張 正 李雪欣

(遼寧大學(xué)商學(xué)院，沈陽 110136)

1 引言

近年來，隨著消費(fèi)主義的發(fā)展與信貸產(chǎn)品的普及，強(qiáng)迫性購買這一不良的消費(fèi)成癮行為已成為值得關(guān)注的社會(huì)問題。強(qiáng)迫性購買(compulsive buying)指?jìng)€(gè)體缺乏對(duì)購買沖動(dòng)的控制而表現(xiàn)出的慢性的、重復(fù)性的購買行為，并會(huì)逐漸演變成應(yīng)對(duì)消極情緒或事件的第一反應(yīng)(O’Guinn & Faber,1989)。它包含三個(gè)特征：無法抵抗的購物沖動(dòng)；失去對(duì)購買行為的控制；即使購物已經(jīng)給個(gè)人造成了負(fù)面影響，卻依舊不斷購物(Dittmar, 2005)。它雖然可以在短期內(nèi)滿足個(gè)體情緒修復(fù)的動(dòng)機(jī)，但從長(zhǎng)期來看卻會(huì)帶來潛在的可怕后果，如抑郁、人際關(guān)系危機(jī)、家庭債務(wù)和法律問題(丁倩等, 2019)。據(jù)估計(jì)，在美國(guó)普通成年人群中強(qiáng)迫性購買的流行率約為5%(Black, 2022)，而在中國(guó)這一比率曾高達(dá)29.1%(He et al., 2018)。鑒于強(qiáng)迫性購買的危害性和高發(fā)率，探索強(qiáng)迫性購買的成因與干預(yù)措施至關(guān)重要。

關(guān)于強(qiáng)迫性購買的成因，前人更多地從個(gè)人特征層面的因素進(jìn)行討論。病態(tài)人格(Harnish et al.,2021)、童年虐待(Kaur & Mearns, 2021)等容易產(chǎn)生慢性痛苦的易感特質(zhì)都是引發(fā)強(qiáng)迫性購買的重要誘因。與此同時(shí)，“社恐”是當(dāng)代中國(guó)青年常見的消極心態(tài)，負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼作為該類人群的顯著特征(王水雄, 2021)，會(huì)導(dǎo)致個(gè)體做出酗酒、飲食失調(diào)、網(wǎng)絡(luò)過度使用等不良行為(彭順 等, 2020;Leary et al., 1994)。強(qiáng)迫性購買同這些行為一樣有著非理性且沖動(dòng)的特點(diǎn)，目前已有研究初步揭示了負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼與強(qiáng)迫性購買之間的關(guān)系。例如，Roberts 等人(2014)以美國(guó)成年人為對(duì)象，發(fā)現(xiàn)權(quán)變自尊會(huì)通過負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼促進(jìn)強(qiáng)迫性購買。Biolcati(2017) 對(duì)意大利成年人的調(diào)查也表明，負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼與強(qiáng)迫性購買正相關(guān)。但這些研究均開展于西方發(fā)達(dá)國(guó)家，而且僅停留于負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼與強(qiáng)迫性購買的直接聯(lián)系，沒有對(duì)其內(nèi)部作用機(jī)制進(jìn)行探討，也缺乏對(duì)干預(yù)措施的充分發(fā)掘。那么，負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼對(duì)強(qiáng)迫性購買的影響是否也適用于中國(guó)情境？其內(nèi)在心理機(jī)制是什么？該影響會(huì)在什么邊界條件下受到抑制？這些都是亟需解決的問題。因此，本研究將在已有研究的基礎(chǔ)上進(jìn)行拓展，并圍繞以上問題進(jìn)行深入剖析。

