèi)=4.64,M結(jié)伴消費(fèi)=5.38,t(277)=-5.165,p<0.01)的影響顯著,即相較于獨(dú)自消費(fèi)情境,結(jié)伴參與會增加消費(fèi)者的參與興趣和預(yù)期享受程度,H1 得以再次驗(yàn)證。

采用同實(shí)驗(yàn)一的Bootstrap方法檢驗(yàn)狀態(tài)自尊的中介效應(yīng)。以性別、年齡、月收入作為控制變量,以參與興趣作為因變量,結(jié)果顯示,在95% 的置信區(qū)間下,狀態(tài)自尊的中介效應(yīng)顯著(LLCI=0.200,ULCI=0.525,不包含0),中介效應(yīng)值為0.342;在控制狀態(tài)自尊后,社交情境對參與興趣的直接效應(yīng)依舊顯著(LLCI=0.127,ULCI=0.721,不包含0),直接效應(yīng)值為0.424,表明狀態(tài)自尊在社交情境對參與興趣的影響中起部分中介作用。以預(yù)期享受程度作為因變量的結(jié)果顯示,在95%的置信區(qū)間下,狀態(tài)自尊的中介效應(yīng)顯著(LLCI=0.136,ULCI=0.440,不包含0),中介效應(yīng)值為0.259;在控制狀態(tài)自尊后,社交情境對預(yù)期享受程度的直接效應(yīng)依舊顯著(LLCI=0.220,ULCI=0.775,不包含0),直接效應(yīng)值為0.497,表明狀態(tài)自尊在社交情境對預(yù)期享受程度的影響中起部分中介作用。綜上,H2 得以再次驗(yàn)證。

(3)自我構(gòu)念的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

在檢驗(yàn)前對數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理。首先,分別對兩類型的自我構(gòu)念題項(xiàng)求均值得到獨(dú)立型自我構(gòu)念指數(shù)和依賴型自我構(gòu)念指數(shù),再用標(biāo)準(zhǔn)化的依賴型自我構(gòu)念指數(shù)減去獨(dú)立型自我構(gòu)念指數(shù)得到自我構(gòu)念指數(shù),反映被試的自我構(gòu)念傾向,數(shù)值越大說明被試越偏向依賴型自我構(gòu)念,反之則偏向獨(dú)立型自我構(gòu)念。其次,鑒于自我構(gòu)念指數(shù)屬于連續(xù)變量,社交情境為二分變量,因此采用層級回歸分析。同時,為減小多重共線性的影響,對社交情境和自我構(gòu)念進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理,并構(gòu)建二者乘積項(xiàng)。

以社交情境作為自變量,分別以參與興趣、預(yù)期享受程度和狀態(tài)自尊作為因變量建立回歸模型,回歸分析結(jié)果如表4所示。在控制被試的性別、年齡和月可支配收入后,自我構(gòu)念與社交情境的交互項(xiàng)對參與興趣(模型2,β=0.203,p<0.05)、預(yù)期享受程度(模型4,β=0.238,p<0.01)和狀態(tài)自尊(模型6,β=0.314,p<0.01)的影響顯著,表明自我構(gòu)念在社交情境與參與興趣、社交情境與預(yù)期享受程度、社交情境與狀態(tài)自尊之間起調(diào)節(jié)作用。為了更直觀地判斷調(diào)節(jié)效果,將自我構(gòu)念按照均值加減一個標(biāo)準(zhǔn)差分為獨(dú)立型自我構(gòu)念組和依賴型自我構(gòu)念組,繪制調(diào)節(jié)效應(yīng)圖,如圖5、圖6、圖7所示。可以看出,相較于獨(dú)立型自我構(gòu)念,依賴型自我構(gòu)念增強(qiáng)了社交情境與參與興趣、社交情境與預(yù)期享受程度、社交情境與狀態(tài)自尊的相關(guān)關(guān)系,H3 和H4再次得以驗(yàn)證。

圖5 自我構(gòu)念對社交情境與參與興趣的調(diào)節(jié)效應(yīng)

圖6 自我構(gòu)念對社交情境與預(yù)期享受程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

圖7 自我構(gòu)念對社交情境與狀態(tài)自尊的調(diào)節(jié)效應(yīng)

