自我建构与新产品极端—折中评价策略的选择...............................................................朱至文

China Business and Market - - 第一页 -

朱至文

223001) (淮阴工学院商学院,江苏淮安

摘 要:创新性产品可以给消费者带来利益,却往往面临更高的失败风险。企业只有深入了解消费者产品效价不一致情况下的评价策略,才能选取适当的营销工具进行有针对性的干预,从而改善消费者对新产品的评价并提升品牌形象,推动品牌建设进入良性循环。通过两个实验探究不同自我建构消费者在新产品与品牌效价不一致时进行信息加工、形成产品评价的异同机理发现,在低涉入度条件下,受不同自我建构个体精细加工差异的影响,独立我完全依据产品属性信息做出评价(极端策略),依存我同时依据品牌和属性信息做出评价(折中策略)。而导致上述结果的主要原因在于独立我与依存我不同的评价策略,而非两者对品牌诊断性的知觉差异。因此,对大量正处于成长期的我国企业而言,一定要根据具体销售情境,借助适当的营销工具(广告、包装等)营造高涉入度的消费情境,以此提升消费者评价和品牌形象,构筑企业持续竞争优势。关键词:自我建构;极端策略;折中策略;新产品评价

中图分类号:F713.55 文献标识码:A文章编号:1007-8266(2017)03-0105-10

一、引言

近年来,为赶超国际强势品牌,我国一些相对弱势的新兴品牌纷纷推出了高性价比、高创新性的新产品。例如,2013

年上市的比亚迪秦混动汽2014 4、华为Mate7

车以及 年发布的小米 手机,其配置和性能均远远超过强势品牌同价位的产品。但消费者在对这些新产品进行评价和选择时,经常面临效价(Valence)不一致的困境,即品牌被消费者知觉为负面效价,而产品属性却被知觉为正面效价。这样就产生了以下问题:在面临效价不一致的品牌和产品属性信息时,消费者主要是依 据品牌还是属性对新产品进行评价和选择呢?

该问题对大量正处于品牌建设期的我国品牌而言具有重要现实意义,因为企业只有通过了解消费者面对这种不一致时的评价策略,才能采用适当的营销工具有针对性地进行干预,从而改善消费者对新产品的评价并提升品牌形象,使品牌建设进入良性循环。基于此,本文提出了消费者评价新产品的两种策略——极端策略和折中策略。其中,前者又可进一步分为品牌极端策略、属性极端策略两种,分别指消费者在评价新产品时主要依据品牌信息、忽略产品属性信息和主要依据产品属性信息、忽略品牌信息两种极端情况;后

者指消费者对品牌和产品属性信息进行调和、折中后再进行评价和选择。

在理论上,有心理学研究已经考察过信息不一致对态度和行为的影响。例如,平衡理论认为,个体偏好一致或平衡的状态,因此解决不一致的需要会促使个体忽略某些不一致的信息。[1]然而,这种论断可能并不具有普遍意义。有研究表明,个体对不一致的包容性存在文化、[2-5]调节聚焦等方面的差异。[6]本文将在这些文献的基础上,考察不同自我建构的消费者在面对新产品属性与品牌之间效价的不一致时,产品评价策略(极端策略和折中策略)的选择差异,以及相应的所产生评价结果的差异。此外,本研究还为产生这些差异的心理机制提供了实验证据。

二、简要文献评述

不一致指两个信息源效价之间的“正交性”。[7]现有研究认为,产品与其联想之间存在适度的不一致最有利于消费者对产品的评价。例如,消费者对广告和产品的态度与广告和产品的不一致程

U

度之间呈倒 型关系。[8-9]该发现也被称为“适度图

克莱门特(Clemente S)等式不一致效应”。[ 10 ] [ 11 ]基于对代言人与产品间不一致问题的研究,进一步验证了该效应的存在。但高度创新的新产品一般与现有产品之间存在极端的不一致,根据该效应,尽管这些产品可能给消费者带来更大的利益,却往往存在更高的失败率。基于此,格兰特(Grant S J)等

