摘 要 恐怖娛樂消費是指對喚起恐懼和害怕情緒的體驗或產(chǎn)品的消費（如， 觀看恐怖電影）。以往研究表明， 消費者會出于不同的動機和原因消費恐怖體驗及產(chǎn)品。由于消費者過去的經(jīng)歷會對其后續(xù)消費偏好產(chǎn)生重要影響， 因此， 本文基于跨情境視角探究了影響消費者恐怖娛樂消費偏好的前因。通過一項二手數(shù)據(jù)研究和6項實驗研究， 本文發(fā)現(xiàn)先前參與創(chuàng)造性活動（vs.非創(chuàng)造性活動）會促進消費者隨后對恐怖娛樂消費的偏好與選擇， 自我效能的提升是中介機制。此外， 本文還表明， 創(chuàng)造性活動參與對消費者的恐怖娛樂消費偏好的影響受到反饋效價以及活動難度的調(diào)節(jié)。本文對已有的消費者創(chuàng)造力研究和恐怖娛樂消費研究做出了推進， 對恐怖娛樂產(chǎn)業(yè)提供了實踐啟示。

關鍵詞 創(chuàng)造性活動， 恐怖娛樂消費， 自我效能， 反饋效價， 活動難度

分類號 B849： F713.55

1 前言

近10年來， 恐怖娛樂消費的市場需求激增。追求恐怖、驚悚等體驗似乎已成為年輕消費者的一大娛樂消費。例如， 2017年改編自斯蒂芬?金的恐怖小說《IT》的電影經(jīng)上映以來在全球創(chuàng)造了七點多億美元的票房收入， 并一躍成為有史以來票房收入最高的恐怖片。同時， 僅2017年全球就有9部恐怖片的票房超過了1億美元， 如《安娜貝爾·誕生》、《逃出絕命鎮(zhèn)》等。除帶動了恐怖片的興盛外， 恐怖娛樂消費趨勢的出現(xiàn)也為市場帶來了新的商業(yè)模式， 鬼屋、密室逃生等娛樂項目遍地而起， 已成為最流行和最賺錢的娛樂類型之一（NPR， 2015）。雖然恐怖電影和恐怖挑戰(zhàn)活動吸引了一些年輕消費者， 但大多數(shù)消費者由于恐懼和害怕而不愿消費這些產(chǎn)品， 這給企業(yè)帶來了營銷難題。因此， 從實踐角度而言， 探究哪些因素會增加或減少消費者對恐怖娛樂產(chǎn)品的消費意愿具有重要價值。

然而， 恐怖娛樂消費是一個相對較新的研究領域， 學術界對該領域的關注還非常不充分。為數(shù)不多的研究發(fā)現(xiàn)， 消費者選擇消費恐怖娛樂產(chǎn)品的原因包括： 尋求感官刺激、獲得復雜體驗、以及脫離現(xiàn)實自我等（Andrade & Cohen， 2007; Keinan & Kivetz， 2011; Tamborini & Stiff， 1987）。此外， 感知到的資源稀缺也是影響消費者恐怖娛樂消費的另一個前因（Yang & Zhang， 2022）?？傮w而言， 上述研究聚焦WRbbphFuFw0Hp88NiqNrkQ==于同情境視角下的前因探究， 目前尚未見有學者從跨情景視角探究消費者偏好恐怖娛樂消費的前因。由于消費者在前一情境中激發(fā)的目標和需求往往會蔓延到隨后遇到的不相關情境中， 進而影響消費者在隨后情境中的行為（Allard & White， 2015; Otterbring， 2016; Ringler et al.， 2019）。因此， 基于跨情境視角探究消費者偏好恐怖娛樂消費的前因， 能夠為已有的恐怖娛樂消費研究做出補充和推進。本文旨在探究和彌補這一研究空缺。

研究表明， 參與創(chuàng)造性活動（vs. 非創(chuàng)造性活動）會增強人們的自主感和自信心（對自己創(chuàng)造能力的信心） （Burroughs & Mick， 2004; Tierney & Farmer， 2002， 2011; Xu et al.， 2022）， 而自主感和自信心都能促進個體自我效能感的提升（Bandura， 1995; 陳香 等， 2019; Ng & Lucianetti， 2016）。另有研究指出， 消費者消費恐怖娛樂產(chǎn)品時會體驗到恐懼和害怕等情緒（Martin， 2019; Yang & Zhang， 2022）， 為了使自己不被恐懼情緒淹沒， 消費者需要建立信心保護框架（Rozin et al.， 2013; Yang & Zhang， 2022）。自我效能感的提升可以讓個體有自信心來控制自己的行為和控制周圍環(huán)境（Bandura， 1997）， 進而讓個體有信心來應對他們消費恐怖娛樂產(chǎn)品時體驗到的恐懼和害怕等情緒。由此， 本文認為， 先前參與創(chuàng)造性活動（vs. 非創(chuàng)造性活動）能夠提升消費者的自我效能感， 進而增加他們對恐怖娛樂消費的偏好。我們進一步指出， 當消費者在創(chuàng)造性活動中的表現(xiàn)得到消極反饋（vs. 積極反饋）時， 以及當創(chuàng)造性活動的難度較高（較低）時， 上述現(xiàn)象會消失（存在）。原因是， 消極的反饋和高難度的創(chuàng)造性活動會削弱創(chuàng)造性活動參與帶來的自我效能感。

本文具有明顯的理論貢獻。首先， 本文探究了一個新穎的研究話題， 即消費者先前在不相關情境中的經(jīng)歷是否會影響他們隨后對恐怖體驗及產(chǎn)品的偏好。本文一方面能推進已有恐怖娛樂消費的文獻（Keinan & Kivetz， 2011; Martin， 2019; Tamborini & Stiff， 1987; Yang & Zhang， 2022）， 另一方面也回答了消費者在什么情況下敢于嘗試恐怖娛樂消費這一實踐問題。其次， 本文也為已有的創(chuàng)造力研究貢獻了新的營銷結果變量。以往的創(chuàng)造力研究主要聚焦于探究如何提高消費者的創(chuàng)造性表現(xiàn)、以及如何增加消費者對創(chuàng)意產(chǎn)品的接受度（Burroughs et al.， 2011; Kim & Choo， 2023; Mehta & Zhu， 2016; Mehta et al.， 2012; Mehta et al.， 2017）。然而， 已有研究對于消費者實際參與創(chuàng)造性活動可能導致的營銷后果關注非常有限， 僅Wu等（2015）以及Xu等（2022）做了探究。他們發(fā)現(xiàn)， 參與創(chuàng)造性活動會增加消費者對品牌的積極態(tài)度以及促進消費者的捐贈行為。作為對已有研究的推進， 本文認為， 先前的創(chuàng)造性活動經(jīng)歷還會增加消費者在隨后情境中對恐怖娛樂消費的偏好。最后， 本文揭示了創(chuàng)造性活動經(jīng)歷增加消費者的恐怖娛樂消費的心理機制是自我效能感， 并排除了新體驗尋求、創(chuàng)意靈感體驗、愉悅感等競爭中介解釋。本文能對自我效能感的已有研究（如， Ben-Ami et al.， 2014; Lu， 2021; 潘定 等， 2022）做出補充。

1.1 創(chuàng)造性活動參與與創(chuàng)造性體驗

創(chuàng)造性活動參與（creative activity engagement）指的是， 一個人必須在身體或精神上參與一項需要投入創(chuàng)造力并產(chǎn)生新事物的活動（Xu et al.， 2022）。企業(yè)常鼓勵消費者參與創(chuàng)造性活動， 以此激發(fā)消費者的創(chuàng)造力。例如， 企業(yè)會邀請消費者參與在線品牌共創(chuàng)活動， 提出有創(chuàng)意的產(chǎn)品想法（Peters et al.， 2012）。企業(yè)也會邀請消費者參與在線產(chǎn)品創(chuàng)意大賽并提交創(chuàng)意設計， 以獲得相應獎勵（Mehta et al.， 2017; Wu et al.， 2015）。此外， 消費者在日常生活中也會自發(fā)地參與創(chuàng)造性活動以獲得創(chuàng)造性體驗， 如DIY 產(chǎn)品設計、舊物創(chuàng)意改造等。鑒于創(chuàng)造性活動經(jīng)歷在個體日常中非常普遍， 學者們探究了參與創(chuàng)造性活動對個體認知、情感與行為的影響。具體而言， 在情感層面， 參與創(chuàng)造性活動能增加個體的成就感、自信以及愉悅感等情緒體驗（Burroughs & Mick， 2004; Dahl & Moreau， 2007; 姚琦， 張丹， 2016）。在認知層面， 創(chuàng)造力的隱喻通常與“跳出框框思考”和“超越常規(guī)約束的自由”有關， 而這兩種隱喻都涵蓋了解放、釋放的意思（Marin et al.， 2014）。因此， 參與創(chuàng)造性活動能讓個體產(chǎn)生解放的感覺， 進而減輕心理負擔（Goncalo et al.， 2015）。此外， 由于創(chuàng)造性的想法通常是個體所獨有的， 這會使得參與創(chuàng)造性活動（如， 提出創(chuàng)新的想法）的個體產(chǎn)生一種自我揭露的認知（Goncalo & Katz， 2020）。除了影響情感和認知外， 參與創(chuàng)造性活動還會影響個體行為。Füller等（2011）以“施華洛世奇啟蒙珠寶設計大賽”為研究背景發(fā)現(xiàn)， 創(chuàng)造性體驗會通過增強消費者的自主體驗和愉悅體驗， 進而增加消費者所貢獻的創(chuàng)新想法的數(shù)量以及質(zhì)量。同時， Eschleman等（2014）發(fā)現(xiàn)， 從事工作以外的創(chuàng)造性活動能夠讓個體感到放松和恢復， 進而增加個體的任務表現(xiàn)績效。最后， 參與創(chuàng)造性活動能增加個體的積極情緒， 進而增加他們對與活動關聯(lián)的產(chǎn)品及品牌的態(tài)度（Wu et al.， 2015）。

上述研究都聚焦于同情境視角， 究竟先前參與創(chuàng)造性活動對消費者在隨后與創(chuàng)造性活動無關情境中的行為表現(xiàn)會產(chǎn)生什么影響？目前僅Xu等（2022）做了探究。Xu等（2022）的研究發(fā)現(xiàn)， 先前參與創(chuàng)造性活動能增加消費者隨后對他人的捐贈， 積極情緒是內(nèi)在機制。除了影響捐贈行為外， 先前參與創(chuàng)造性活動還會影響消費者的哪些跨情景行為表現(xiàn)？本文將以恐怖娛樂消費偏好為切入視角， 解答這一研究問題。

