吳薇
本文引入消費知識和時間壓力作為調節變量、地位感知提升和地位感知威脅作為中介變量,構建自豪情緒對消費者錨定效應的作用機理模型,分析實驗法收集的數據,驗證自豪情緒對消費者錨定效應的影響。
一、引言
錨定效應是于1974年被Tversky 和 Kahneman 兩位教授研究發現的,兩位教授在以學生作為被試者的兩組連續的實驗中發現,被試者第二組實驗的答案總是受到第一組看到的數字的影響,他們就把上述現象稱為“錨定效應(Anchoring effect)”。錨定效應指的是當個體需對某事件做定量估計時,會將某些特定的數值作為起始值,起始值就如錨一樣制約著估計值,在做估計時,會不自覺地過多重視最起始獲得的信息。在現實生活中,產品的歷史價格、廣告參照價、門店的促銷標語等,都會成為錨而影響消費者的感知。如何利用錨定效應增強消費者的價值感知,從而促成銷售,是營銷者迫切想要了解的問題。
現階段營銷領域中,錨定效應的研究多集中在其對后置變量的影響上,把錨定效應自身作為后置變量探討其形成因素的研究還比較少。然而,錨定效應的形成因素,直接影響了錨定效應的效果,其研究具有十分重要的理論意義。自豪情緒是指個體經歷的一種積極情緒,當個體在日常學習、道德規范、人際溝通或公益慈善等領域獲得成功或是產生積極的社會效益時,就會產生這種愉快積極的主觀情緒體驗,表現為自信和對事情的把握。那么,這種積極的主觀情緒體驗是否會對消費者錨定效應產生顯著影響?其作用機制和又是什么?
在文獻回顧的基礎上,本文把錨定效應分為高錨錨定效應和低錨錨定效應,提出關于自豪情緒和消費者高(低)錨錨定效應之間的影響假設,并基于地位感知變化引入地位提升感知和地位威脅感知兩個中介變量,構建概念模型,運用情景模擬實驗對假設進行檢驗,最后得出研究結論。
二、文獻回顧與假設提出
自豪情緒是心理學研究的重要情緒,Weiner最早把自豪界定為個體因承擔相應的社會責任而產生積極的結果,從而引發自身產生的對自我積極正面的評價。自豪者會認為自己擁有較高的地位,并樂于向他人展示這種高高在上的地位,高錨的商品,由于其所呈現出的信息,使消費者產生比較高的價格估計,有利于展示消費者的地位,擁有自豪情緒的消費者易受高錨的影響,相反低錨的商品所呈現出的信息,使消費者產生比較低的價格估計,會引起感知地位的威脅,擁有自豪情緒的消費者不易受低錨的影響。 故得到以下假設:
H1:自豪情緒正向影響消費者高錨錨定效應
H2:自豪情緒負向影響消費者低錨錨定效應
擁有自大自豪的消費者會傾向于用高價格的消費來炫耀非凡的自己并致力于塑造完美的個人形象,向其他人說明自己取得的成功不是普通人能夠獲得的。與真實自豪相比,感到自大自豪情緒的消費者在高錨商品面前,為了炫耀自己非凡的消費能力,往往給出比較高的商品價格。
基于以上研究和分析本文得到以下假設:
H3:與真實自豪情緒相比,自大自豪情緒對高錨的估計價格有正向影響
與無自豪情緒消費者相比,自豪者認為自我擁有較高地位,地位提升感知程度比較大,為了同更低的階層實現“區隔”,往往會選擇購買和使用可以很好幫助他們“區隔”的高錨產品,從而更容易被高錨產品影響,故提出以下假設:
H4:地位提升感知在自豪情緒與高錨產品錨定效應之間起中介作用
與無自豪情緒消費者相比,自豪者傾向于展示高社會地位,面對低錨商品時,自豪者會有更多的地位威脅感知,為了減少地位威脅的感知,忽視那些暗示較低地位的信息, 不關注低錨信息,從而較少受低錨信息的影響,故提出以下假設:
H5:地位威脅感知在自豪情緒與低錨產品錨定效應之間起中介作用
三、實驗
實驗1采用3(自大自豪vs真實自豪vs無自豪情緒組vs)×2(高錨組vs低錨組)的實驗設計,探討自豪情緒對消費者錨定效應的影響。于2020年7月15日17日至在南昌大學征集月生活費在2000-2500元的190名學生(剔除經濟因素的影響),隨機分配到上面6個實驗小組。剔除情緒操控失敗的學生8名,有效樣本182名,其中男生95名,女生87名,平均年齡為20.8歲,方差為1.3。第一步,情緒的操控。情緒的啟動操控采用角色扮演方法和回憶加書法相結合。第二步,在情緒操控結束后,被試者進行錨定效應的實驗。參考戴曼雅關于錨定效應實驗的設計,本文設計如下:選擇一個與錨定商品外形非常接近的巧克力禮盒圖片,圖片上僅給出產品的參數與產品外觀,但不出現產品品牌和價格。被測試者受情緒操控之后,隨機分配到高錨組和低錨組。第三步,地位感知提升和地位感知威脅的測量。錨定效應測量完后,參考金曉彤等對地位感知變化的測量,在高錨組,運用“面對該商品,此時你多大程度上感覺自己是有地位的”,采用李克特7點計分;在低錨組,運用“面對該商品,此時你多大程度上感覺自己在的地位受到威脅”,亦采用李克特7點計分。第四步,情緒的檢驗。在每組被試者完成調查后,采用Tracy和Robinson 編制的真實自豪與自大自豪測量量表做情緒校驗,以保證被試者情緒操控的有效性,量表采用李克特7級測量。