表4 自我構(gòu)念的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果:2

(4)心理距離的再調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

首先,按照羅勝強(qiáng)等[43]推薦的方法進(jìn)行三階調(diào)節(jié)效應(yīng)的初步檢驗(yàn)。分別用標(biāo)準(zhǔn)化的社交情境、自我構(gòu)念與時間距離和空間距離構(gòu)建乘積項(xiàng)進(jìn)行層級回歸分析,分析結(jié)果如表5所示。在控制被試的性別、年齡和月可支配收入后,社交情境、自我構(gòu)念和時間距離的乘積項(xiàng)對狀態(tài)自尊的影響顯著(模型3,β=-0.125,p <0.05),時間距離的再調(diào)節(jié)效應(yīng)得以初步驗(yàn)證;社交情境、自我構(gòu)念和空間距離的乘積項(xiàng)對狀態(tài)自尊的影響邊界顯著(模型6,β=-0.138,p=0.05),空間距離的再調(diào)節(jié)效應(yīng)得以初步驗(yàn)證。

表5 心理距離的再調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果

為進(jìn)一步驗(yàn)證三階調(diào)節(jié)效應(yīng),參照Hayes[37]提出的Bootstrap方法進(jìn)行條件性間接效應(yīng)檢驗(yàn),選擇模型3,樣本量為5000,取樣方法為選擇偏差校正的非參數(shù)百分位法。條件性間接效應(yīng)分析結(jié)果如表6所示。社交情境、自我構(gòu)念和時間距離的交互效應(yīng)顯著(LLCI=-0.947,ULCI=-0.057,不包含0),效應(yīng)值為-0.502。在近時間距離下,社交情境和自我構(gòu)念的交互項(xiàng)對狀態(tài)自尊的影響顯著(LLCI=0.490,ULCI=1.145,不包含0),效應(yīng)值為0.818;在遠(yuǎn)時間距離下,社交情境和自我構(gòu)念的交互項(xiàng)對狀態(tài)自尊的影響依舊顯著(LLCI=0.013,ULCI=0.618,不包含0),但效應(yīng)值降低為0.316,說明自我構(gòu)念對社交情境與自我構(gòu)念之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)受到時間距離的負(fù)向再調(diào)節(jié)。同時,社交情境、自我構(gòu)念和空間距離的交互效應(yīng)顯著(LLCI=-1.104,ULCI=-0.001,不包含0),效應(yīng)值為-0.553。在近空間距離下,社交情境和自我構(gòu)念的交互項(xiàng)對狀態(tài)自尊的影響顯著(LLCI=0.529,ULCI=1.320,不包含0),效應(yīng)值為0.924;在遠(yuǎn)空間距離下,社交情境和自我構(gòu)念的交互項(xiàng)對狀態(tài)自尊的影響不再顯著(LLCI=-0.014,ULCI=0.758,包含0),說明自我構(gòu)念對社交情境與自我構(gòu)念之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)同樣受到空間距離的負(fù)向再調(diào)節(jié)。

表6 心理距離的條件性間接效應(yīng)分析結(jié)果

最后,為更直觀地展示調(diào)節(jié)效應(yīng)的效果,繪制三階調(diào)節(jié)效應(yīng)圖,如圖8、圖9所示。可以看出,相較于近時間距離和空間距離,遠(yuǎn)距離下的依賴型自我構(gòu)念的直線斜率減小,獨(dú)立型自我構(gòu)念的斜率增大,即自我構(gòu)念對社交情境和狀態(tài)自尊的調(diào)節(jié)作用減弱,與H5 的預(yù)測方向一致。綜上,H5 得以驗(yàn)證。

圖8 時間距離的再調(diào)節(jié)效應(yīng)

圖9 空間距離的再調(diào)節(jié)效應(yīng)