1.2 恐怖娛樂消費

享樂主義認為， 人們具有追求快樂、避免痛苦的傾向（Higgins， 1997）。消費者決策領域的文獻更是普遍認為對預期快樂的追求是個體做出消費選擇的關鍵決定因素（Mellers， 2000）。然而， 與上述成熟學術觀點不同， 一些主流媒體以及商業(yè)贊助商都指出， 消費者似乎比以往任何時候都更渴望獲得能夠引發(fā)恐懼、害怕、悲傷或厭惡等情緒體驗的消費（Andrade & Cohen， 2007; NPR， 2015）。比如， 與享樂主義的原則相沖突， 人們會選擇將自己暴露在自己事先知道會引發(fā)負面情緒體驗的反享樂消費活動中（Andrade & Cohen， 2007; Yang & Zhang， 2022）。其中， 恐怖娛樂消費則是反享樂消費中的典型類型， 它指的是對那些可以喚起恐懼和害怕情緒的體驗或產(chǎn)品的消費（Yang & Zhang， 2022）。市場上常見的恐怖電影和小說、鬼屋、密室以及恐怖主題公園等都屬于恐怖娛樂消費形式。除了包含恐怖娛樂消費外， 反享樂消費還包含能喚起悲傷情緒的消費形式（如， 對悲傷音樂和電影、以及悲劇小說的消費） （Hanich et al.， 2014; Sachs et al.， 2015）、對不尋常極端體驗的消費（如， 居住冰旅館和嘗試令人惡心的飲食）、以及對痛苦感官體驗的消費（如， 體驗電擊和挑戰(zhàn)冰水） （Scott et al.， 2017）。由于恐怖娛樂消費在日常生活中更為常見， 且和本研究關注的主題創(chuàng)造性活動參與的關聯(lián)度最高， 因此本文聚焦于反享樂消費中的恐怖娛樂消費， 對其它反享樂消費形式不做關注。

關于恐怖娛樂消費的前人研究主要聚焦于探究有哪些因素促使消費者進行恐怖娛樂消費。研究結論聚焦于兩點： 為了尋求感官刺激， 以及構建心理保護框架。首先， 從感官刺激尋求來看， 觀看恐怖電影和探險鬼屋可以給消費者帶來緊張感和刺激感， 這種緊張和刺激感可以滿足個體對感官刺激的需求（Tamborini & Stiff， 1987）。其次， 根據(jù)Michael Apter的研究， 個體具有三種心理保護框架， 其中信心框架指的是個體有信心能夠處理察覺到的危險和威脅; 安全區(qū)框架指的是個體覺得他們已經(jīng)足夠遠離潛在的危險和威脅; 而脫離框架指的是個體能夠觀察到危險和威脅， 但不與它們互動（Apter， 1982， 1992）。因此， 從構建心理保護框架來看， Andrade和Cohen （2007）主要討論了脫離框架和恐怖娛樂消費之間的關系。其研究指出， 暴露于恐怖刺激（如恐怖電影）的消費者會同時體驗到積極和消極的復雜情緒， 而事先嵌入到一個保護框架中可以讓個體有足夠的心理脫離或超然感。Yang和Zhang （2022）則討論了信心框架對消費者恐怖娛樂消費偏好的影響。他們的研究認為， 信心框架從根本上根植于消費者的主觀控制感， 即消費者認為自己能夠控制環(huán)境的程度決定了他們對自我的信心。因此， 當外部因素（如， 感知資源稀缺性）導致消費者的控制感降低時， 他們會為了保護信心框架而降低對恐怖體驗和產(chǎn)品的偏好。

基于前人研究， 本文討論了自我效能和保護框架之間的關系， 并試圖建立自我效能和恐怖娛樂消費間的關聯(lián)。本文認為， 自我效能感的增加能夠加強消費者的信心框架， 從而使消費者有自信去應對恐怖娛樂消費帶給個體的負面情緒威脅。

1.3 自我效能

Bandura （1986）提出， 自我效能（self-efficacy）是指一個人對自己從事某項活動的能力達到一定水平的判斷、信念或自我認知。Schultz 和Switzky （1990）將自我效能定義為個人在面對特定情況時的勝任感， 以及他們的自信心和自尊心。結合這兩個定義， 本文認為， 自我效能反映了一個人是否有自信可以控制自己的行為和周圍環(huán)境。以往研究主要圍繞自我效能感的形成前因和影響后效進行了探究。從形成前因?qū)用鎭砜矗?Bandura （1995）指出， 以往的成功經(jīng)驗是形成自我效能感的重要前提， 它為個體提供了判斷和構成自我效能的行為信息。具體來說， 當個體完成一項具有挑戰(zhàn)性的任務時， 他們就會獲得一種積極的自我效能感知， 這種效能感會使個體確信他們有能力完成后續(xù)任務（Appelbaum & Hare， 1996）。此外， 社會模仿、外部反饋以及個體的生理和情緒狀態(tài)也會影響個體對自我效能感的判斷（Bandura， 1995）。從影響后效層面來看， 增強一個人的自我效能感有助于解決恐懼、壓力、情緒低落等問題（Bandura， 1995）。同時， 研究指出， 自我效能感不同時， 人們對外部環(huán)境中的挑戰(zhàn)和風險會做出不同的反應（Appelbaum & Hare， 1996; Ben-Ami et al.， 2014; Lu， 2021）。具體而言， 自我效能低時， 人們會將嘗試新產(chǎn)品或新行為視為一件困難的事（Ben-Ami et al.， 2014）， 并將生活中的挑戰(zhàn)視作威脅（Appelbaum & Hare， 1996）。相反， 自我效能高時， 人們會將生活中的挑戰(zhàn)視為自我提升的機會， 因而會積極采取行動來應對外部環(huán)境中的挑戰(zhàn)（Appelbaum & Hare， 1996）。

作為對上述自我效能感研究的推進， 本文試圖為自我效能感研究貢獻新的前因變量和結果變量。具體而言， 本文預測， 讓消費者參與一項創(chuàng)造性活動能夠增強消費者的自我效能， 進而增加消費者對恐怖娛樂消費的偏好。接下來， 我們論述這一觀點。

1.4 創(chuàng)造性活動參與和自我效能的提升

與單純的創(chuàng)造性刺激或創(chuàng)造力概念的啟動或凸顯不同， 創(chuàng)造性活動參與的固有特征是創(chuàng)造力的投入以及創(chuàng)造性成果的產(chǎn)出（Xu et al.， 2022）。結合創(chuàng)造性參與的概念與特征， 本文認為， 參與創(chuàng)造性活動能提升個體的自我效能感。理由如下。首先， 有研究表明， 提出創(chuàng)造性的想法或者對手頭問題提出創(chuàng)造性的解決方案會提高個人的滿意度、自豪感和自信心（Burroughs & Mick， 2004）。其中自豪感來源于個體認為某一結果是由自身行為所導致， 自信心則來源于對當前問題的創(chuàng)造性解決， 并且這種自信心還會延續(xù)至其他類似情況（Weiner， 1985）。因此， 參與創(chuàng)造性的活動（相對于非創(chuàng)造性活動）能夠讓人們對自己的創(chuàng)造能力感到自豪和自信（Burroughs & Mick， 2004; Tierney & Farmer， 2002， 2011）。自豪感和自信心是兩種基于效能的積極情感， 可以促進個體的一般自我效能感（陳香 等， 2019）。其次， 從事創(chuàng)造性活動的過程也伴隨著新穎結果的產(chǎn)生（Dahl & Moreau， 2007）， 這標志著個體在創(chuàng)造領域的成功表現(xiàn)。有關創(chuàng)造能力的診斷信息會使個體更加自信（Appelbaum & Hare， 1996; Wood & Bandura， 1989）， 從而進一步加強自我效能感。

最后， 根據(jù)創(chuàng)造力的定義， 產(chǎn)生創(chuàng)造性結果的過程需要個體積極地識別遠距離關聯(lián)概念， 并以一種新穎的方式將這些概念結合起來（Mednick， 1962）。這一過程要求并鼓勵人們在不受規(guī)范和規(guī)則約束的情況下自由思考， 并做出不同的組合和選擇（Ashton-James & Chartrand， 2009; Isen et al.， 1987）。因此， 參與創(chuàng)造性活動的個體擁有自由選擇和不受外部控制的自主感（Xu et al.， 2022）。Dahl和Moreau （2007）以及Füller等（2011）的研究也明確指出了參與創(chuàng)造性活動會增強消費者的自主體驗和自由感。鑒于自主性和自由感都能增加個體的自我效能（Bandura， 1997）， 因此上述文獻也為創(chuàng)造性活動參與和自我效能提升間的關系提供了支持。

1.5 自我效能的提升增加了恐怖娛樂消費偏好

本文進一步認為， 當個體的自我效能感通過參與創(chuàng)造性活動增加后， 他們對恐怖娛樂消費的偏好也會相應增加。理由如下。首先， 高的自我效能體現(xiàn)為個體相信自己能夠更好地面對和挑戰(zhàn)新事物的一般信念（Schwarzer & Born， 1997; 湯冬玲 等， 2010）?？植缞蕵废M的過程伴隨著恐懼和害怕等情緒體驗， 而克服恐懼對個體來說是一件具有挑戰(zhàn)性的事情（Martin， 2019）。因此， 參與創(chuàng)造性活動所帶來的高自我效能感可以賦能消費者， 使他們敢于嘗試這種通常對他們來說具有挑戰(zhàn)性的恐怖體驗。其次， 較高的自我效能感被視為一種積極的自我認知， 而處于積極自我認知狀態(tài)的個體會產(chǎn)生維持這種認知狀態(tài)的行為傾向（王承璐， 1987）。挑戰(zhàn)性的嘗試可以幫助個體通過獲得自我提升來維持自我效能感（Appelbaum & Hare， 1996; 潘定 等， 2022）。由于恐怖娛樂消費對個體來說是一種挑戰(zhàn)， 所以高自我效能能夠讓個體勝任這一挑戰(zhàn)。最后， 有關控制感的文獻也表明， 控制感決定了個體信心框架的強弱， 信心框架可以保護個體不受恐懼情緒的威脅（Yang & Zhang， 2022）。由于自我效能的提升會帶來控制感的增加（Bandura， 1995）， 因此自我效能的提升可以幫助構建個體的信心框架， 進而使個體有自信應對恐怖娛樂消費帶來的負面情緒威脅。