負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼(fear of negative evaluation)指?jìng)€(gè)體在社會(huì)情境中對(duì)外界可能給予的負(fù)面評(píng)價(jià)的擔(dān)憂與恐懼，是社交焦慮的核心特征(Weeks &Howell, 2012)。高負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼的個(gè)體往往存在著消極的自我評(píng)價(jià)，并認(rèn)為別人對(duì)他也有著同樣的消極看法(Naidu et al., 2023)。以往研究指出，消極自我評(píng)價(jià)會(huì)讓自我成為注意力的焦點(diǎn)，這種強(qiáng)烈的自我覺察伴隨著不良的情緒體驗(yàn)，會(huì)讓個(gè)體的思維模式變得具體而短視，最終通過沖動(dòng)的、非理性的行為進(jìn)行自我逃離(Baumeister, 1991)。所以，高負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼者往往會(huì)根據(jù)潛在的負(fù)面評(píng)價(jià)而覺得未達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)(劉洋, 張大均, 2010)，由此所產(chǎn)生的對(duì)自我形象的過度關(guān)注以及憂懼的消極情緒，可能會(huì)導(dǎo)致個(gè)體通過強(qiáng)迫性購買來逃避痛苦，不斷借助具有享樂性價(jià)值的購物活動(dòng)來獲得暫時(shí)的情緒解脫(Tarka et al., 2022)。以往研究也發(fā)現(xiàn)高負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼者會(huì)更加傾向于進(jìn)行強(qiáng)迫性購買(Biolcati, 2017)，會(huì)對(duì)咖啡、音樂會(huì)門票等享樂性消費(fèi)品產(chǎn)生更大的強(qiáng)迫性購買傾向(Roberts et al.,2014)。因此，本研究提出假設(shè)H1：負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼正向預(yù)測(cè)強(qiáng)迫性購買。

物質(zhì)主義(materialism)是一種強(qiáng)調(diào)物質(zhì)財(cái)富對(duì)個(gè)人重要程度的價(jià)值觀(楊寶琰 等, 2021)。物質(zhì)主義水平較高的個(gè)體傾向于將物質(zhì)占有作為生活的中心、幸福的來源以及成功的標(biāo)準(zhǔn)(Richins,2004)。按照物質(zhì)主義的匱乏假設(shè)，低自尊、自我概念不清晰等產(chǎn)生的自我匱乏感會(huì)促使人們把物質(zhì)作為一種補(bǔ)償措施來獲取價(jià)值感(Kasser et al.,1995)。Chang 和Arkin(2002)的研究表明，對(duì)社會(huì)規(guī)范過分敏感所帶來的自我不確定感會(huì)導(dǎo)致個(gè)體追求物質(zhì)主義，所以對(duì)他人看法過分敏感所引起的負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼可能也是導(dǎo)致物質(zhì)主義的前因。此外，物質(zhì)主義有著建構(gòu)和維持自我的功能，可以作為自我提升的工具來滿足個(gè)體建構(gòu)身份信號(hào)的動(dòng)機(jī)(Shrum et al., 2013)，所以高負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼者可以借助物質(zhì)主義來應(yīng)對(duì)威脅并呈現(xiàn)更積極的社會(huì)形象。另一方面，以往研究證實(shí)，高物質(zhì)主義者會(huì)經(jīng)常通過消費(fèi)和替換商品來體現(xiàn)自我價(jià)值與人生意義，會(huì)不斷產(chǎn)生物質(zhì)需求從而陷入強(qiáng)迫性購買(Tarka et al., 2022)。因此，本研究提出假設(shè)H2：物質(zhì)主義在負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼和強(qiáng)迫性購買之間起中介作用。

自我意識(shí)理論認(rèn)為，客體自我意識(shí)狀態(tài)與主體自我意識(shí)狀態(tài)是互斥的。人們會(huì)在注意力集中在自己身上時(shí)評(píng)價(jià)自我與標(biāo)準(zhǔn)之間的差距，這時(shí)“我”成為了被自我意識(shí)評(píng)估的客體；而當(dāng)注意力轉(zhuǎn)移到外界時(shí)，會(huì)感知到自身是觀察和行動(dòng)的主體，減少自我評(píng)價(jià)(Duval & Wicklund, 1972)。高負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼者會(huì)將周圍人視作自己的觀眾(劉洋,張大均, 2010)，會(huì)把更多的注意力集中在他人眼中的“我”身上，時(shí)常處于客體自我意識(shí)狀態(tài)。在該狀態(tài)下，對(duì)公眾自我的高度關(guān)注極易出現(xiàn)達(dá)不到標(biāo)準(zhǔn)的消極想法，并容易產(chǎn)生自我導(dǎo)向的物質(zhì)主義傾向與強(qiáng)迫性購買以實(shí)現(xiàn)自我提升或自我逃離。那么，鑒于客體自我意識(shí)狀態(tài)和主體自我意識(shí)狀態(tài)的互斥性，將注意力轉(zhuǎn)移到外界將有助于抑制負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼導(dǎo)致的不良后果。本研究認(rèn)為，提升特質(zhì)敬畏將起到這樣的作用。

