李 斌 朱 欽 賀汝婉,4 李愛梅 衛(wèi)海英,3

(1 暨南大學(xué)管理學(xué)院;2 暨南大學(xué)企業(yè)發(fā)展研究所;3 廣州品牌創(chuàng)新發(fā)展研究基地,廣州 510632)(4 廣州市荔灣區(qū)退役軍人事務(wù)局,廣州 510150)

1 問題提出

死亡凸顯(mortality salience)是研究死亡心理機(jī)制的常用操作方式(段錦云 等,2018;柳武妹 等,2014;王鵬 等,2018;Greenberg et al.,1994;Liu & Smeesters,2010),它是指將個體暴露在死亡信息下,以此來強(qiáng)迫喚起個體的死亡意識、引發(fā)其對死亡的思考。人們常常會在新聞報道或社交媒體上看到各種各樣包含死亡線索的資訊,尤其是在當(dāng)前新型冠狀病毒肺炎肆虐的背景下,社交媒體每天發(fā)布的大量新冠肺炎疫情相關(guān)資訊、實(shí)時更新的死亡和感染數(shù)據(jù)等等,這些都使得消費(fèi)者或主動或被動地暴露在死亡信息之中。死亡信息的頻繁威脅引發(fā)了消費(fèi)者的恐慌和焦慮,并進(jìn)一步導(dǎo)致了他們的消費(fèi)行為發(fā)生顯著變化(Pyszczynski et al.,2021)。例如,在COVID-19 爆發(fā)后,消費(fèi)者更偏好選擇熟悉的產(chǎn)品(Galoni et al.,2020),更偏好具有真實(shí)性信息的廣告產(chǎn)品(Park et al.,2022),更偏好在私人餐廳與私密餐位就餐(Kim & Lee,2020),在旅行過程中更傾向于進(jìn)行更多樣化的活動(Kim et al.,2021)等。van Boven 和Gilovich (2003)根據(jù)消費(fèi)者的不同購買意圖,將消費(fèi)類型進(jìn)一步分為體驗(yàn)性消費(fèi)(experiential purchases)和實(shí)物性消費(fèi)(material purchases)。具體而言,體驗(yàn)性消費(fèi)是指為了獲得某種生活經(jīng)歷或經(jīng)驗(yàn)而產(chǎn)生的消費(fèi)行為,如旅行、看演出等;實(shí)物性消費(fèi)是指為了擁有某種實(shí)物商品而進(jìn)行的消費(fèi)行為,如購買服裝、電子產(chǎn)品等(李斌 等,2018;Li et al.,2022;van Boven & Gilovich,2003)。疫情期間的死亡信息頻繁暴露也可能對消費(fèi)者的消費(fèi)類型偏好產(chǎn)生影響。例如,根據(jù)智研咨詢的調(diào)查報告,由于需求銳減,2020 年1～4 月我國紡織品及服裝出口金額同比下降22% (智研咨詢,2020)。與此同時,游戲行業(yè)卻實(shí)現(xiàn)了相對繁榮：2020 年中國游戲市場銷售收入規(guī)模達(dá)2786.87 億元,同比2019 年增長20.71% (中國音像與數(shù)字出版協(xié)會,2020)。從這些數(shù)據(jù)中可以初步看出,疫情對消費(fèi)者不同消費(fèi)類型偏好的影響主要體現(xiàn)在實(shí)物性消費(fèi)的減少以及體驗(yàn)性消費(fèi)的增加上。發(fā)生這種變化的原因之一可能是受新冠疫情封控政策的客觀現(xiàn)實(shí)影響,長期的居家隔離生活使消費(fèi)者的出行和社交頻率都大幅降低。除此之外,此種消費(fèi)行為的轉(zhuǎn)變也可能是疫情伴生的死亡凸顯帶來的生命意義感缺失、焦慮等各種心理沖擊所導(dǎo)致的。但目前缺乏對疫情下消費(fèi)者不同消費(fèi)類型偏好變化的系統(tǒng)研究。

在當(dāng)前新冠肺炎疫情仍未得到全面控制的階段,消費(fèi)者無可避免地接收著蘊(yùn)含死亡線索的信息,死亡凸顯也逐漸成為了一種生活常態(tài)。過往研究發(fā)現(xiàn),當(dāng)對消費(fèi)者進(jìn)行死亡凸顯時,消費(fèi)者的購買偏好會發(fā)生明顯轉(zhuǎn)變,如在國貨和外國貨之間更傾向于選擇國貨(Liu & Smeesters,2010;柳武妹 等,2014),更有可能購買奢侈品(Kasser & Sheldon,2000),并且更愿意選擇親社會類型的產(chǎn)品(Jonas et al.,2002)和熟悉的產(chǎn)品(Huang & Wyer,2015;柯學(xué),2009)等等。那么,死亡凸顯是否會對消費(fèi)者的消費(fèi)類型偏好產(chǎn)生影響呢？其心理機(jī)制是什么？這些問題都具有研究價值,有待進(jìn)一步深入探討。自van Boven 和Gilovich (2003)提出體驗(yàn)性消費(fèi)與實(shí)物性消費(fèi)的新消費(fèi)類型劃分方式以來,大量研究證實(shí)了相對于實(shí)物性消費(fèi),體驗(yàn)性消費(fèi)能帶來更高、更持久的幸福體驗(yàn)(如: Caprariello & Reis,2013;Carter & Gilovich,2012;Kumar & Gilovich,2015;Li et al.,2022),體驗(yàn)性消費(fèi)逐漸成為消費(fèi)者極其重要的一種消費(fèi)形式(Li et al.,2022;Weingarten & Goodman,2021)。因此,在當(dāng)前疫情防控常態(tài)化背景下,探討死亡凸顯對消費(fèi)者體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的影響及其機(jī)制就顯得尤其重要,這不僅可以拓展體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的前因變量與潛在機(jī)制的理論視角,同時也有助了解疫情下消費(fèi)者的消費(fèi)形式及消費(fèi)心態(tài)變化,為相關(guān)的市場營銷助推策略提供一定的參考。