基于上述推導， 本文提出如下假設：

H1： 先前參與一項創(chuàng)造性活動（vs.非創(chuàng)造性活動）會增加消費者隨后對恐怖娛樂消費的偏好。

H2： 創(chuàng)造性活動參與和恐怖娛樂消費偏好之間的關系受到自我效能的中介。

然而， 除了上述所提出的自我效能解釋機制， 可能還存在其他的競爭中介機制可以解釋創(chuàng)造性活動參與對恐怖娛樂消費偏好的影響。首先， 先前的研究表明， 有創(chuàng)造力的消費者更傾向于尋求新體驗（Hirschman， 1980）， 而尋求新體驗是消費者嘗試恐怖等反享樂體驗的主要動機（Keinan & Kivetz， 2011）。因此， 參與創(chuàng)造性活動的消費者很有可能會出于新體驗尋求的動機而去進行恐怖娛樂消費。其次， 以往文獻表明， 產(chǎn)生創(chuàng)造性想法的過程會激發(fā)個體的創(chuàng)意靈感， 而創(chuàng)意靈感會影響想法的創(chuàng)新性（Thrash et al.， 2010）。關于恐怖電影的研究也提出， 恐怖電影獨特的情節(jié)設計和聲光影效果可能會刺激個體產(chǎn)生創(chuàng)意靈感啟示（Martin， 2019）。結合上述文獻可以推測， 參與創(chuàng)造性活動的個體由于具有較高的創(chuàng)意靈感體驗， 從而可能會通過恐怖娛樂消費去繼續(xù)尋求創(chuàng)意靈感。最后， 研究指出， 參與創(chuàng)造性的活動會增強消費者的愉悅體驗（Füller et al.， 2011; 姚琦， 張丹， 2016）， 而當人們體驗到愉悅感后可能會傾向于繼續(xù)維持這種狀態(tài)（Handley et al.， 2004）。由于恐怖娛樂消費可以帶給消費者刺激、享受等體驗（Andrade & Cohen， 2007）， 因此參與了創(chuàng)造性活動的消費者很有可能會出于維持愉悅感的目的去消費恐怖體驗及產(chǎn)品。

結合上述推導， 本文提出新體驗尋求、創(chuàng)意靈感體驗以及愉悅感作為競爭解釋機制。我們在隨后的實證研究中也會依次檢驗這幾個競爭中介。

1.6 反饋效價的調(diào)節(jié)作用

任務反饋（task feedback）指的是有關個體任務表現(xiàn)或過去行為的外部線索， 這些線索與任務本身相關， 是對個體在特定任務中表現(xiàn)的評價（Kluger & DeNisi， 1996）。任務反饋的效價（valence）則代表了個體任務表現(xiàn)與情境標準之間比較的積極或消極結果， 積極的反饋表示個體的任務表現(xiàn)優(yōu)于標準， 消極的反饋表示個體的任務表現(xiàn)差于標準（Sansone， 1986; Zhou， 1998）。本文認為， 創(chuàng)造性任務的反饋效價能夠調(diào)節(jié)H1所述的主效應。內(nèi)在依據(jù)如下。文獻表明， 任務反饋的效價會影響個體的生產(chǎn)力感知和勝任感（Kluger & DeNisi， 1996; Zhou， 1998）。收到積極反饋的個體會體驗到較高的勝任感， 收到消極反饋的個體會體驗到較低的勝任感。對特定任務的勝任感可以增強個體對自身能力的信心（Appelbaum & Hare， 1996; Schwarzer & Born， 1997）。由此可以推出， 當消費者在創(chuàng)造性活動中的表現(xiàn)得到積極反饋時， 較高的勝任感會加強消費者對自己的信心， 進而導致消費者自我效能感的提升以及對恐怖娛樂消費的偏好。反之， 當消費者在創(chuàng)造性活動中的表現(xiàn)得到消極反饋時， 低勝任感會削弱消費者的信心及自我效能， 從而導致消費者對恐怖娛樂消費的偏好減弱。

基于上述邏輯， 本文提出以下假設：

H3： 反饋效價調(diào)節(jié)了創(chuàng)造性活動參與對恐怖娛樂消費偏好的影響。當消費者在創(chuàng)造性活動中的表現(xiàn)得到積極反饋（vs. 消極反饋）時， 創(chuàng)造性活動參與（vs. 非創(chuàng)造性活動）對恐怖娛樂消費偏好的影響存在（消失）。

1.7 活動難度的調(diào)節(jié)作用

研究表明， 發(fā)揮創(chuàng)造力的過程需要人們付出一定的認知努力（Li et al.， 2021）， 尤其是對于難度較高的創(chuàng)造性任務， 人們需要投入長時間的認知思考和巨大的認知努力來提出創(chuàng)造性的解決方案。根據(jù)認知負荷理論， 較長時間的腦力勞動和大量的認知努力會導致認知耗竭以及任務表現(xiàn)的下降（Chen et al.， 2018; Johnson， 2008; Ouyang et al.， 2020）， 而認知耗竭和表現(xiàn)不佳都會對個體的自我效能產(chǎn)生負面影響（王冠華 等， 2023; 黎建斌， 2013）。根據(jù)以上文獻， 本文認為， 創(chuàng)造性活動的難度能夠調(diào)節(jié)H1所述的主效應。具體而言， 參與難度較低的創(chuàng)造性活動（vs. 非創(chuàng)造性活動）會讓消費者感到勝任和自信， 這會導致較高的自我效能， 從而增加對恐怖娛樂消費的偏好。相反， 進行難度較高的創(chuàng)造性活動會導致認知耗竭， 這會削弱消費者的自我效能感， 從而導致對恐怖娛樂消費的偏好減弱。

基于上述邏輯， 本文提出以下假設：

H4： 活動難度調(diào)節(jié)了創(chuàng)造性活動參與對恐怖娛樂消費偏好的影響。當活動難度較低（vs. 高）時， 創(chuàng)造性活動參與（vs. 非創(chuàng)造性活動）對恐怖娛樂消費偏好的影響存在（消失）。

綜上， 本文的概念框架圖見圖1。

2 當前研究

本文共進行了7項多方法研究來驗證上述4個假設。研究1利用真實世界的二手數(shù)據(jù)， 檢驗了創(chuàng)新表現(xiàn)越高的國家是否會更多地消費恐怖電影， 以及這種現(xiàn)象是否會發(fā)生在其他類 型電影（如愛情片和紀錄片）的消費上?；谘芯?的結論， 其余研究分別采用了不同的恐怖娛樂消費情境（如恐怖電影、小說、恐怖流媒體服務）， 并通過操縱創(chuàng)造性活動參與來尋求因果和機制證據(jù)。具體來說， 研究2和3檢驗了參與創(chuàng)造性活動（相比非創(chuàng)造性活動）是

否導致了更高的恐怖娛樂消費偏好。研究4a和4b檢驗了自我效能是否中介了這一效應。研究5和6則分別檢驗了上述效應的邊界條件， 即反饋效價和活動難度是否調(diào)節(jié)了創(chuàng)造性活動參與對恐怖娛樂消費偏好的影響。除了檢驗自我效能的機制外， 我們還在研究2～4中檢驗并排除了情緒、新體驗尋求、創(chuàng)意靈感體驗和愉悅感等競爭中介。本文所有研究設計如表1所示。

在樣本量方面， 本文參考以往文獻（Xu et al.， 2022; Zeng & Mourali， 2021）， 所有線上實驗每組均招募100名被試。對于實驗室實驗， 我們也計劃每組招募100名學生被試。然而， 由于部分學生未在約定時間到場， 因此實驗室實驗的實際參與人數(shù)略低于每組100人。在樣本排除標準方面， 我們在除研究3以外的所有實驗中僅排除了未通過注意力核查的被試數(shù)據(jù)。研究3由于采用的繪畫操縱任務， 因此排除了未按照要求完成操縱任務的被試數(shù)據(jù)。我們在所有實驗研究的問卷開頭均加入了“請不要回答這一問題”的注意力核查條目。

3 研究1～3： 創(chuàng)造性活動參與對恐怖娛樂消費偏好的影響

3.1 研究1： 使用真實世界的二手數(shù)據(jù)檢驗主效應

本研究旨在尋求創(chuàng)造性活動參與和恐怖娛樂消費之間關系的現(xiàn)實證據(jù)。利用全球電影票房數(shù)據(jù)集， 我們檢驗了創(chuàng)新表現(xiàn)越高的國家是否會更多地消費恐怖電影， 以及這種現(xiàn)象是否會發(fā)生在其他類型電影（如愛情片和紀錄片）的消費上。

3.1.1 方法

我們從Box Office Mojo獲得了在75個國家9年期間上映的恐怖類型電影的票房數(shù)據(jù)（2011～ 2019年; N = 5891）。此外， 我們還獲取了同時間段上映的兩種類型電影的票房數(shù)據(jù)作為對照分析。其中一種是引發(fā)相對積極情緒的浪漫愛情電影（N = 2161）， 另一種是引發(fā)相對中性情緒的紀錄片電影（N = 2925）。作為創(chuàng)造性活動參與的衡量指標， 我們從世界知識產(chǎn)權組織（WIPO）獲得了這些國家在相應9年期間的全球創(chuàng)新指數(shù)（GII）。全球創(chuàng)新指數(shù)（GII）是世界知識產(chǎn)權組織、康奈爾大學和歐洲工商管理學院（INSEAD）于2007年創(chuàng)建的年度排名， 用于衡量全球120多個經(jīng)濟體在創(chuàng)新能力方面的表現(xiàn)。該指數(shù)基于兩個分指數(shù)： 創(chuàng)新投入分指數(shù)和創(chuàng)新產(chǎn)出分指數(shù)。創(chuàng)新投入分指數(shù)衡量一個經(jīng)濟體對創(chuàng)新活動的投入， 創(chuàng)新產(chǎn)出分指數(shù)衡量一個經(jīng)濟體的創(chuàng)新成果。我們選擇該指數(shù)作為國家層面自變量的代理指標， 原因有二。首先， 該指數(shù)衡量的是全球各經(jīng)濟體的創(chuàng)新表現(xiàn)， 這是從事創(chuàng)造性活動的主要成果， 也是區(qū)別于非創(chuàng)造性活動的關鍵標志（Burroughs & Mick， 2004; Eschleman et al.， 2014）。其次， 該指數(shù)涵蓋了創(chuàng)造性參與概念中所涉及的創(chuàng)新能力表現(xiàn)和創(chuàng)造性產(chǎn)出等關鍵要素（Xu et al.， 2022）。

我們還從Box Office Mojo獲得了這些國家9年期間每年的電影總票房， 以及從世界銀行獲得了這些國家在相應9年期間的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和國民總收入（GNI）作為控制變量。之所以選擇2011～2019年這一時期， 是因為Box Office Mojo上的恐怖電影票房記錄可查詢到2019年， 而世界知識產(chǎn)權組織發(fā)布的全球創(chuàng)新指數(shù)最早只能查詢到2011年。我們獲得的數(shù)據(jù)集使我們能夠在國家層面上探究創(chuàng)造性活動參與和恐怖娛樂消費之間的關系。上述相關變量的描述性統(tǒng)計結果見表2。