(一)數據分析
1.信效度分析
經信度分析,真實自豪和自大自豪量表的Cronbach α系數分別為0.851和0.862均大于0.8,兩個量表的信度都比較高。效度分析發現,真實自豪情緒量表 KMO 測度值為 0.905,經主成分分析共提取出 1 個成分,累計方差解釋率達到77.443%大于 60%,AVE值為0.784大于0.5,真實自豪情緒量表具有較好的聚斂效度。自大自豪量表KMO 測度值為 0.911,經主成分分析共提取出 1 個成分,累計方差解釋率達到82.028%大于 60%,AVE值為0.821大于0.5,自大自豪量表具有較好的聚斂效度。真實自豪和自大自豪AVE的平方根為0.885和0.906,均大于兩個變量的相關系數0.385,故具有良好的區別效度。
2操控的檢驗
為了檢驗情緒操控是否達到預期,本文運用單因素方差分析對真實自豪,自大自豪和控制組的情緒進行比較,真實自豪組的真實自豪顯著大于自大自豪組和控制組(M真實=5.819>M控制=3.631,F(1,121)=14.38,p=0.000<0.01;M真實=5.819>M自大=3.674,F(1,119)=13.67,p=0.000<0.01),自大自豪組的自大自豪顯著大于真實自豪組和控制組(M自大=5.486>M控制=3.558,F(1.121)=10.406,p=0.000<0.01;M自大=5.486>M真實=2.562,F(1,119)=15.49,p=0.000<0.01),情緒操控成功。
3錨定效應與T檢驗
本文運用T檢驗高錨組和低錨組的錨定效果,高錨組產品的估計價格顯著高于低錨組的估計價格(M高錨組=28542.15 p=0.000<0.01),錨定效應在這次實驗的物品巧克力禮盒中顯著存在并且高低錨操作成功,故后續分析是有意義的。 以自豪情緒組(包括真實自豪和自大自豪)和控制組為分組變量,錨定效應為檢驗變量,進行獨立樣本T檢驗:在高錨組,自豪情緒組的錨定效應均值顯著大于控制組(M自豪=37984.35>M控制=8989.31,t(83)=4.35,p=0.000<0.01)驗證了H1。在低錨組,自豪情緒組的錨定效應均值顯著小于控制組(M自豪=188.468 4自大自豪和真實自豪 以真實自豪和自大自豪為分組變量,產品估計價格為檢驗變量,進行獨立樣本T檢驗:在高錨組,自大自豪組產品估計價格均值顯著大于真實自豪(M自大=50607.11>M真實=26051.11,t(58)=2.696,p=0.009<0.01)驗證了H3。而在低錨組,真實自豪組產品估計價格均值與自大自豪組無顯著差異(M自大=432.21,M真實=400.67,t(60)=0.638,p=0.528>0.01)。 5中介作用 在高錨組,以自豪情緒為自變量,地位感知提升為中介變量,錨定效應為因變量,運用PROCESS插件,選擇模型4,5000 樣本量,得到地位感知提升的CI區間[LLCI=3049.248,ULCI=20212.66]不包括0,直接效用的CI區間為[LLCI=6276.822,ULCI=30937.33],不包括0,故地位感知提升部分中介自豪情緒對錨定效應的影響,驗證了H4;在低錨組,以自豪情緒即(自豪組和控制組的分類)為自變量,地位感知威脅為中介變量,錨定效應為因變量,運用PROCESS插件,選擇模型4,5000 樣本量,得到地位感知威脅的CI區間[LLCI=-264.92,ULCI=-172.88]不包括0,直接效用的CI區間為[LLCI=-99.07,ULCI=-18.88.33],不包括0,故地位感知威脅部分中介自豪情緒對錨定效應的影響,驗證了H5。 四、結論與研究意義 (一)結論 第一,自豪情緒會對錨定效應產生顯著性影響。與無自豪情緒相比,有自豪情緒的消費者受“高錨”影響更顯著,受“低錨”影響更小。一方面,消費者會對高錨的產生高地位的感知,而擁有自豪情緒的消費者比無自豪情緒的消費者更傾向展示高地位,被高錨所錨定。另一方面,消費者會對低錨的產生低檔品的感知,擁有自豪情緒的消費者會對低檔品產生地位威脅的感知,不易被低錨錨定。 第二,真實自豪和自大自豪對高錨的估計價格有顯著差異。與真實自豪相比,自大自豪對高錨有正向的影響。與真實自豪相比,擁有自大自豪情緒的消費者更易受外界影響,有通過高價而進行炫耀消費的傾向,在面對高價格的高錨面前,估計價格會更高。 第三,地位感知提升和地位感知威脅分別部分中介自豪情緒對高錨產品和低錨產品中錨定效應的影響。在高錨組,自豪情緒促進地位感知提升,從而強化了錨定效應,地位感知提升部分中介了自豪情緒和高錨產品的錨定效應;面對低錨商品,自豪情緒易產生地位威脅感知,從而弱化了錨定效應,地位感知威脅部分中介了自豪情緒和低錨產品的錨定效應。 (作者單位:南昌航空大學 經濟管理學院)