需求威胁下的心理补偿：社会排斥对拟人化品牌角色偏好的影响
作者：姜智彬 杨 冲
摘 要：目前很多品牌通过拟人化的方式塑造品牌形象,以此来强化消费者的品牌偏好。拟人化品牌被赋予社会角色后,分为伙伴品牌和侍从品牌两种类型。基于需求-威胁模型和补偿消费理论,研究者构建了“社会排斥—需求威胁—品牌角色偏好” 理论模型,通过两个实验探讨了社会排斥对消费者关于拟人化品牌角色偏好的影响。实验结果表明:与被社会接纳的消费者相比,遭遇社会排斥的消费者更偏好伙伴品牌和侍从品牌;在社会排斥的情境中,互依型自我建构消费者更偏好伙伴品牌,而独立型自我建构消费者更偏好侍从品牌;互依型自我建构消费者受排斥后更偏好伙伴品牌,这个过程受到归属需求威胁的中介作用,而独立型自我建构消费者受排斥后更偏好侍从品牌,这个过程受到控制需求威胁的中介作用。
关键词：社会排斥;拟人化;品牌角色;需求威胁;自我建构
一、研究缘起
为了塑造良好的品牌形象 ,一些企业在营销活动中实施品牌拟人化策略 ,通过文字或者
的方式为品牌加入拟人化的元素 ,运用丰富的想象力将品牌形象具象化。在拟人化的过程中 , 品牌形象被赋予人类的特征和独特的品牌个性 ,并通过拟人化语言与消费者交流互动 ,获得消费者的积极评价。品牌拟人化不仅有助于增强品牌认知、品牌记忆、品牌忠诚等 ,还能培养品牌识别意识、消费者对与品牌之间关系的感知。根据拟人化品牌在与消费者的关系中承担的不同社会角色 ,拟人化品牌可以分为伙伴品牌和侍从品牌[1] 。例如 ,小茗同学将品牌形象拟人化为“95 后”的班级同学 ,其与消费者之间的关系是平等的伙伴关系 ,属于伙伴品牌 ;而经常使用“主人”昵称的三只松鼠品牌则是强调与消费者之间的主仆关系 ,属于侍从品牌 。拟人化品牌可以给企业带来积极的营销效应 ,但不恰当的拟人化不仅不会达到理想的效果 ,反而可能适得其反。如何通过品牌拟人化强化消费者的品牌偏好 ,成为很多企业非常关心的营销问题。因此 ,企业应该关注消费者对拟人化品牌角色的偏好。
在影响消费者对拟人化品牌角色偏好的因素中, 除了消费者个人特质的因素 ,社会情境也是一个重要因素[2] ,在现有研究中学者们主要关注消费者个人特质的差异 ,忽视了购买决策中的社会情境因素。社会排斥是一种普遍存在的社会现象 ,是不可忽视的社会情境因素[3] ,例如面试被拒、恋爱失败、被同事忽视 ,等等。在一些营销服务场景下 ,顾客遭受来自导购人员的冷漠无视 ,或银行拒绝用户的信用卡申请等 ,也会感受到被排斥。因此 ,研究社会排斥对拟人化品牌角色偏好的影响具有重要的现实意义和理论意义。本研究通过实验方法探讨社会排斥如何影响消费者对拟人化品牌角色的偏好 ,并进一步检验归属需求威胁和控制需求威胁的中介作用以及自我建构的调节作用, 以期为广告主塑造拟人化品牌形象提供理论指导。
二、文献综述
目前 ,学者们关于社会排斥对拟人化品牌偏好的影响研究 , 主要从品牌拟人化研究的三个维度、社会排斥对消费者心理和行为的影响、社会排斥影响消费者行为的内在原因等三条路径展开。
(一) 品牌拟人化研究的三个维度
品牌拟人化是指品牌或产品被视为具有人类特征、意图和行为的程度[1 ,4]。现有关于品牌拟人化的研究主要从三个维度展开 , 即外在维度、内在维度和社会维度[5] 。外在维度的拟人化最容易被消费者感知 ,是指品牌或者产品具有人类的某些特征 , 如面部特征[6] 、外观特征或人类整体特征[7] 等。内在维度的拟人化更多强调诸如个性和情感方面的无形因素。每个品牌都有自己的个性[8] ,消费者可以通过品牌个性找到与自身形象相匹配 ,或是能帮助自己打造期望形象的品牌[9] ,可将品牌的拟人化形象分为热情型和能力型[10]。社会维度的品牌拟人化是为品牌赋予身份和角色 ,并通过互动、交流的方式向消费者传达。例如 ,通过拟人化语言来激发消费者的拟人感知[11] 。另外 ,拟人化品牌在消费者生活中往往扮演某种社会角色 ,如“伙伴”和“侍从”[1] 。伙伴品牌是指品牌与消费者之间是平等关系 ,双方共同创造享受利益 。而侍从品牌是指品牌与消费者之间的关系由消费者占据支配与主导地位 , 品牌为消费者提供服务和创造价值。