敬畏是人們?cè)诿鎸?duì)宏大、非凡的，以及超出以往經(jīng)驗(yàn)范圍的事物時(shí)產(chǎn)生的復(fù)雜情緒(Keltner &Haidt, 2003)，壯美的景觀、宏偉的藝術(shù)品、非凡的領(lǐng)袖等都可以激發(fā)敬畏(Chen & Mongrain, 2021)。敬畏體驗(yàn)會(huì)將注意力從自我身上移開，轉(zhuǎn)向外部更宏大的事物(趙小紅 等, 2021)，減少對(duì)自身利益的關(guān)注。特質(zhì)敬畏(dispositional awe)反映了個(gè)體感受敬畏體驗(yàn)的傾向差異，特質(zhì)敬畏水平越高的個(gè)體在生活中會(huì)更頻繁地感受到敬畏(Zhao et al.,2019)。因此，特質(zhì)敬畏的提升會(huì)讓個(gè)體更多地處于主體自我意識(shí)狀態(tài)，這無疑將阻斷高負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼者想要通過物質(zhì)主義與強(qiáng)迫性購買實(shí)現(xiàn)自身利益的需要。

此外，特質(zhì)敬畏能夠激勵(lì)親社會(huì)傾向，使人們?cè)讵?dú)裁者游戲中更樂于分享(Piff et al., 2015)，提升人們向慈善機(jī)構(gòu)捐錢、幫助陌生人的意愿(Jiang &Sedikides, 2022)。由此可見，經(jīng)常體驗(yàn)敬畏將會(huì)增強(qiáng)個(gè)體的社會(huì)連接能力，而這種外向化能力與自我導(dǎo)向的物質(zhì)主義價(jià)值觀是明顯相對(duì)的。同時(shí)，以往研究亦發(fā)現(xiàn)特質(zhì)敬畏可以通過降低物質(zhì)主義來增加人們的主觀幸福感(Zhao et al., 2019)，能夠提升人們的精神追求來降低物質(zhì)需要與炫耀性消費(fèi)(Hu et al., 2018)。所以，提升特質(zhì)敬畏有可能緩解因負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼而產(chǎn)生的物質(zhì)主義與強(qiáng)迫性購買。循此邏輯，負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼通過物質(zhì)主義對(duì)強(qiáng)迫性購買的影響同樣會(huì)隨著特質(zhì)敬畏的提高而不斷減弱。因此，本研究提出假設(shè)H3：特質(zhì)敬畏負(fù)向調(diào)節(jié)負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼與物質(zhì)主義、負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼與強(qiáng)迫性購買之間的關(guān)系，以及中介模型的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)。

綜上，本研究建立了一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型(見圖1)，探討在負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼與強(qiáng)迫性購買之間，物質(zhì)主義的中介與特質(zhì)敬畏的調(diào)節(jié)作用。

圖1 研究模型

2 研究方法

2.1 被試

分兩階段收集數(shù)據(jù)，共收集有效問卷986 份。第一階段在遼寧省某高校使用分層隨機(jī)抽樣對(duì)5 個(gè)專業(yè)的532 名大學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，共收集有效問卷491 份，有效回收率92.29%；第二階段通過數(shù)據(jù)收集平臺(tái)(Credamo)對(duì)全國(guó)范圍內(nèi)的成年群體進(jìn)行線上施測(cè)，共回收問卷數(shù)據(jù)546 份，剔除51 份無效問卷(未通過甄別題、答題時(shí)間過短與明顯有規(guī)律作答) 后，得到有效問卷495 份，有效回收率為90.66%。在全部有效樣本中，男性437 人，女性549 人；平均年齡為23.02 歲(SD=4.37 歲)。

2.2 研究工具

2.2.1 負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼

采用Roberts 等人(2014)改良的簡(jiǎn)版負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼量表，由8 個(gè)題目組成。得分越高，個(gè)體對(duì)負(fù)面評(píng)價(jià)的恐懼程度越嚴(yán)重。驗(yàn)證性因素分析結(jié)果為：χ2/df=4.01，RMSEA=0.08，SRMR=0.02，CFI=0.98，TFI=0.97。量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.95。

2.2.2 物質(zhì)主義

采用Richins(2004) 修訂的簡(jiǎn)版物質(zhì)主義量表，由9 個(gè)題目組成。得分越高，物質(zhì)主義水平越高。驗(yàn)證性因素分析結(jié)果為：χ2/df=4.77，RMSEA=0.08，SRMR=0.05，CFI=0.96，TFI=0.94。量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.85。