[ 12 ]提出,企业可采用一定的策略帮助消费者加快解决这种不一致性,以使之理解新产品,从而提升对极端不一致的创新产品的接受度。

但也有研究指出,适度图式不一致效应还会受到其他因素的影响。例如,斯里瓦斯塔瓦和夏尔马(Srivastava K & Sharma N K)

[ 13 ]发现,品牌延伸评价与品牌延伸不一致程度之间的关系还受消费者认知需求和革新需求的调节,只有当这两种

U因素均为高水平时,两者之间才呈现出倒 型关系,而当这两种因素均为低水平时,两者之间呈现出线性关系。克莱门特等[ 11 ]也发现,产品与其外部线索(代言人)之间不一致对产品评价的影响还受消费者所具有产品知识的调节:产品知识丰富的消费者对适度不一致产品的评价最高,而缺乏 产品知识的消费者对一致性水平不同产品的评价无显著差异。

研究者关注的另外一个问题是:不一致的外部线索与产品属性信息对产品评价的影响哪个更大?精细加工可能性模型(ELM)认为,个体的信息加工通常处于低涉入度条件下,这时的产品评价主要基于其表面或启发式作用的源线索。然而,其他一些研究却发现,即使低涉入度条件下,当源线索与产品属性效价相反时,线索信息也常常被忽略,评价主要基于诊断性更高的属性信

Maheswaran D &息。例如,马赫斯瓦兰和柴肯(

Chaiken S)

[ 14 ]研究了启发式线索(共识)与产品属性对一个电话应答机产品评价的相对影响。低涉入度条件下,当属性与线索的效价一致时,评价主要基于线索;当属性与线索的效价不一致时,评价主要基于属性。对评价过程的进一步研究显示,忽略源线索是由于不一致导致了被试对信息的精细加工。上述发现符合某些学者的说法,即解决不一致的需要会导致个体对信息的精细加工,从而使得产品评价主要受诊断性较高的属性信息的影响,而忽略诊断性相对较低的线索信息。[15]

自我建构也被称为“自我解释”“自我构念”或“自我结构”,[ 16-18 ]主要指人们如何看待自我、他人以及自我与他人的关系。[ 19 ]很多研究关注文化所导致的独特的自我建构。研究者认为,西方(比如北美地区)文化成员趋向于独立的自我建构(独立我),把自我视为区别于他人的个体,并因此强调独立、自主和自足;而东方(比如东亚地区)文化成员趋向于依存的自我建构(依存我),把自我视为与他人紧密相连的个体,并因此强调关系、社会情境与和谐。[ 19-22 ]

大量跨文化心理学的研究关注以上两种自我建构所导致的对不一致或冲突的态度和行为差

例如,梁(Leung K)

异。[ 4 22 ] [2]阐述了中美大学生因各自文化对和谐的不同需要而在谈判策略上所展现出来的差异:我国香港地区的学生大多选择通过协商、妥协来解决冲突;美国学生大多执着于自己的立场,通过辩论来解决冲突。巴戈齐(Bagozzi R)等

[3]通过研究情绪的结构化表征,进一步揭示了独立我和依存我在对待不一致问题上的差异,发现不同的情绪经常能共存于中国人身上,却很难共存于美国人身上。他们认为,情绪对独立我

的自我定义和社会交往而言十分重要,因为情绪体验既关乎他们的行动,又用以区别自我与他人,因此独立我通常将自己的情绪精确归类为积极或消极,从而难以兼容相互冲突的情绪。相反,社会情境而非自我的情绪体验是依存我的行动基础,对自我情绪进行精确归类对他们而言并不重要,因此依存我能够同时包容不同的情绪,而不必解决不一致的问题。乔纳森和苏珊(Jonathan S G & Susan E C)

[5]也发现,在面对人际交往中出现的利益冲突时,高关系自我建构的个体比其他个体更不倾向于将冲突的结果视为仅仅有利于冲突中的某一方(即零和冲突);同时,高关系自我建构的个体更倾向于通过折中的方式处理自身与他人之间的利益冲突。