目前学者对品牌拟人化外在维度和内在维度的研究较为丰富 ,而关于品牌拟人化社会维度的研究成果主要体现在消费者的个人特质对品牌拟人化偏好的影响方面。消费者的个人特质差异是影响拟人化效应的重要因素[5] 。Kim 和 Kramer 发现 ,与非物质主义者相比 ,物质主义者希望成为社会关系中的主人 ,对侍从品牌有更高的偏好[12] 。Han 等引入消费者内隐理论 ,发现内隐人格为实体论的消费者更偏好侍从品牌 , 而渐变论消费者更偏好伙伴品牌[13] 。另外 , 消费者权力距离信念的强弱 [14] 、主观地位的高低[15] 也会影响消费者对伙伴品牌和侍从品牌的偏好。除了消费者的个体差异 , 情境因素也会影响消费者的消费行为决策[16] 。但在社会维度的品牌拟人化研究中 ,情境因素的研究尚比较缺乏 ,特别是对社会排斥情境因素下消费者拟人化品牌角色偏好的研究 ,亟须进一步展开深入探讨。
(二) 社会排斥对消费者心理和行为的影响
社会排斥是指个体受到他人或社会团体的排斥或拒绝[17-18] 。社会排斥会对人们的心理和行为产生很大的影响 。在心理上 ,社会排斥通常引发焦虑、抑郁、伤心、愤怒等消极情绪[19-20] 。在行为上 , 社会排斥不仅影响被排斥者的社会行为 ,也会影响他们的消费行为[21] 。在社会行为方面 ,被排斥者可能产生一些反社会行为 ,例如使用攻击性词语[22] 、发出噪音[23] 等;但也有研究认为被排斥者为了重建社会关系而倾向于亲社会行为[24] ,从而更愿意参加慈善活动[25]。在消费行为方面 ,受排斥者倾向的消费行为主要集中在以下几个方面:一是炫耀性消费 ,被忽视的个体通常会进行炫耀性消费进而获取他人注意[25] ,社会排斥也促使消费者产生更高的仿冒奢侈品购买意愿[26] ;二是从众消费行为 ,受排斥的个体希望通过从众消费行为得到别人的接受和社会好感度[27] ;三是独特性消费 ,个体在受到社会排斥时 ,感知独特性会显著加强 ,从而更加倾向于购买具有独特性的产品[28] ;四是拟人化消费 ,受社会排斥的消费者更需要社会联系 ,拟人化产品能弥补这种心理需求 ,受排斥的消费者更加喜欢拟人化产品[29]。当受到社会排斥时 ,不同自我建构类型的消费者也会产生不同的心理变化与消费需求 ,高晓倩等研究发现 ,受排斥后自我建构类型会影响消费者的怀旧消费偏好[30]。根据Markus和 Kitayama 的定义 , 自我建构是指个体在认知自我时在多大程度上认为自身与他人相关或是分离 ,可以分为互依型自我建构和独立型自我建构[31] 。在消费情境中 ,不同自我建构类型的个体行为表现有所差异。互依型自我建构的消费者更看重产品是否合群和产品的象征性 ,而独立型自我建构的消费者则更在意产品的质量和独特性[32-33] 。Zhang 和 Shrum 的研究表明独立型自我建构者相较于互依型自我建构者在消费过程中表现出较高的冲动购买倾向[34]。袁胜军等研究发现 ,不同自我建构的消费者在网上的信息搜寻行为也存在显著差异 ,独立型自我建构消费者更愿意独立地在网上搜寻信息[35]。那么遭遇社会排斥时 ,不同自我建构类型的消费者是否会偏好不同的拟人化品牌角色? 这是一个需要进一步深入研究的问题。
(三) 社会排斥影响消费者行为的内在原因
Williams 在需求-威胁模型中指出 ,遭到社会排斥的个体会感到自己与他人或群体的社会联系受到了威胁 , 即归属需求威胁[36] 。根据补偿消费理论 , 当归属需求受到威胁时 , 消费者为了赢得他人 或群体接受 ,会通过购买产品重新建立归属感[25] 。归属需求受到威胁的消费者更愿意购买奢侈性产品[26] 、从众性购买[ 27] 、怀旧消费[ 37] 、购买拟人化产品[29] 等 ,他们通过这些消费获得归属感的满足。另一方面 ,受排斥个体也会感到自己对周围环境的控制能力受到了威胁 , 即控制需求威胁[36] 。当控制需求受到威胁后 ,个体会非常强烈地期望恢复控制感 。权力感缺失是造成控制需求威胁的重要原因 。Rucker 和 Galinsky 研究发现权力感缺失的消费者会进行更多的地位消费[38] 。另外陈瑞和 郑毓煌的研究发现 , 当消费者受到控制需求威胁时 , 消费者更不愿意购买风险损失可能性较大的产品 [ 39]。社会排斥不仅导致归属需求威胁 ,还会导致控制需求威胁 ,在研究社会排斥影响消费者行为的内在原因时 ,应同时考虑归属需求威胁和控制需求威胁的双中介影响机制[40] 。