2.2.3 強(qiáng)迫性購買

采用Ridgway 等人(2008)編制的強(qiáng)迫性購買量表(RCBS)，由6 個(gè)題目組成。得分越高，進(jìn)行強(qiáng)迫性購買的趨勢(shì)越嚴(yán)重。驗(yàn)證性因素分析結(jié)果為：χ2/df=2.20，RMSEA=0.07，SRMR=0.04，CFI=0.97，TFI=0.95。量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.91。

2.2.4 特質(zhì)敬畏

采用Shiota 等人(2006)編制的特質(zhì)積極情緒量表中的敬畏分量表，由6 個(gè)題目組成。得分越高，就會(huì)越頻繁地感受到敬畏體驗(yàn)。驗(yàn)證性因素分析結(jié)果為：χ2/df=3.79，RMSEA=0.07，SRMR=0.04，CFI=0.96，TFI=0.93。量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.76。

2.3 研究程序與數(shù)據(jù)處理

各問卷經(jīng)過嚴(yán)格的先翻譯、再回譯的方法進(jìn)行了本土化處理，均采用李克特七級(jí)計(jì)分，1 表示“非常不贊同”，7 表示“非常贊同”。為了保證問卷的回收質(zhì)量，問卷的指導(dǎo)語闡明了調(diào)查的自愿、匿名性、保密等原則。采用SPSS 27.0 及PROCESS 4.1 處理數(shù)據(jù)。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman 單因素檢驗(yàn)法，發(fā)現(xiàn)特征根大于1的因子共4 個(gè)，第一個(gè)因子解釋了32.82% 的變異，小于40%的標(biāo)準(zhǔn)。故本研究的數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2 描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

各變量的總分均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)見表1。結(jié)果顯示，負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼、物質(zhì)主義與強(qiáng)迫性購買兩兩顯著正相關(guān)，特質(zhì)敬畏與物質(zhì)主義、強(qiáng)迫性購買顯著負(fù)相關(guān)。此外，按照He 等人(2018)推薦的分界點(diǎn)，全樣本中強(qiáng)迫性購買總分達(dá)到29 分及以上的占比為15.11%。在線下學(xué)生樣本中，該比例為8.94%；在線上成年人樣本中，該比例為21.21%。

表1 各變量的描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析結(jié)果(n=986)

3.3 中介作用檢驗(yàn)

首先，利用PROCESS 的Model 4，將性別、年齡作為控制變量，檢驗(yàn)物質(zhì)主義在負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼與強(qiáng)迫性購買之間的中介效應(yīng)。結(jié)果顯示，負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼顯著預(yù)測(cè)物質(zhì)主義(β=0.54,SE=0.03,t=20.14,p＜0.001)與強(qiáng)迫性購買(β=0.16,SE=0.03,t=4.97,p＜0.001)，物質(zhì)主義顯著預(yù)測(cè)強(qiáng)迫性購買(β=0.38,SE=0.03,t=11.64,p＜0.001)。同時(shí)采用偏差校正的Bootstrap 方法(重復(fù)抽樣5000 次)檢驗(yàn)中介效應(yīng)發(fā)現(xiàn)(見表2)，間接效應(yīng)值為0.21，95%CI 為[0.16, 0.26]，不含0，說明物質(zhì)主義起到了部分中介作用。

表2 中介效應(yīng)的Bootstrap 結(jié)果

3.4 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)

接著采用PROCESS 的Model 8 檢驗(yàn)特質(zhì)敬畏的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明(見表3)，在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理并控制性別、年齡之后，負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼與特質(zhì)敬畏的乘積項(xiàng)對(duì)物質(zhì)主義(β=-0.10,SE=0.03,t=-3.71,p＜0.001)和強(qiáng)迫性購買(β=-0.07,SE=0.03,t=-2.73,p＜0.01)的預(yù)測(cè)作用均負(fù)向顯著，說明特質(zhì)敬畏在負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼與物質(zhì)主義、負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼與強(qiáng)迫性購買的關(guān)系中起到了負(fù)向調(diào)節(jié)作用。各路徑的系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果見圖2，括號(hào)內(nèi)為總效應(yīng)。

