城市家長滿足兒童消費需求的購后內疚影響因素

（寧夏大學新華學院 750021）

引言

當今，兒童已越來越多的參與到家庭購買隊伍中。生活中，可以看到在購買兒童產品時，兒童對父母進行糾纏，導致家長被動購買并產生了內疚感。那么，產生內疚感與哪些家庭購買決策因素有關呢？如何減少家長的內疚感呢？

目前，有關兒童參與家庭消費的研究有：廈門大學周靜（2007），以我國城市家庭為對象，構建了兒童課外培訓班家庭購買決策模型，以此來考察家庭狀況、家庭生活形態和家庭決策方式在購買過程中的影響[1]；西南財經大學張恩碧、董明、邢文慶（2012），研究了城市滿巢期核心家庭子女對家庭消費決策影響力分析[2]；中國計量學院的郭小釵（2010），研究了中國學齡兒童對家庭購買決策影響力[3]。以上文獻主要是從子女對家庭購買決策影響力因素進行研究，但未進一步對購買后的內疚行為進行研究。

營銷中，目前有從產品屬性、服務質量、品牌關系、顧客感知價值等角度研究購后行為，但并未對內疚行為進行深入闡述。還有一些研究是從自我饋贈[4]，消費者旅游過程中的沖動性購買[5]，消費者在與企業銷售人員建立了深入的聯系后卻沒有購買所引起的購后內疚[6]及消費者內疚變化機制研究[7]?？偟膩砜?，現有研究忽略了兒童參與消費品購買后，家長因被動購買而帶來的內疚行為研究。

本文旨在通過實證研究，在子女影響家庭消費決策的因素基礎上，進一步探討與家長被動購買內疚行為的關系，一方面補充了理論研究，另一方面幫助家長認識到對兒童加強消費教育的重要性及盡量減少購后內疚行為，同時也為企業開展產品定位提供參考依據。

一、研究的方法

本次調查，以銀川市3-12歲兒童父母為研究對象，發放問卷430份，有效問卷396份，問卷有效率為92.09%。本文參照子女影響家庭消費決策的因素，通?？梢苑譃槿箢?子女本身的因素、父母或家庭因素、決策過程 (Mangleburg 1989；Talpade1990)，進一步深入研究子女在選擇產品種類時，影響城市家長滿足兒童消費需求的被動購買內疚行為的家庭消費決策因素。具體因素涉及：兒童購買產品參與度、兒童年齡、家庭月收入、家長性別、家長教育程度與家長滿足兒童消費需求的被動購買內疚度之間的關系。

(一)選擇目標產品預測試

享樂品和實用品是營銷學消費者行為研究公認的一種對產品或服務的分類[8]。消費者對產品性質的感知有享樂性和實用性之分[9][10]。為了選擇合適的調查分類產品及家長較為熟悉的兒童產品，防止偏差過大，共對23名測試者進行了紙質問答。首先，介紹享樂品和實用品的定義，享樂品是指“能讓人在情感和感官體驗上獲得美或感性的愉悅、幻想和樂趣”的產品或服務[11]。實用品性產品則是“更多地基于理性認知、工具性的、目標導向的、能完成某種功能或實際任務”的產品或服務[12]。接著，要求被試分別列出幾種為兒童購買的享樂品和實用品。最后，根據列舉的頻率，分別選取玩具作為享樂品的研究產品，選取課外培訓類產品作為實用品的研究產品。

（二）量表設計

針對不同的產品類別，分別設計了兒童參與家庭購買的參與度量表。每個參與度量表涉及6個題目，分別為：1.在購買產品時，您的孩子通常會在購買現場；2.在購買 產品時，您的孩子會說出他的想法和意見；3.在購買__產品時，孩子自己做挑選；4.在購買__產品時，您很重視孩子的看法和意見；5.在購買時，意見出現分歧，您會以孩子的意見為主；6.在購買__產品時，若您的孩子購買欲望強烈，您會給予購買[13]。

表1 樣本構成分布（作者繪制）

針對不同的產品類別，分別設計了內疚度量表。每個內疚度量表涉及3個題目，分別為1.當您在孩子糾纏下，進行了被動購買__產品，您會感覺內疚；2.當您在孩子的糾纏下，進行了被動購買__產品，您會感覺不安；3.當您在孩子糾纏下，進行了被動購買__產品時，您會感覺自責[14]。

以上量表均采用Likert量表7分法評分，分數由低到高，1代表非常不同意，7代表非常同意。

二、結果與分析

（一）描述性統計

如表1樣本構成分布（作者繪制）

（二）信效度分析

1.量表的信度。分別對兩種產品的“參與度量表”與“內疚度量表”兩個因素構念信度檢驗。

表2 可靠性統計（作者繪制）

表2是“參與度量表”與“內疚度量表”兩個因素構念信度檢驗分析，各類產品的的“參與度量表”與“內疚度量表”兩個因素構念信度均大于0.7，因此可信度高。

2.因素分析。分別對兩種產品進行兒童參與度和家長被動購買的內疚度進行因子分析，采取KMO和Bartlett的球形檢驗度，抽取特征值大于1或 限定因子萃取個數，采用最大方差法，取消小系數絕對值為0.4。刪除與預設構面不同的題目，刪除因素負荷量過低的題目 （＜0.6），刪除交叉負荷量過高的題目（＞0.4）。