最近,新兴的社会神经科学与跨文化心理学的交叉研究进一步研究了这些差异的脑神经机制,发现个体对自我和重要他人(如母亲)表征的脑区、对偶发和不一致任务加工引起的脑活动的正相诱发电位(P3)和负相诱发电位(N400)等都存在显著的文化差异。[ 16 22-25 ]这些发现说明,不同自我建构的个体对从内部体验到的以及从外部环境中知觉到的不一致信息的反应可能存在不同:独立我趋向于忽略一种信息,主要依据另外一种信息解决不一致问题;而依存我趋向于对不一致信息进行折中。本文认为,尽管这些差异主要体现在人际交往研究中,通过社会化和归纳过程,该差异同样适用于非人际交往情境。

三、实验1:低涉入度条件下评价的差异性(一)研究模型与理论假设有研究表明,在以独立我为主的北美文化中,线索与属性的不一致会引起精细加工,,[ 1 26 ]但本文认为该机制并不一定适用于依存我。文化心理学研究表明,东亚比北美文化成员对冲突和不一致具有更大的包容性。[ 2-3 5 27 ]因此可以预期,依存我解决不一致的需要相对更低,可能不会通过精细加工解决不一致问题。由于精细加工会导致更多的想法,[ 28 ]因此可以假设,在不一致条件下独立我将比依存我产生更多的想法。

一个很直观的想法是,在不一致条件下可以通过直接比较不同自我建构个体的想 法总数检验该假设。然而这种比较可能是无效的,因为不同条件下两种自我建构的个体所表达的想法总数的基准可能不同。基于此,本研究将一致条件下(其中源线索与属性具有相同效价)的想法总数作为比较的基准。也就是说,如果自我建构对想法总数具有主效应,则可通过对比每一种自我建构的个体在不一致和一致条件下的想法总数来检验该假设,即不一致是否导致了精细加

1)。工所受到的自我建构的调节(见图

H1:在低涉入度条件下,独立我对新产品的想法总数在品牌与产品属性效价不一致时比一致时多,但依存我的想法总数在不一致时与一致时无差异。

该假设意味着,品牌与产品属性的不一致导致了独立我(而非依存我)进行的精细加工。信息加工的这种差异会影响消费者解决不一致问题、形成产品评价的策略。由于精细加工会提高输入信息判断的诊断性阈值,因此独立我在面对不一致问题时,趋向于使用极端策略,即主要依据诊断性更强的属性信息形成评价。此外,依存我更能包容不一致性,因此趋向于使用折中策略,即通过对属性和品牌信息的加权平均形成评价。

H2.1:在低涉入度条件下,品牌与产品属性的效价不一致将导致独立我主要依据属性形成产品评价(属性极端策略),而依存我同时依据品牌和属性形成产品评价(折中策略)。

尽管本文主要致力于解决不一致的自我建构差异,其研究设计却同时包含了一致和不一致两种条件,因而同样适合研究一致条件下的信息加工。马赫斯瓦兰和柴肯[ 14 ]提出,在低涉入度条件下,当线索与属性信息一致时,北美文化成员趋向于启发式加工,主要依据易于加工的源线索形成

产品评价。此外,他们还发现,受能力限制,低涉入度条件下的结果不存在文化差异。因此本文预期,在一致条件下,两种个体都主要依据品牌形成产品评价。

H2.2:在低涉入度条件下,如果品牌与产品属性效价一致,独立我和依存我都主要依据品牌形成产品评价(品牌极端策略)。

H2,即如果本研究还通过回归分析直接检验产品评价同时基于属性和品牌相关的想法,折中策略将得到支持;如果评价只基于属性或品牌相关的想法,极端策略将得到支持。

(二)研究设计

1.