3.1.2 結果

恐怖電影票房。我們以GII為自變量， 恐怖電影票房（單位： 百萬美元）為因變量， 同時控制了國家、年份和電影層面的固定效應2， 以及所有國家各年份電影總票房、國內(nèi)生產(chǎn)總值和國民總收入， 運行了一系列廣義線性模型（GLMs） （系數(shù)估計見表3）。結果顯示， GII 對恐怖片消費具有顯著的正向影響（Model_3： b = 0.56， SE = 0.25， z = 2.28， p = 0.023）。這表明， 在創(chuàng)新活動方面表現(xiàn)越好的國家消費了越多的恐怖電影。

控制類型電影票房。我們對愛情電影和紀錄片類型電影進行了同樣的GLM分析。在控制同一組固定效應以及相同的控制變量后， 結果顯示， GII對愛情片消費（Model_3： b = ?0.10， SE = 0.11， z = ?0.95， p = 0.344）和紀錄片消費（Model_3： b = ?0.01， SE = 0.06， z = ?0.24， p = 0.810）均不具有顯著的影響， 詳細系數(shù)估計見表3。

穩(wěn)健性檢驗。為了檢驗研究結果的可靠性， 我們分別進行了三項穩(wěn)健性檢驗。穩(wěn)健性檢驗一是對所有連續(xù)型變量在1%和99%分位上進行縮尾處理， 隨后運行一系列廣義線性模型（GLMs）。穩(wěn)健性檢驗二是進一步對所有連續(xù)型變量在2.5%和97.5%分位上進行縮尾處理， 隨后運行相同的GLMs。穩(wěn)健性檢驗三是對所有變量標準化處理后再進行1%和99%分位的縮尾， 隨后運行相同的GLMs。表4呈現(xiàn)了上述三項穩(wěn)健性檢驗的詳細結果。整體而言， 三項穩(wěn)健性檢驗的結果均表明， 在控制國家、年份、電影層面固定效應， 以及各年份年電影總票房、GDP、GNI后， 創(chuàng)新指數(shù)（GII）對恐怖片票房仍舊具有顯著的正向影響。這表明研究1的結果是可靠的。

3.1.3 討論

使用國家層面的匯總數(shù)據(jù)， 研究1為創(chuàng)造性活動參與和恐怖娛樂消費之間的相關性提供了實地證據(jù)。具體而言， 研究1發(fā)現(xiàn)國家層面的創(chuàng)新表現(xiàn)指數(shù)能夠正向預測恐怖類型電影的消費。同時研究1還通過納入愛情片和紀錄片票房數(shù)據(jù)， 證明該創(chuàng)新表現(xiàn)指數(shù)并非對所有的娛樂性消費都會產(chǎn)生正向影響。另外值得說明的是， 我們在穩(wěn)健性檢驗中還額外發(fā)現(xiàn)了創(chuàng)新指數(shù)與愛情電影票房之間存在負相關關系。這也進一步表明， 我們所探究的創(chuàng)造性活動參與對恐怖娛樂消費的促進效應具有獨特性。盡管這項研究能為我們所提的假設提供初步證據(jù)， 然而， 研究1的結果并不能證明創(chuàng)造性活動參與和恐怖娛樂消費之間存在因果關系。因此， 在隨后的研究中， 我們旨在借助更可控的實驗環(huán)境來復制研究1的發(fā)現(xiàn)。

3.2 研究2： 使用線上實驗檢驗主效應

3.2.1 實驗設計與被試

研究2為活動類型（創(chuàng)造性活動 vs. 非創(chuàng)造性活動）單因素被試間實驗設計。本次問卷通過Credamo平臺進行發(fā)放與收集， 完成實驗的被試會獲得小額報酬。共收集了200份問卷， 排除2名未通過注意力核查的被試， 最終剩余198份有效問卷（62.63%女性， Mage = 30.17歲， SD = 8.12歲）。

3.2.2 實驗程序

首先， 參考Xu等（2022）， 創(chuàng)造性活動組和非創(chuàng)造性活動組的被試都會看到一幅含有七彩水果麥片的圖片（見網(wǎng)絡版附錄1）。隨后， 創(chuàng)造性活動組的被試被要求提出一個創(chuàng)造性的使用該水果麥片的想法; 非創(chuàng)造性活動組的被試則被要求寫出一個平常食用這種水果麥片的方式。作為操縱核查， 被試被要求指出在填寫想法的過程中， 多大程度上展現(xiàn)了自己的創(chuàng)造力（1 = 一點也沒有， 7 = 非常多）。接下來， 被試報告恐怖體驗偏好。參考恐怖娛樂消費的概念（Yang & Zhang， 2022）， 被試被要求在7點量表上指出對恐怖電影或鬼屋一類的恐怖體驗的喜歡程度（1 = 一點也不喜歡， 7 = 非常喜歡）。由于進行創(chuàng)造性或非創(chuàng)造性的活動可能會引發(fā)被試的情緒差異（Burroughs & Mick， 2004）， 因此我們還要求被試報告了當前情緒。參考Mehta等（2012）， 我們呈現(xiàn)給被試描述積極情緒（開心的、愉悅的、興奮的; α = 0.883）與消極情緒（傷心的、沮喪的、憂郁的; α = 0.885）的詞匯各3個。被試需要根據(jù)自己當前的感受， 在7點量表上對不同的情緒詞匯進行打分。最后， 被試完成基本的人口統(tǒng)計測量。

3.2.3 實驗結果

操縱檢驗。獨立樣本t檢驗顯示， 相比非創(chuàng)造性活動組（M = 4.70， SD = 1.38）， 創(chuàng)造性活動組被試認為在想法生成任務中展現(xiàn)了更多的創(chuàng)造力（M = 5.84， SD = 0.91; t（196） = 6.86， p < 0.001， Cohen’s d = 0.98）， 表明活動類型操縱成功。

恐怖體驗偏好。以活動類型（0 = 非創(chuàng)造性活動， 1 = 創(chuàng)造性活動）為自變量， 恐怖體驗偏好為因變量進行獨立樣本t檢驗。結果顯示， 相比非創(chuàng)造性活動組（M = 3.99， SD = 1.75）， 創(chuàng)造性活動組的被試對恐怖體驗的喜歡程度明顯更高（M = 4.51， SD = 1.81; t （196） = 2.06， p = 0.041， Cohen’s d = 0.29）。另外， 有前人研究指出， 性別和年齡的差異可能會影響個體對恐怖體驗的尋求（Martin， 2019）。因此， 我們將性別（F （1， 194） = 2.87， p = 0.092）和年齡（F （1， 194） = 0.62， p = 0.433）納入控制變量作進一步分析， 結果顯示創(chuàng)造性活動組與非創(chuàng)造性活動組的被試在恐怖體驗偏好上仍舊存在顯著差異， F （1， 194） = 3.22， p = 0.044， ηp2 = 0.021。

其他分析。以活動類型（0 = 非創(chuàng)造性活動， 1 = 創(chuàng)造性活動）為自變量， 積極情緒和消極情緒為因變量進行獨立樣本t檢驗。結果顯示， 創(chuàng)造性活動組和非創(chuàng)造性活動組在積極情緒（t（196） = ?0.40， p = 0.691）上差異不顯著， 但在消極情緒（t（196） = 2.10， p = 0.037）上差異顯著。具體而言， 創(chuàng)造性活動組被試比非創(chuàng)造性活動組被試報告了更高的消極情緒（M創(chuàng)造性活動組 = 2.99， SD = 1.29 vs. M非創(chuàng)造性活動組 = 2.61， SD = 1.27）。這說明參與創(chuàng)造性活動引發(fā)了被試即時的情緒反應。為進一步排除情緒的影響， 我們參考Schindler等（2019）的做法， 將消極情緒作為控制變量， 進行單因素協(xié)方差分析。結果發(fā)現(xiàn)， 活動類型對恐怖體驗偏好的主效應仍舊顯著， F （1， 195） = 6.31， p = 0.013， ηp2 = 0.031。

3.2.4 討論

研究2檢驗了創(chuàng)造性活動參與和恐怖體驗偏好之間的因果關系。結果表明， 參與了創(chuàng)造性活動（vs.非創(chuàng)造性活動）的消費者對恐怖體驗的喜歡程度會更高， H1得到支持。研究2還表明， 在控制了性別、年齡以及情緒等可能影響恐怖娛樂消費偏好的因素后， 創(chuàng)造性活動參與對恐怖體驗偏好的影響依舊穩(wěn)健。接下來的研究3將采用新的創(chuàng)造性任務來進一步檢驗創(chuàng)造性活動參與和恐怖娛樂消費偏好間的因果關系。

3.3 研究3： 使用實驗室實驗檢驗主效應

3.3.1 實驗設計與被試

研究3采用活動類型（創(chuàng)造性活動 vs. 非創(chuàng)造性活動）單因素被試間設計。共有130名大學生參與了該實驗， 剔除14名未按要求完成操縱任務的被試， 最終剩余116名被試（73.24%女性， Mage = 21.49歲， SD = 2.02歲）。

3.3.2 實驗程序

首先， 參考Xu等（2022）和Wu等（2015）的做法， 使用T恤設計任務來操縱活動類型。具體而言， 創(chuàng)造性活動組的被試被要求盡可能有創(chuàng)意地設計出一件創(chuàng)新的T恤。非創(chuàng)造性活動組的被試則會看到一張普通的T恤設計， 并被要求復制出相同的T恤（具體指導語和被試設計的T恤詳見網(wǎng)絡版附錄2）。隨后， 參考Yang和Zhang （2022）， 我們給被試呈現(xiàn)一張恐怖主題的海報（見網(wǎng)絡版附錄2）， 請被試瀏覽該海報并指出他們參與該恐怖主題活動的可能性有多高（1 = 非常低， 7 = 非常高）。接下來， 被試回答了操縱核查條目以及情緒測量條目。其中， 參考自Wu等（2015）， 操縱核查條目為“在繪制T恤的時候， 我盡可能表現(xiàn)得有創(chuàng)意”; 1 = 非常不同意， 7 = 非常同意。情緒測量條目參考自Xu等（2022）。具體而言， 被試被要求在下述4題項量表上指出他們當前的感受： “1 = 非常消極/非常不高興/非常不愉快/非常糟糕， 7 = 非常積極/非常高興/非常愉快/非常好” （α = 0.911）。最后， 被試指出他們平時對恐怖題材電影的喜好程度（1 = 一點也不喜歡， 7 = 非常喜歡）并報告了人口學信息。

