李冠儒

(上海交通大學(xué) 安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,上海 200030)

0 引言

在消費(fèi)升級(jí)的背景下,人們不再只滿足于物質(zhì)上的享受,而是更注重其所帶來的精神上的滿足,特別是年輕消費(fèi)群體,他們更熱衷于追求能體現(xiàn)自身個(gè)性、身份或文化信仰的商品,而帶有明顯個(gè)性化色彩并象征著時(shí)尚的街頭時(shí)尚品牌(streetwear brands)產(chǎn)品恰是滿足這些需求的典型消費(fèi)品之一。

近年來,越來越多的街頭時(shí)尚品牌于國內(nèi)市場上的流行形成了新的消費(fèi)風(fēng)潮,這歸功于人們?nèi)找嫣嵘膶?duì)于時(shí)尚潮流的追求以及品牌自身成功的營銷。以經(jīng)典的美國街頭潮牌Supreme為代表,借由向新潮服飾、球鞋加入街頭文化元素的設(shè)計(jì),在市面上誕生了一個(gè)又一個(gè)爆款產(chǎn)品。傳統(tǒng)運(yùn)動(dòng)品牌和奢侈品牌也加入行列,或與潮流品牌聯(lián)名,或新創(chuàng)立一個(gè)主打街頭風(fēng)格的子品牌系列,不僅重新定義了街頭潮流,而且創(chuàng)造了巨大的商業(yè)價(jià)值。普華永道思略特2019年研究報(bào)告指出,作為新興產(chǎn)業(yè)的街頭時(shí)尚產(chǎn)業(yè)有著價(jià)值高達(dá)1850億美元的市場規(guī)模,約占全球服裝和鞋類市場的10%,且在中國的發(fā)展有著巨大的潛能。街頭時(shí)尚品牌消費(fèi)群體具有多樣性:既存在重視獨(dú)特性、追求小眾的消費(fèi)者,也有不少跟隨潮流的消費(fèi)者。廣告宣傳與規(guī)模擴(kuò)張?jiān)斐傻钠放贫ㄎ桓淖儗?duì)于街頭時(shí)尚品牌的消費(fèi)群體來說可能會(huì)出現(xiàn)不同效果,而目前國內(nèi)外學(xué)者相關(guān)的研究僅限于品牌營銷策略制定以及相關(guān)消費(fèi)行為的定性,幾乎沒有關(guān)于購買意愿影響因素的實(shí)證研究。因此,本研究以反映消費(fèi)行為中消費(fèi)者主體特征的自我建構(gòu)(self-construal)為自變量,以消費(fèi)情境效應(yīng)中的品牌熟悉度(brand familiarity)為調(diào)節(jié)變量,選取獨(dú)特性需求(need for uniqueness)作為中介變量,探討消費(fèi)者購買街頭時(shí)尚品牌產(chǎn)品意愿的影響機(jī)制,以實(shí)證方法深入研究,旨在引導(dǎo)中國消費(fèi)者進(jìn)行科學(xué)合理的街頭時(shí)尚品消費(fèi),并為相關(guān)企業(yè)提供新的營銷思路。

1 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

1.1 街頭時(shí)尚品牌

街頭時(shí)尚品牌泛指以街頭時(shí)尚(streetwear fashion)風(fēng)格為主的服飾與球鞋品牌,也被稱作潮牌,其特點(diǎn)是帶有明顯的個(gè)性化色彩,能夠體現(xiàn)獨(dú)立精神,并通常擁有與流行文化、運(yùn)動(dòng)機(jī)能、現(xiàn)代藝術(shù)相關(guān)的獨(dú)特設(shè)計(jì)風(fēng)格,產(chǎn)品以T恤、衛(wèi)衣、棒球帽、籃球鞋為主。街頭時(shí)尚的參與者來自時(shí)尚界的各個(gè)領(lǐng)域,涵蓋了獨(dú)立品牌、運(yùn)動(dòng)品牌、高級(jí)時(shí)裝等。學(xué)界對(duì)于街頭時(shí)尚品牌并沒有統(tǒng)一的定義,國內(nèi)通常將其譯為潮牌,意指具有潮流文化風(fēng)格的時(shí)髦服飾及球鞋等品牌,并不是指該類品牌一定是在市場上流行的、形成潮流的。關(guān)于“潮流”,Bass(1961)將其定義為群體內(nèi)模仿與跟隨權(quán)威行為的一種大眾化趨勢,同時(shí)潮流在學(xué)界關(guān)于行為科學(xué)領(lǐng)域的研究中,往往與各類社會(huì)性從眾現(xiàn)象有聯(lián)系。然而對(duì)于許多街頭時(shí)尚品牌而言,品牌精神往往象征著獨(dú)特、小眾。Shukurova(2018)和Rajendran(2012)認(rèn)為,街頭時(shí)尚品牌通常擁有強(qiáng)調(diào)原創(chuàng)、符號(hào)化、規(guī)模小、跨界頻繁、品類相對(duì)單一、創(chuàng)始人個(gè)人特征明顯等特點(diǎn)。本文為避免讀者將“潮牌”與“潮流的品牌”混淆,經(jīng)文獻(xiàn)綜述將研究對(duì)象定義為街頭時(shí)尚品牌。

學(xué)界對(duì)街頭時(shí)尚品牌的研究較少,但通過觀察時(shí)尚行業(yè)發(fā)展的趨勢可發(fā)現(xiàn),街頭時(shí)尚品牌與時(shí)尚行業(yè)生命周期縮短而催生出的新型奢侈品有一些相似的特點(diǎn)。普華永道思略特研究報(bào)告指出,部分街頭時(shí)尚品牌具有稀缺性和高需求的特點(diǎn),因此往往有較高的定價(jià)和轉(zhuǎn)售價(jià)。像Off-White、Vetements這類高端品牌的崛起,令高端街頭時(shí)尚品牌與時(shí)尚奢侈品(luxury fashion)之間的區(qū)分變得不再那么明顯。Jackson(2004)定義時(shí)尚奢侈品具有獨(dú)特性、高價(jià)格、形象和地位的特點(diǎn)。張?zhí)?2016)認(rèn)為,街頭時(shí)尚品牌的特殊性在于其富有個(gè)性的設(shè)計(jì)與對(duì)小眾的追求理念,而重視設(shè)計(jì)所帶來的成本以及將時(shí)尚圈核心人群作為目標(biāo)消費(fèi)群體的定位使其與一般時(shí)尚品相比有更高的價(jià)格,因此也被認(rèn)為是一種輕奢品(entry lux)。Nueno &Quelch(1998)基于價(jià)值理論闡述奢侈品的特點(diǎn),即與產(chǎn)品自身的功能性價(jià)值相比,其品牌賦予的無形價(jià)值更高。類似地,街頭時(shí)尚品牌往往擁有較高的品牌附加價(jià)值,以其所代表的品牌內(nèi)涵和文化賦予消費(fèi)者身份感,以滿足相關(guān)心理效用的需求,消費(fèi)者也愿意為其品牌資產(chǎn)所帶來的溢價(jià)買單。因此,街頭時(shí)尚產(chǎn)品消費(fèi)的非功能性價(jià)值遠(yuǎn)大于它的功能性價(jià)值,在于其能滿足消費(fèi)者自我表達(dá)、自我展示的需求。