三、研究假设
(一) 社会排斥对消费者拟人化品牌角色偏好的影响
社会排斥会增加个体追求重建社会关系的动机。受排斥者为了获得他人接受并与他人维持和谐的社会关系 ,他们希望通过调整个人行为去修复关系 , 比如对结交新朋友表现出更大的兴趣[41] 、 改变自我以增加与潜在朋友的相似度[42] 、愿意讨好对方[43] 。心理学研究表明 , 当个人感到某种心理需要被剥夺时 ,便会寻求替代的方法来获得心理满足[44] 。消费者遭受社会排斥后 ,往往会通过消费 的方式进行自我补偿 。社会排斥情境下消费者希望重建社会关系 ,更愿意消费拟人化品牌 , 以此满 足内心需要[ 29] 。受到社会排斥后 ,消费者更愿意选择拟人化产品的原因是拟人化产品具有类社会特征[45] 。伙伴品牌和侍从品牌这两种品牌角色都具有拟人化特征和类社会特征 , 因此研究者推断 , 与被社会接纳的消费者相比 ,遭到社会排斥的消费者会增加对伙伴品牌和侍从品牌的偏好 , 以此来缓解社会排斥带来的不良体验。
H1:与被社会接纳的消费者相比 ,被社会排斥的消费者更偏好伙伴品牌
H2:与被社会接纳的消费者相比 ,被社会排斥的消费者更偏好侍从品牌
(二) 社会排斥情境下自我建构对消费者拟人化品牌角色偏好的影响
自我建构会影响个体对社会排斥的反应[30] 。互依型自我建构的个体行为多“ 以他人为中心”, 而独立型自我建构个体行为更多“ 以自我为中心”。[ 46] 因此 ,互依型自我建构个体更注重拥有和谐的社会关系 ,他们受排斥后将更加希望修复自己的社会关系 ,伙伴品牌能使消费者感知到更多的社会联系[47] ,所以互依型自我建构的消费者受排斥后更偏好伙伴品牌。而独立型自我建构的个体则更关注个人层面的目标[ 48-49] ,他们更加注重个人能力、个人目标的实现等[ 50-51] 。所以 ,独立型自我建构 个体受排斥后更希望表现个人能力 , 以能力感、控制感缓解社会排斥带来的不适。侍从品牌使得消 费者在与拟人化品牌的关系中处于优势地位 ,使消费者感到较高的社会权力和控制力 ,更能彰显消费者的自我能力。因此 ,独立型自我建构消费者在受到社会排斥后 ,将更偏好侍从品牌。
H3:受到社会排斥后 , 互依型自我建构消费者更偏好伙伴品牌
H4:受到社会排斥后 , 独立型自我建构消费者更偏好侍从品牌
(三) 归属需求威胁和控制需求威胁的中介作用
Williams 提出的需求-威胁模型指出 ,社会排斥不仅影响消费者的归属需求 ,还会影响他们的控制需求[36] 。为缓解社会排斥导致的需求威胁 ,受排斥者会通过补偿性消费满足内心的心理需求。 伙伴品牌能使消费者感知到更多的社会联系[47] ,能满足社会排斥个体的归属需求 ,所以归属需求威 胁的个体更偏好伙伴品牌 。而侍从品牌能给消费者带来较高的社会权力和控制力 ,能满足社会排斥个体的控制需求 ,所以控制需求威胁的个体更偏好侍从品牌。
互依型自我建构个体更在意和谐的人际关系 , 当受到社会排斥时 ,相比于独立型自我建构个体 , 他们感知到的归属需求威胁更强[30] ,所以他们希望以重建社会关系的方式来恢复归属需求 ,更偏好伙伴品牌 。独立型自我建构重视自身的能力和自主性 ,在遭受社会排斥后 ,他们会知觉到自身能力受到质疑 ,更难控制外界环境 ,感受到的控制需求威胁更大[52] 。他们更希望通过提高控制感来缓解 社会排斥带来的不适 ,所以他们更偏好侍从品牌。