雖然有學(xué)者初步提出死亡凸顯也會影響消費(fèi)者對不同類型產(chǎn)品的態(tài)度,導(dǎo)致人們更偏愛體驗(yàn)性產(chǎn)品而不是實(shí)物性產(chǎn)品(Shim & White,2017),但對其中的內(nèi)在機(jī)制缺乏系統(tǒng)的探討。當(dāng)前對死亡凸顯影響消費(fèi)行為的心理機(jī)制研究大多從恐懼管理理論(terror management theory,TMT)的角度出發(fā),認(rèn)為死亡凸顯導(dǎo)致了控制感缺失、自尊感下降、死亡焦慮增加等,從而影響了其后繼的消費(fèi)行為(如:柳武妹 等,2014;Guan et al.,2015;Kasser & Sheldon,2000;Liu,2010;Liu et al.,2021)。但恐懼管理理論似乎不能很好地解釋疫情下體驗(yàn)性消費(fèi)行為增加,但同時體驗(yàn)性消費(fèi)行為(如出門旅行、去電影院看電影等)又會提升疫情感染風(fēng)險從而增強(qiáng)死亡焦慮這一矛盾現(xiàn)象。與以往相關(guān)研究不同,本研究從意義維持模型(meaning maintenance model,Heine et al.,2006)的理論視角出發(fā),提出補(bǔ)償生命意義感的缺失可能是死亡凸顯增加體驗(yàn)性消費(fèi)選擇的一種重要潛在機(jī)制。具而言之,死亡凸顯會導(dǎo)致個體本身的意義系統(tǒng)遭到破壞,為尋求意義恢復(fù),個體會更多選擇體驗(yàn)性消費(fèi)而非實(shí)物性消費(fèi),因?yàn)轶w驗(yàn)性消費(fèi)比實(shí)物性消費(fèi)更能帶來生命意義感的提升,從而能更有效地補(bǔ)償生命意義的缺失。本研究通過4 個實(shí)驗(yàn),在意義維持模型基礎(chǔ)上,系統(tǒng)地考察了死亡凸顯對不同消費(fèi)類型偏好的影響,同時建構(gòu)了以生命意義感缺失為中介的潛在心理機(jī)制,并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步檢驗(yàn)了社會支持的調(diào)節(jié)作用。綜上,本研究將意義維持模型引入消費(fèi)選擇偏好的前因變量及心理機(jī)制的研究中,為進(jìn)一步了解消費(fèi)者在死亡凸顯情境下對不同消費(fèi)類型的選擇偏好提供了獨(dú)特見解與新的理論視角,具有重要的理論價值與實(shí)踐意義。

1.1 死亡凸顯對體驗(yàn)性消費(fèi)偏好影響及其中介機(jī)制

生命意義感(meaning of life)是指個體領(lǐng)會、理解或看到人生的意義,并伴隨對生命目的、使命和首要目標(biāo)的覺察(Steger et al.,2006)。生命意義感對個體身心健康至關(guān)重要,它不僅對焦慮、抑郁等消極情緒以及自殺意圖等有預(yù)測作用(Marco et al.,2016;Shiah et al.,2015),同時也能提升個體的自尊和整體幸福感(Cohen & Cairns,2012)。由于死亡代表著終結(jié),死亡凸顯會對個體的意義和關(guān)系造成巨大的威脅和破壞。而根據(jù)意義維持模型,人們有一種尋找生命意義的內(nèi)在動力,當(dāng)個體現(xiàn)有的意義框架被破壞,即當(dāng)意義受到威脅的時候,個體會自動嘗試重新構(gòu)建意義和恢復(fù)事物之間的關(guān)系(Heine et al.,2006)。因此,當(dāng)對消費(fèi)者進(jìn)行死亡凸顯時,其意義框架會由于遭到威脅而導(dǎo)致生命意義感的降低。為了恢復(fù)意義系統(tǒng)和框架,個體會采用各種防御措施對死亡威脅做出反應(yīng)(Arndt et al.,2004;Pyszczynski et al.,2006),通過消費(fèi)行為抵御威脅是其中一種重要的應(yīng)對方式。

以往研究發(fā)現(xiàn),與實(shí)物性消費(fèi)相比,體驗(yàn)性消費(fèi)不僅能帶來更多的幸福體驗(yàn),亦能增強(qiáng)親密關(guān)系(Bastos,2020;Carter & Gilovich,2012;van Boven & Gilovich,2003),也更有利于促進(jìn)社會聯(lián)系(Caprariello&Reis,2013;Gilovich et al.,2015;Howell & Hill,2009)。而親密關(guān)系與社會聯(lián)系是個體生命意義感的主要來源之一(Hicks et al.,2010)。因此,在死亡凸顯下,個體的生命意義感遭受威脅,此時體驗(yàn)性消費(fèi)可以更有效地通過促進(jìn)親密關(guān)系與社會聯(lián)系來補(bǔ)償其流失的生命意義感。

此外,人們在面對死亡凸顯帶來的威脅時,還可以通過提高自尊來進(jìn)行意義補(bǔ)償(Harmon-Jones et al.,1996)。相對于實(shí)物性產(chǎn)品,體驗(yàn)性產(chǎn)品被認(rèn)為是自我的有機(jī)組成部分,離消費(fèi)者的自我認(rèn)同中心更近、更加能夠代表自我(Carter & Gilovich,2012)。研究也發(fā)現(xiàn),體驗(yàn)性消費(fèi)不僅對真實(shí)自我、自我認(rèn)同和身份認(rèn)同都有積極強(qiáng)化作用(Carter & Gilovich,2012;Gilovich et al.,2015;Guevarra & Howell,2015;Kim et al.,2016),也更能滿足個體對獨(dú)特性和自尊等身份動機(jī)的需求(Moldes et al.,2019)。因此,體驗(yàn)性消費(fèi)也逐漸成為個體提升自尊的重要手段之一(Weingarten & Goodman,2021)。與之相反,實(shí)物性消費(fèi)則可能引起更多的社會比較(Gilovich et al.,2015),從而對個體的自我感知產(chǎn)生負(fù)面影響(Bastos & Brucks,2017),甚至?xí)ψ宰甬a(chǎn)生損害作用(Fournier & Richins,1991)。因此,與實(shí)物性消費(fèi)相比,體驗(yàn)性消費(fèi)可以更有效地通過提升自尊來恢復(fù)個體損壞的生命意義感。綜上所述,本文認(rèn)為,面臨死亡凸顯時,消費(fèi)者的生命意義感會降低,此時他們會傾向選擇體驗(yàn)性消費(fèi)來提升生命意義感?；诖?提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：死亡凸顯(vs.非死亡凸顯)會提高消費(fèi)者的體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好。

假設(shè)2：低生命意義感在死亡凸顯與消費(fèi)者的體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好之間起到中介作用。

1.2 社會支持的調(diào)節(jié)作用

根據(jù)意義維持模型(Heine et al.,2006),人們能夠從穩(wěn)定的意義框架和關(guān)系框架中獲得一種確定感,這種主觀確定感使他們對自己充滿信心。一旦意義感受到威脅,個體會主動尋求有效的應(yīng)對方式進(jìn)行緩解(Arndt et al.,2004;Pyszczynski et al.,2006)。除了上文提到的消費(fèi)行為外,社會支持也是個體緩解痛苦與死亡焦慮的一種有效手段(Zhou & Gao,2008)。