四、研究結(jié)論與討論

1.研究結(jié)論

體驗(yàn)固有的社會化本質(zhì)是解釋體驗(yàn)型消費(fèi)比物質(zhì)型消費(fèi)更能讓消費(fèi)者幸福的根本原因。然而,當(dāng)受到社交情境的制約時,體驗(yàn)型消費(fèi)就不再表現(xiàn)出顯著的享樂優(yōu)勢,甚至比有他人涉入的物質(zhì)型消費(fèi)的幸福感更低。[1]鑒于此,本研究聚焦公開享樂型體驗(yàn)消費(fèi),探究社交情境對消費(fèi)者參與興趣和預(yù)期享受程度的影響,重點(diǎn)考察狀態(tài)自尊的中介效應(yīng)及自我構(gòu)念和心理距離感知差異對社交情境偏好的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

結(jié)果表明,消費(fèi)者參與公開享樂型體驗(yàn)消費(fèi)的興趣和享受程度會受到他人涉入的影響:相較于獨(dú)自消費(fèi)情境,結(jié)伴參與會增加消費(fèi)者的參與興趣和預(yù)期享受程度。究其原因,已有研究顯示,相對于私密享樂型體驗(yàn)活動或者目的性的物質(zhì)消費(fèi),當(dāng)考慮公開享樂型體驗(yàn)消費(fèi)時,消費(fèi)者會擔(dān)心別人對自己的社會聯(lián)通性產(chǎn)生消極判斷進(jìn)而降低參與意愿。[2]該理論揭示了個體對社會認(rèn)可的顧慮,但是未顯示個體在此情境中因?qū)ψ晕艺J(rèn)可產(chǎn)生心理壓力而不愿參與的情況。本研究運(yùn)用包含社會取向和個人取向的雙維度系統(tǒng)自尊,具體地,受社交情境影響的狀態(tài)自尊作為中介,涵蓋了社會認(rèn)可和自我認(rèn)可兩個方面的中介考量。結(jié)果說明,獨(dú)自參與的消費(fèi)情境在難以滿足消費(fèi)者的社會聯(lián)結(jié)動機(jī)同時,消費(fèi)者也容易產(chǎn)生諸如不自在、尷尬等負(fù)向情感體驗(yàn)的預(yù)期。這些均會導(dǎo)致消費(fèi)者社交領(lǐng)域下的狀態(tài)自尊下降,進(jìn)而降低其參與興趣和預(yù)期享受程度。

社交情境對狀態(tài)自尊、參與興趣和預(yù)期享受程度的影響機(jī)制進(jìn)一步受到自我構(gòu)念和心理距離的三階調(diào)節(jié)。首先,相較于獨(dú)立型自我構(gòu)念,依賴型自我構(gòu)念有更高的歸屬需要和社會聯(lián)結(jié)動機(jī),更重視他人的評價和期望,[25]因此增強(qiáng)了社交情境與參與興趣和預(yù)期享受程度、社交情境與狀態(tài)自尊的關(guān)系。其次,由于在心理距離遠(yuǎn)時,依賴型自我構(gòu)念難以獲取具體的情境信息,容易低估社交情境對狀態(tài)自尊的預(yù)測作用,減弱了自我構(gòu)念的調(diào)節(jié)效應(yīng)。此外,結(jié)果表明,時間距離和空間距離對自我構(gòu)念調(diào)節(jié)效應(yīng)的影響方向一致,但空間距離的再調(diào)節(jié)效應(yīng)更為強(qiáng)烈,即在遠(yuǎn)空間距離下自我構(gòu)念的調(diào)節(jié)效應(yīng)不再顯著。對此的可能解釋是,依賴型自我構(gòu)念更加重視群體內(nèi)成員的評價,[44]當(dāng)空間距離遠(yuǎn)時,在公開情境中的他人由于遠(yuǎn)離生活場景,“內(nèi)群體”特征相對較弱,從而感知到的社會距離也更遠(yuǎn),兩維度距離的影響疊加則增強(qiáng)了對自我構(gòu)念和狀態(tài)自尊的再調(diào)節(jié)效應(yīng)。