1.2 自我建構(gòu)

Markus &Kitayama(1991)從心理學(xué)層面探討了不同文化背景下人們?nèi)绾慰创陨砼c他人的關(guān)系,并提出了自我建構(gòu)的概念。自我建構(gòu)指的是個(gè)體在認(rèn)識(shí)自我過程中將自我放在哪種參照體系中以完成認(rèn)知的傾向。不同自我建構(gòu)個(gè)體的差異體現(xiàn)在個(gè)性和自我表征上,一般劃分為兩個(gè)維度,即獨(dú)立型自我建構(gòu)(independent self-construal)和依存型自我建構(gòu)(interdependent self-construal)。獨(dú)立型自我建構(gòu)者更傾向于將自己視作獨(dú)立的、與他人區(qū)分開來的個(gè)體,重視個(gè)性追求與獨(dú)立自主。依存型自我建構(gòu)更加看重自身與集體的融洽關(guān)系,更注重集體利益和其他群體成員的感受,傾向于與他人建立關(guān)系。

近年?duì)I銷領(lǐng)域的研究中,Escalas &Bettman(2005)發(fā)現(xiàn)了自我建構(gòu)影響消費(fèi)者的“自我-品牌聯(lián)系”。Mandel(2003)的研究指出獨(dú)立型自我建構(gòu)的消費(fèi)者在購買決策上更看重可能獲取的潛在利益而對(duì)可能付出的損失較不重視,因此與依存型自我建構(gòu)者相比,獨(dú)立型自我建構(gòu)消費(fèi)者更愿意承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)。侯敏(2016)發(fā)現(xiàn)獨(dú)立型自我建構(gòu)消費(fèi)者更加關(guān)注產(chǎn)品的不可比屬性,而依存型自我建構(gòu)消費(fèi)者則更關(guān)注可比屬性。Zhang &Shrum(2009)認(rèn)為獨(dú)立型自我建構(gòu)者比依存型自我建構(gòu)者更容易發(fā)生沖動(dòng)消費(fèi)。楊婉麗(2019)發(fā)現(xiàn)獨(dú)立型自我建構(gòu)調(diào)節(jié)社會(huì)性導(dǎo)向動(dòng)機(jī)對(duì)輕奢品購買意愿有顯著的正向影響。

綜上,自我建構(gòu)對(duì)消費(fèi)者心理決策和購買意愿有影響,而對(duì)于具有自我表達(dá)、獨(dú)特性、差異化設(shè)計(jì)、類輕奢品等特點(diǎn)的街頭時(shí)尚品牌,與獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體追求獨(dú)特性與個(gè)性表達(dá)的自我表征相契合。因此,當(dāng)面對(duì)街頭時(shí)尚品牌選擇時(shí),更注重自我個(gè)性表達(dá)以及產(chǎn)品的不可比屬性(品牌內(nèi)涵與精神)的獨(dú)立型自我建構(gòu)消費(fèi)者可能會(huì)表現(xiàn)出更強(qiáng)的購買意愿,因此提出以下假設(shè):

H1:自我建構(gòu)對(duì)消費(fèi)者的街頭時(shí)尚品牌購買意愿有顯著影響,相較于依存型自我建構(gòu)消費(fèi)者,獨(dú)立型自我建構(gòu)消費(fèi)者的購買意愿更強(qiáng)。

1.3 獨(dú)特性需求與自我建構(gòu)的關(guān)系

學(xué)界對(duì)于獨(dú)特性需求的探討已有很豐富的成果,且仍不斷有新理論出現(xiàn)。Snyder &Fromkin(1977)最早在獨(dú)特性理論中提出了獨(dú)特性需求的概念,即當(dāng)人們認(rèn)為自己與他人高度相似時(shí),試圖通過自我區(qū)別行為來建立自尊并減少負(fù)面影響,盡可能與他人不同的需要。Bloch(1995)以及Simonson &Nowlis(2000)等人的研究表明消費(fèi)者的高獨(dú)特性需求包括對(duì)獨(dú)特產(chǎn)品和差異化設(shè)計(jì)的追求。王長征等人(2012)發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者在表達(dá)自身獨(dú)特性需求時(shí),會(huì)去選擇具有獨(dú)特性符號(hào)的產(chǎn)品來構(gòu)建自己標(biāo)新立異的社會(huì)形象,而這種行為在外部看來可能會(huì)顯得“異類”,從而可能遭受到來自外部排斥的風(fēng)險(xiǎn),當(dāng)消費(fèi)者感知到這種風(fēng)險(xiǎn)時(shí),有可能會(huì)降低其獨(dú)特性需求的表現(xiàn)。消費(fèi)差異化產(chǎn)品既能滿足個(gè)體的獨(dú)特性需求,又能盡量減少外部排斥的風(fēng)險(xiǎn)。

Snyder (1992)發(fā)現(xiàn)擁有高獨(dú)特性需求的個(gè)體對(duì)被視為與他人相似特別敏感,并且表現(xiàn)出建立自我形象特殊性的行為,例如獲取獨(dú)特或稀缺的產(chǎn)品。類似地,Tian等人(2001)發(fā)現(xiàn)獨(dú)特性需求促進(jìn)消費(fèi)者對(duì)稀缺品的購買,從而在該行為中產(chǎn)生積極的自我評(píng)價(jià)。相對(duì)應(yīng)地,Liang &He發(fā)現(xiàn)有從眾傾向的消費(fèi)者,更加注重社會(huì)認(rèn)同的效用,并出于降低感知風(fēng)險(xiǎn)的需求選擇大眾認(rèn)可的暢銷品,以大眾選擇為決策依據(jù)。

Timmor &Katz-Navon(2008)發(fā)現(xiàn)個(gè)體追求特殊性的動(dòng)機(jī)和被社會(huì)同化的動(dòng)機(jī)可以同時(shí)存在,Chan等人(2012)發(fā)現(xiàn)獨(dú)立型自我建構(gòu)和依存型自我建構(gòu)的個(gè)體都會(huì)通過選擇獨(dú)特的產(chǎn)品來滿足其獨(dú)特性需求,并能通過不同選擇維度來同時(shí)滿足特殊性和社會(huì)同化的需求,比如依存型自我建構(gòu)個(gè)體會(huì)選擇所在群體中流行的相同的汽車品牌,但會(huì)選擇不同的顏色來滿足特殊性,而獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體會(huì)直接選擇不同的品牌。Song(2013)從消費(fèi)者獨(dú)特性需求(CNFU)產(chǎn)生機(jī)制的角度解釋了不同自我建構(gòu)類型的消費(fèi)者選擇獨(dú)特產(chǎn)品的不同原因,發(fā)現(xiàn)依存型自我建構(gòu)消費(fèi)者被社會(huì)同化的動(dòng)機(jī)顯著,即自身獨(dú)特性需求較低,因此他們會(huì)消費(fèi)群體內(nèi)偏好產(chǎn)品的獨(dú)特變體來滿足(次要的)獨(dú)特性需求;而獨(dú)立型自我建構(gòu)消費(fèi)者具有較顯著的追求特殊性動(dòng)機(jī),所以是較高的獨(dú)特性需求在引導(dǎo)他們選擇獨(dú)特產(chǎn)品來表達(dá)他們自身的特殊性。