H5:互依型自我建构消费者受排斥后更偏好伙伴品牌 ,这个过程受到归属需求威胁的中介作用
H6:独立型自我建构消费者受排斥后更偏好侍从品牌 ,这个过程受到控制需求威胁的中介作用
综上 ,本文提出社会排斥对拟人化品牌角色偏好影响的研究模型 ,见图 1。
四、实验过程
本研究通过两个实验对上述假设逐一检验。实验一采用混合实验设计验证假设 H1、H2、H3、H4;实验二采用组间实验设计检验实验一结论的稳健性,并验证假设 H5、H6。 为了方便实验开展,本研究只考虑大学生群体,在上海外国语大学招募大学生参加实验。 实验选用大学生比较熟悉的电子产品作为实验材料,为了排除现实产品品牌对实验的影响,实验采用虚拟的笔记本品牌“KEYA”和移动电源品牌“NEGX” 。 另外,笔记本电脑和移动电源都属于搜索型商品,消费者对它们的购买决策方式比较一致。
(一)实验一
实验一意在验证两方面内容:一是验证受到社会排斥的消费者比社会接纳的消费者更偏好伙伴品牌和侍从品牌,即验证 H1 和 H2;二是验证互依型自我建构消费者与独立型自我建构消费者在社会排斥情境下偏好不同的品牌角色,即验证 H3 和 H4。
1. 预实验
实验一选用虚拟的笔记本品牌“KEYA”作为实验材料,在正式实验前,需要先对实验中用的品牌角色材料(如图 2a ~ 图 2c)进行前测,共招募了 60 名大学生参与预实验。 品牌角色操纵范式参考Aggarwal 的研究[1],伙伴品牌的广告语言强调“与你一起” ,侍从品牌的广告语言强调“为您服务” ,无拟人化品牌的广告就是采用正式表达。 在预实验中,要求被试浏览上述三种广告,参考 Kim 和Kramer 的研究[12],对七个题项的认同程度进行评分(拟人化:“我觉得这个品牌像人一样” “我觉得这个品牌有自己的思想” ;伙伴角色:“这个品牌像我的朋友和伙伴” “这个品牌会和我一起创造产品价值” ;侍从角色:“这个品牌像为我服务的侍从” “这个品牌感觉上服从于我” ;喜好程度:“我喜欢这个品牌” ,1 = 非常不同意,7 = 非常同意) 。
预实验数据结果显示,无拟人化品牌广告在拟人化维度得分显著低于伙伴品牌广告和侍从品牌广告( p<0. 001) ;伙伴品牌广告在伙伴角色维度得分显著高于无拟人化品牌广告和侍从品牌广告( p<0. 001) ;侍从品牌广告在侍从角色维度得分显著高于无拟人化品牌广告和伙伴品牌( p<0. 001) 。另外,被试对这三种品牌广告的喜爱程度不存在显著组间差异( p = 0. 152>0. 05) ,这表明实验材料具有有效性。
2. 正式实验设计
实验一采用 2(社会排斥 vs. 社会接纳) ×2(独立型自我建构 vs. 互依型自我建构) ×3(伙伴品牌 vs. 侍从品牌 vs. 无拟人化品牌)混合实验设计,被试间变量是社会排斥和自我建构,被试内变量是品牌类型。 本次实验借助 Credamo 见数平台进行,邀请了上海外国语大学 180 名大学生参加实验,剔除无效样本,最终有效样本 179 人,其中男生 73 名、女生 106 名,平均年龄 22. 22 岁。 实验要求被试完成自我建构测量、社会排斥操纵、浏览品牌广告并评价偏好、报告个人信息等任务。 被试被分到四个实验组中,社会排斥-互依型组 50 人,社会排斥-独立型组 38 人,社会接纳-互依型组 44 人,社会接纳-独立型组 33 人,另有 14 人被剔除,剔除原因见“数据分析及结果”部分。
首先,测量被试的自我建构类型,要求被试填写王裕豪等人翻译的 SCS 量表[53];其次,对社会排斥情境进行操纵,借鉴 Wan 等人的操纵方法[54],要求被试想象在社交网站结交朋友的情景,发现了三个感兴趣的人并发送了好友请求。 在社会排斥组中被试的好友请求都被拒绝,在社会接纳组中被试的好友请求都被接受。 进而要求被试完成操纵检验问题,包含“我认为我被排斥了”等 3 个题项(1= 非常不同意,7 = 非常同意,α = 0. 956) 。 然后让被试浏览三种广告(如图 2a ~ 图 2c) ,并分别做出品牌偏好评价,测量品牌偏好参考 Chen 等研究时的量表[29],包含“我喜欢这个品牌” 等 3 个题项( 1 = 非常不同意,7 = 非常同意,α = 0. 856) 。 最后,被试报告了年龄、性别等基本信息。