2.研究意義與展望

享樂消費(fèi)研究對消費(fèi)者行為領(lǐng)域的重要性早已達(dá)成共識,且體驗(yàn)型消費(fèi)比物質(zhì)型消費(fèi)更能讓消費(fèi)者感到幸福的觀點(diǎn)已被證實(shí),[3,13]體驗(yàn)型消費(fèi)能否為消費(fèi)者帶來差異化的享樂程度值得進(jìn)一步關(guān)注。已有學(xué)者從體驗(yàn)的具體屬性[2]及細(xì)分類別[45]與社交情境結(jié)合考察這一問題。本研究進(jìn)一步從人格特質(zhì)和心理認(rèn)知出發(fā),探究社交情境影響公開—享樂的體驗(yàn)型消費(fèi)參與興趣和預(yù)期享受程度的作用機(jī)制,豐富了享樂消費(fèi)領(lǐng)域研究成果,拓寬了體驗(yàn)型消費(fèi)決策研究的思考視角和探討空間。

本研究的理論貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下幾方面:(1)揭示了社交領(lǐng)域下的狀態(tài)自尊受損是社交情境對體驗(yàn)型消費(fèi)興趣負(fù)向影響的原因。以往研究從社會認(rèn)可與接納影響個體行為的角度,證實(shí)了獨(dú)自參與公開—享樂體驗(yàn)型消費(fèi)會降低消費(fèi)者的興趣和預(yù)期享受程度。[2]本研究則從社會認(rèn)可和自我認(rèn)可雙維度出發(fā),探討了狀態(tài)自尊的中介作用。社交領(lǐng)域下的低狀態(tài)自尊促使消費(fèi)者行事謹(jǐn)慎,限制自己與他人的交往,從而降低對體驗(yàn)型消費(fèi)活動的參與興趣和預(yù)期享受程度。[24]因此,較現(xiàn)有研究更全面地揭示了消費(fèi)者在現(xiàn)實(shí)社交不足時抗拒獨(dú)自參與公開體驗(yàn)型活動的心理機(jī)制,并有助于拓展自尊與主觀幸福感的研究。(2)識別了社交情境對公開—享樂體驗(yàn)型消費(fèi)影響異質(zhì)性的來源。Ratner等[2]的跨文化研究發(fā)現(xiàn),集體主義和個人主義文化價值觀下的消費(fèi)者對享樂活動的社交情境偏好并不存在顯著差異。然而,本研究運(yùn)用自我構(gòu)念則有不同發(fā)現(xiàn)。究其原因,Hofstede等[46]對文化價值觀的分析是基于國家層面的,不能普遍地用來解釋個人行為,將二者直接等同可能導(dǎo)致“區(qū)位謬誤”。[47]體驗(yàn)型消費(fèi)的社會化本質(zhì),使其更易受到自我與他人關(guān)系認(rèn)知的影響。因此,作為文化價值觀在個人層面的體現(xiàn),自我構(gòu)念更準(zhǔn)確地揭示了社交情境對體驗(yàn)型消費(fèi)參與興趣的影響。這對理解個體消費(fèi)者的享樂決策差異有重要的啟示意義。(3)引入心理距離這一普遍存在的自然和社會現(xiàn)實(shí),提高了研究結(jié)論的適用價值。Pelletier等[48]的研究發(fā)現(xiàn)逃避現(xiàn)實(shí)性是高質(zhì)量體驗(yàn)型消費(fèi)活動的重要維度之一,而與現(xiàn)實(shí)情境較遠(yuǎn)的心理距離是實(shí)現(xiàn)逃避現(xiàn)實(shí)性的基礎(chǔ)。本研究引入心理距離這一重要概念,探索其對自我構(gòu)念的調(diào)節(jié)作用。同時,研究選取時間距離和空間距離作為代表維度,證實(shí)了心理距離不同維度間的相似因果聯(lián)系,有助于構(gòu)建心理距離影響決策的統(tǒng)一理論,拓展了解釋水平理論在消費(fèi)研究領(lǐng)域的交叉應(yīng)用。綜合而言,本文對研究問題提供完善的中介路徑、揭示了個性差異和環(huán)境導(dǎo)致的心理差異對中介路徑的調(diào)節(jié)與再調(diào)節(jié)作用,對研究問題提供了更全面、權(quán)變的結(jié)果預(yù)測和機(jī)制解釋。