实验设计与刺激物

1 2(自我建构:独立我/依存我)×2实验 采用了(品牌效价:负/正)×2(产品属性效价:负/正)的组

2015年3间析因设计。在正式实验之前,我们于月进行了三个前测。通过前测,宝马(BMW)和比亚迪(BYD)网球拍分别被选用为正效价和负效价品牌的新产品。

1

前测 的结果表明,首先,不同自我建构的被试(N=25)对网球拍品类的兴趣、喜爱度、熟悉度评价无差异(F<1);其次,宝马在前测的7

点品牌喜爱度量表(不赞成—赞成,不喜欢—喜欢,差—好; Cronbach’s α=0.87 宝马=

)上的评分高于比亚迪( M 4.89,M 比亚迪=3.12,F(1,22)=25.26,p<0.001),但

7

者在 点品牌熟悉度量表(不熟悉—熟悉,不了解—了解,Cronbach’s α=0.91)上无差异(M宝马=4.78,

比亚迪=4.63,F(1,22)=0.74,p>0.2);其三,这两个品M牌来自同一行业,能有效排除个体对新产品品类预期的影响。

2用于识别网球拍的属性。被试(N=25)前测

7 10

被要求在 点量表上分别评价网球拍 个属性的重要性。其结果显示,对“球拍重量”和“有减震器”的评分较高,而对“网线颜色”和“送吸汗带”的

球拍重量= 5.81,M =5.28,M 网线颜色=评分较低( M

有减震器

3.74,M送吸汗带=3.62,F(1,22)=6.33,p<0.001)。在实验中,这些属性分别被操纵为正效价或负效价。

3

前测 用于评估被试对产品属性与品牌一致性的知觉。我们分别向被试(N=86)展示了属性与

7点品牌四种组合条件中的一种,要求他们在两个量表上评价两者的一致性(一致性低—一致性高,一贯性低—一贯性高,r=0.85)。果然,一致组比不

一致=4.51,M不一致=3.45,一致组的一致性评分更高(M F(1,79)=9.56,p<0.001)。

2.

被试与实验过程现有研究大多选用国家对自我建构进行准实验操纵,但与国家相关的协变量很多,在实验中很

1难完全排除它们的影响。基于此,实验 采用了辛吉雷斯(Singelis T M)

[ 20 ]独立我—依存我量表直接测量被试的自我建构,并按照测量结果的中位数分组形成两种实验条件(独立我/依存我)。

74个本科生(38北京某综合性大学的 个女生, 36 20

个男生,平均年龄 岁)和江苏某工科大学的86 38个女生,48 20个本科生( 个男生,平均年龄

2015 4

岁)于 年 月在课堂上参与了实验,每个实验

20

组均为 人。首先让被试阅读低涉入度条件下的宝马/比亚迪网球拍产品说明。为操纵低涉入度条件,在说明中告诉被试以下信息:一是宝马/比亚迪将很快在江苏(对北京被试)或北京(对江苏被试)推出网球拍产品;二是企业会对所有被试的观点进行综合分析;三是不必花费太多时间阅读产品说明,对该产品形成一个大体印象即可。

产品说明还用于操纵产品属性的效价。具体而言,我们在产品说明中虚构了一家市场研究机构,该机构对刺激物与行业领导品牌(同一价格水平)在几个主要属性上进行了对比分析,并提供了分析结果。在正效价组,宝马/比亚迪网球拍在两个重要属性上的评分优于竞争对手,但在两个不重要属性上的评分劣于竞争对手;在负效价组,刺激物在两个重要属性上的评分劣于竞争对手,在两个不重要属性上的评分优于竞争对手。接下来要求被试在一份问卷上对该新产品进

3

行评价,并要求他们花费 分钟时间列出对该产品的想法。被试还需要完成一系列的辅助测量,包括两组操纵检查以及独立我—依存我量表。

3.

因变量

1

实验 有两个因变量。一是被试对新产品的购买意愿、喜爱度评价以及对该产品受欢迎程度

取这些测项的算术平均值(Cronbach’s的预测,[ 29 ] α=0.90),得到产品评价指数。二是被试的认知反应,由两个不了解本研究的学生将这些想法分成

2{属性相关(A)/品牌相关(B)}×3{正效价(+)/负了

效价(-)/中性(0)}+1{不相关(I)}共7

种类型。其编码方法为:宝马网球拍的减震器对我很重要

(A+);比亚迪网球拍可选的颜色不多(A-);在哪儿能买到宝马网球拍(A0);宝马真炫(B+);我对比亚迪没什么印象(B-);比亚迪是做什么的(B0);现在

90%的分类能谁还有时间打网球(I)。两个学生对够取得共识,分类的差异通过协商解决。

(三)结果

1.