社會支持是指個人感受和接收到的來自家庭、親戚、朋友和社會其他方面的精神或物質(zhì)關(guān)懷和幫助(Sarason et al.,1983)。過往研究發(fā)現(xiàn),社會支持能夠通過主效應(yīng)模型和緩沖效應(yīng)模型對個體產(chǎn)生影響(Cohen & Wills,1985;Li et al.,2014;Zalta et al.,2021;Zhou & Gao,2008)。社會支持的主效應(yīng)模型是指社會支持對于個體的身心健康是普遍有益的,因此個體收到的社會支持直接對其產(chǎn)生積極作用(Zalta et al.,2021)。社會支持的緩沖效應(yīng)模型是針對壓力性事件而提出的,它能夠緩沖壓力和威脅所帶來的負(fù)面效應(yīng)、保護(hù)個體免受傷害(Cohen & Wills,1985;Zhou & Gao,2008)。因此,高水平的社會支持可以在一定程度上緩沖死亡凸顯所帶來的自尊威脅、關(guān)系威脅及焦慮情緒等,從而降低死亡凸顯對生命意義感的負(fù)向影響,進(jìn)而影響個體的體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好。據(jù)此,提出假設(shè)如下：

假設(shè)3：社會支持在死亡凸顯對體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的影響中起調(diào)節(jié)作用。具體而言,當(dāng)個體受到的社會支持高時,可以有效緩沖死亡凸顯(vs.非死亡凸顯)帶來的生命意義感的下降,此時低生命意義感在死亡凸顯與體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好之間的中介作用不復(fù)存在。

2 實(shí)驗(yàn)1：死亡凸顯對體驗(yàn)性消費(fèi)的影響

2.1 實(shí)驗(yàn)1a

實(shí)驗(yàn)1a 的研究目的在于驗(yàn)證假設(shè)1,即探究死亡凸顯(vs.非死亡凸顯)是否會增加對體驗(yàn)性消費(fèi)的選擇偏好。

2.1.1 前測

首先我們需要對實(shí)物性消費(fèi)和體驗(yàn)性消費(fèi)兩種不同消費(fèi)類型的代表性產(chǎn)品進(jìn)行搜集,然后按照價值和吸引力進(jìn)行兩兩匹配,最終形成合適的消費(fèi)情景材料。消費(fèi)類型產(chǎn)品選定一共分為3 個階段：第1 階段,給出實(shí)物性消費(fèi)與體驗(yàn)性消費(fèi)的定義,要求被試(N=65,男性23 名,女性42 名,平均年齡為23.68 歲)寫出每種消費(fèi)類型的8 個代表性產(chǎn)品,從中篩選出提及頻率排名前11 的產(chǎn)品,最終得到22 種產(chǎn)品,實(shí)物性消費(fèi)代表性產(chǎn)品如“新衣服、新手機(jī)、護(hù)膚品、名牌鞋子”等,體驗(yàn)性消費(fèi)代表性產(chǎn)品如“旅游、聚餐、看電影、游樂園”等。第2 階段,召集兩名評分者作為獨(dú)立編碼者,讓他們以產(chǎn)品價值和吸引力為評判標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行兩兩配對(保證產(chǎn)品價值和吸引力的對等),初步得到11 對配對的體驗(yàn)性消費(fèi)與實(shí)物性消費(fèi)產(chǎn)品,如“買一雙名牌鞋子 vs.買一張演唱會門票”等。兩位獨(dú)立編碼者的評分一致性系數(shù)為0.68,p〈 0.001,評分一致性較強(qiáng)。第3階段進(jìn)一步要求被試(N=77,男性25 名,女性52名,平均年齡為22.31 歲)對初步配對成功的產(chǎn)品對進(jìn)行價值與吸引力的評價,以確保選項(xiàng)之間的吸引力沒有顯著性差異。最終我們得到了三對產(chǎn)品價值相當(dāng),吸引力差異不顯著的產(chǎn)品,并作為正式實(shí)驗(yàn)的材料,具體分別為：(1)買一雙名牌鞋子 vs.買一張演唱會門票(M鞋子=4.53,SD鞋子=1.63;M演唱會=4.77,SD演唱會=1.54;t(76) 〉 0.05);(2)買一個新書包vs.花錢唱一次K (M書包=4.40,SD書包=1.58;M唱K=4.21,SD唱K=1.78;t(76) 〉 0.05);(3)買一本專業(yè)書vs.花錢看一場3D 電影(M專業(yè)書=4.70,SD專業(yè)書=1.46;M電影=5.00,SD電影=1.36;t(76) 〉 0.05)。

2.1.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)和被試

實(shí)驗(yàn)1a 為死亡凸顯(死亡凸顯組 vs.非死亡凸顯組)單因素被試間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì),因變量為體驗(yàn)性產(chǎn)品選擇次數(shù)比例。本次問卷通過問卷星平臺進(jìn)行發(fā)放與收集,對完成實(shí)驗(yàn)被試給予小額實(shí)驗(yàn)報酬。總共收回了158 份問卷,剔除時長過短或過長、測謊題錯誤、啟動內(nèi)容亂填等無效問卷后,最終得到140 份有效問卷,問卷有效回收率為88.61%。其中,死亡凸顯組70 人,非死亡凸顯組70 人。年齡分布在18～30 歲之間(Mage=21.72,SD=2.69),男性33名,女性107 名。通過G*Power 3.1 對樣本量的統(tǒng)計(jì)功效進(jìn)行分析(Faul et al.,2009),當(dāng)效應(yīng)量w=0.5,顯著性水平α=0.05,自由度df=1,樣本量為N=140 時,進(jìn)行卡方檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力Power (1 -β) 〉 0.99,這說明本實(shí)驗(yàn)樣本量具有較好的統(tǒng)計(jì)效力。

2.1.3 實(shí)驗(yàn)程序與實(shí)驗(yàn)材料

實(shí)驗(yàn)程序如下：首先,將被試隨機(jī)分配到不同的組別進(jìn)行死亡凸顯或者非死亡凸顯的啟動。然后依次完成PANAS 情緒量表、分心任務(wù)、消費(fèi)類型產(chǎn)品選擇任務(wù)、消費(fèi)類型操縱性檢驗(yàn)以及控制變量的測量。實(shí)驗(yàn)中涉及到的具體材料如下：