本研究對個人更好地理解自己的決策動機(jī)和決策后果是一個重要啟示?,F(xiàn)有研究已充分揭示了體驗(yàn)活動的優(yōu)勢。當(dāng)猶豫不決甚至放棄獨(dú)自參加心儀活動的時候,要直面自己的心理需求,鼓勵自己出去:(1)運(yùn)用自我構(gòu)念,閱讀、觀看獨(dú)自旅行等能引發(fā)獨(dú)立自我構(gòu)念的故事或視頻等;(2)運(yùn)用空間距離,選擇離自己的生活工作等地點(diǎn)較遠(yuǎn)的體驗(yàn)場所;(3)運(yùn)用時間距離,提前一些時間做規(guī)劃并采取行動,如預(yù)定機(jī)票、買票等。如此,消費(fèi)者可以通過這種最具享樂屬性的消費(fèi)類型提升幸福感。

對企業(yè)特別是娛樂、餐飲、旅游等行業(yè)企業(yè),通過把握自我構(gòu)念和心理距離的調(diào)節(jié)效應(yīng)和可操縱性,可以幫助消費(fèi)者擺脫獨(dú)自參與公開享樂型體驗(yàn)消費(fèi)的擔(dān)憂和抗拒,以吸引顧客前來。具體而言包括兩方面:(1)在我國集體主義文化價值觀下,依賴型自我構(gòu)念在個體層面仍占據(jù)主導(dǎo),[30]因此,企業(yè)在構(gòu)建營銷信息時應(yīng)有意識地通過特定話術(shù)或情節(jié),激活消費(fèi)者情境性的獨(dú)立型自我構(gòu)念或弱化主導(dǎo)性的依賴型自我構(gòu)念。例如,在廣告中回避人際互動的熱鬧場景,減少使用“家人”“聚會”等字眼,轉(zhuǎn)而強(qiáng)調(diào)活動帶來的“放松”“享受”等內(nèi)在需求,以減弱消費(fèi)者的歸屬需要和社會聯(lián)結(jié)動機(jī),提升獨(dú)自參與意愿。(2)當(dāng)心理距離遠(yuǎn)時,依賴型自我構(gòu)念會低估獨(dú)自社交情境的負(fù)向影響。因此,可以將目標(biāo)市場定位于其他省市的消費(fèi)者,并且,推出提前購買優(yōu)惠等措施,通過增加空間和時間距離來提升消費(fèi)者的心理距離,提升消費(fèi)者獨(dú)自參與公開體驗(yàn)活動的意愿。同時,廣告應(yīng)聚焦體驗(yàn)高解釋水平的核心享樂屬性以啟動消費(fèi)者的遠(yuǎn)距離心理感知,例如重點(diǎn)描繪電影逼真的特效觀感體驗(yàn),亦或是旅行地獨(dú)特的風(fēng)土人情,從而弱化消費(fèi)者對獨(dú)自消費(fèi)情境的關(guān)注和消極情緒預(yù)估,提升參與意愿。

本研究還存在一定的研究局限,也是未來的可能研究方向。(1)由于消費(fèi)者的前期決策效用往往有異于實(shí)際體驗(yàn)效用,[49]未來研究可采用真實(shí)情境操縱或?qū)嵉貙?shí)驗(yàn)測量消費(fèi)者獨(dú)自參與公開—享樂性體驗(yàn)型消費(fèi)的狀態(tài)自尊和享受程度,更深入地檢驗(yàn)社交情境的作用機(jī)制。(2)由于人們會普遍高估他人對自我的關(guān)注程度,陷入“聚光燈效應(yīng)”,[50]從而在考慮獨(dú)自參與體驗(yàn)型消費(fèi)時容易高估他人對自己社會聯(lián)通性的消極判斷,未來研究可從他人視角考察他人對自己獨(dú)自參與行為的實(shí)際評價,以驗(yàn)證和深化本文的研究結(jié)論。(3)本研究以時間距離和空間距離為代表維度驗(yàn)證了心理距離對社交情境偏好的影響,未來研究可進(jìn)一步選取其他距離維度檢驗(yàn)類似效應(yīng)是否存在。以社會距離為例,與結(jié)伴對象的群際關(guān)系或親密程度是否會影響消費(fèi)者的社交情境偏好及參與興趣和預(yù)期享受程度,值得后續(xù)探討,這將有助于更全面地揭示心理距離影響享樂決策的完整機(jī)制。

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