綜上,對(duì)具有獨(dú)特性或差異化產(chǎn)品的選擇是消費(fèi)者滿足獨(dú)特性需求的重要手段,且影響不同類型的消費(fèi)者選擇稀缺品或流行品的意愿,這為本研究獨(dú)特性需求在模型中起中介作用的假設(shè)提供了理論依據(jù)。因此,在假設(shè)一的基礎(chǔ)上提出以下假設(shè):

H2:不同自我建構(gòu)類型消費(fèi)者對(duì)于街頭時(shí)尚品牌購買意愿的差異受獨(dú)特性需求的中介效應(yīng)所影響,相較于依存型自我建構(gòu)消費(fèi)者,獨(dú)立型自我建構(gòu)消費(fèi)者的獨(dú)特性需求更高。

1.4 品牌熟悉度的調(diào)節(jié)作用

品牌熟悉度最早由Alba &Hutchinson(1987)提出,指的是消費(fèi)者所積累的直接或間接的品牌相關(guān)經(jīng)驗(yàn),如從廣告促銷中獲得的信息或?qū)嶋H的購買經(jīng)歷。Campbell &Keller(2003)發(fā)現(xiàn)品牌熟悉度對(duì)消費(fèi)者的品牌信息處理、品牌態(tài)度和廣告回想有顯著的影響。劉尊禮等人(2014)指出品牌熟悉度是品牌資產(chǎn)的重要組成部分,且品牌產(chǎn)品對(duì)于消費(fèi)者可分為高熟悉度產(chǎn)品與低熟悉度產(chǎn)品。Kent &Allen(1994)認(rèn)為高熟悉度品牌的優(yōu)勢在于,消費(fèi)者在處理品牌信息時(shí)花費(fèi)更少的精力,品牌所傳達(dá)的信息更容易檢索和存儲(chǔ)。類似地,楊夢泓和劉尊禮(2017)以小眾奢侈品牌作為實(shí)驗(yàn)材料,發(fā)現(xiàn)品牌熟悉度對(duì)消費(fèi)者選擇存在顯著影響,同時(shí)品牌熟悉度所反映的消費(fèi)者積累的品牌經(jīng)驗(yàn)程度影響其對(duì)廣告和促銷信息的處理動(dòng)機(jī),并存在負(fù)向關(guān)系。Laroche等人(1996)認(rèn)為品牌熟悉度能減輕消費(fèi)者對(duì)自己評(píng)估產(chǎn)品能力的不確定性,從而增強(qiáng)其做購買決策的信心。

綜上,品牌熟悉度是消費(fèi)者通過累積對(duì)品牌的認(rèn)知和經(jīng)驗(yàn)而產(chǎn)生的熟悉程度,且影響消費(fèi)者的購買決策,本研究試以品牌熟悉度作為衡量不同街頭時(shí)尚品牌在消費(fèi)者經(jīng)驗(yàn)和認(rèn)知中熟悉程度(高熟悉度和低熟悉度)的指標(biāo),進(jìn)而研究其對(duì)消費(fèi)者購買決策的影響。

大量研究表明品牌熟悉度對(duì)消費(fèi)者購買意愿有正向影響,據(jù)此提出以下假設(shè):

H3:品牌熟悉度在自我建構(gòu)對(duì)街頭時(shí)尚品牌購買意愿的影響中起到調(diào)節(jié)作用,相較于低品牌熟悉度,高品牌熟悉度條件下消費(fèi)者購買意愿更強(qiáng)。

劉尊禮等人(2014)發(fā)現(xiàn),在低品牌熟悉度下,消費(fèi)者會(huì)對(duì)品牌形成一種稀有印象,而稀有產(chǎn)品的選擇對(duì)于消費(fèi)者來說,在某種程度上可以滿足其購買炫耀性產(chǎn)品提高身份地位的需求。而對(duì)于街頭時(shí)尚品牌來說,其購買者也有著追求獨(dú)特、與眾不同的身份表征的需求。Nepomuceno等人(2014)證明了品牌熟悉度與風(fēng)險(xiǎn)感知的負(fù)向關(guān)系,即更高的品牌熟悉度水平能降低消費(fèi)者的感知風(fēng)險(xiǎn),反之則消費(fèi)者的風(fēng)險(xiǎn)感知會(huì)提高。由此可以推斷,在低品牌熟悉度條件下,傾向于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的依存型自我建構(gòu)個(gè)體會(huì)降低對(duì)該街頭時(shí)尚品牌的購買意愿,而注重與眾不同并更愿意承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的獨(dú)立自我建構(gòu)型個(gè)體可能會(huì)感受到品牌的稀有和獨(dú)特性,從而提高其購買意愿。由此提出以下假設(shè):

H3a:低品牌熟悉度條件下,相較于依存型自我建構(gòu)消費(fèi)者,獨(dú)立型自我建構(gòu)消費(fèi)者對(duì)街頭時(shí)尚品牌購買意愿更強(qiáng)。

在高品牌熟悉度條件下,消費(fèi)者降低了對(duì)廣告和促銷信息處理動(dòng)機(jī),Park &Stoel(2005)的研究認(rèn)為較高的品牌熟悉度能降低網(wǎng)絡(luò)購物的感知風(fēng)險(xiǎn),Rose等人(2016)通過線下購物情境的實(shí)驗(yàn)也得出了類似結(jié)論。因此對(duì)于較不愿承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的依存型自我建構(gòu)者而言,通過強(qiáng)化品牌宣傳使其提升品牌熟悉度從而提高其購買意愿的方式可能比獨(dú)立型自我建構(gòu)者來得更有效。Simonso等人(2000)認(rèn)為獨(dú)特性需求高的消費(fèi)者會(huì)更渴望擁有獨(dú)特的產(chǎn)品,一旦產(chǎn)品變得流行和普通,該類群體會(huì)減少對(duì)該產(chǎn)品的消費(fèi)。部分街頭時(shí)尚品牌進(jìn)入市場之時(shí)便是小眾文化的代表,小眾即意味著其不具備規(guī)?；虡I(yè)的基礎(chǔ)。該類品牌一旦在現(xiàn)象級(jí)爆款出現(xiàn)之后選擇規(guī)?；l(fā)展,便可能失去原有核心群體對(duì)其標(biāo)榜的個(gè)性文化內(nèi)涵的價(jià)值認(rèn)同。因此對(duì)于相對(duì)更注重小眾獨(dú)立精神的獨(dú)立型自我建構(gòu)型消費(fèi)者而言,廣告宣傳或品牌擴(kuò)張引起的高品牌熟悉度可能會(huì)使其認(rèn)為該品牌的稀缺性降低,從而降低其購買意愿,因此提出以下假設(shè):