死亡凸顯啟動任務(wù)：參考 Fritsche 和 Jonas(2008)、柳武妹等(2014)研究,讓死亡凸顯組(vs.非死亡凸顯組)想象自己被診斷患有無法治愈的傳染病(vs.被診斷需要做牙科手術(shù)),之后回答兩道開放式問題：(1)想到你生命即將終結(jié)(vs.即將做牙科手術(shù)),你此刻會有哪些想法和情緒反應(yīng)？(2)你認(rèn)為,你死亡時及死亡后(vs.做牙科手術(shù)時及手術(shù)后)身體會有哪些變化？

PANAS 情緒量表：采用邱林等人(2008)修訂的積極情緒和消極情緒量表(PANAS),包括描述積極情緒與消極情緒的詞匯各9 個。被試需要根據(jù)其當(dāng)下的感受,對不同情緒的詞匯進(jìn)行評分。量表采用李克特5 點(diǎn)計(jì)分方法,該量表總體的α 系數(shù)為0.82,其中積極情緒的α 系數(shù)為0.95,消極情緒的α 系數(shù)為0.89。

延遲分心任務(wù)：設(shè)置延遲分心任務(wù)是死亡凸顯范式的經(jīng)典做法(Greenberg et al,1994;2003),主要目的是屏蔽死亡凸顯帶來的短暫情緒反應(yīng),同時通過增加被試的認(rèn)知負(fù)荷,使得被試關(guān)于死亡的思考處于非意識狀態(tài),從而達(dá)到考察死亡意識啟動的遠(yuǎn)端效應(yīng)的效果(王鵬 等,2019)。本研究采用的是郭娟(2003)的“數(shù)字三角”任務(wù)：共有兩個三角形,每個三角形的每條邊有三個圓圈,被試需要將整數(shù)1～6 分別填入每個三角形的6 個圓圈中,使第一個三角形每邊圓圈里的數(shù)字之和9,使另一個三角形每邊圓圈里的數(shù)字之和為10。限時5 分鐘,時間一到立即停止并進(jìn)入下一步驟。

消費(fèi)類型產(chǎn)品選擇：采用前測實(shí)驗(yàn)篩選出來的3 對實(shí)物性產(chǎn)品和體驗(yàn)性產(chǎn)品作為選擇,讓被試想象現(xiàn)在手上擁有一筆錢將要花掉,可以進(jìn)行以下兩種消費(fèi)的一種：買一雙名牌鞋子 vs.買一張演唱會門票;買一個新書包 vs.花錢唱一次K;買一本專業(yè)書 vs.花錢看一場3D 電影,然后讓被試在每個組合中二選一。

消費(fèi)類型操縱性檢驗(yàn)：首先給出體驗(yàn)性消費(fèi)和實(shí)物性消費(fèi)的定義,然后讓被試根據(jù)定義對篩選出來的3 對實(shí)物性產(chǎn)品和體驗(yàn)性產(chǎn)品進(jìn)行分類,判斷其在多大程度上屬于實(shí)物性消費(fèi)或體驗(yàn)性消費(fèi)。采用李克特7 點(diǎn)計(jì)分方法,其中“1=完全是實(shí)物性消費(fèi)、2=比較偏向于實(shí)物性消費(fèi)、3=有點(diǎn)偏向?qū)嵨镄韵M(fèi)、4=分類不明確,5=有點(diǎn)偏向體驗(yàn)性消費(fèi),6=比較偏向體驗(yàn)性消費(fèi)、7=完全是體驗(yàn)性消費(fèi)”。

控制變量：控制變量包括人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量,性別、年齡、月均可支配收入等,以及物質(zhì)主義這一有可能影響體驗(yàn)性消費(fèi)和實(shí)物性消費(fèi)選擇的測量。其中,物質(zhì)主義采用Richins (1994)的量表,采用李克特7 點(diǎn)計(jì)分,其中1=非常不同意,7=非常同意,該量表α 系數(shù)為0.82。

2.1.4 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

操縱性檢驗(yàn)。對三對消費(fèi)類型的消費(fèi)屬性進(jìn)行配對樣本t檢驗(yàn),結(jié)果顯示,買一張演唱會門票(M=6.46,SD=0.56)的體驗(yàn)性消費(fèi)得分顯著高于買一雙名牌鞋子(M=2.13,SD=1.26),t(139)=-34.18,p〈0.001,d=4.43;花錢唱一次K (M=6.26,SD=0.91)的體驗(yàn)性消費(fèi)得分顯著高于買一個新書包(M=1.74,SD=0.89),t(139)=-34.78,p〈 0.001,d=5.02;花錢看一場3D 電影(M=6.26,SD=0.90)的體驗(yàn)性消費(fèi)得分顯著高于買一本專業(yè)書(M=2.21,SD=1.67),t(139)=-23.92,p〈 0.001,d=3.02。這代表消費(fèi)者更傾向于將買演唱會門票、唱K 還有看3D 電影判斷為體驗(yàn)性消費(fèi),而將買名牌鞋子、新書包和專業(yè)書判斷為實(shí)物性消費(fèi)。因此,三對產(chǎn)品的消費(fèi)類型操縱均成功。

控制變量的檢驗(yàn)。對不同啟動情境下的情緒差異進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果顯示：在正性情緒(t(138)=0.22,p〉 0.05)和負(fù)性情緒(t(138)=-1.87,p〉 0.05)得分上兩組均無顯著差異,這排除了情緒可能產(chǎn)生的干擾作用。

假設(shè)檢驗(yàn)。對不同體驗(yàn)性消費(fèi)產(chǎn)品的選擇次數(shù)的比例進(jìn)行統(tǒng)計(jì),同時對死亡凸顯與非死亡凸顯組的體驗(yàn)性消費(fèi)偏好進(jìn)行卡方檢驗(yàn)。結(jié)果如表1 所示,死亡凸顯組與非死亡凸顯組的消費(fèi)選擇偏好存在顯著差異,在非死亡凸顯情境下進(jìn)行實(shí)物性消費(fèi)的比例(66.2%)顯著高于死亡凸顯組(33.8%),而在死亡凸顯情境下實(shí)物性消費(fèi)(50.0%)和體驗(yàn)性消費(fèi)(50.0%)的選擇比例相等,χ2(1)=11.31,p=0.001。這說明死亡凸顯下個體的消費(fèi)選擇偏好發(fā)生了改變,更加傾向于進(jìn)行體驗(yàn)性消費(fèi)。

表1 死亡凸顯與非死亡凸顯條件下的消費(fèi)選擇次數(shù)比例(N=140×3 次)