3.3.3 實驗結果

操縱檢驗。獨立樣本t檢驗顯示， 相比非創(chuàng)造性活動組（M = 4.04， SD = 1.55）， 創(chuàng)造性活動組被試認為在T恤設計任務中展現(xiàn)了更多的創(chuàng)造力（M = 4.77， SD = 1.31; t（114） = 2.76， p = 0.007; Cohen's d = 0.51）， 表明活動類型操縱成功。

恐怖體驗偏好。以活動類型（0 = 非創(chuàng)造性活動， 1 = 創(chuàng)造性活動）為自變量， 恐怖體驗偏好為因變量進行獨立樣本t檢驗。結果顯示， 相比非創(chuàng)造性活動組（M = 3.71， SD = 1.49）， 創(chuàng)造性活動組被試參與恐怖主題活動的意愿更高（M = 4.30， SD = 1.59; t（114） = 2.05， p = 0.043， Cohen's d = 0.38）。進一步將性別（F （1， 110） = 0.31， p = 0.582）、年齡（F （1， 110） = 0.19， p = 0.660）以及被試對恐怖題材電影的一般偏好（F （1， 110） = 47.88， p < 0.001）納入控制變量進行單因素協(xié)方差分析。結果發(fā)現(xiàn)， 創(chuàng)造性活動組與非創(chuàng)造性活動組的被試在恐怖體驗偏好上仍舊存在顯著差異， F （1， 110） = 6.82， p = 0.010， ηp2 = 0.058。

其他分析。以活動類型（0 = 非創(chuàng)造性活動， 1 = 創(chuàng)造性活動）為自變量， 情緒為因變量進行獨立樣本t檢驗。結果顯示， 兩組被試在情緒方面不存在顯著差異（M創(chuàng)造性活動組 = 4.83， SD = 1.09 vs. M非創(chuàng)造性活動組 = 4.94， SD = 0.94; t（113） = ?0.61， p = 0.544）。

3.3.4 討論

通過使用新的自變量操縱任務以及因變量評價指標， 研究3復制了研究1～2的結果， 再次驗證了H1。此外， 在控制性別、年齡以及被試的一般偏好后這一效應依舊保持穩(wěn)健。最后， 研究3的結果證明了創(chuàng)造性活動參與對恐怖體驗偏好的影響并不能由情緒的差異來解釋。盡管研究1～3為H1提供了一致的證據(jù)， 但是這些研究都未曾揭示創(chuàng)造性活動參與如何影響消費者的恐怖娛樂消費偏好。研究4將探究這一效應的內(nèi)在機制。

4 研究4： 檢驗自我效能的中介效應

4.1 研究4a

研究4a旨在檢驗自我效能的中介作用， 同時檢驗和排除新體驗尋求這一競爭機制。此外， 研究4a利用參與者對真實消費項目的態(tài)度來衡量恐怖娛樂消費偏好， 以增強研究結果的可靠性。

4.1.1 實驗設計與被試

研究4a采用活動類型（創(chuàng)造性活動 vs. 非創(chuàng)造性活動）單因素被試間實驗設計。本次實驗在Credamo平臺上完成， 共收集了200份問卷， 剔除8名未通過注意力核查的被試， 最終剩余192份有效問卷（55.7%女性， Mage = 28.7歲， SD = 7.34歲）。

4.1.2 實驗程序

首先， 被試被隨機分配到創(chuàng)造性活動組或非創(chuàng)造性活動組。具體而言， 創(chuàng)造性活動組的被試被要求根據(jù)給定的詞語（月亮、樹影、歌聲）構想出一幅生動的畫面， 這個過程需要被試發(fā)揮自己的創(chuàng)造力進行情景想象與描繪。相反， 非創(chuàng)造性活動組的被試則被要求復制出給定的語句， 這個過程不涉及任何的創(chuàng)造力。隨后， 被試回答了操縱核查條目（“在上述書寫任務中， 我盡可能表現(xiàn)得有創(chuàng)意”; 1 = 非常不同意， 7 = 非常同意）。接下來參考Yang和Zhang （2022）， 我們呈現(xiàn)給被試同研究3的主題海報， 并告知被試“這項名為恐怖電影之夜的在線流媒體服務旨在匯集世界各地最恐怖的電影， 從而為觀眾提供沉浸式的恐怖體驗”， 隨后要求被試指出他們有多大的可能性會嘗試這項恐怖流媒體服務（1 = 非常不可能， 7 = 非?？赡埽Ｇ皽y結果顯示， 這一材料具有較高的感知恐怖性（M = 4.28， t（39） = 6.50， p < 0.001）。

自我效能采用一般自我效能感量表（GSES）進行測量（Zhang & Schwarzer， 1995）。該量表包括10個條目（例如： “如果我盡力去做的話， 我總是能夠解決問題的”; “即使別人反對我， 我仍有辦法取得我所要的”; α = 0.904）。被試還回答了新體驗尋求測量條目（我想要去尋求一些新的體驗）。最后， 被試報告了人口學信息并獲得相應報酬。

4.1.3 實驗結果

操縱檢驗。獨立樣本t檢驗顯示， 相比非創(chuàng)造性活動組（M = 4.15， SD = 1.98）， 創(chuàng)造性活動組被試認為在書寫任務中展現(xiàn)了更多的創(chuàng)造力（M = 5.93， SD = 0.98; t（190） = 7.89， p < 0.001， Cohen's d = 1.14）， 表明活動類型操縱成功。

恐怖娛樂消費偏好。以活動類型（0 = 非創(chuàng)造性活動， 1 = 創(chuàng)造性活動）為自變量， 恐怖娛樂消費偏好為因變量進行獨立樣本t檢驗。結果顯示， 相比非創(chuàng)造性活動組， 創(chuàng)造性活動組的被試嘗試恐怖流媒體服務的可能性更高（M非創(chuàng)造性活動組 = 4.80， SD = 1.79 vs. M創(chuàng)造性活動組 = 5.28， SD = 1.55; t （190） = 1.99， p = 0.048， Cohen's d = 0.29）。進一步將性別（F （1， 188） = 7.23， p =.008）和年齡（F （1， 188） =.58， p = 0.448）納入控制變量進行單因素協(xié)方差分析。結果顯示， 活動類型對恐怖娛樂消費偏好的主效應仍舊顯著， F （1， 188） = 5.25， p = 0.023， ηp2 = 0.027。

自我效能。以活動類型（0 = 非創(chuàng)造性活動， 1 = 創(chuàng)造性活動）為自變量， 自我效能為因變量進行獨立樣本t檢驗。結果顯示， 相比非創(chuàng)造性活動組（M = 4.93， SD = 0.86）， 創(chuàng)造性活動組被試的自我效能得分顯著更高（M = 5.32， SD = 0.80; t （190） = 3.23， p = 0.001， Cohen's d = 0.47）。

新體驗尋求。以活動類型（0 = 非創(chuàng)造性活動， 1 = 創(chuàng)造性活動）為自變量， 新體驗尋求為因變量進行獨立樣本t檢驗。結果顯示， 相比非創(chuàng)造性活動組（M = 5.49， SD = 1.15）， 創(chuàng)造性活動組被試的新體驗尋求得分顯著更高（M = 5.86， SD = 1.00; t（190） = 2.41， p = 0.017， Cohen's d = 0.34）。

中介路徑分析。使用PROCESS （模型4， 5， 000 Bootstraps; Hayes， 2013）進行中介分析。將恐怖娛樂消費偏好設定為因變量， 活動類型設定為自變量 （0 = 非創(chuàng)造性活動， 1 = 創(chuàng)造性活動）， 自我效能和新體驗尋求同時作為中介變量。結果顯示， 活動類型通過自我效能影響恐怖娛樂消費偏好的間接效應顯著（indirect effect = 0.22， 95% CI = [0.06， 0.44]， 不包括0）， H2得到支持; 而活動類型通過新體驗尋求影響恐怖娛樂消費偏好的間接效應不顯著（indirect effect = 0.03， 95% CI = [?0.06， 0.19]， 包括0）。詳細結果見圖2。上述結果表明， 雖然參與創(chuàng)造性活動會對被試的自我效能、新體驗尋求均產(chǎn)生影響， 但是自我效能是解釋創(chuàng)造性活動參與對恐怖娛樂消費偏好這一影響的更強有力的機制因素。

4.1.4 討論

研究4a的結果表明， 自我效能顯著中介了創(chuàng)造性活動參與對恐怖娛樂消費偏好的影響。此外， 在研究4a中， 我們還檢驗了基于新體驗尋求的備擇中介。盡管創(chuàng)造性活動參與也會影響被試的新體驗尋求傾向， 但自我效能是產(chǎn)生上述效應的更有力的驅(qū)動因素。然而， 除新體驗尋求外， 創(chuàng)造性活動參與對恐怖娛樂消費偏好的影響也有可能受到創(chuàng)意靈感體驗以及愉悅感的中介。研究4b將進一步檢驗并排除這兩個競爭機制。

4.2 研究4b

4.2.1 實驗設計與被試

研究4b采用2 （活動類型： 創(chuàng)造性活動vs. 非創(chuàng)造性活動）單因素被試間實驗設計。本次實驗在Credamo平臺上完成， 共收集了200份問卷， 剔除未通過注意力核查的被試后共剩余182份有效問卷（68.1%女性， Mage = 32.24歲， SD = 8.59歲）。

4.2.2 實驗程序

首先， 被試完成與研究4a相同的即興寫作任務。隨后， 我們呈現(xiàn)給被試一張恐怖電影海報， 并附有簡短的電影簡介說明（見網(wǎng)絡版附錄3）， 請被試瀏覽完海報后回答兩個問題來指出他們對該恐怖電影的偏好（“您在多大程度上會喜歡這種電影？1 = 一點也不喜歡， 7 = 非常喜歡”、“您有多大的可能性會觀看這部電影？1 = 一點也不可能， 7 = 非?？赡堋? r = 0.872）。此外， 我們還要求被試對電影的恐怖程度做出評價。事后分析表明， 被試對該恐怖電影的恐怖程度評價顯著高于量表中值（M = 5.31， t（181） = 18.33， p < 0.001）， 表明我們選取的實驗材料有效。

接下來， 被試完成自我效能、創(chuàng)意靈感體驗以及愉悅感的測量。其中， 自我效能使用與研究3a相同的條目進行測量（α = 0.906）。創(chuàng)意靈感體驗采用3條目測量（改編自Thrash et al.， 2010： “我感覺受到了啟發(fā)”、“我有重要的想法或啟示想要努力表達出來”、“我產(chǎn)生了一些出乎意料或者自發(fā)的想法”; 1 = 非常不同意， 7 = 非常同意; α = 0.843）。愉悅感采用3條目測量， 被試需要在7點量表上指出他們在多大程度上感到輕松的/愉悅的/有趣的（改編自Hassanein & Head， 2007; α = 0.676）。最后， 被試報告了人口學信息并獲得相應報酬。