H3b:高品牌熟悉度條件下,相較于獨(dú)立型自我建構(gòu)消費(fèi)者,依存型自我建構(gòu)消費(fèi)者對(duì)街頭時(shí)尚品牌購買意愿更強(qiáng)。

綜上提出以下假設(shè):

H4:在不同熟悉度條件下,不同自我建構(gòu)類型消費(fèi)者對(duì)于街頭時(shí)尚品牌購買意愿的差異均受獨(dú)特性需求的中介效應(yīng)所影響,且該中介效應(yīng)與品牌熟悉度與獨(dú)特性需求對(duì)街頭時(shí)尚品牌購買意愿的預(yù)測存在交互效應(yīng)。

綜上,本研究的理論框架如圖1所示。

圖1 理論研究框架

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 實(shí)驗(yàn)規(guī)劃

實(shí)驗(yàn)以問卷調(diào)查形式展開,實(shí)驗(yàn)一包括基本信息采集、自我建構(gòu)測量、產(chǎn)品展示、購買意愿測量、獨(dú)特性需求測量五個(gè)環(huán)節(jié);實(shí)驗(yàn)二包括基本信息采集、對(duì)被試是否了解街頭時(shí)尚品牌的檢驗(yàn)、自我建構(gòu)測量、品牌熟悉度操縱下的產(chǎn)品展示、品牌熟悉度測量、購買意愿測量、獨(dú)特性需求測量,總計(jì)七個(gè)環(huán)節(jié)。對(duì)于所收集數(shù)據(jù),本研究使用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行處理與分析。

實(shí)驗(yàn)一:以自我建構(gòu)量表測量被試的自我建構(gòu)傾向,并按照Singelis(1994)的特質(zhì)性自我建構(gòu)分類法將被試分為獨(dú)立型自我建構(gòu)組與依存型自我建構(gòu)組,以圖片與文字介紹呈現(xiàn)街頭時(shí)尚品牌CDG PLAY的品牌展示,通過購買意愿量表測量被試對(duì)該品牌產(chǎn)品的購買意愿,以探討自我建構(gòu)類型是否會(huì)影響消費(fèi)者對(duì)街頭時(shí)尚品牌的購買意愿,即檢驗(yàn)H1;最后用獨(dú)特性需求量表測量與檢驗(yàn)自我建構(gòu)對(duì)街頭時(shí)尚品牌購買意愿的影響是否受獨(dú)特性需求的中介,即檢驗(yàn)H2。實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)采用單因素(自我建構(gòu):獨(dú)立型vs.依存型)組間設(shè)計(jì)。

實(shí)驗(yàn)二:對(duì)新的被試組再次進(jìn)行獨(dú)立型/依存型自我建構(gòu)的測量分類,旨在進(jìn)一步驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)一的結(jié)果。在產(chǎn)品展示環(huán)節(jié)通過操縱分別呈現(xiàn)高熟悉度品牌Supreme與低熟悉度品牌POLIQUANT的品牌展示,檢驗(yàn)操縱結(jié)果并測量被試對(duì)兩種品牌的購買意愿,以探討品牌熟悉度在自我建構(gòu)影響購買意愿的過程中是否發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng),即檢驗(yàn)H3。實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)采用2(自我建構(gòu):獨(dú)立型vs.依存型)×2(品牌熟悉度:高熟悉度vs.低熟悉度)雙因素組間設(shè)計(jì);最后再檢驗(yàn)獨(dú)特性需求的中介效應(yīng),即檢驗(yàn)H4。

2.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

從以往關(guān)于自我建構(gòu)、獨(dú)特性需求、品牌熟悉度實(shí)驗(yàn)研究的文獻(xiàn)可知,目前大多數(shù)研究主要使用問卷調(diào)查法對(duì)這三種變量進(jìn)行操作,即用問卷調(diào)查來分別測量自我建構(gòu)的傾向、獨(dú)特性需求和品牌熟悉度的高低以及消費(fèi)者的購買意愿。

本研究分為兩組實(shí)驗(yàn),問卷調(diào)研的目標(biāo)人群均為國內(nèi)青年群體。其中,實(shí)驗(yàn)二為了保證熟悉度的有效調(diào)節(jié),選擇目標(biāo)人群為曾經(jīng)購買或熟悉街頭時(shí)尚品牌的青年群體,并通過加入“請(qǐng)列舉您曾經(jīng)或準(zhǔn)備購買的一款潮流品牌”等檢驗(yàn)問項(xiàng)對(duì)問卷進(jìn)行篩查。實(shí)驗(yàn)一通過問卷星投放出150份問卷并回收有效問卷136份,實(shí)驗(yàn)二投放250份問卷并回收有效問卷198份。所有被試均自愿參加實(shí)驗(yàn)并在實(shí)驗(yàn)結(jié)束后得到一定金額的回報(bào)。

對(duì)于自我建構(gòu)類型的測量,Singelis(1994)最早開發(fā)了SCS (Self-Construal Scale)24問項(xiàng)量表,Gudykunst等人(1996)基于跨文化背景研究(美日韓澳)進(jìn)一步開發(fā)出IISS (Independent &Interdependent Self-Sonstrual Scales)28問項(xiàng)量表,類似的還有Lu &Gilmour(2007)基于中英兩國的被試所開發(fā)的IISS量表。盡管以上量表在學(xué)界自我建構(gòu)相關(guān)研究中得到廣泛使用,然而Gudykunkt &Lee(2003)隨后也指出在特定文化背景的研究中該類IISS量表并非最為適用的,根據(jù)劉艷(2011)的總結(jié),是因?yàn)槠洳话哂形幕囟ㄐ缘膯栱?xiàng),更適用于跨文化背景研究。王裕豪等人(2008)也認(rèn)為相較于以美國多種族背景學(xué)生作為被試所開發(fā)的Singelis量表,由其改編的以當(dāng)代中國大學(xué)生為被試的中文版自我建構(gòu)SCS量表在中國更具有適用性。基于本文的研究對(duì)象是當(dāng)代中國青年人群,綜上本研究擬采用王裕豪等人開發(fā)的24問項(xiàng)量表(獨(dú)立型與依存型各12項(xiàng)),通過7分李克特評(píng)價(jià)法進(jìn)行測量(1分代表完全不同意,7分代表完全同意),其中包含“與其被誤解,不如直截了當(dāng)?shù)卣f出自己的想法”“我尊敬我所交往的權(quán)威人物”等問項(xiàng)。

對(duì)于獨(dú)特性需求的中介效應(yīng),國內(nèi)外已有大量相關(guān)研究與成熟的測量量表,如Tian等人(2001)編制的消費(fèi)者獨(dú)特性需求CNFU量表,以及陳陽等人(2005)在此基礎(chǔ)上針對(duì)國內(nèi)消費(fèi)者所修訂的中文版CNFU量表。在以服飾作為實(shí)驗(yàn)產(chǎn)品,探討消費(fèi)者獨(dú)特性需求如何影響其購買決策的研究中,劉紅艷(2014)又進(jìn)一步選取了上述量表中創(chuàng)新選擇、非流行選擇和避免相似三個(gè)維度里權(quán)重最大的問項(xiàng),精簡了陳陽等人的量表,所編量表具有良好的效度與信度。而街頭時(shí)尚品牌作為本研究中消費(fèi)者購買意愿的目標(biāo)對(duì)象,在消費(fèi)品類上與該研究具有一定的相似性,故本研究采用劉紅艷改編的15題項(xiàng)獨(dú)特性需求量表,以7分李克特評(píng)價(jià)法進(jìn)行測量,其中包含“我的穿著經(jīng)常時(shí)髦新穎,即使這樣可能讓其他人不愉快”“當(dāng)我擁有的一件產(chǎn)品在大多消費(fèi)者中變得逐漸普遍時(shí),我會(huì)減少對(duì)它的使用”等問項(xiàng)。