進(jìn)一步以死亡凸顯作為自變量,以被試的體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好(實(shí)物性消費(fèi)編碼為0,體驗(yàn)性消費(fèi)編碼為1)作為因變量進(jìn)行多元有序logistics 回歸分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn),死亡凸顯對體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好有顯著正向預(yù)測作用,B=0.97,SE=0.34,Wald χ2=8.34,p=0.004,這表明死亡凸顯會促進(jìn)人們的體驗(yàn)性消費(fèi)偏好?；诖?假設(shè)1 得到了支持。

2.1.5 小結(jié)

在實(shí)驗(yàn)1a 中,我們初步探討了死亡凸顯與體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好之間的關(guān)系。實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明,死亡凸顯組的被試相對于非死亡凸顯組的被試選擇的體驗(yàn)性產(chǎn)品的數(shù)量更多。這表明了死亡凸顯會提高消費(fèi)者的體驗(yàn)性選擇偏好,因此假設(shè)1 得到了證實(shí)。

2.2 實(shí)驗(yàn)1b

實(shí)驗(yàn)1a 中死亡凸顯材料提到的疾病的“傳染特性”可能會對消費(fèi)者行為決策產(chǎn)生潛在影響,如會減少社會接觸,消費(fèi)者可能會出于補(bǔ)償效應(yīng)而更傾向體驗(yàn)性消費(fèi)。為了進(jìn)一步排除“傳染性”導(dǎo)致的潛在影響,實(shí)驗(yàn)1b 更改了死亡凸顯的啟動材料,進(jìn)一步通過不同實(shí)驗(yàn)材料去重復(fù)驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性與有效性。同時更換了因變量的測量方法,采用單一維度的消費(fèi)選擇偏好得分進(jìn)行測量(李斌 等,2022;Chan & Mogilner,2017),這樣可以更敏感地測出消費(fèi)者的選擇偏好程度。

2.2.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)和被試

實(shí)驗(yàn)1b 為死亡凸顯(死亡凸顯組 vs.非死亡凸顯組)單因素被試間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì),因變量為體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好。本次問卷通過問卷星平臺進(jìn)行發(fā)放與收集,對完成實(shí)驗(yàn)的被試給予小額的實(shí)驗(yàn)報酬。總共收回了290 份問卷,剔除時長過短或過長、測謊題錯誤、啟動內(nèi)容亂填等無效問卷后,最終得到252 份有效問卷,問卷有效回收率為86.90%。其中,死亡凸顯組124 人,非死亡凸顯組128 人。年齡分布在17～41 歲之間(Mage=25.66,SD=5.83),男性115 名,女性137 名。通過G*Power 3.1 對樣本量的統(tǒng)計(jì)功效進(jìn)行分析(Faul et al.,2009),當(dāng)效應(yīng)量d=0.4,顯著性水平α=0.05,樣本量N=252 (n1=124,n2=128)時,進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力Power (1 -β) 〉 0.99,這說明本實(shí)驗(yàn)樣本量具有較好的統(tǒng)計(jì)效力。

2.2.2 實(shí)驗(yàn)程序與實(shí)驗(yàn)材料

實(shí)驗(yàn)流程如下：首先,將被試隨機(jī)分配到不同的組別進(jìn)行死亡凸顯或者非死亡凸顯的啟動。然后依次完成死亡凸顯操縱性檢驗(yàn)、PANAS 情緒量表、分心任務(wù)、消費(fèi)類型產(chǎn)品選擇任務(wù)、消費(fèi)類型操縱性檢驗(yàn)、以及人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量,如性別、年齡、學(xué)歷、月均可支配收入等的測量。

實(shí)驗(yàn)中涉及到的具體材料如下：

死亡凸顯啟動任務(wù)：參照王鵬等(2019)、McGregor 等(1998)和Fritsche 等(2008)的做法,要求被試閱讀兩種場景,并回答相關(guān)問題,回答時無需考慮語句的連貫性與完整性,只需要在仔細(xì)想象情境后用簡練的語言描寫即可。其中死亡凸顯組要求被試想象自己死亡后的相關(guān)情境和感受并用文字描述,具體包括兩個問題：(1)請描述一下,當(dāng)你想到自己死亡時的想法和心情;(2)想象并寫下自己死亡時和死亡后的軀體變化。非死亡凸顯組的被試則是想象自己牙疼的相關(guān)情境：(1)請描述一下,當(dāng)你想到自己牙痛時的想法和心情;(2)想象自己牙痛時的身體感受和身體變化。

死亡凸顯操縱性檢驗(yàn)：參照王鵬等人(2019)的操縱性檢驗(yàn),讓被試回答“請您回憶一下,剛才的想象任務(wù)在多大程度上引發(fā)了你對死亡的思考？”7 點(diǎn)計(jì)分,其中,7 表示“非常強(qiáng)烈”,1 表示“完全沒有”,得分越高,代表其啟動的死亡意識越強(qiáng)。

消費(fèi)類型產(chǎn)品選擇：參考李斌等(2022)、Chan和Mogilner (2017)以及Yang 等(2020)的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì),向被試呈現(xiàn)兩款相同外形的相機(jī)(如圖1 所示)。相機(jī)A 是強(qiáng)調(diào)“物美價廉,攜帶方便”的實(shí)物性產(chǎn)品,相機(jī)B 是強(qiáng)調(diào)“精彩瞬間,永恒畫面”的體驗(yàn)性產(chǎn)品,除文字描述外兩種相機(jī)完全相同。被試需要在9 點(diǎn)計(jì)分的李克特量表上對自己的偏好進(jìn)行打分“1=相機(jī)A (物美價廉);9=相機(jī)B (精彩瞬間)”,得分越高越偏好體驗(yàn)性消費(fèi)。此外,還分別詢問了被試對兩個相機(jī)的購買意愿以及其帶來的意義感程度。

圖1 實(shí)驗(yàn)1b 消費(fèi)選擇任務(wù)

消費(fèi)類型操縱性檢驗(yàn)、PANAS 量表及分心任務(wù)同實(shí)驗(yàn)1a?？刂谱兞堪ㄈ丝诮y(tǒng)計(jì)學(xué)變量,性別、年齡、月均可支配收入等。

2.2.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

操縱性檢驗(yàn)。首先對死亡凸顯啟動進(jìn)行操縱性檢驗(yàn)。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)數(shù)據(jù)結(jié)果顯示,死亡凸顯組(M=5.62,SD=1.32)引發(fā)的對死亡的思考顯著多于非死亡凸顯組(M=3.21,SD=1.87),t(250)=11.79,p〈 0.001,d=1.61,因此死亡凸顯操縱成功。其次對消費(fèi)類型啟動進(jìn)行操縱性檢驗(yàn)。對兩種相機(jī)的消費(fèi)屬性進(jìn)行配對樣本t檢驗(yàn),結(jié)果顯示相機(jī)B(M=5.07,SD=1.59)的體驗(yàn)性評價得分顯著高于相機(jī)A (M=2.88,SD=1.75),t(251)=-12.67,p ＜0.001,d=1.31。這說明消費(fèi)者更傾向于將相機(jī)B判斷為體驗(yàn)性消費(fèi),而將相機(jī)A 為實(shí)物性消費(fèi)。因此,消費(fèi)類型操縱成功。