表3 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

圖2 路徑系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

再按照特質(zhì)敬畏的M±1SD分組進(jìn)行簡(jiǎn)單斜率分析。結(jié)果顯示(見圖3)，低特質(zhì)敬畏時(shí)，負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼正向預(yù)測(cè)物質(zhì)主義(β=0.61,SE=0.03,t=18.87,p＜0.001)；高特質(zhì)敬畏時(shí)，預(yù)測(cè)作用變小(β=0.42,SE=0.04,t=9.80,p＜0.001)。同樣，低特質(zhì)敬畏時(shí)，負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼正向預(yù)測(cè)強(qiáng)迫性購買(β=0.24,SE=0.04,t=6.24,p＜0.001)；高特質(zhì)敬畏時(shí)，預(yù)測(cè)作用變小(β=0.09,SE=0.05,t=2.08,p＜0.05)。說明隨著特質(zhì)敬畏的提升，負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼對(duì)物質(zhì)主義和強(qiáng)迫性購買的預(yù)測(cè)作用逐漸減弱。

圖3 簡(jiǎn)單斜率分析圖

同時(shí)，觀察在不同特質(zhì)敬畏水平下(M±1SD)效應(yīng)值的差異，以檢驗(yàn)特質(zhì)敬畏對(duì)中介模型直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。由表4 可知，在特質(zhì)敬畏的高低組比較中，直接效應(yīng)的組間差值為-0.14，95%CI=[-0.25, -0.03]，間接效應(yīng)的組間差值為-0.07，95%CI=[-0.12, -0.03]，均顯著。此外，有調(diào)節(jié)的中介指數(shù)INDEX=-0.03，BootSE=0.01，95%CI=[-0.06, -0.01]。說明特質(zhì)敬畏負(fù)向調(diào)節(jié)了中介模型的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。

表4 不同特質(zhì)敬畏水平上的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)

最后利用Johnson-Neyman 圖展示在特質(zhì)敬畏(標(biāo)準(zhǔn)化后)的連續(xù)取值下直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的變化。如圖4 所示，負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼對(duì)強(qiáng)迫性購買的直接效應(yīng)隨著特質(zhì)敬畏的提高而減弱，當(dāng)特質(zhì)敬畏超過1.05 之后，該直接效應(yīng)不再顯著；物質(zhì)主義的間接效應(yīng)也隨著特質(zhì)敬畏的提高而減弱，當(dāng)特質(zhì)敬畏超過3.18 之后便不再顯著。

圖4 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)圖

4 討論

4.1 負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼與強(qiáng)迫性購買

本研究結(jié)果表明，在中國(guó)，15.11%的樣本可以被歸類為強(qiáng)迫性購買者。具體而言，在線下學(xué)生樣本中的流行率為8.94%，在線上成年人樣本中為21.21%，該比值雖然低于He 等人(2018)發(fā)現(xiàn)的10.4%與29.1%，但依舊高于以往對(duì)多國(guó)樣本進(jìn)行元分析所歸納的平均值：8.3%與4.9%(Maraz et al.,2016)。因此，強(qiáng)迫性購買已成為中國(guó)的一個(gè)潛在社會(huì)問題，需要更多的學(xué)者和社會(huì)人士對(duì)其成因和干預(yù)措施予以關(guān)注。

負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼可能是導(dǎo)致中國(guó)強(qiáng)迫性購買高發(fā)的關(guān)鍵因素之一。本研究發(fā)現(xiàn)，負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼正向預(yù)測(cè)強(qiáng)迫性購買，驗(yàn)證了假設(shè)H1。該結(jié)果再次證實(shí)了負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼是加劇強(qiáng)迫性購買的一個(gè)風(fēng)險(xiǎn)因素，與以往研究一致(Roberts et al., 2014)。根據(jù)自我意識(shí)理論，高負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼者時(shí)常處于自我監(jiān)控的客體自我意識(shí)狀態(tài)，容易注意到自己和理想自我的差距，形成厭惡性的自我體驗(yàn)(Duval &Wicklund, 1972)，從而傾向于采用強(qiáng)迫性購買來逃避痛苦。