對(duì)于品牌熟悉度,本研究參考劉尊禮(2014)等人的實(shí)驗(yàn),選擇了一個(gè)熱門的街頭時(shí)尚品牌Supreme(即高熟悉度的品牌),以及一個(gè)冷門的街頭時(shí)尚品牌POLIQUANT(即低熟悉度的品牌)的同類產(chǎn)品作為刺激物,附上品牌的文字介紹與產(chǎn)品展示圖。并且,對(duì)Campbell &Kevin(2003)、Kent &Chris(1994)等人的品牌熟悉度量表進(jìn)行適當(dāng)改編,以3題項(xiàng)7分李克特評(píng)價(jià)量表測量被試的品牌熟悉度,包含“我?？吹疥P(guān)于該品牌商品或形象的推廣信息”“我常看到該品牌的相關(guān)討論”等問項(xiàng)。

對(duì)于購買意愿,本研究參考Zeithaml &Valarie(1988)的購買意愿測量量表,并基于具體研究對(duì)象進(jìn)行了適當(dāng)修改,以4題項(xiàng)7分李克特評(píng)價(jià)量表來測量消費(fèi)者的購買意愿,包含“我樂意嘗試該品牌”“未來我打算購買該品牌產(chǎn)品”等問項(xiàng)。

3 數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗(yàn)

3.1 預(yù)實(shí)驗(yàn)與信效度分析

預(yù)實(shí)驗(yàn)采用與實(shí)驗(yàn)一相同的量表與實(shí)驗(yàn)環(huán)節(jié),目的在于檢驗(yàn)各量表的有效性,以確定正式實(shí)驗(yàn)所用量表的問項(xiàng)。預(yù)實(shí)驗(yàn)回收有效問卷49份,其中男性22人、女性27人,18～25歲群體占比55%,大學(xué)及以上學(xué)歷占比94%。為確保內(nèi)部一致性,用檢測Cronbach′s alpha值的方法檢測問卷信度,檢測代表各自我建構(gòu)類型的問項(xiàng)、反映獨(dú)特性需求的問項(xiàng)以及消費(fèi)者購買意愿的問項(xiàng)。其中,獨(dú)立型自我建構(gòu)問項(xiàng)系數(shù)為0.77,依存型自我建構(gòu)問項(xiàng)系數(shù)為0.87,獨(dú)特性需求問項(xiàng)系數(shù)為0.94,購買意愿問項(xiàng)系數(shù)為0.78。各系數(shù)均大于0.7,表明量表的信度較高,內(nèi)部一致性較好,可以做進(jìn)一步的研究分析。

運(yùn)用因子分析法來對(duì)問卷的結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行分析,利用巴特利特球度Bartlett檢驗(yàn)和KMO檢驗(yàn)法。其中,題項(xiàng)1、6、15在對(duì)應(yīng)因子上的因子載荷系數(shù)小于0.4,因此將其剔除重新做效度分析,再次剔除因子載荷系數(shù)過低的題項(xiàng)24。最終KMO值達(dá)到0.68,表明適合做因子分析,且因子載荷系數(shù)表明能很好地將問項(xiàng)對(duì)應(yīng)到兩個(gè)因子,即獨(dú)立型自我建構(gòu)因子與依存型自我建構(gòu)因子,最終結(jié)果如表1所示。

表1 自我建構(gòu)問項(xiàng)效度分析結(jié)果

對(duì)購買意愿與獨(dú)特性需求同樣做效度分析,KMO值分別達(dá)到0.74與0.83,且各問項(xiàng)都能很好的對(duì)應(yīng)到同一因子,因此不需要?jiǎng)h減問項(xiàng)。預(yù)實(shí)驗(yàn)分析結(jié)果表明各量表效度良好,研究數(shù)據(jù)比較適合提取信息,實(shí)驗(yàn)一與實(shí)驗(yàn)二將采用以上篩選問項(xiàng)后的量表進(jìn)行實(shí)驗(yàn)與分析。

3.2 實(shí)驗(yàn)一

3.2.1樣本統(tǒng)計(jì)概況與信度分析

實(shí)驗(yàn)一投放150份問卷,剔除有70%問項(xiàng)得分均是同一數(shù)字、答題時(shí)間過短等無效樣本后,回收有效問卷136份,其中男性52人、女性84人,18～25歲群體占比69%,大學(xué)及以上學(xué)歷占比79%。樣本男女比例平均且以青年群體為主,符合街頭時(shí)尚品牌的主要受眾特征。

為確保內(nèi)部一致性,用檢測Cronbach′s alpha值的方法檢測刪減題項(xiàng)后的問卷信度。實(shí)驗(yàn)一檢測代表各自我建構(gòu)類型的問項(xiàng)、反映獨(dú)特性需求的問項(xiàng)以及反映消費(fèi)者購買意愿的問項(xiàng)。其中,獨(dú)立型自我建構(gòu)問項(xiàng)系數(shù)為0.72,依存型自我建構(gòu)問項(xiàng)系數(shù)為0.80,獨(dú)特性需求問項(xiàng)系數(shù)為0.89,購買意愿問項(xiàng)系數(shù)為0.75。各系數(shù)均大于0.7,量表的信度較高,內(nèi)部一致性較好,可以做進(jìn)一步的研究分析。

3.2.2自我建構(gòu)與購買意愿

劉艷(2011)指出,非當(dāng)下情境因素所激活,而是個(gè)體自身所具有的穩(wěn)定的自我建構(gòu)系統(tǒng)即特質(zhì)性自我建構(gòu),在實(shí)證研究中主要由量表測量自我建構(gòu)傾向并分類。本研究根據(jù)Singelis(1994)以及沈曼瓊(2019)等人的研究方法,計(jì)算獨(dú)立型自我建構(gòu)得分與依存型自我建構(gòu)得分差值,排除其中得分差值絕對(duì)值小于等于0.2的被試樣本(n=26),將獨(dú)立型自我建構(gòu)得分與依存型自我建構(gòu)得分差值大于0.2的被試分入獨(dú)立型自我建構(gòu)組(n=47),將得分差值小于-0.2的被試分入依存型自我建構(gòu)組(n=63)。接下來的研究將針對(duì)成功分類的110個(gè)樣本進(jìn)行分析。