控制變量的檢驗(yàn)。對被試的正負(fù)性情緒得分進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：兩組在正性情緒(t(250)=-1.55,p=0.123)上不存在顯著差異,但在負(fù)性情緒(t(250)=3.42,p=0.001,d=0.17)上存在顯著差異,死亡凸顯組的被試報告了更高的消極情緒,這說明死亡凸顯引發(fā)了被試短暫的即時情緒反應(yīng)。雖然分心任務(wù)已經(jīng)起到了很好的屏蔽作用(Greenberg et al,1994;2003;柳武妹 等,2014;王鵬 等,2019),為了進(jìn)一步排除情緒可能產(chǎn)生的干擾作用,參考Schindler 等(2019)的做法,將消極情緒作為中介變量進(jìn)一步分析,發(fā)現(xiàn)情緒的中介作用不顯著,95%CI 為[-0.256,0.046],包含0。此外,消極情緒對死亡凸顯與體驗(yàn)性消費(fèi)偏好之間的調(diào)節(jié)作用也不成立(95% CI [-0.325,0.858],包含0)。基于此,可以排除情緒作為影響體驗(yàn)性消費(fèi)偏好的備擇解釋。

主要假設(shè)檢驗(yàn)。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),死亡凸顯組的體驗(yàn)性產(chǎn)品選擇偏好(M=6.76,SD=3.11)顯著高于非死亡凸顯組(M=5.83,SD=2.49),t(250)=3.13,p=0.002,d=0.33。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn),死亡凸顯組(M=3.98,SD=1.54)和非死亡凸顯組(M=4.19,SD=1.61)在實(shí)物性消費(fèi)上的購買意愿不存在顯著差異,t(250)=-1.03,p=0.31;而死亡凸顯組(M=5.40,SD=1.43)對體驗(yàn)性消費(fèi)的購買意愿顯著高于非死亡凸顯組(M=5.01,SD=1.55),t(250)=2.07,p=0.04,d=0.26。這表明死亡凸顯會增加消費(fèi)者對體驗(yàn)性消費(fèi)的選擇偏好。進(jìn)一步將死亡凸顯作為自變量,體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好作為因變量進(jìn)行多元有序logistics 回歸分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn),死亡凸顯對體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的影響顯著,B=0.64,SE=0.23,Wald χ2=7.60,p=0.006,這表明死亡凸顯會使人們對體驗(yàn)性消費(fèi)產(chǎn)生更大的選擇偏好?；诖?假設(shè)1 得到驗(yàn)證。

補(bǔ)充分析。假設(shè)2 提出死亡凸顯后的消費(fèi)者更傾向于通過體驗(yàn)性消費(fèi)來補(bǔ)償其生命意義感。因此,對體驗(yàn)性消費(fèi)是否會提高生命意義感進(jìn)行了事先檢驗(yàn)和分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn),死亡凸顯組(M=4.04,SD=1.67)和非死亡凸顯組(M=4.20,SD=1.59)對實(shí)物性消費(fèi)的生命意義感知無顯著差異,t(250)=-0.79,p=0.43;而死亡凸顯組(M=5.43,SD=1.37)對體驗(yàn)性消費(fèi)的生命意義感知顯著高于非死亡凸顯組(M=5.02,SD=1.50),t(250)=2.27,p=0.024,d=0.29。這表明消費(fèi)者在實(shí)物性消費(fèi)和體驗(yàn)性消費(fèi)的生命意義感知上確實(shí)存在差異,體驗(yàn)性消費(fèi)行為很有可能是消費(fèi)者死亡凸顯后進(jìn)行意義補(bǔ)償?shù)姆绞街弧?/p>

2.2.4 小結(jié)

實(shí)驗(yàn)1b 通過不同的死亡凸顯啟動范式再次探討了死亡凸顯與體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明,與非死亡凸顯組相比,死亡凸顯后的個體對體驗(yàn)性產(chǎn)品的選擇偏向與購買意愿都更強(qiáng)烈。這表明死亡凸顯會顯著提高消費(fèi)者的體驗(yàn)性選擇偏好,再次支持了假設(shè)1。此外,本實(shí)驗(yàn)通過測量消費(fèi)者對不同類型產(chǎn)品的生命意義感知,發(fā)現(xiàn)在經(jīng)歷死亡凸顯后,消費(fèi)者對體驗(yàn)性消費(fèi)的生命意義感知更高,為假設(shè)2 提供了初步支持。

3 實(shí)驗(yàn)2: 生命意義感的中介作用

實(shí)驗(yàn)2 的研究目的在于探究死亡凸顯對體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的影響及其內(nèi)在機(jī)制,即驗(yàn)證假設(shè)1和假設(shè)2。與實(shí)驗(yàn)1 相比,實(shí)驗(yàn)2 更換了死亡凸顯的啟動方式,用更加具體的事件(交通事故報道)來喚起死亡意識,這不僅可以重復(fù)檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性,同時也更具有實(shí)踐意義(柳武妹 等,2014)。

3.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)和被試

實(shí)驗(yàn)2 為死亡凸顯(死亡凸顯組 vs.非死亡凸顯組)單因素被試間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì),因變量為生命意義感及體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好。

本次問卷通過問卷星平臺進(jìn)行發(fā)放與收集,對完成實(shí)驗(yàn)被試給小額的實(shí)驗(yàn)報酬。總共收回了246份問卷,剔除時長過短或過長、測謊題錯誤、啟動內(nèi)容亂填等無效問卷后,最終得到219 份有效問卷,問卷有效回收率為89.02%。其中,死亡凸顯組109人,非死亡凸顯組110 人。年齡分布在16～47 歲之間(Mage=24.68,SD=5.13),男性67 名,女性152名。通過G*Power 3.1 對樣本量的統(tǒng)計(jì)功效進(jìn)行分析(Faul et al.,2009),當(dāng)效應(yīng)量w=0.5,顯著性水平α=0.05,自由度df=1,樣本量N=219 時,進(jìn)行卡方檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力Power (1 -β) 〉 0.99,這說明本實(shí)驗(yàn)樣本量具有較好的統(tǒng)計(jì)效力。