表3 因素分析（作者繪制）

表3為因素分析，依據Kaiser(1974)的觀點，因玩具產品的kmo在.7-0.8之間，表示題項變量間的關系是適中的，還算適合進行因素分析；課外培訓產品的KMO在.8-.9之間，表示題項變量間的關系是良好的，題項變量間適合進行因素分析；兩種產品的Bartlett的球形檢驗均為P=.000＜0.05，達到顯著水平；兩種產品的二個公共因子累計方差貢獻率，即萃取出的兩個因素可解釋全量表題項的能力均大于50%。二者的效度亦達到要求。

（三）結果分析

1.兒童參與度與家長被動購買的內疚度關系

H1a：對于玩具產品，兒童參與度與家長被動購買的內疚度相關。

H1b：對于課外培訓產品，兒童參與度與家長被動購買的內疚度相關。

表4 相關性（作者繪制）

表4為積差相關分析，可以發現：

對于玩具、課外培訓產品，兩個變量間的Pearson相關系數大小均介于-1至+1之間，顯著性概率值均為P＜0.05，假設H1a、H1b均成立，且兒童參與度與家長被動購買的內疚度有顯著的負向關系。

2.兒童年齡與家長被動購買內疚度的關系

H2a：對于玩具產品，兒童年齡與家長被動購買內疚度有顯著關系

H2b：對于課外培訓產品，兒童年齡與家長被動購買內疚度有顯著關系

分別對玩具、課外培訓產品進行方差分析，經Levene同質性檢驗后，整體檢驗F值均未顯著（P＞0.05），則假設H2a、H2b不成立，即兒童年齡與家長被動購買內疚度無顯著關系。

3.家庭月收入與家長性別的交互作用對被動購買內疚度的影響

H3a：對于玩具，家庭月收入與家長性別的交互作用影響被動購買內疚度

H3b：對于課外培訓產品，家庭月收入與家長性別的交互作用影響被動購買內疚度

先對假設H3a進行檢驗，采用方差分析法，方差齊性檢驗結果顯示各組的方差差異不顯著F(9,386)=0.824，p=0.595＞0.05，方差具有齊性，可以進行交互效應檢驗，檢驗結果如表5所示：家庭月收入與家長性別對玩具被動購買內疚度的主效應均不顯著（P家庭月收入=0.06； P家長性別=0.664），但家庭月收入與家長性別對玩具被動購買內疚度的交互效應十分顯著F（4,386）=3.069，P=0.016＜0.05，即假設H3a成立:對于玩具，家庭月收入與家長性別的交互作用影響被動購買內疚度。

表5 主體間效應的檢驗（作者繪制）

在二者交互效應顯著的基礎上，還需進一步的簡單效應分析，以檢驗各組均值的差異是否顯著。分析結果表明：性別在家庭收入為15000元—20000元時，有顯著性 （F=4.33，P=0.038＜0.05），母親被動購買玩具內疚度顯著高于父親被動購買玩具內疚度（M母親內疚度=3.602，M父親內疚度=2.839）；家庭收入對于父親有顯著性（F=4.16，P=0.003＜0.05），家庭月收入在 8000 元以下，父親被動購買玩具內疚度最高（M父親內疚度=4.213）；在家庭月收入在15000-20000元，父親被動購買玩具內疚度最低（M父親內疚度=2.839）。均值圖見圖1。

圖1：均值圖（作者繪制）

再對假設 H3b進行檢驗，采用方差分析法，方差齊性檢驗結果顯示各組的方差差異不顯著F(9,386)=1.300，p=0.235＞0.05，方差具有齊性，可以進行交互效應檢驗，檢驗結果，家庭月收入與對課外培訓被動購買內疚度有顯著效應 （P課外培訓=0.000＜0.005）,父母性別對課外培訓被動購買內疚度的主效應不顯著（P課外培訓=0.811），且家庭月收入與家長性別對課外培訓被動購買內疚度的交互效應不顯著 F（4,386）=1.599，P=0.174＞0.05，即假設H3a不成立。

因家庭月收入與課外培訓被動購買內疚度有顯著效應（P課外培訓=0.000＜0.005），且收入有五個組別，需進一步進行事后多重比較，如表6：

表6 多重比較（作者繪制）

4.15000-20000 1.8000以下 -1.10310*.21683.000 2.8000-10000 -.59526*.19716.023 3.10000-15000 -.56977*.18343.017 5.20000以上 -.16501.23072.953 1.8000以下 -.93810*.24821.002 2.8000-10000 -.43025.23122.340 3.10000-15000 -.40476.21963.350 4.15000-20000.16501.23072.953 5.20000以上