操纵检查

7问卷中含有两组操纵检查。首先,让被试在点量表上打分评价产品属性(没有—有正面特征,有—无负面特征,劣于—优于竞争对手),取三个测项的算术平均值作为属性指数(Cronbach’s α= 0.87)。方差分析结果表明,与负属性效价组相比,

=4.87,MA-=正属性效价组的属性指数更高( MA+ 3.61,F(1,152)=30.12,p<0.001),其他效应均不显

7

著。其次,让被试在一组 点量表(不喜欢—喜欢,不赞成—赞成,差—好)上评价品牌,取三个测项的算术平均值作为品牌喜爱度指数(Cronbach’s α=0.91)。方差分析结果表明,品牌对品牌喜爱度指数的主效应显著,正品牌效价组比负品牌效价

5.08,MB-=3.36,F组的品牌喜爱度指数更高( MB+= (1,152)=56.35,p<0.001)。

2.

认知反应

2×2×2

对想法总数进行 的方差分析发现,自我建构主效应显著,依存我比独立我的想法总数更多(F(1,152)=9.78,p<0.01);除三个变量的交互项显著外(F(1,152)=3.81,p<0.05),其他效应均不显著。这说明,与一致相比,不一致会增加独立我的想法总数,却不会增加依存我的想法总数。对比分析更加直观地显示出,与在一致组相比,独立我

不一致=3.33,M 一致=在不一致组的想法总数更多(M 2.43,F(1,152)=7.58,p<0.01),而依存我的想法总

=3.56,M =3.64,F<1)。数在两组无差异( M

不一致 一致

因此,H1

得到支持。通过研究品牌想法与属性想法,可进一步揭示不同自我建构被试在信息加工上的差异。对属

2×2×2

性想法数进行 方差分析发现,属性与品牌的交互项显著(F(1,152)=4.51,p<0.05);三个变量的交互项显著(F(1,152)=9.11,p<0.01)。对比分析显示,独立我的属性想法数在不一致组多于一致

=2.70,M =1.54,F(1,152)=9.86,p<组(M

不一致 一致0.01);依存我的属性想法数在两组无显著差异(M不一致=2.25,M一致=2.48,F(1,152)=1.38,p<0.25)。对

2×2×2

品牌想法数进行 的方差分析发现,自我建构的主效应显著,独立我比依存我的品牌想法数更多(F(1,152)=9.65,p<0.01);三个变量的交互项显著(F(1,152)=4.89,p<0.05)。对比分析发现,独立我的品牌想法数在不一致组要少于一致组(M

不一致=0.34,M一致=0.86,F(1,152)=8.57,p<0.01);依存我

不一致=1.02,M 一致=的品牌想法数在两组无差异(M 0.99,F<1)。这说明,不一致导致独立我(但没有导致依存我)忽略品牌信息。被试的认知反应可

2。

参见图

H1,说明不一致引起以上结果进一步支持了了独立我的精细加工,导致其更加关注诊断性强的属性信息,而忽略了诊断性弱的品牌信息。但

不一致并没有引起依存我进行精细加工,因此,即使不一致条件下他们也不会只重视一种信息而忽略另外一种信息。信息加工的这些差异及其对产品评价的影响

1如表 所示。3.

产品评价H2

需要在特定的一致性水平下进行检验,而一致性变量取决于对品牌和属性的共同操纵,因此关于折中/极

2×2×2端策略的中介假设不能通过 的方差分析直接进行检验,因为这两个因素在每个一致性水平上都是完全混杂在一起的。鉴于此,在方差分析

H2。之后,本文借助回归分析更加直观地检验了

2×2×2 F(1,152)=

的方差分析发现,属性( 47.18,p<0.001 F(1,152)=4.58,p<0.05)

)和品牌(主效应显著。产品评价指数在正(相对于负)的属

+=5.00,MA-=3.52),在正(相对于性效价组更高(MA负)的品牌效价组也更高(MB+=4.59,MB-=3.93)。此外,交互项“产品属性×自我建构”显著(F(1,152)= 5.15,p<0.05)。该交互效应与H2.1

一致,说明不同自我建构个体解决不一致的差异也体现在产品评价结果上。具体而言,在不一致条件下对新产品进行评价时,依存我对品牌和产品属性进行了调和与折中,因而品牌稀释了一部分属性的影响;独立我忽略了品牌,因而可以预期属性对独立我比对依存我的决策影响更大。