3. 数据分析及结果
(1)操纵检验。首先对自我建构的测量结果进行检验,SCS 量表包含独立型自我建构和互依型自我建构两个维度,各 12 个题项,共 24 个题项,量表的同质性信度比较好(α互依维度= 0. 779,α独立维度=0. 748) 。 参照 Singelis 提出的方法[50],取各维度的均值作为该维度的得分,将互依维度得分减去独立维度得分,差值为正的属于互依型自我建构,差值为负的属于独立型自我建构。 14 名被试因两维度得分相同被剔除,剩余互依型自我建构被试 94 名、独立型自我建构被试 71 名,并且两组得分经过独立 T 检验存在显著差异(M互依型 = 8. 650 ,M独立型 = - 5. 300 ,t = 16. 299 ,p < 0. 001) 。接下来检验社会 排斥的操纵 ,结果表明社会排斥组的排斥感得分显著高于社会接纳组( M社会排斥 = 5. 254 , M社会接纳 = 2. 558 ,t = 12. 546 ,p<0. 001) ,说明实验一对社会排斥的操纵是成功的。
(2) 假设检验 。首先检验假设 H1、H2 。对于无拟人化品牌、伙伴品牌、侍从品牌的品牌偏好 , 比较社会排斥组和社会接纳组的区别 ,进行独立样本 T 检验 。结果显示 ,对于无拟人化品牌偏好 ,社会 排斥组与社会接纳组没有显著差异( M社会排斥 = 4. 780 , SD社会排斥 = 0. 394 ; M社会接纳 = 4. 922 , SD社会接纳 = 1. 019 ;t = - 1. 148 ,p = 0. 254>0. 05) ;对于伙伴品牌偏好 ,社会排斥组显著高于社会接纳组(M社会排斥 = 5. 496 ,SD社会排斥 = 0. 528;M社会接纳 = 4. 983 ,SD社会接纳 = 0. 870;t = 4. 505 ,p < 0. 001) ;对于侍从品牌偏好 , 社会排斥组也显著高于社会接纳组( M社会排斥 = 5. 481 , SD社会排斥 = 0. 760 ; M社会接纳 = 4. 874 , SD社会接纳 = 0. 855;t = 4. 826 ,p<0. 001) ,见表 1。由此可知 ,假设 H1、H2 得到验证。
然后检验 H3、H4。首先采用双因素方差分析探索社会排斥和自我建构对伙伴品牌偏好的影响。方差分析结果表明,社会排斥对伙伴品牌偏好的影响显著(F(1,161) = 19. 973,p<0. 001) ,再次验证假设 H1;社会排斥和自我建构的交互项影响也显著( F( 1,161) = 7. 147,p = 0. 008<0. 01) 。 简单效应分析表明,在社会排斥组中自我建构的主效应显著(F(1,161)= 18. 623,p<0. 001) ,互依型自我建构对伙伴品牌的偏好显著高于独立型自我建构(M互依型= 5. 767,SE = 0. 095 vs. M独立型= 5. 140,SE =0. 109) ;而在社会接纳组中自我建构的主效应不显著( F(1,161) = 0. 140,p = 0. 709>0. 05) ,互依型自我建构对伙伴品牌的偏好与独立型自我建构没有显著差异(M互依型= 5. 008,SE = 0. 102 vs. M独立型=4. 949,SE = 0. 117) 。 因此,假设 H3 得到验证,如图 3 所示。