4.2.3 實驗結果

恐怖電影偏好。以活動類型（0 = 非創(chuàng)造性活動， 1 = 創(chuàng)造性活動）為自變量， 恐怖電影偏好為因變量進行獨立樣本t檢驗。結果顯示， 相比非創(chuàng)造性活動組（M = 3.86， SD = 1.74）， 創(chuàng)造性活動組的被試對恐怖電影的偏好更高（M = 4.38， SD = 1.51; t （180） = 2.16， p = 0.032， Cohen's d = 0.32）。上述結果支持H1。

自我效能。以活動類型（0 = 非創(chuàng)造性活動， 1 = 創(chuàng)造性活動）為自變量， 自我效能為因變量進行獨立樣本t檢驗。結果顯示， 相比非創(chuàng)造性活動組（M = 4.93， SD = 0.78）， 創(chuàng)造性活動組被試的自我效能得分顯著更高（M = 5.15， SD = 0.65; t （180） = 2.07， p = 0.040， Cohen's d = 0.31）。

創(chuàng)意靈感體驗和愉悅感。以活動類型（0 = 非創(chuàng)造性活動， 1 = 創(chuàng)造性活動）為自變量， 創(chuàng)意靈感體驗和愉悅感分別為因變量進行獨立樣本t檢驗。結果顯示， 相比非創(chuàng)造性活動組， 創(chuàng)造性活動組被試具有更高的創(chuàng)意靈感體驗（M非創(chuàng)造性活動組 = 4.72， SD = 1.18 vs. M創(chuàng)造性活動組 = 5.39， SD = 0.79; t （180） = 4.49， p < 0.001， Cohen's d = 0.67）和愉悅感（M非創(chuàng)造性活動組 = 5.24 SD = 0.94 vs. M創(chuàng)造性活動組 = 5.49， SD = 0.76; t （180） = 1.99， p = 0.048， Cohen's d = 0.29）。

中介路徑分析。為檢驗創(chuàng)造性活動參與對恐怖電影偏好的影響機制， 我們使用 PROCESS （模型4， 5， 000 Bootstraps; Hayes， 2013）進行了中介分析?？植离娪捌脼橐蜃兞?， 活動類型為自變量（0 = 非創(chuàng)造性活動， 1 = 創(chuàng)造性活動）， 自我效能、創(chuàng)意靈感體驗、愉悅感同時作為中介變量。結果顯示， 活動類型通過自我效能影響恐怖電影偏好的間接效應顯著（indirect effect = 0.13， 95% CI = [0.004， 0.31]， 不包括 0）， H2得到驗證; 而活動類型通過創(chuàng)意靈感體驗（indirect effect = ?0.02， 95% CI = [?0.23， 0.21]， 包括 0）以及愉悅感（indirect effect = 0.07， 95% CI = [?0.01， 0.18]， 包括0）影響恐怖電影偏好的間接效應均不顯著。詳細結果見圖3。上述結果表明， 雖然參與創(chuàng)造性活動會對被試的自我效能、創(chuàng)意靈感體驗和愉悅感均產(chǎn)生影響， 但是自我效能是解釋創(chuàng)造性活動參與對恐怖娛樂消費偏好這一影響的更強有力的機制因素。

4.2.4 討論

研究4b復制了研究4a的結果， 證明自我效能中介了創(chuàng)造性活動參與對恐怖娛樂消費偏好的影響， 支持了H2。 此外， 在研究4b中， 我們還檢驗了基于創(chuàng)意靈感體驗和愉悅感的備擇中介。盡管創(chuàng)造性活動參與也會影響被試的創(chuàng)意靈感體驗和愉悅感， 但自我效能是產(chǎn)生上述效應的更有力的驅(qū)動因素。

5 研究5： 檢驗反饋效價的調(diào)節(jié)

研究5為預注冊研究（AsPredicted#140825）， 旨在檢驗H3。我們預計， 當消費者收到積極（vs. 消極）反饋時， 創(chuàng)造性活動參與對恐怖娛樂消費偏好的影響顯著（消失）。我們還預期自我效能會對反饋效價的調(diào)節(jié)效應起到中介作用。

5.1 實驗設計與被試

研究5采用2（活動類型： 創(chuàng)造性活動 vs. 非創(chuàng)造性活動） × 2（反饋效價： 積極反饋 vs. 消極反饋）雙因素被試間設計。在Prolific招募了400名美國被試， 排除未通過注意力核查的被試后剩余364份有效數(shù)據(jù)（51.92%女性， Mage = 40.75歲， SD = 15.00歲）。

5.2 實驗程序

首先， 被試完成與研究2相同的想法生成任務。隨后， 參考Zhou （1998）， 我們呈現(xiàn)給被試一份反饋表（見網(wǎng)絡版附錄4）， 并告知被試他們提交的想法將由一款名為“QuickCon”的內(nèi)容分析計算機軟件進行評分。反饋表上包含有4個類別， 用于指出參與者的想法在所有提交想法中的排名等級。這4個類別分別是： （1） 前20%， （2） 優(yōu)于60%， （3） 優(yōu)于40%， （4）后20%。積極反饋條件下的被試會被告知他們所提交的想法排名前20%， 消極反饋條件下的被試則會被告知他們所提交的想法排名后20%。隨后， 被試完成有關反饋效價的操縱核查條目（“請指出您從計算機軟件中得到的反饋是積極的還是消極的？”1 = 肯定是消極的， 7 = 肯定是積極的）。

接下來， 被試會看到一張恐怖電影之夜的活動海報（同研究3）， 并被告知： 恐怖電影之夜旨在匯集世界各地最恐怖的電影， 能夠讓觀眾完全沉浸在最恐怖的氛圍中。之后， 被試回答三個問題來指出他們對恐怖電影的偏好（“請指出您在多大程度上喜歡這種體驗”、“請指出您在多大程度上享受這種體驗”、“請指出您嘗試這種體驗的可能性有多大？”1 = 一點也不， 7 = 非常多; α = 0.981）。最后， 被試填寫了GSES自我效能量表（α = 0.926）， 并報告其家庭收入和人口統(tǒng)計信息。

5.3 實驗結果

操縱核查。獨立樣本t檢驗顯示， 與非創(chuàng)造性活動組相比（M = 3.11， SD = 1.87）， 創(chuàng)造性活動組被試認為在想法生成任務中展現(xiàn)了更多的創(chuàng)造力（M = 5.97， SD = 1.05; t （362） = 18.10， p < 0.001， Cohen's d = 1.89）， 表明活動類型操縱成功。另一項獨立樣本t檢驗顯示， 與消極反饋條件（M = 1.91， SD = 1.26）相比， 積極反饋條件下的被試認為他們收到的反饋更積極（M = 6.46， SD = 1.07; t （362） = 36.67， p < 0.001， Cohen's d = 3.89）， 表明反饋效價操縱成功。

恐怖電影偏好。以恐怖電影偏好為因變量進行2 （活動類型： 創(chuàng)造性活動 vs. 非創(chuàng)造性活動） × 2 （反饋效價： 積極 vs. 消極）方差分析。結果顯示， 活動類型和反饋效價的雙向交互效應顯著， F（1， 360） = 6.58， p = 0.011， ηp2 = 0.018 （見圖4）。在給予積極反饋的條件下， 進行了創(chuàng)造性活動的被試對恐怖電影的偏好要高于進行了非創(chuàng)造性活動的被試（M創(chuàng)造性活動組 = 4.63， SD =1.98 vs. M非創(chuàng)造性活動組 = 3.54， SD = 2.10）， F （1， 360） = 9.71， p = 0.002， ηp2 = 0.026。這一結果復制了研究1～4的發(fā)現(xiàn)。然而， 在給予消極反饋的條件下， 活動類型對恐怖電影偏好的主效應消失（M創(chuàng)造性活動組 = 3.58， SD = 2.30 vs. M非創(chuàng)造性活動組 = 3.69， SD = 2.38）， F （1， 360） = 0.13， p = 0.724。最后， 以家庭年收入（F （1， 352） = 0.61， p = 0.434）為控制

變量進行單因素協(xié)方差分析。結果顯示， 活動類型和反饋效價對恐怖電影偏好的雙向交互效應仍舊顯著， F （1， 352） = 6.11， p = 0.014， ηp2 = 0.017。

有調(diào)節(jié)的中介分析。使用PROCESS （模型7， 5， 000個樣本; Hayes， 2013）進行Bootstrapping分析， 結果表明有調(diào)節(jié)的中介效應顯著（indirect effect = 0.13， 95% CI = [0.01， 0.35]， 不包括0）。具體而言， 當被試收到積極反饋時， 自我效能中介了創(chuàng)造性活動參與對恐怖電影偏好的影響（indirect effect = 0.10， 95% CI = [0.01， 0.26]， 不包括0）; 而當被試收到消極反饋時， 自我效能的間接效應消失（indirect effect = ?0.03， 95% CI = [?0.14， 0.06]， 包括0）。模型的具體路徑系數(shù)見圖5。

5.4 討論

研究5的結果支持了H3， 即當被試在活動中的表現(xiàn)得到積極反饋時， 參與創(chuàng)造性活動會促進被試對恐怖娛樂消費的偏好; 而當被試得到消極反饋時， 這種影響就會消失。另外研究5還發(fā)現(xiàn)， 反饋效價的調(diào)節(jié)作用受到自我效能的中介， 即當被試收到消極反饋時， 自我效能的中介效應就會消失。這是因為消極反饋會削弱創(chuàng)造性活動參與所激發(fā)的自我效能感， 從而導致被試對恐怖娛樂消費的偏好減弱。

6 研究6： 檢驗活動難度的調(diào)節(jié)

研究6為預注冊研究（AsPredicted#164331）， 旨在驗證不同難度的創(chuàng)造性活動對恐怖娛樂消費的影響是否不同。另外， 研究6采用消費者對恐怖娛樂產(chǎn)品的真實選擇作為因變量， 以此增強研究結果的穩(wěn)健性和外部效度。