4.2 物質(zhì)主義的中介作用

本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼不僅可以直接預(yù)測(cè)強(qiáng)迫性購買，還能夠通過物質(zhì)主義間接預(yù)測(cè)強(qiáng)迫性購買，驗(yàn)證了假設(shè)H2。該結(jié)果再次印證了以往研究所證實(shí)的物質(zhì)主義對(duì)自我匱乏感的補(bǔ)償作用(周靜, 謝天, 2019)，以及短期的物質(zhì)主義偏好會(huì)轉(zhuǎn)變成長(zhǎng)期的購物成癮行為的觀點(diǎn)(Tarka et al., 2022)。此外，將負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼、物質(zhì)主義與強(qiáng)迫性購買放在一個(gè)框架下，有助于洞察到在負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼影響強(qiáng)迫性購買的淺層情緒修復(fù)動(dòng)機(jī)之下，還存在著深層次的身份建構(gòu)動(dòng)機(jī)。高負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼者對(duì)外界的評(píng)價(jià)信息十分敏感，注重在他人面前留下好印象(蘭曉芳, 張錦坤, 2015)。所以強(qiáng)迫性購買除了可以實(shí)現(xiàn)自我逃離之外，購買到的商品還可以作為印象管理的工具，誘導(dǎo)他們不斷借助各種外在的“符號(hào)物”來展現(xiàn)自己的身份感，以獲得他人的肯定。這種由于擔(dān)憂他人負(fù)面評(píng)價(jià)而利用象征性商品改造自我，最終陷入強(qiáng)迫性購買的過程，也印證了客體自我意識(shí)狀態(tài)會(huì)增加人們利己主義傾向的觀點(diǎn)(Fenigstein & Abrams,1993)。

4.3 特質(zhì)敬畏的調(diào)節(jié)作用

結(jié)果進(jìn)一步表明，負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼與物質(zhì)主義、負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼與強(qiáng)迫性購買之間的關(guān)系，中介模型的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)均受到特質(zhì)敬畏的負(fù)向調(diào)節(jié)，驗(yàn)證了假設(shè)H3。該發(fā)現(xiàn)支持了自我意識(shí)理論，說明注意力資源的向外投射帶來的自我淡化，將導(dǎo)致高負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼者減少通過物質(zhì)主義與強(qiáng)迫性購買來滿足利己動(dòng)機(jī)的欲望。此外，這種調(diào)節(jié)作用也可以用Schwartz 等人(2012)的環(huán)狀價(jià)值觀模型來進(jìn)一步闡釋：負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼能夠預(yù)測(cè)物質(zhì)主義或強(qiáng)迫性購買以實(shí)現(xiàn)自我增強(qiáng)；而頻繁感受敬畏會(huì)使個(gè)體的價(jià)值觀更偏向于自我超越屬性(Perlin & Li, 2020)。由于自我增強(qiáng)和自我超越的拮抗作用，特質(zhì)敬畏的提升便能夠降低個(gè)體對(duì)自我增強(qiáng)類消費(fèi)目標(biāo)的追求(辛志勇 等, 2021)。最近，Zhang 等人(2023)的研究發(fā)現(xiàn)，敬畏能夠減少高自戀個(gè)體的自我聚焦注意，從而降低沖動(dòng)性消費(fèi)傾向。本研究與之類似，都證實(shí)了敬畏能夠在易感特質(zhì)與非理性消費(fèi)之間起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用，也承接了以往研究驗(yàn)證的敬畏降低物質(zhì)主義(Zhao et al., 2019)，抑制炫耀性消費(fèi)(Hu et al., 2018)的結(jié)論。但是，以往這些研究忽視了敬畏對(duì)強(qiáng)迫性購買的作用，而本研究則發(fā)現(xiàn)：特質(zhì)敬畏是決定負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼能否導(dǎo)致物質(zhì)主義與強(qiáng)迫性購買的重要邊界條件，敬畏體驗(yàn)頻次的提升會(huì)讓個(gè)體突破負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼的桎梏，更加不需要依靠物質(zhì)主義與強(qiáng)迫性購買來消極應(yīng)對(duì)社交焦慮事件。