3.3 實(shí)驗(yàn)程序與實(shí)驗(yàn)材料

實(shí)驗(yàn)流程如下：首先,將被試隨機(jī)分配到不同的組別進(jìn)行死亡凸顯或者非死亡凸顯的啟動。然后被試依次完成情緒量表、分心任務(wù)、生命意義感量表、消費(fèi)類型產(chǎn)品選擇任務(wù)、消費(fèi)類型操縱性檢驗(yàn)、死亡凸顯操縱性檢驗(yàn)以及人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量,如性別、年齡、月均可支配收入等的測量。

實(shí)驗(yàn)中涉及到的具體材料如下：

死亡凸顯啟動任務(wù)：參考周爽(2018)改編自Liu和Smeesters (2010)和柯學(xué)(2009)的死亡凸顯操縱方法,讓實(shí)驗(yàn)組被試閱讀有關(guān)交通事故的報道,具體包含遇難人數(shù)、事故現(xiàn)場描述等內(nèi)容,并回答兩個問題：(1)此次交通事故中有多少人死亡;(2)請簡要地描述遇難現(xiàn)場的場景,并寫出你看到此則新聞時有什么樣的情緒和感受。讓非死亡凸顯組被試閱讀一則有關(guān)最新牙科手術(shù)技術(shù)的新聞報道。新聞報道中包含牙科手術(shù)的流程介紹和具體細(xì)節(jié)等內(nèi)容,并要求被試回答兩個問題：(1)該牙科手術(shù)包含幾個環(huán)節(jié);(2)請簡要地描述牙科手術(shù)流程,并寫出你看到此則新聞時有什么樣的情緒和感受。為了控制閱讀時間和閱讀任務(wù)的負(fù)載量,兩則報道的字?jǐn)?shù)都控制在300 字左右(如圖2 所示)。

情緒量表：由于死亡凸顯更多可能會引起消極情緒的即時反應(yīng)差異,積極情緒一般沒有顯著性差異(如實(shí)驗(yàn)1a、實(shí)驗(yàn)1b),本實(shí)驗(yàn)僅對消極情緒進(jìn)行測量與控制。采用邱林等人(2008)修訂的積極情緒和消極情緒量表(PANAS)中的消極情緒量表,包括九個描述消極情緒的詞匯。被試需要根據(jù)其當(dāng)下的感受,對不同情緒的詞匯進(jìn)行評分。量表采用李克特5 點(diǎn)計(jì)分方法,消極情緒的α 系數(shù)為0.93。

生命意義感問卷：該問卷由陳維等人(2015)在Steger (2006)等人編制的生命意義問卷(meaning in life questionnaire,MLQ)的基礎(chǔ)上進(jìn)行翻譯和本土化修訂而成。包含生命意義尋求(MLQ-search)和生命意義體驗(yàn)(MLQ-presence)兩個分問卷,本次實(shí)驗(yàn)中該問卷的α 系數(shù)為0.73。

死亡凸顯啟動的操縱性檢驗(yàn)同實(shí)驗(yàn)1b,消費(fèi)類型產(chǎn)品選擇、消費(fèi)類型操縱性檢驗(yàn)以及分心延遲任務(wù)同實(shí)驗(yàn)1a。

3.4 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

操縱性檢驗(yàn)。首先對死亡凸顯啟動進(jìn)行操縱性檢驗(yàn)。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)數(shù)據(jù)結(jié)果顯示,死亡凸顯組(M=5.87,SD=1.26)引發(fā)的對死亡的思考顯著多于非死亡凸顯組(M=1.50,SD=0.94),t(217)=-9.12,p〈 0.001,d=3.93,表明死亡凸顯操縱成功。其次對消費(fèi)類型進(jìn)行操縱性檢驗(yàn)。三對消費(fèi)類型的配對樣本t檢驗(yàn)結(jié)果顯示,買一張演唱會門票(M=6.06,SD=1.32)的體驗(yàn)性消費(fèi)屬性得分顯著高于買一雙名牌鞋子(M=2.24,SD=1.57),t(218)=-23.91,p ＜0.001,d=2.65;花錢唱一次K (M=6.09,SD=1.24)的體驗(yàn)性消費(fèi)屬性得分顯著高于買一個新書包(M=1.87,SD=1.40),t(218)=-27.33,p〈 0.001,d=3.19;花錢看一場3D 電影(M=6.06,SD=1.25)的體驗(yàn)性消費(fèi)屬性得分顯著高于買一本專業(yè)書(M=2.09,SD=1.50),t(218)=-26.13,p〈 0.001,d=2.88。這代表消費(fèi)者更傾向于將買演唱會門票、唱K 還有看3D 電影判斷為體驗(yàn)性消費(fèi),而將買名牌鞋子、新書包和專業(yè)書判斷為實(shí)物性消費(fèi)。因此,三對產(chǎn)品的消費(fèi)類型操縱均成功。

控制變量的檢驗(yàn)。對被試的消極情緒得分進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：死亡凸顯組報告的消極情緒(M=2.82,SD=1.43)顯著高于非死亡凸顯組(M=1.59,SD=0.81),t(217)=-10.566,p〈 0.001,d=0.17,這說明死亡凸顯引發(fā)了被試短暫的即時情緒反應(yīng)。雖然分心任務(wù)已經(jīng)起到了很好的屏蔽作用(Greenberg et al,1994;2003;柳武妹 等,2014;王鵬 等,2019)。為了進(jìn)一步排除情緒可能產(chǎn)生的干擾作用,對情緒與因變量的相關(guān)進(jìn)行了分析,發(fā)現(xiàn)兩者相關(guān)不顯著,r=0.067,p=0.321。此外,還參考Schindler 等(2019)的做法,將消極情緒作為中介變量進(jìn)一步分析,發(fā)現(xiàn)情緒的中介作用不顯著,95%CI [-0.256,0.108],包含0。此外,消極情緒對死亡凸顯與體驗(yàn)性消費(fèi)偏好之間的調(diào)節(jié)作用也不成立,95% CI [-0.011,0.196],包含0。為了盡可能避免情緒產(chǎn)生的額外潛在影響,在后續(xù)數(shù)據(jù)分析中都將消極情緒加入控制變量進(jìn)行分析。