6.1 前測

為篩選不同難度的創(chuàng)造性任務， 我們開展了一項前測。參考前人研究， 我們共挑選了三種常用的創(chuàng)造力任務： 不尋常用途列舉任務、即興創(chuàng)作任務、蠟燭頓悟任務（陳輝輝， 鄭毓煌， 2015）。60名被試被隨機分配完成其中一種創(chuàng)造性任務（61.3%女性， Mage = 33.63歲， SD = 11.20歲）。具體而言， 不尋常用途列舉組被試被要求寫出塑料瓶的創(chuàng)造性用途; 即興創(chuàng)作組的被試被要求圍繞給定的詞匯編寫一段富有創(chuàng)造性的故事; 蠟燭頓悟組的被試則被要求寫出對蠟燭難題的解決方案。隨后， 要求所有被試對所參與任務的創(chuàng)造性程度和難易程度做出評價。結果表明， 不尋常用途列舉任務的難度較低（M = 3.75， SD = 1.48）、即興創(chuàng)作任務的難度次之（M = 4.20， SD = 1.94）、蠟燭頓悟任務的難度最高（M = 4.85， SD = 1.35）。這三種創(chuàng)造性任務在創(chuàng)造性程度上不存在明顯差異（M不尋常用途組 = 5.70， SD = 1.08 vs. M即興創(chuàng)作組 = 5.55， SD = 1.10 vs. M蠟燭頓悟組 = 5.80， SD = 1.06）， F（1， 57） = 0.27， p = 0.763。基于此， 我們選用不尋常用途列舉任務和蠟燭頓悟任務作為正式實驗的材料。

6.2 實驗設計與被試

研究6采用2 （活動類型： 創(chuàng)造性活動vs. 非創(chuàng)造性活動） × 2 （活動難度： 高vs. 低）雙因素被試間設計。在西北某高校招募了340名本科生， 排除13名沒有通過注意力核查的被試， 剩余327名被試（61.8%女性， Mage = 21.16歲， SD = 2.67歲）。

6.3 實驗程序

首先， 被試被隨機分配到4個實驗組中的一個。其中， 低難度創(chuàng)造性活動組和高難度創(chuàng)造性活動組的被試分別完成與前測相同的不尋常用途列舉任務和蠟燭頓悟任務; 低難度非創(chuàng)造性活動組和高難度非創(chuàng)造性活動組的被試則分別完成難度不同的數(shù)學運算任務（見網(wǎng)絡版附錄5）。隨后， 被試回答活動類型與活動難度的操縱核查題項， 并填寫了GSES自我效能量表（α = 0.904）。接下來， 被試被告知， 作為本研究的參與者他們將參加一項抽獎活動， 抽中獎品的參與者可以從兩本流行的有聲書中選擇一本。隨后， 我們呈現(xiàn)給被試恐怖題材小說《鬼吹燈》和歷史題材小說《明朝那些事兒》， 要求被試選擇其中一本作為獎品。一項獨立的前測表明， 人們對這兩本有聲書的喜愛程度沒有差異（t（59） = ?1.66， p = 0.103）， 僅在恐怖程度感知上存在差異（M恐怖小說 = 5.45 vs. M歷史小說 = 3.33; t（59） = 8.23， p < 0.001）， 表明實驗材料是有效的。最后， 被試報告其人口學信息以及平時對小說題材的偏好。完成后被試進入抽獎環(huán)節(jié)， 有兩名被試抽中并獲得了相應的獎品。

6.4 實驗結果

操縱核查。獨立樣本t檢驗顯示， 與非創(chuàng)造性活動組相比， 創(chuàng)造性活動組被試認為在任務中展現(xiàn)了更多的創(chuàng)造力（M創(chuàng)造性活動組 = 4.59， SD = 1.69 vs. M非創(chuàng)造性活動組 = 3.37， SD = 1.83; t（325） = 6.24， p < 0.001， Cohen's d = 0.69）， 表明活動類型操縱成功。另一項獨立樣本 t 檢驗顯示， 與低難度組相比， 高難度組的被試認為任務的難度更高（M高難度組 = 4.27， SD = 1.67 vs. M低難度組 = 2.61， SD = 1.75; t （325） = 8.74， p < 0.001， Cohen's d = 0.97）， 表明活動難度操縱成功。

恐怖有聲書選擇。以有聲書選擇（0 = 歷史題材， 1 = 恐怖題材）為因變量進行2 （活動類型： 創(chuàng)造性活動 vs. 非創(chuàng)造性活動） × 2 （活動難度： 高vs. 低）方差分析。結果顯示， 活動類型和活動難度的雙向交互效應顯著， F （1， 323） = 3.96， p = 0.047， ηp2 = 0.012。具體而言， 當活動難度較低時， 相比非創(chuàng)造性活動組（19%）， 創(chuàng)造性活動組被試選擇恐怖有聲書的比例（34.8%）明顯更多（Pearson c2 （1） = 4.80， p = 0.029）; 而當活動難度較高時， 創(chuàng)造性活動組被試和非創(chuàng)造性活動組被試選擇恐怖有聲書的比例沒有明顯差異（24.7% vs. 28.4%; Pearson c2 （1） = 0.31， p = 0.578）。最后， 以被試對小說題材的一般偏好（F （1， 322） = 3.24， p < 0.001）作為控制變量進行單因素協(xié)方差分析。結果顯示， 活動類型和活動難度對恐怖有聲書選擇的雙向交互效應依舊顯著， F （1， 322） = 3.66， p = 0.057， ηp2 = 0.011。

有調(diào)節(jié)的中介分析。使用PROCESS （模型7， 5， 000個樣本; Hayes， 2013）進行Bootstrapping分析， 結果表明有調(diào)節(jié)的中介效應顯著（indirect effect = ?0.18， 95% CI = [?0.44， ?0.01]， 不包括0）。具體而言， 當活動難度較低時， 自我效能中介了創(chuàng)造性活動參與對恐怖有聲書的選擇（indirect effect = 0.11， 95% CI = [0.001， 0.31]， 不包括0）; 而當活動難度較高時， 自我效能的間接效應消失（indirect effect = ?0.07， 95% CI = [?0.21， 0.04]， 包括0）。模型的具體路徑系數(shù)見圖6。

6.5 討論

與H4一致， 研究6證明了參與低難度的創(chuàng)造性活動（vs.非創(chuàng)造性活動）會提升被試的自我效能， 進而增加其對恐怖娛樂消費的選擇; 而參與高難度的創(chuàng)造性活動則不會產(chǎn)生這種影響。這是由于高難度的創(chuàng)造性活動會削弱被試的自我效能感， 從而導致被試對恐怖娛樂消費的偏好減弱。

7 總結與討論

7.1 研究結論

隨著恐怖娛樂消費市場的不斷擴大， 什么因素會影響消費者對恐怖娛樂消費的偏好與選擇成為一個值得關注的話題。本文基于跨情境視角首次探討了消費者先前參與創(chuàng)造性活動是否以及如何影響他們隨后對恐怖娛樂消費的偏好。7項涉及不同恐怖體驗及恐怖產(chǎn)品的研究為本文觀點提供了一致性支持。首先， 研究1使用真實票房數(shù)據(jù)， 發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新表現(xiàn)越高的國家對恐怖電影的消費也會更高， 并且這一現(xiàn)象不存在于其他類型電影的消費上（如， 愛情片和紀錄片）。隨后的研究2～3為創(chuàng)造性活動參與和恐怖娛樂消費之間的關系提供了因果證據(jù)， 即先前參與一項創(chuàng)造性活動會促進消費者隨后對恐怖娛樂消費的偏好。研究4a～4b進一步揭示了上述效應的中介機制是自我效能感， 并排除了新體驗尋求、創(chuàng)意靈感體驗、愉悅感等競爭中介解釋。最后， 研究5～6證明了上述現(xiàn)象在消費者獲得關于活動表現(xiàn)的消極反饋時、以及參與的創(chuàng)造性活動的難度較高時會消失。

7.2 理論貢獻

本文的理論貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面。首

先， 本文推進并補充了關于恐怖娛樂消費的文獻。以往研究主要基于同情境視角討論了消費者進行或不進行恐怖娛樂消費的原因， 這些原因包括但不限于尋求感官刺激、獲取復雜體驗、脫離世俗自我以及感知資源稀缺 （Andrade & Cohen， 2007; Keinan & Kivetz， 2011; Scott et al.， 2017; Tamborini & Stiff， 1987; Yang & Zhang， 2022）。本文則基于跨情境視角探究了一個新穎的研究話題， 即消費者先前在不相關情境中的經(jīng)歷是否會影響他們隨后對恐怖體驗及產(chǎn)品的偏好。研究結論一方面增加了有關恐怖娛樂消費影響前因的理解， 另一方面也為“消費者在什么情況下敢于嘗試恐怖產(chǎn)品和體驗”這一實踐問題提出了新的回答。

其次， 本文為已有的創(chuàng)造力研究貢獻了新的營銷結果變量。以往的創(chuàng)造力研究主要聚焦于探究如何提高消費者的創(chuàng)造性表現(xiàn)、以及如何增加消費者對創(chuàng)意產(chǎn)品的接受度（Burroughs et al.， 2011; Kim & Choo， 2023; Mehta & Zhu， 2016; Mehta et al.， 2012; Mehta et al.， 2017）。僅有兩篇文獻針對消費者實際參與創(chuàng)造性活動可能導致的營銷后果進行了探究（Wu et al.， 2015; Xu et al.， 2022）。作為對上述研究的推進， 本文發(fā)現(xiàn)了消費者參與創(chuàng)造性活動所導致的一個新結果， 即先前參與了創(chuàng)造性活動（相比非創(chuàng)造性活動）的消費者隨后會更加偏好恐怖產(chǎn)品和恐怖體驗。另外， 本文發(fā)現(xiàn)不同難度的創(chuàng)造性活動會對消費者的心理和行為產(chǎn)生差異化影響。相比之下， 參加低難度創(chuàng)造性活動會導致自我效能感的提升， 和更高的恐怖娛樂消費偏好， 而參加高難度創(chuàng)造性活動不具有這一影響。這一發(fā)現(xiàn)為探究創(chuàng)造性活動影響后果的研究提供了邊界思考。

最后， 本文對自我效能感的文獻做出了補充。本文揭示了自我效能感的提升是驅(qū)動創(chuàng)造性活動參與對恐怖娛樂消費偏好這一影響的關鍵心理機制， 這一工作為自我效能感的研究貢獻了新的前因變量和新的結果變量。以往研究從多個方面探究了消費者自我效能的形成來源（如， Bandura， 1995; 陳香 等， 2019; 潘定 等， 2022）， 本文則提出并檢驗了參與創(chuàng)造性活動也會導致自我效能感的提高。其次， 關于自我效能的影響后效研究也分別關注了自我效能對個體挑戰(zhàn)尋求、壓力應對等方面的影響（Bandura， 1995; Ben-Ami et al.， 2014; Lu， 2021）。與這些研究不同的是， 本文提出， 自我效能感可以增強消費者的信心框架， 并促使其更有自信去尋求恐怖體驗以及嘗試恐怖產(chǎn)品。