4.4 研究意義與不足

本研究的理論貢獻(xiàn)如下。其一，盡管已有研究發(fā)現(xiàn)負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼可以預(yù)測(cè)強(qiáng)迫性購買(Biolcati,2017; Roberts et al., 2014)，但以往研究均以西方發(fā)達(dá)國(guó)家為背景。本研究則在中國(guó)情境下揭示了負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼對(duì)強(qiáng)迫性購買的作用，為二者關(guān)系的跨文化一致性提供了初步證據(jù)。其二，以往研究各自獨(dú)立地發(fā)現(xiàn)了物質(zhì)主義與強(qiáng)迫性購買(Tarka et al., 2022)、負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼與強(qiáng)迫性購買的關(guān)系，但仍舊缺乏一個(gè)更完整的模型對(duì)這些變量進(jìn)行整合。而本研究發(fā)現(xiàn)，負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼可以通過物質(zhì)主義間接預(yù)測(cè)強(qiáng)迫性購買，理清了負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼預(yù)測(cè)強(qiáng)迫性購買的內(nèi)在心理機(jī)制。其三，以往研究發(fā)現(xiàn)，特質(zhì)敬畏可以降低物質(zhì)主義(Zhao et al.,2019)，但特質(zhì)敬畏能否轉(zhuǎn)變高負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼者的強(qiáng)迫性購買傾向，仍未有研究予以確認(rèn)。而本研究發(fā)現(xiàn)，隨著特質(zhì)敬畏水平的提升，負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼對(duì)強(qiáng)迫性購買的直接和間接影響都會(huì)受到抑制，擴(kuò)充了負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼影響強(qiáng)迫性購買的邊界條件。此外，本研究將敬畏納入到強(qiáng)迫性購買的理論框架，為強(qiáng)迫性購買的干預(yù)研究開拓了新視角。

本研究對(duì)強(qiáng)迫性購買的預(yù)防和干預(yù)具有實(shí)際意義。其一，減少對(duì)負(fù)面評(píng)價(jià)的恐懼。高?？梢酝ㄟ^舉辦接納自我、找回自信等團(tuán)體輔導(dǎo)活動(dòng)，鼓勵(lì)學(xué)生降低對(duì)他人評(píng)價(jià)的依賴，提高內(nèi)在驅(qū)動(dòng)的真實(shí)自尊(楊寶琰 等, 2021)。社會(huì)也要重點(diǎn)關(guān)注高“社恐”人群，對(duì)該群體投入更多的關(guān)懷，以防止強(qiáng)迫性購買的發(fā)生。其二，糾正物質(zhì)至上的錯(cuò)誤價(jià)值觀念。要警惕將自我價(jià)值物質(zhì)化，將人生獲得感等同于物質(zhì)獲得感，將個(gè)體能力等同于消費(fèi)能力的極端價(jià)值取向，防范強(qiáng)迫性購買。其三，培養(yǎng)敬畏之心。高校可以定期對(duì)高負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼的學(xué)生進(jìn)行團(tuán)體干預(yù)，比如組織學(xué)生觀看紀(jì)錄片，以提高他們的特質(zhì)敬畏，減少自我關(guān)注(Richesin & Baldwin, 2023)。臨床工作者可以通過培養(yǎng)高負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼者的敬畏之情(如對(duì)自然、藝術(shù)作品的敬畏)，提升自我超越(羅利 等, 2022)，以減少物質(zhì)主義與強(qiáng)迫性購買。

本研究仍存在以下不足。首先，囿于橫斷研究的局限性，無法揭示負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼、物質(zhì)主義與強(qiáng)迫性購買之間十分確切的因果關(guān)系，未來應(yīng)采用縱向設(shè)計(jì)來進(jìn)一步驗(yàn)證本研究結(jié)果。其次，本研究?jī)H用問卷調(diào)查法探討了特質(zhì)敬畏的調(diào)節(jié)作用，未來可以構(gòu)建在實(shí)驗(yàn)條件下有效衡量強(qiáng)迫性購買的量表工具或情境模擬測(cè)驗(yàn)，以觀察狀態(tài)敬畏能否即時(shí)地緩解強(qiáng)迫性購買傾向。最后，本研究側(cè)重于強(qiáng)迫性購買的前期預(yù)防、干預(yù)與流行率篩查，因此選取的是普通消費(fèi)者樣本，未來研究可以專門以臨床樣本為對(duì)象觀察敬畏對(duì)強(qiáng)迫性購買的治療效果。

5 結(jié)論

(1)負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼正向預(yù)測(cè)強(qiáng)迫性購買。(2)物質(zhì)主義在負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼與強(qiáng)迫性購買之間起部分中介作用。(3) 負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼與物質(zhì)主義的關(guān)系、負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼與強(qiáng)迫性購買之間的關(guān)系，中介模型的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)均受到特質(zhì)敬畏的負(fù)向調(diào)節(jié)。