為檢驗(yàn)分組有效性,分別取被試的獨(dú)立型自我建構(gòu)得分均值與依存型自我建構(gòu)得分均值,對(duì)兩組自我建構(gòu)類型進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)。結(jié)果顯示,獨(dú)立型自我建構(gòu)組的獨(dú)立型自我建構(gòu)得分均值顯著高于依存型自我建構(gòu)組的獨(dú)立型自我建構(gòu)得分均值(M獨(dú)立=5.57>M依存=4.39,t=-8.24,p<0.01),而依存型自我建構(gòu)組的獨(dú)立型自我建構(gòu)得分均值顯著低于依存型自我建構(gòu)組的獨(dú)立型自我建構(gòu)得分均值(M獨(dú)立=4.25

為分析自我建構(gòu)類型對(duì)購買意愿的影響,取購買意愿四個(gè)題項(xiàng)的得分均值作為因變量、自我建構(gòu)類型為自變量,做線性回歸。模型通過F檢驗(yàn)(F(1,108)=23.280,p<0.01),調(diào)整R方值為0.18,表示自我建構(gòu)可以解釋購買意愿18%的變化原因。自我建構(gòu)的回歸系數(shù)值為0.78(t=4.825,p<0.01),意味著自我建構(gòu)會(huì)對(duì)購買意愿產(chǎn)生顯著的正向影響。

為檢驗(yàn)不同自我建構(gòu)類型消費(fèi)者對(duì)于街頭時(shí)尚品牌購買意愿的差異性,同樣以購買意愿為因變量,以自我建構(gòu)為自變量,進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)。結(jié)果顯示,相較于依存型自我建構(gòu)組,獨(dú)立型自我建構(gòu)組的購買意愿得分均值更高(M獨(dú)立=5.27,SD獨(dú)立=0.71,M依存=4.49,SD依存=0.92,t=-4.83,p<0.01),由此H1得證。

3.2.3中介效應(yīng)檢驗(yàn)

以被試自我建構(gòu)為自變量,以購買意愿為因變量,取獨(dú)特性需求15題項(xiàng)得分均值為中介變量,根據(jù)陳瑞(2013)等人對(duì)中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法的總結(jié),運(yùn)用Hayes(2017)所開發(fā)的PROCESS插件并使用Bootstrap抽樣檢驗(yàn)法做中介效應(yīng)分析,抽樣次數(shù)為5000次(獨(dú)立型自我建構(gòu)=1,依存型自我建構(gòu)=0)。

由表2可知,針對(duì)“自我建構(gòu)?獨(dú)特性需求?購買意愿”這條中介路徑,有回歸系數(shù)a與b顯著,總效應(yīng)c與直接效應(yīng)c’顯著,且中介效應(yīng)的95%區(qū)間不包括數(shù)字0(95% CI:0.139 ～ 0.398),因此中介效應(yīng)路徑存在,為部分中介。根據(jù)效應(yīng)占比計(jì)算公式a*b/c可得該中介效應(yīng)占比62.37%。可見自我建構(gòu)的獨(dú)特性需求中介效應(yīng)顯著,驗(yàn)證了H2前半部分。

表2 自我建構(gòu)的獨(dú)特性需求中介效應(yīng)

表3 自我建構(gòu)的獨(dú)特性需求的中介效應(yīng)(品牌A)

表4 自我建構(gòu)的獨(dú)特性需求的中介效應(yīng)(品牌B)

為檢驗(yàn)不同自我建構(gòu)類型消費(fèi)者獨(dú)特性需求的差異,以自我建構(gòu)為自變量,以獨(dú)特性需求為因變量,進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)。結(jié)果顯示,相較于依存型自我建構(gòu)組,獨(dú)立型自我建構(gòu)組的獨(dú)特性需求更高(M獨(dú)立=5.51,SD獨(dú)立=0.59,M依存=4.90,SD依存=1.01,t=-4.00,p<0.01),由此H2后半部分得證。

3.3 實(shí)驗(yàn)二

3.3.1樣本統(tǒng)計(jì)概況與信度分析

實(shí)驗(yàn)二投放250份問卷,剔除有70%問項(xiàng)得分均是同一數(shù)字、答題時(shí)間過短等無效樣本,并通過“過去一年內(nèi),我購買潮牌產(chǎn)品的頻率”以及“請(qǐng)列舉出您曾購買過或喜歡的潮牌產(chǎn)品”等檢驗(yàn)問項(xiàng)交叉分析篩選出對(duì)街頭時(shí)尚品牌有所了解的樣本后,回收有效問卷198份,其中男性71人、女性127人,18～25歲群體占比79%,大學(xué)及以上學(xué)歷占比88%。樣本同樣以青年群體為主并符合街頭時(shí)尚品牌的主要受眾特征。

為確保內(nèi)部一致性,用檢測Cronbach′s alpha值的方法檢測刪減題項(xiàng)后的問卷信度。檢測代表各自我建構(gòu)類型的問項(xiàng)、反映獨(dú)特性需求的問項(xiàng)以及反映消費(fèi)者購買意愿的問項(xiàng)。其中,獨(dú)立型自我建構(gòu)問項(xiàng)系數(shù)為0.76,依存型自我建構(gòu)問項(xiàng)系數(shù)為0.79,獨(dú)特性需求問項(xiàng)系數(shù)為0.84,品牌熟悉度問項(xiàng)為0.72,購買意愿問項(xiàng)系數(shù)為0.73。各系數(shù)均大于0.7,量表的信度較高,內(nèi)部一致性較好,可以做進(jìn)一步的研究分析。

3.3.2自我建構(gòu)與品牌熟悉度調(diào)節(jié)

在自我建構(gòu)測量與分類環(huán)節(jié),實(shí)驗(yàn)二采用與實(shí)驗(yàn)一相同的分類法,即排除獨(dú)立型自我建構(gòu)得分與依存型自我建構(gòu)得分差值絕對(duì)值小于等于0.2的被試樣本(n=26),差值大于0.2的被試分入獨(dú)立型自我建構(gòu)組(n=71),差值小于-0.2的被試分入依存型自我建構(gòu)組(n=91),接下來的研究將針對(duì)成功分類的162個(gè)樣本進(jìn)行分析。

實(shí)驗(yàn)二對(duì)不同知名程度的兩種街頭時(shí)尚品牌展示后對(duì)被試進(jìn)行品牌熟悉度的測量,品牌A為知名潮牌Supreme,品牌B為小眾品牌POLIQUANT。為檢驗(yàn)品牌熟悉度的操縱結(jié)果,對(duì)其做配對(duì)樣本t檢驗(yàn),結(jié)果顯示被試對(duì)品牌A的熟悉度顯著高于對(duì)品牌B的熟悉度(M獨(dú)立=5.29,SD獨(dú)立=0.89,M依存=4.03,SD依存=1.29,t=9.89,p<0.01),由此可見變量操縱結(jié)果合適。