表6中，就“課外培訓類產品被動購買內疚度”而言，可以發現：

1.“8000元以下”家庭收入組群體顯著高于 “15000-20000元”家庭收入組；

2.“8000元以下”家庭收入組群體顯著高于“20000元以上”家庭收入組；

3.“8000-10000元”家庭收入組顯著高于“15000-20000元”家庭收入組；

4.“10 000-15000元”家庭收入組顯著高于 “15000-20000元”家庭收入組；

4.家庭月收入與家長教育程度的交互作用影響被動購買內疚度

H4a：對于玩具，家庭月收入與家長教育程度的交互作用影響被動購買內疚度。

H4b：對于課外培訓產品，家庭月收入與家長教育程度的交互作用影響被動購買內疚度。

先對假設H4a進行檢驗，采用方差分析法，方差齊性檢驗結果顯示方差差異不顯著F(9,386)=0.585，p=0.810＞0.05，方差具有齊性，可以進行交互效應檢驗，檢驗結果如表7所示：家長教育程度對玩具被動購買內疚度的主效應不顯著P家長教育程度=0.875，家庭月收入對玩具被動購買內疚度的主效應顯著P家庭月收入=0.041，但家長教育程度與家庭月收入的交互效應顯著F（4,386）=2.558，P=0.038＜0.05。即假設 H4a成立：對于玩具，家庭月收入與家長教育程度的交互作用影響被動購買內疚度。

表7 主體間效應的檢驗（作者繪制）

在二者交互效應的顯著基礎上，進一步簡單效應分析。結果表明：家長教育程度在不同家庭月收入中無顯著效應；家庭月收入對于教育程度為大專及以下的父母有顯著性 （F=3.14，P=0.015＜0.05），家庭月收入在20000元以上，被動購買玩具內疚度最高（M=3.917），家庭月收入在15000-20000元，被動購買玩具內疚度最低（M=2.489）。均值圖見圖2。

圖2：均值圖（作者繪制）

再對假設H4b進行檢驗，采用方差分析法，方差齊性檢驗結果顯示各組的方差差異不顯著F(9,386)=1.545，p=0.13＞0.05，方差具有齊性，可以進行交互效應檢驗，檢驗結果：家庭月收入與對課外培訓被動購買內疚度有顯著效應 （P課外培訓=0.000＜0.005）,因事后多重比較已在對假設 H3b檢驗時進行分析，在此不重復；家長教育程度對課外培訓被動購買內疚度的主效應不顯著（P課外培訓=0.337），且家庭月收入與家長教育程度對課外培訓被動購買內疚度的交互效應不顯著F（4,386）=2.175，P=0.071＞0.05，即假設 H4b不成立。

三、討論和建議

（一）家長應給予孩子正確消費觀引導，從而減少購買內疚感

各類琳瑯滿目的產品，對孩子的吸引力是非常大的，家長不能隨著孩子的性子，無節制的給予滿足，否則會造成孩子日益膨脹的虛榮心及無情無盡的物質欲望，將來缺少吃苦精神和獨立自主精神。同時，對于玩具、課外培訓產品，兒童參與度與家長被動購買有顯著的負相關。因此,為了減少內疚感，家長應與孩子事前共同制定購買計劃、購買規則并共同遵守，形成良好的購物習慣。

（二）在面對兒童消費方面，父母雙方應保持共同的消費觀

通過分析表明：對于玩具產品，家庭月收入與家長性別的交互作用影響被動購買內疚度。性別在家庭收入為15000元—20000元時，母親被動購買玩具內疚度顯著高于父親被動購買玩具內疚度。家庭月收入在8000元以下，父親被動購買玩具內疚度最高；在家庭月收入在15000-20000元，父親被動購買玩具內疚度最低。因此，父母在面對兒童消費時，應盡量保持共同的消費觀，營造良好的和睦家庭氛圍及共同理性的消費觀，減少被動購買內疚度。

（三）家長根據家庭經濟狀況，采取合理消費

就“課外培訓類產品被動購買內疚度”而言，家庭月收入與被動購買內疚度有顯著效應?？梢园l現：1.“8000元以下”家庭收入組群體顯著高于“15000-20000元”家庭收入組；2.“8000元以下”家庭收入組群體顯著高于 “20000元以上”家庭收入組；3.“8000-10000元”家庭收入組顯著高于“15000-20000元”家庭收入組；4.“10 000-15000元”家庭收入組顯著高于 “15000-20000元”家庭收入組；那么，在購買實用品課外培訓類產品時，家長應根據家庭經濟情況，與孩子進行有效的溝通，采取與家庭收入相匹配的支出，避免或減少被動購買而內疚。

（四）企業在設計兒童產品方面，進行合理的定位

對于玩具產品，家庭月收入與家長教育程度的交互作用影響被動購買內疚度；對于課外培訓類產品，家庭月收入與被動購買內疚度存在顯著效應。因此，企業應考慮不同家庭收入的市場，在保證產品質量的基礎上，滿足不同消費者的需求或滿足某一階層消費群體，進行合理定位，建立良好企業形象。