均值对比进一步支持了该预期。由于独立我在不一致条件下的策略是忽略品牌信息,因此品牌对独立我评价的影响应该在两种不一致条件下(即B-A+和B+A-,其中B-和A-分别表示负效价的品牌和属性,B+和A+分别表示正效价的品牌和属性)达到最低。实验结果表明,独立我的评价在BA+组(相对于

B+A-组)更好(MB-A+=4.82,MB+A-=3.43, F(1,152)=13.56,p<0.001),而依存我的评价在这两组无差异(MB-A+=4.63,MB+A-=4.38,F<1)。以上结

H2.1。

果初步支持了 4.

回归分析为更加深入地检验中介假设,我们用产品评价指数对净属性想法指数(NAT=正效价的属性想法数-负

效价的属性想法数)和净品牌想法指数(NBT=正效价的品牌想法数-负效价的品牌想法数)进行回归,并在模型中加入这两个回归变量与哑变量(dummy)即一致性(属性与品牌效价一致= 1,不一致=0)和自我建构(依存我=1,独立我=0)的交互项。回归分析结果显示,含有自我建构的交互项均不显著(F<1)。将产品评价指数按自我建构分组后对NAT和NBT进行回归,并在模型中逐步加入回归变量与一致性的交互项,结果参见表2。按照前面的解释,如果

NAT指数显著,说明产品属性影响评价;如果NBT指数显著,说明品牌影响评价。如果含有一致性的交互项显著,说明上述效应还取决于品牌与属性效价是否相一致。

H2.1。在不一致条件下,独研究结果支持了

b=0.38,t=5.43,p<0.01),立我组的NAT指数显著(

指数不显著(b=0.16,t<1),说明独立我的评价NBT

b=只受产品属性的影响;依存我组的NAT指数( 0.39,t=3.55,p<0.01)和 b=0.35,t=2.69,

NBT 指数( p<0.01)均显著,说明依存我的评价同时受品牌和

2)。当分别分析每一个不一致属性的影响(见表

条件(B+A-和B-A+)时,结果模式保持不变。

H2.2。在一致条件下,研究结果部分支持了

b=0.34,t=2.83,p<0.01)和独立我组的NAT 指数(

b=1.02,t=6.80,p<0.01

NBT指数( )均显著;依存我

指数(b=0.35,t=3.89,p<0.01)和

组的NAT NBT指数(b=0.28,t=1.75,p<0.05)也均显著。尽管品牌对评

H2.2

价的影响与 一致,但属性对评价的影响出人

H2.2

意料,因此 未得到完全支持。基于此,在有利于启发式加工的低涉入度条件下,属性对产品评价无影响的论点可能是站不住脚的。

2:涉入度与品牌诊断性的影响四、实验

(一)理论假设本文提出,精细加工是导致产品评价差异的中介机理。然而,为更有力地说明该机理,还需要

1更加深入地研究涉入度条件。实验 是在不利于精细加工的低涉入度条件下进行的,但本文提出的机理意味着,如果独立我和依存我都处于精细加工条件下,他们面对不一致性进行信息加工的差异将减小甚至消失。由于高涉入度会导致独立我和依存我均进行精细加工,因此可以预期高涉入度条件下,两者在面对不一致性时的信息加工无差异。依此推论,当独立我与依存我均处于精细加工状态时,都会根据诊断性高的属性信息形成判断,而忽略诊断性低的品牌信息。该推论与格兰特等 [ 12 ]的主张实质上是一致的,即企业可采用一定的策略来促使消费者解决不一致问题,以使其理解新产品,从而提升其对极端不一致创新产品的接受度。

另一方面,品牌作为新产品的源线索,其诊断性一般被认为弱于属性信息,且不因文化而异。[ 15 ]然而,实际上还存在一些品牌诊断性特别强的特殊情形。例如,有研究发现,消费者对某些品牌具有文化特异性(Culture-specific)联想,这些联想对特定自我建构个体的判断具有极强的诊断性。这就意味着,即使在不一致条件下,这些品牌的诊断

2性也可能超过属性信息。基于此,实验 将在同一 个实验情境中操纵涉入度水平与品牌诊断性,从而为本文的机理提供更多证据。

H3.1:当品牌诊断性弱(即不具有文化特异性联想)时,品牌与产品属性效价的不一致将导致依存我的产品评价在低涉入度条件下受品牌与属性的双重影响(折中策略),在高涉入度条件下只受属性的影响(属性极端策略)。

H3.2:当品牌的诊断性强(即具有文化特异性联想)时,品牌与产品属性效价的不一致将导致依存我的产品评价在低涉入度和高涉入度条件下均只受品牌的影响。

(二)研究设计

1.