然后按照相同的分析方法分析探索社会排斥和自我建构对侍从品牌偏好的影响。方差分析结果表明,社会排斥对侍从品牌偏好的影响显著( F(1,161) = 33. 830,p<0. 05) ,再次验证假设 2;社会排斥和自我建构的交互项对侍从品牌偏好影响也显著( F(1,161) = 14. 726,p<0. 05) 。 简单效应分析表明,在社会排斥组中自我建构的主效应显著( F(1,161) = 38. 859,p<0. 05) ,独立型自我建构对侍从品牌的偏好显著 高 于 互 依 型 自 我 建 构 ( M互依型= 5. 060, SE = 0. 103 vs. M独立型= 6. 035, SE =0. 118) ;而在社会接纳组中自我建构的主效应不显著(F(1,161)= 0. 329,p>0. 05) ,独立型自我建构对侍从品牌的偏好与互依型自我建构没有显著差异( M互依型= 4. 833,SE = 0. 110 vs. M独立型= 4. 929,SE = 0. 127) 。 因此,假设 H4 得到验证,如图 4 所示。
(二)实验二
实验二的研究目的有两方面:一方面检验实验一研究结论 H3、H4 的稳健性;另一方面研究不同自我建构类型消费者受排斥后偏好不同品牌角色的内在原因,即验证假设 H5、H6。 实验二选用虚拟的移动电源品牌“NEGX”作为实验刺激物,实验材料如图 5a ~ 图 5b,并且经过预实验证明了实验材料具有有效性。
1. 正式实验设计
实验二采用 2(社会排斥 vs. 社会接纳) ×2(互依型自我建构 vs. 独立型自我建构) × 2( 伙伴牌 vs. 侍从品牌)组间实验设计,借助 Credamo 见数平台进行实验,邀请了上海外国语大学 320 名大学生参加实验,剔除无效样本,最终有效样本 316 人,其中男生 105 名、女生 211 名,平均年龄 21. 44岁。实验要求被试完成自我建构操纵、社会排斥操纵、填写需求威胁量表、浏览品牌广告并评价偏好、报告个人信息等任务。被试被随机分到八个实验组中,社会排斥-互依型-伙伴组 40 人,社会排斥-独立型-伙伴组 39 人,社会排斥-互依型-侍从组 39 人,社会排斥-独立型-侍从组 40 人,社会接纳-互依型-伙伴组 38 人,社会接纳-独立型-伙伴组 41 人,社会接纳-互依型-侍从组 39 人,社会接纳-独立型-侍从组 40 人。
与实验一不同 ,实验二借鉴 Ma 等人的研究方法来操纵被试的自我建构类型[ 55] ,让被试阅读一则故事并且想象自己是主人公 , 阅读完要求被试填写检测量表 ,包含独立维度“此刻我心里想的是我 自己”等 3 个题项和互依维度“此刻我的内心思想是以我和我的团队为中心”等 3 个题项 。接着与实验一相同 ,对被试进行社会排斥操纵。接下来要求被试填写由 Williams 开发的归属感和控制感需求 威胁量表[36] 。归属感需求威胁量表包含“ 我感觉我被孤立了”等 5 个测项( α = 0. 961) ,控制感需求威胁量表包含“我感觉自己很强大”等 5 个测项( α = 0. 934) , 1 = 非常不同意 ,7 = 非常同意 。然后测量被试的品牌角色偏好 ,采用与实验一相同的量表 。最后被试报告了性别、年龄等个人信息。
2 . 数据分析及结果
(1) 操纵检验。对于自我建构操纵检验 ,检验结果显示 ,互依型自我建构组在互依维度上的得分显著高于独立型自我建构(M互依型 = 5.468 , M独立型 = 3. 492 ,t = 10.744 ,p < 0. 001) ,独立型自我建构组在独立维度上的得分显著高于互依型自我建构 (M独立型 = 5.871 , M互依型 = 3.857 , t = - 11.402 , p < 0. 001) ,这表明实验二成功操纵了自我建构。接着 ,对社会排斥的操纵进行检验 ,结果显示社会排斥 组的排斥感得分显著高于社会接纳组(M社会排斥 = 5. 823 ,M社会接纳 = 1.793 ;t = 33. 707 ,p < 0. 001) ,表明实验二对社会排斥的操纵有效。