為研究品牌熟悉度對(duì)自我建構(gòu)的調(diào)節(jié)效應(yīng),分別取兩種品牌的購買意愿題項(xiàng)的得分均值作為因變量(品牌A購買意愿/品牌B購買意愿),自我建構(gòu)為自變量,對(duì)應(yīng)的品牌熟悉度(品牌A熟悉度/品牌B熟悉度)為調(diào)節(jié)變量做調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。由于自變量為二分類變量,因此對(duì)其生成虛擬變量后再進(jìn)行回歸分析(獨(dú)立型自我建構(gòu)=1,依存型自我建構(gòu)=0)。結(jié)果顯示,高熟悉度條件下,模型有F(3,158)=64.69,p<0.01,調(diào)整后的R方值為0.54,即該模型可解釋品牌A購買意愿54%的變化原因,調(diào)節(jié)變量品牌熟悉度與自變量自我建構(gòu)對(duì)因變量購買意愿的交互效應(yīng)顯著(β=-0.74,t=-10.76,p<0.01),說明其具有調(diào)節(jié)作用。低熟悉度條件下,模型有F(3,158)=31.48,p<0.01,調(diào)整后的R方值為0.36,即該模型可解釋品牌B購買意愿36%的變化原因,調(diào)節(jié)變量品牌熟悉度與自變量自我建構(gòu)對(duì)因變量購買意愿的交互效應(yīng)顯著(β=-0.22,t=-2.75,p<0.01),說明其具有調(diào)節(jié)作用,H3前半部分得證。

利用偏離調(diào)節(jié)變量平均值一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的方式進(jìn)一步分析該交互效應(yīng),簡單斜率圖演示了調(diào)節(jié)變量在不同水平(±1SD)時(shí),自變量自我建構(gòu)對(duì)因變量品牌購買意愿產(chǎn)生的影響幅度(斜率)差異情況。從圖2可以看出,在高品牌熟悉度條件下,依存型自我建構(gòu)消費(fèi)者處于相對(duì)高水平時(shí)的購買意愿高于其處于相對(duì)低熟悉度水平時(shí)的購買意愿;而獨(dú)立型自我建構(gòu)消費(fèi)者處于相對(duì)高水平時(shí)的購買意愿低于其處于相對(duì)低熟悉度水平時(shí)的購買意愿。即對(duì)于高熟悉度街頭時(shí)尚品牌,提高品牌熟悉度對(duì)依存型自我建構(gòu)消費(fèi)者購買意愿的提升有正向影響,而對(duì)獨(dú)立型自我建構(gòu)消費(fèi)者購買意愿的提升有負(fù)向影響,并且對(duì)依存型自我建構(gòu)消費(fèi)者的影響更大。從圖3可以看出,在低熟悉度條件下,不同自我建構(gòu)類型的消費(fèi)者在處于相對(duì)高品牌熟悉度的水平時(shí),其品牌購買意愿總是高于其處于相對(duì)低熟悉度水平時(shí)的購買意愿,即對(duì)于低熟悉度的小眾街頭時(shí)尚品牌,提高品牌熟悉度對(duì)不同自我建構(gòu)類型消費(fèi)者購買意愿的提升都有正向影響,對(duì)依存型自我建構(gòu)消費(fèi)者的影響更大。該分析結(jié)果符合前文的綜述與假設(shè)。

圖2 高品牌熟悉度調(diào)節(jié)效應(yīng)的簡單斜率圖

圖3 低品牌熟悉度調(diào)節(jié)效應(yīng)的簡單斜率圖

圖4 不同自我建構(gòu)類型對(duì)不同熟悉度品牌的購買意愿

為驗(yàn)證H3后半部分,運(yùn)用配對(duì)樣本t檢驗(yàn)比較高熟悉度與低熟悉度條件下消費(fèi)者購買意愿的差異。取品牌A購買意愿與品牌B購買意愿為配對(duì)分析項(xiàng),結(jié)果顯示(M品牌A=5.51,SD品牌A=0.64,M品牌B=4.69,SD品牌B=0.77,t=11.52,p<0.01),即消費(fèi)者對(duì)高品牌熟悉度品牌A的購買意愿明顯高于對(duì)低品牌熟悉度品牌B的購買意愿,從而假設(shè)得證。

為分析不同自我建構(gòu)類型對(duì)不同熟悉度的街頭時(shí)尚品牌購買意愿影響的差異性,分別取兩種品牌的購買意愿題項(xiàng)的得分均值作為因變量,自我建構(gòu)為自變量,進(jìn)行t檢驗(yàn)。結(jié)果顯示,對(duì)于高熟悉度品牌,相較于獨(dú)立型自我建構(gòu)組,依存型自我建構(gòu)組的購買意愿得分均值更高(M獨(dú)立=5.33M依存=4.47,t=-4.62,p<0.01),由此H3a與H3b得證。

3.3.3調(diào)節(jié)效應(yīng)中獨(dú)特性需求的中介作用

首先,分別檢驗(yàn)獨(dú)特性需求在不同熟悉度條件下的中介效應(yīng),檢驗(yàn)方法與實(shí)驗(yàn)一中介效應(yīng)檢驗(yàn)相似。針對(duì)“自我建構(gòu)?獨(dú)特性需求?品牌A購買意愿”這條中介路徑,有回歸系數(shù)a與b顯著,總效應(yīng)c與直接效應(yīng)c’顯著,且中介效應(yīng)的95%區(qū)間不包括數(shù)字0(95% CI:0.09～0.25),因此中介效應(yīng)路徑存在,為部分中介。根據(jù)效應(yīng)占比計(jì)算公式a*b/c可得該中介效應(yīng)占比38.77%。針對(duì)“自我建構(gòu)?獨(dú)特性需求?品牌B購買意愿”這條中介路徑,有回歸系數(shù)a與b顯著,總效應(yīng)c顯著,直接效應(yīng)c’不顯著,且中介效應(yīng)的95%區(qū)間不包括數(shù)字0(95% CI: 0.15～0.32),因此中介效應(yīng)路徑存在,為完全中介,中介效應(yīng)占比100%。由此,H4前半部分得證。

根據(jù)本研究所提出的假設(shè)模型,參考陳瑞等人所總結(jié)中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法,選擇Hayes所開發(fā)的PROCESS插件Model14進(jìn)行檢驗(yàn)分析。結(jié)果顯示,在高熟悉度條件下,模型有F(4,157)=25.17,p<0.01,調(diào)整后的R方值為0.37,即該模型可解釋品牌A購買意愿37%的變化原因,自變量自我建構(gòu)對(duì)中介變量獨(dú)特性需求效應(yīng)顯著(β=0.67,SE=0.14,t=4.94,p<0.01),調(diào)節(jié)變量品牌熟悉度與中介變量獨(dú)特性需求對(duì)因變量購買意愿的交互效應(yīng)顯著(β=-0.14,SE=0.04,t=-3.93,p<0.01),說明其具有調(diào)節(jié)中介作用。在低熟悉度條件下,模型有F(4,157)=66.79,p<0.01,調(diào)整后的R方值為0.62,即該模型可解釋品牌B購買意愿62%的變化原因,自變量自我建構(gòu)對(duì)中介變量獨(dú)特性需求效應(yīng)顯著(β=0.67,SE=0.14,t=4.94,p<0.01),調(diào)節(jié)變量品牌熟悉度與中介變量獨(dú)特性需求對(duì)因變量購買意愿的交互效應(yīng)顯著(β=0.17,SE=0.04,t=4.70,p<0.01),說明其具有調(diào)節(jié)中介作用。由此,H4后半部分得證。