实验设计与刺激物

2 2(品牌诊断性:强/弱)×2(涉入实验 采用了度:高/低)的组间析因设计。分别用具有和不具有东亚文化特异性联想的品牌作为刺激物来操纵品

2

牌诊断性。实验 仅使用了正效价的品牌,鉴于本研究主要致力于解决不一致的差异,因此只向被试展示了负效价的产品说明(即B+A-)。

2

实验 分别使用奥迪和宝马网球拍作为品牌诊断性强和弱的刺激物。为确认刺激物符合条件,我们进行了一系列前测。首先,利用艾克(Aaker J L)

[ 32 ]的品牌个性维度量表测量这两个品牌的品牌个性。其结果显示,奥迪和宝马最为突出的品牌个性维度分别是“平和”与“教养”,而“平和”一般被认为是具有东亚文化特异性联想的品牌个性。然后,被试(N=30)被要求在两个量表上评价这两个品牌对他们购买产品的诊断性(重要—不重要,相关—不相关,r=0.89)。接下来,与实

1

验 类似,采用辛吉雷斯[20]的量表直接测量被试的自我建构,并按照测量结果的中位数分组形成自我建构的两种条件。结果显示,独立我和依存我

=4.02,M 独立我=对宝马的诊断性评分相近( M

依存我3.96,F<1),但依存我比独立我对奥迪的诊断性评

依存我=5.29,M独立我=3.76,F(1,27)=9.45,p<分更高(M 0.001)。此外,前测结果还表明,被试对上述两个品牌具有相近且积极的熟悉度和喜爱度。这些结果确认了先前关于品牌诊断性知觉差异的讨论。2.

被试与实验过程

80个本科生(34个女性,46江苏某高校的 个

21 2015 5男性,平均年龄 周岁)于 年 月在课堂上参与了实验。除在同一个实验情境中操纵涉入度之

1

外,过程与实验 基本相同。一半被试处于低涉入度组,另一半被试处于高涉入度组。被试首先阅读负效价的产品说明,但其中一半被试看到的是奥迪的产品说明,另一半被试看到的是宝马的产品说明。阅读完产品说明后,被试回答与前面两个实验相同的因变量(产品评价和想法),并回答对涉入度(询问被试对产品说明的兴趣和投入感, r=0.91)和品牌诊断性(重要—不重要;相关—不相关,r=0.89)的操纵检查问题。

(三)结果

1.

操纵检查

2(品牌诊断性)×2(涉入度)的方差分析通过进行操纵检查。对品牌诊断性的检查结果显示,高品牌诊断性组比低品牌诊断性组的诊断性知觉

=5.25,M =3.86,F(1,76)=12.32,p<更强( M

奥迪 宝马0.001)。另外,对涉入度的检查结果显示,高涉入

高涉入度=度组比低涉入度组的涉入度评分更高(M

4.25,M 低涉入度=3.49,F(1,76)=3.45,p<0.05)。其他效应均不显著。

2.

认知反应

2×2

对想法总数进行 的方差分析,未产生任何显著效应。此外,对属性想法数的方差分析只发

F(1,76)=8.46,p<现了品牌诊断性的主效应( 0.01)。该结果符合本文预期,即依存我的属性想法数与涉入度无关,但在高品牌诊断性组比在低

奥迪=2.05,M宝马=3.15),说明品牌品牌诊断性组少(M的强诊断性在一定程度上抑制了属性信息的影响。另外,对品牌想法数的方差分析发现,只有品牌诊断性的主效应显著,强品牌诊断性组比弱品

奥迪=2.28,M 宝马=牌诊断性组的品牌想法数更多(M 1.35,F(1,76)=5.46,p<0.01)。

3.