(2) 假设检验。为了验证假设 H3、H4 的稳健性 ,实验二进行了双因素方差分析。首先采用双因素方差分析探索社会排斥和自我建构对伙伴品牌偏好的影响。 方差分析结果表明 ,社会排斥和自我 建构的交互项对伙伴品牌偏好影响显著( F( 1 , 154) = 6. 202 ,p < 0. 05) 。简单效应分析表明 ,在社会排斥组中自我建构的主效应显著(F( 1 , 154) = 10. 150 ,p<0. 01) ,互依型自我建构对伙伴品牌的偏好显著高于独立型自我建构( M互依型 = 5. 808 ,SE = 0. 105 vs. M独立型 = 5. 333 ,SE = 0. 106) ;而在社会接纳组中自我建构的主效应不显著(F( 1 , 154) = 0. 1 14 ,p > 0. 05) ,互依型自我建构对伙伴品牌的偏好与独立型自我建构没有显著差异( M互依型 = 5. 202 ,SE = 0. 107 vs. M独立型 = 5. 252 ,SE = 0. 103) 。假设 H3 再次得到验证,如图 6 所示。
然后按照相同的分析方法分析探索社会排斥和自我建构对侍从品牌偏好的影响。方差分析结果表明 ,社会排斥和自我建构的交互项对侍从品牌偏好影响显著( F( 1 , 154) = 6. 437 ,p < 0. 05) 。简单效应分析表明 ,在社会排斥组中自我建构的主效应显著( F( 1 , 154) = 13. 857 ,p < 0. 05) ,独立型自我建构对侍从品牌的偏好显著高于互依型自我建构( M互依型 = 5. 291 ,SE = 0. 116 vs. M独立型 = 5. 900 ,SE = 0.115) ;而在社会接纳组中自我建构的主效应不显著(F( 1 , 154) = 0. 018 ,p> 0. 05) ,独立型自我建 构对侍从品牌的偏好与互依型自我建构没有显著差异( M互依型 = 5. 120 ,SE = 0. 116 vs. M独立型 = 5. 142 , SE = 0. 1 15) 。假设 H4 再次得到验证,如图 7 所示。
接下来检验 H5、H6。本文采用 SPSS 中 Hayes 开发的 PROCESS 插件,根据陈瑞等提出的中介分析程序[56],通过 Bootstrap 进行中介作用检验。 本文采用 Hayes 提出的模型 7[57],设定样本量为5000,置信区间为 95%进行数据分析。
首先选取伙伴品牌偏好作为因变量,社会排斥为自变量,自我建构为调节变量,分别以归属需求威胁和控制需求威胁作为中介变量进行分析。 由表 2 可知,社会排斥显著影响归属需求威胁( 95%CI = [ -3. 3384,-2. 5040]不包含 0) ,社会排斥与自我建构的交互项显著影响归属需求威胁(95%CI= [ - 1. 3834, - 0. 1958] 不包含 0) 。 归属需求威胁也显著影响伙伴品牌偏好( 95% CI = [ 0. 0301,0. 2477]不包含 0) 。 由此可知,归属需求威胁的中介作用存在。 有调节的中介作用也是显著的,95%CI = [ -0. 2506,-0. 0117]不包含 0,具体来说,社会排斥对互依型自我建构个体的归属需求威胁影响更强,所以互依型自我建构消费者对伙伴品牌偏好更高。 而在检验控制需求威胁的中介作用时发现,有调节的中介作用检验 95%CI = [ -0. 0704,0. 0898]包含 0,所以控制需求威胁的中介作用不存在。 因此,互依型自我建构受排斥后更偏好伙伴品牌,这个过程是归属需求威胁发挥了中介作用,控制需求威胁没有发挥中介作用。 假设 H5 得到验证。
接下来分别检验归属需求威胁和控制需求威胁对侍从品牌偏好的中介作用,选取侍从品牌偏好作为因变量。由表 3 可知,社会排斥显著影响控制需求威胁( 95% CI = [ -3. 7436,-2. 9564] 不包含0) ,社会排斥与自我建构的交互项显著影响控制需求威胁( 95% CI = [ 0. 1488,1. 2691] 不包含 0) 。控制需求威胁也显著影响侍从品牌偏好( 95% CI = [ 0. 2155,0. 4520] 不包含 0) 。由此可知,控制需求威胁的中介作用存在。有调节的中介作用也是显著的,95%CI = [0. 0481,0. 4554]不包含 0。具体来说,社会排斥对独立型自我建构个体的控制需求威胁影响更强,所以独立型自我建构消费者对侍从品牌偏好更高。而在检验归属需求威胁的中介作用时发现,有调节的中介效用检验的 95% CI =[ -0. 2303,0. 0466]包含 0,所以归属需求威胁的中介作用不存在。因此,独立型自我建构受排斥后更偏好侍从品牌,这个过程是控制需求威胁发挥了中介作用,归属需求威胁没有发挥中介作用。假设 H6 得到验证。