7.3 實踐啟示

本文也具有一定的實踐啟示。首先， 本文的研究結果表明， 參加創(chuàng)造性的活動可以增加消費者隨后對恐怖消費項目的參與可能性。因此， 對于經(jīng)營鬼屋、密室逃生等旨在為消費者提供恐怖體驗與服務的商家而言， 可以通過引導消費者參與創(chuàng)造性的活動來增加消費者進行恐怖娛樂消費的可能性。此外， 針對恐怖電影的宣傳活動中也可以加入一些創(chuàng)造性活動的元素， 并通過為那些具有創(chuàng)意表現(xiàn)的消費者提供恐怖電影券等針對性的獎勵來促進恐怖電影的銷售。另外也值得注意的是， 消費者在日常生活中也會自發(fā)地參加一些手工DIY設計、陶藝設計等體驗項目， 在這些消費場景下進行恐怖娛樂項目的營銷能夠起到事半功倍的效果。

除此之外， 本文還發(fā)現(xiàn)自我效能感的提升是驅(qū)動消費者嘗試恐怖產(chǎn)品與體驗的重要心理因素。因此， 在營銷與恐怖相關的產(chǎn)品和體驗時， 企業(yè)應注重提升消費者的自我效能感， 例如向消費者提供正面的反饋， 并積極肯定消費者的能力和表現(xiàn)。最后， 本文發(fā)現(xiàn)不同類型的創(chuàng)造性活動對消費者恐怖娛樂消費的影響不同。進行高難度的創(chuàng)造性活動會導致消費者認知耗竭， 反而不利于自我效能的提升。因此提供恐怖產(chǎn)品和體驗的企業(yè)在開展創(chuàng)造性活動時需要考慮消費者完成活動的難易程度， 從而最大化的激發(fā)消費者的自我效能。

7.4 研究不足與展望

本文還存在以下幾點不足。首先， 本文只關注了消費者自身的創(chuàng)造性行為對其后續(xù)消費意愿的影響。消費者在日常生活中也會暴露在許多創(chuàng)造性的刺激下， 例如觀看一次創(chuàng)意畫展、瀏覽一幅創(chuàng)意廣告等。有研究表明， 觀看他人的成功經(jīng)驗會對個體的自我效能產(chǎn)生積極影響（Bandura， 1995; 周文霞， 郭桂萍， 2006）。根據(jù)這一觀點， 觀看他人的創(chuàng)造性表現(xiàn)是否也會增加消費者的自我效能感知， 并進而促使消費者更加偏好恐怖娛樂消費呢？本研究未對這一問題進行解答。未來研究可以進一步比較消費者親身參與創(chuàng)造性活動與間接觀看他人創(chuàng)造性表現(xiàn)在影響結果方面存在哪些異同。

此外， 本文僅探究了反饋效價和活動難度對創(chuàng)造性活動參與和恐怖娛樂消費偏好之間關系的調(diào)節(jié)作用， 對于其他一些可能的調(diào)節(jié)變量未做探討。例如， 自尊水平較低的個體由于其自身效能感較低（Rosenberg et al.， 1995）， 因此這類消費者在參與創(chuàng)造性活動后很可能會經(jīng)歷更高程度的自我效能提升， 進而更加偏好恐怖娛樂產(chǎn)品。此外， 個體差異因素也會直接影響消費者對恐怖體驗的尋求。例如， 感覺尋求傾向更高的個體更傾向于尋求恐怖體驗， 共情力更低的個體也會覺得恐怖電影更有趣等等（Martin， 2019）。未來研究可以進一步探討不同特質(zhì)的消費者在經(jīng)歷創(chuàng)造性活動后其恐怖娛樂消費偏好是否存在差異。最后， 本文在研究1中還額外發(fā)現(xiàn)了一個有趣的現(xiàn)象， 即創(chuàng)新指數(shù)越高的國家對愛情片的消費會越少。未來研究可以深入探究這一現(xiàn)象， 并挖掘現(xiàn)象背后的機制。

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Does engaging in creative activities increase consumers’ preference for horror entertainment consumption？ Evidence from secondary data study and experiments

Abstract

As the horror consumption industry expands， horror-related entertainment projects have become one of the most popular and profitable forms of entertainment. However， although horror films and horror challenge events appeal to some younger consumers， the majority of consumers show a reluctance to consume these products due to fear and dread. Therefore， from a practical standpoint， it is worth investigating which factors can increase or decrease consumers' willingness to consume horror products. However， previous research mainly focused on examining the same-domain factors that drive consumers' horror consumption preferences. Limited research studied the cross-domain factors that influence consumers' preferences for horror consumption. To address this research gap， this paper examines how consumers' horror consumption preferences are influenced by their experiences in a prior， unrelated context. Specifically， this paper proposes that prior engagement in creative activities （versus non-creative activities） increases consumers' preference for horror consumption， and self-efficacy mediates the cross-domain effect. Furthermore， this paper proposes that the cross-domain effect will be evident when consumers receive positive feedback regarding their creative performance， and when the creative activity is lowly difficult. Conversely， the effect will disappear when consumers receive negative feedback or when the creative activity is highly difficulty. Across seven studies， we provide converging evidence for our propositions. Specifically， we find that engaging consumers in a creative activity can increase their preference for horror consumption （Studies 1～3） due to the increases in self-efficacy （Studies 4a～4b）. Furthermore， the effect of engaging in creative activities on consumers' preference for horror consumption disappears （is evident） when consumers receive negative （positive） feedback （Study 5） and when the creative activity is highly （lowly） difficult to complete （Study 6）. Finally， the above results cannot be explained by alternative explanations such as mood （Study 2～3）， motivation to seek new experiences （Study 4a）， felt inspiration in creative activities and felt pleasure （Study 4b）. This paper makes several theoretical advances to prior research. First， it advances the literature on horror consumption by investigating the cross-domain factors that influence consumers’ preference for horror consumption. This exploration opens new avenues for studying consumers' preferences for horror products. Second， this paper contributes to past creativity research by investigating how consumers' behavior changes when they engage in a creative activity. The current research reveals a novel outcome of consumers' engagement in creative activities： an increased preference for horror consumption. Finally， this paper contributes to self-efficacy research by establishing a linkage between engaging in creative activities and self-efficacy， and a linkage between self-efficacy and horror consumption. We contribute to prior literature by proposing that engaging in creative activities can boost self-efficacy. In addition， we show that increased self-efficacy can lead consumers to engage in horror consumption.

Keywords creative activity， horror consumption， self-efficacy， feedback valence， activity difficulty

附錄

附錄1：研究2相關材料

1.1 自變量操縱任務指導語

【創(chuàng)造性活動組】

感謝您參與我們的活動！

作為本次活動的一部分， 我們將為您展示一款日常產(chǎn)品， 并邀請您以一種有趣且有創(chuàng)意的方式來使用該產(chǎn)品， 這與該產(chǎn)品通常的使用方式不同。

如圖所示的麥片， 除了可以當作早餐食用以外， 還可以用作什么用途？請利用您的想象力， 盡可能提出一個創(chuàng)新的、有趣的、有創(chuàng)意的“使用水果麥片”的想法/活動。請注意， 這個想法不一定需要與食物相關。

【非創(chuàng)造性活動組】

感謝您參與我們的活動！

作為本次活動的一部分， 我們將為您展示一款日常產(chǎn)品， 并邀請您告知我們您通常是如何使用該產(chǎn)品的。

如圖所示的麥片， 您通常是以什么方式食用的？請利用您的日常知識， 寫出一個您平常食用這種水果麥片的方式。

附錄2：研究3相關材料

2.1 自變量操縱任務指導語

【創(chuàng)造性活動組】

T恤設計活動

某服裝店想要推出一款目標群體為大學生的T恤， 為了更好地了解廣大學生的喜好， 特開展了一次T恤創(chuàng)意調(diào)查。

我們?yōu)槟峁┝艘缓邪N顏色的水彩筆以及一張普通的T恤圖片。

請您利用這些材料， 發(fā)揮您的創(chuàng)造力， 盡可能設計出一件創(chuàng)新的T恤。

被試設計的創(chuàng)意T恤范例：

【非創(chuàng)造性活動組】

T恤設計活動

某服裝店想要推出一款目標群體為大學生的T恤， 為了更好地了解廣大學生的喜好， 特開展了一次T恤創(chuàng)意調(diào)查。

我們?yōu)槟峁┝艘缓邪N顏色的水彩筆、一張普通的T恤圖片以及一張設計好的T恤圖片。

請您利用這些材料， 復制出與給定圖片相同的T恤。

2.2 研究3中使用的“恐怖電影之夜”主題海報

附錄3：研究4相關材料

3.1 研究4a和4b操縱任務指導語

【創(chuàng)造性活動組】

請你發(fā)揮創(chuàng)造力， 用下面三個詞語構想一幅生動的畫面， 并用文字描述出來（不少于20字）。

月亮 樹影 歌聲

【非創(chuàng)造性活動組】

請你將下面這句話抄寫在文本框里面。

秋天的夜晚， 月亮溫柔地照耀著大地， 樹影之間傳來悠揚的歌聲。

3.2 研究4b中使用的恐怖電影海報

附錄4：研究5相關材料

4.1 反饋效價操縱材料

【積極反饋組】

【消極反饋組】

附錄5：研究6相關材料

5.1 操縱任務指導語

【低難度創(chuàng)造性活動組】

日常生活中隨處可見空的塑料瓶， 我們想邀請您列出 “塑料瓶” 的創(chuàng)造性用途有哪些。

請你發(fā)揮創(chuàng)造力， 盡可能多地列出塑料瓶的創(chuàng)造性用途：

【高難度創(chuàng)造性活動組】

如圖所示， 桌面上擺放著一根蠟燭、一盒圖釘和一包火柴。你的任務是將蠟燭固定在墻上， 并且燃燒時蠟不會滴到桌子或者地板上。

請你發(fā)揮創(chuàng)造力， 寫出你對這一任務的解決思路：

【低難度非創(chuàng)造性活動組】

我們想邀請您進行一項數(shù)學運算任務。

請你口頭計算：45 + 52 = ？

【高難度非創(chuàng)造性活動組】

我們想邀請您進行一項數(shù)學運算任務。

請你口頭計算：452354 + 521728 = ？

1 由于部分國家在特定年份沒有任何一部恐怖電影上映， 導致本研究獲取的恐怖電影票房數(shù)據(jù)存在大量缺失值。愛情電影票房數(shù)據(jù)和紀錄片電影票房數(shù)據(jù)也存在相似情況。

2 電影層面固定效應指的是個體固定效應。本文在獲取恐怖類型電影的票房數(shù)據(jù)時， 對電影票房的觀測具體到了不同國家不同年份上映的不同恐怖電影的票房。例如， 某個國家在同一年可能有多部恐怖電影上映， 加入電影層面固定效應是為了控制這些電影內(nèi)部的不可觀測因素（例如劇情、演員等）對因變量的影響。