4 研究結(jié)論與未來展望

本研究從消費(fèi)者自我建構(gòu)與品牌熟悉度的角度切入探究街頭時(shí)尚品牌消費(fèi)行為形成背后的機(jī)制,并結(jié)合獨(dú)特性需求理論,建構(gòu)了有中介的調(diào)節(jié)模型,得出了以下結(jié)論:

(1)自我建構(gòu)對(duì)消費(fèi)者的街頭時(shí)尚品牌購買意愿有顯著影響,相較于依存型自我建構(gòu)消費(fèi)者,獨(dú)立型自我建構(gòu)消費(fèi)者的購買意愿更強(qiáng)。并且,不同自我建構(gòu)類型消費(fèi)者對(duì)于街頭時(shí)尚品牌購買意愿的差異受獨(dú)特性需求的中介效應(yīng)所影響。相較于依存型自我建構(gòu)消費(fèi)者,獨(dú)立型自我建構(gòu)消費(fèi)者的獨(dú)特性需求更高。

(2)品牌熟悉度在自我建構(gòu)對(duì)街頭時(shí)尚品牌購買意愿的影響中起到調(diào)節(jié)作用,且相較于低品牌熟悉度,高品牌熟悉度條件下消費(fèi)者購買意愿更強(qiáng)。同時(shí),低品牌熟悉度條件下,獨(dú)立型自我建構(gòu)消費(fèi)者對(duì)街頭時(shí)尚品牌購買意愿高于依存型自我建構(gòu)消費(fèi)者;而在高品牌熟悉度條件下,獨(dú)立型自我建構(gòu)消費(fèi)者對(duì)街頭時(shí)尚品牌購買意愿低于依存型自我建構(gòu)消費(fèi)者。

(3)在不同熟悉度條件下,不同自我建構(gòu)類型消費(fèi)者對(duì)于街頭時(shí)尚品牌購買意愿的差異均受獨(dú)特性需求的中介效應(yīng)所影響,且品牌熟悉度與獨(dú)特性需求對(duì)街頭時(shí)尚品牌購買意愿的預(yù)測存在交互效應(yīng),即獨(dú)特性需求對(duì)自我建構(gòu)與購買意愿之間關(guān)系的中介作用受品牌熟悉度的調(diào)節(jié)。

本研究選取街頭時(shí)尚品牌作為消費(fèi)行為研究對(duì)象,作為一項(xiàng)新興的消費(fèi)品門類,目前學(xué)術(shù)界關(guān)于街頭時(shí)尚品購買行為的實(shí)證研究仍是空白,相關(guān)研究大部分集中在品牌營銷策略、服裝飾品設(shè)計(jì)以及消費(fèi)行為的定性上,因此選擇街頭時(shí)尚潮流作為研究背景,能夠在一定程度上填補(bǔ)消費(fèi)者購買行為和心理決策過程研究在街頭時(shí)尚品牌領(lǐng)域的缺失。本研究的實(shí)踐意義在于為無論是新興的還是已成熟的街頭時(shí)尚品牌在了解消費(fèi)者消費(fèi)心理上提供可參考的理論基礎(chǔ),特別是對(duì)于中國這個(gè)具有巨大潛力的市場,為品牌的營銷策略制定提供一個(gè)新思路。對(duì)品牌主理人和營銷策略執(zhí)行者來說,本研究對(duì)于消費(fèi)者自我建構(gòu)類型以及獨(dú)特性需求的剖析,可以為品牌理解消費(fèi)者心理提供實(shí)用性參考,使街頭時(shí)尚品牌能夠找準(zhǔn)目標(biāo)消費(fèi)群體的需求,并更好地傳達(dá)品牌的精神與內(nèi)涵。品牌熟悉度的研究為營銷策略的制定提供了依據(jù),營銷策略執(zhí)行者可以通過信息控制等方式對(duì)不同的目標(biāo)群體制定推廣策略。如對(duì)于獨(dú)立型自我建構(gòu)消費(fèi)者,關(guān)鍵詞和產(chǎn)品定位在于小眾、獨(dú)特和稀有,對(duì)于依存型自我建構(gòu)消費(fèi)者,知名、流行和爆款可能更具有吸引力。在創(chuàng)立子品牌或子系列的品牌延伸戰(zhàn)略上,通過對(duì)目標(biāo)消費(fèi)者自我建構(gòu)等消費(fèi)者特質(zhì)以及對(duì)母品牌熟悉度的相關(guān)市場預(yù)調(diào),充分發(fā)揮母品牌在消費(fèi)者心中已有的消費(fèi)者認(rèn)知和企業(yè)形象的優(yōu)勢。對(duì)消費(fèi)者而言,本研究可以幫助消費(fèi)者更好地認(rèn)識(shí)自己、了解街頭時(shí)尚品牌消費(fèi)背后的意義,在做購買決策時(shí)能正確對(duì)待品牌名氣和社會(huì)風(fēng)潮對(duì)自身的影響,從而培養(yǎng)良好的消費(fèi)觀念。

本研究也存在著一定的局限性。首先,對(duì)于自我建構(gòu)的分類,本研究采用自陳量表測量并按反映不同自我建構(gòu)傾向的問項(xiàng)間的得分差值進(jìn)行分組的方法,而對(duì)于非特質(zhì)性自我建構(gòu)的情境性自我建構(gòu),學(xué)界往往以情境激活法對(duì)被試進(jìn)行分組。本研究認(rèn)為消費(fèi)者對(duì)于具有能彰顯個(gè)人形象與獨(dú)立精神等特點(diǎn)的街頭時(shí)尚品牌的態(tài)度,更適合用能夠穩(wěn)定反映個(gè)體長期下來所形成的個(gè)人特質(zhì)的特質(zhì)性自我建構(gòu)來解釋,故而將研究對(duì)象限定于特質(zhì)性自我建構(gòu)。未來可以增加對(duì)情境性自我建構(gòu)的研究,從而擴(kuò)大本研究結(jié)論的適用范圍,比如為商家通過構(gòu)建特定情境以激活消費(fèi)者特定自我建構(gòu)的廣告宣傳或促銷方式來提升其對(duì)街頭時(shí)尚產(chǎn)品的購買意愿的營銷策略提供理論依據(jù)。其次,本研究是以線上問卷的形式展示各品牌的商品與品牌故事,然而影響消費(fèi)者服飾類品牌選擇的因素是多種多樣的,如款式、圖案和顏色,本研究在問卷篇幅有限的情況下各品牌僅分別展示了若干款同類型的產(chǎn)品,并佐以文字介紹品牌故事與操縱品牌熟悉度。未來研究在品牌展示環(huán)節(jié)可以改由通過影片或相關(guān)廣告的形式,更全面地展示各品牌信息。而對(duì)于品牌熟悉度的操縱,可借由實(shí)物的展示與體驗(yàn)從而使被試有效地積累關(guān)于該品牌的經(jīng)驗(yàn),從而加強(qiáng)品牌熟悉度調(diào)控的效果。