五、结论与讨论
(一)研究结论
本文通过两项实验得到以下三个研究结论:第一,与受到社会接纳的消费者相比,受到社会排斥的消费者更偏好伙伴品牌和侍从品牌。第二,受到社会排斥时,不同自我建构的消费者偏好不同的品牌角色,互依型自我建构更偏好伙伴品牌,而独立型自我建构更偏好侍从品牌。第三,互依型自我建构消费者受排斥后更偏好伙伴品牌,这个过程是归属需求威胁发挥了中介作用;而独立型自我建构消费者受排斥后更偏好侍从品牌,这个过程是控制需求威胁发挥了中介作用。
(二)理论贡献
首先,本文拓展了社会维度下拟人化品牌的研究。现有研究主要集中在外在维度的拟人化对营销效果的影响,如拥有人类面部特征[6],或人类整体外观[7]。而本文从社会维度的层面研究拟人化品牌角色,将品牌角色分为“伙伴”和“侍从”两种。另外,现有研究主要从消费者个人特质角度研究对品牌角色偏好的影响,而本研究是探讨社会排斥这种情境因素对品牌角色偏好的影响。其次,从消费者自我建构的角度解释了受排斥后消费者品牌角色偏好的差异,研究发现不同自我建构类型的消费者在社会排斥影响下偏好不同的拟人化品牌角色。最后,本研究弥补了以往社会排斥相关研究只关注消费者归属需求而忽视控制需求的不足。本文同时考虑了社会排斥威胁到的归属需求和控制需求两种需求。从需求-威胁模型和补偿消费理论的角度,提出并检验了归属需求威胁和控制需求威胁在不同自我建构类型消费者受到社会排斥后偏好不同品牌角色中起到的中介作用,清晰地解释了受到社会排斥后消费者偏好伙伴品牌 / 侍从品牌的内在原因。
(三)营销传播启示
第一,重视社会排斥对拟人化品牌偏好的影响。社会排斥现象在现实生活中比较常见,企业应该重视了解目标消费者的心理状态,在容易受到排斥的场合,多投放拟人化品牌广告,增强品牌广告营销效果。例如,在春招求职季毕业生经常遇到面试被拒的情境,可以向毕业生群体多投放一些拟人化品牌广告。企业也可以在广告的设计中加入受排斥的元素,吸引消费者注意力,使消费者感受到或回忆起受排斥的经历,促进产生对拟人化品牌角色的偏好,能获得更好的营销传播效果。
第二,激活消费者自我建构促进拟人化品牌营销。企业在广告宣传中应该根据自身品牌定位激活与之对应的消费者自我建构,以达到更好的营销传播效果。对于侍从品牌,在广告文案中增加使用强调自我能力的词语,激活消费者独立自我的倾向,而对于伙伴品牌,增加使用强调社会关系的文案,激活消费者互依自我的倾向。例如,对于三只松鼠这种侍从品牌,可以经常使用“主人,您真棒!”等类似广告语。
第三,关注消费者的心理需求增加品牌偏好。企业在营销方案的实施和广告宣传中突出展示产品对消费者心理需求的满足,从而对品牌产生积极的印象。例如,对于伙伴品牌,应该注重展示产品体现出的归属感,而对于侍从品牌,应该让消费者感受到获得的控制感和权力感。另外,销售人员应该调整销售说服策略,迎合消费者心理需求,提高顾客满意度与忠诚度。
(四)后续研究方向
后续相关研究可以继续探讨以下三个方面:一是拟人化品牌角色不仅仅只是“伙伴”和“侍从” ,后续研究可以挖掘其他的品牌角色,例如“家人” “合作者” “领导者”等;二是本研究探索了对品牌角色的偏好,后续可以研究对产品购买意愿、出价水平等的影响;三是除了自我建构,消费者的权力感、社会等级等是否会影响消费者对拟人化品牌角色的偏好,这也是值得深入研究的问题。
作者单位：
姜智彬 上海外国语大学新闻传播学院 上海 200083
杨 冲 上海外国语大学国际工商管理学院
转自：“再建巴别塔”微信公众号
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