产品评价

2×2

对产品评价指数的 方差分析发现,品牌诊

3),强品牌诊断性组比弱断性的主效应显著(见图

奥迪=4.65,M宝马=3.96,品牌诊断性组的评价更高(M F(1,76)=4.78,p<0.05)。对比分析显示,高涉入

×

度 弱品牌诊断性组的评价显著低于其他三组

=3.45,M =4.58,M 宝马= (M

× × ×

高涉入度 宝马低涉入度 奥迪 低涉入度4.47,M 高涉入度×奥迪=4.71,F(1,76)=9.67,p<0.01)。该结果符合预期,因为被试对该组的评价完全基于负效价的产品属性。

4.

回归分析

1

与实验 一样,我们采用产品评价指数对净想法指数及其与涉入度的交互项进行回归,未发现显著的效应(F<1)。按品牌分组回归的结果支持

H3.1 H3.2:在弱品牌诊断性组,依存我在低涉了 和

bNAT=0.26,t=2.58,p<入度条件下使用折中策略( 0.05,bNBT=0.52,t=2.45,p<0.05),在高涉入度条件下使用属性极端策略(bNAT=0.45,t=2.75,p<0.05,bNBT= - 0.17 ,t<1),即支持了H3.1;在强品牌诊断性组,依存我在低涉入度(bNAT=0.22,t=1.05,p>0.20,bNBT= 0.56,t=2.36,p<0.05)和高涉入度条件下(bNAT=0.16, t=1.12,p>0.20,bNBT=0.41,t=2.65,p<0.05

)均仅依据H3.2。母品牌进行评价,即支持了

2

实验 发现,具有东亚文化特异性联想的品牌对依存我具有极强的诊断性,对于这种品牌,依存我在任何涉入度条件下均仅仅依据品牌进行产品评价;而当品牌不具有文化特异性联想时,依存我

1

所采取的策略与实验 相同,即在低涉入度条件下使用折中策略,在高涉入度条件下使用极端策略。与此类似,朱至文和张黎[ 33 ]的一项研究也发现,具有文化特异性联想的母品牌对特定自我建构消费者品牌延伸评价的影响超越了契合度知觉的影响。但应该说明的是,以上两项研究分别基于不同的机理,即朱至文和张黎的研究主要基于独立我和依存我对母品牌诊断性的知觉差异,而本研究则主要基于两者信息加工策略的差异。

五、结束语

本文提出了消费者对新产品的两种评价策略,并通过两个实验探讨了不同自我建构消费者使用两种策略的异同机理,有助于更加深入地理

解个体对不一致性表征和反应的文化差异机理。尽管心理学研究已经发现,东亚比北美文化成员更趋向于同时表征观点、信息或者情绪方面的分歧,[ 2-5 27 ]但其研究大多基于人际交往情境。本文

,不仅证实了该差异同样存在于消费情境,而且解释了其产生的机理。

这对大量正处于成长期的我国企业而言具有非常重要的现实意义。这些企业推出的多是负品牌效价、正属性效价的新产品(即B-A+)。根据本文的结论,独立我和依存我分别使用属性极端策略和折中策略来评价这种效价不一致的产品,因此独立我的评价更高。依此推论,在北美或男性消费者等以独立我为主的市场上销售这些产品可能更有利。更为重要的是,本文发现,当消费情境由低涉入度转变为高涉入度时,依存我由使用折中策略转变为使用属性极端策略。这意味着,企业可通过采用适当的营销工具(如广告、包装等)营造高涉入度的消费情境,以提升消费者评价和品牌形象,使品牌建设进入良性循环。

在深陷红海竞争的现代市场,如何突破并取代领先企业的竞争地位,构筑持续竞争优势,是后发企业和后发国家所面临的一个战略焦点。变轨型技术创新开辟了新的技术轨道,为后发者赶超提供了机遇,使行业的主导技术发生了根本性改变,不过这也同时意味着消费者在购买变轨型高技术新产品时可能会面临效价极端不一致的品牌和产品属性信息。基于此,本文对于研究变轨型高技术新产品早期营销难题,[ 34 ]促使其尽快成为市场主流产品具有一定现实意义。

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责任编辑:陈诗静

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