主要假設(shè)檢驗(yàn)。對不同體驗(yàn)性消費(fèi)產(chǎn)品的選擇人數(shù)的比例進(jìn)行統(tǒng)計(jì),同時對死亡凸顯與非死亡凸顯組的體驗(yàn)性消費(fèi)偏好進(jìn)行卡方檢驗(yàn)。結(jié)果如表2所示,死亡凸顯組與非死亡凸顯組的消費(fèi)選擇偏好存在顯著差異,在非死亡凸顯情境下進(jìn)行實(shí)物性消費(fèi)的比例(65.8%)顯著高于體驗(yàn)性消費(fèi)(34.2%);而在死亡凸顯情境下實(shí)物性消費(fèi)的比例(54.4%)與體驗(yàn)性消費(fèi)(45.6%)無顯著性差異,χ2(1)=8.78,p=0.003。這說明了個體的消費(fèi)選擇偏好在死亡凸顯情境下發(fā)展了轉(zhuǎn)變,增加了對體驗(yàn)性消費(fèi)的選擇。因此假設(shè)1 得到了支持。

表2 死亡凸顯與非死亡凸顯條件下的消費(fèi)選擇次數(shù)比例(N=219×3 次)

進(jìn)一步以死亡凸顯作為自變量,以被試的體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好(實(shí)物性消費(fèi)編碼為0,體驗(yàn)性消費(fèi)編碼為1)作為因變量進(jìn)行多元有序logistics 回歸分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn),死亡凸顯對體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的有顯著正向預(yù)測作用,B=0.97,SE=0.27,Wald χ2=12.72,p〈 0.001。這說明死亡凸顯增強(qiáng)了消費(fèi)者的體驗(yàn)性消費(fèi)偏好。

根據(jù)Baron 和Kenny (1986)所提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序來檢驗(yàn)生命意義感在死亡凸顯與體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好之間的中介作用。在控制了性別、年齡、學(xué)歷、月可支配收入和消極情緒之后,死亡凸顯對體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好有顯著影響(β=0.23,p=0.006);死亡凸顯對生命意義感有顯著影響(β=-0.29,p〈 0.001);死亡凸顯和生命意義感同時預(yù)測體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好時,生命意義感對體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好有顯著影響(β=-0.15,p=0.033),死亡凸顯對體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的直接影響降低(β=0.18,p=0.031),具體如圖3 所示。進(jìn)一步使用SPSS 26.0 Process3.3 的模型4 (5000 次bootstrapping;Hayes,2017;Preacher et al.,2007)對生命意義感在死亡凸顯與體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果顯示,直接效應(yīng)量為0.33,p=0.031,95% CI 為[0.031,0.623];間接效應(yīng)量為0.08,95% CI 為[0.007,0.162],不包括0,這說明生命意義感在死亡凸顯與體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好間的中介效應(yīng)顯著。即死亡凸顯降低了消費(fèi)者的生命意義感,從而促進(jìn)了消費(fèi)者的體驗(yàn)性消費(fèi)偏好?；诖?假設(shè)2 得到支持。

圖3 生命意義感的中介作用

3.5 小結(jié)

在實(shí)驗(yàn)2 中,我們對死亡凸顯與消費(fèi)者體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好之間的關(guān)系以及中間機(jī)制進(jìn)行了探討。研究結(jié)果表明,相較于非死亡凸顯組,死亡凸顯組的被試選擇體驗(yàn)性產(chǎn)品的數(shù)量會更多,生命意義感在當(dāng)中起到中介作用。也就是說,當(dāng)對被試進(jìn)行死亡凸顯的時候,由于對死亡的恐懼和焦慮威脅了生命意義的存在,導(dǎo)致了個體的生命意義感下降。而個體出于強(qiáng)烈的恢復(fù)生命意義感的動機(jī),會更傾向于選擇能夠補(bǔ)償其生命意義感的體驗(yàn)性消費(fèi),以此應(yīng)對死亡威脅所帶來的生命意義感的降低。因此假設(shè)1 和假設(shè)2 得到了支持。

4 實(shí)驗(yàn)3：社會支持的調(diào)節(jié)作用

4.1 實(shí)驗(yàn)?zāi)康?/h3>

實(shí)驗(yàn)3 旨在重復(fù)驗(yàn)證假設(shè)1 與假設(shè)2 的基礎(chǔ)上,進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)3,即社會支持的調(diào)節(jié)作用是否成立。同時立足于當(dāng)前新冠肺炎疫情的現(xiàn)實(shí)背景,利用疫情相關(guān)材料進(jìn)行死亡凸顯的啟動,進(jìn)一步增強(qiáng)本研究的實(shí)踐價值。

4.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)和被試

實(shí)驗(yàn)3 為2 (死亡凸顯：死亡凸顯組 vs.非死亡凸顯組) × 2 (社會支持：低社會支持 vs.高社會支持)雙因素被試間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì),因變量為體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好。

本次問卷通過問卷星平臺進(jìn)行發(fā)放與收集,面向的人群主要為已經(jīng)參加工作的消費(fèi)者,對完成實(shí)驗(yàn)的被試給予小額的實(shí)驗(yàn)報酬獎勵。總共收回了200 份問卷,剔除時長過短或過長、測謊題錯誤、啟動內(nèi)容亂填等無效問卷后,最終得到166 份有效問卷,問卷有效回收率為83.00%。其中,男性72名,女性94 名。年齡分布在22～60 歲之間(Mage=29.49,SD=5.57)。通過G*Power 3.1 對樣本量的統(tǒng)計(jì)功效進(jìn)行分析(Faul et al.,2009),當(dāng)效應(yīng)量f=0.5,顯著性水平α=0.05,協(xié)變量數(shù)量為4,樣本量N=166 時,進(jìn)行雙因素方差分析的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力Power(1 -β) 〉 0.99,這說明本實(shí)驗(yàn)樣本量具有較好的統(tǒng)計(jì)效力。

4.3 實(shí)驗(yàn)程序與實(shí)驗(yàn)材料

實(shí)驗(yàn)流程如下：首先,將被試隨機(jī)分配到死亡凸顯組或非死亡凸顯組的啟動情境。接下來,對被試進(jìn)行社會支持的啟動,隨機(jī)分配到高社會支持組或低社會支持組,并完成社會支持的操縱性檢驗(yàn)。然后被試依次完成生命意義感量表、消費(fèi)類型決策任務(wù)、情緒量表以及人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量,如性別、年齡、月均可支配收入的測量和死亡凸顯操縱性檢驗(yàn)。

實(shí)驗(yàn)中涉及到的具體材料如下：

死亡凸顯啟動任務(wù)：參照Cui 等(2020)與Hu等(2020)的死亡凸顯操縱方法,讓實(shí)驗(yàn)組被試閱讀有關(guān)疫情之下全球死亡病例相關(guān)的新聞報道,具體包含累計(jì)確診人數(shù)、累計(jì)死亡人數(shù)、未來死亡發(fā)展趨勢分析等內(nèi)容,并回答兩個問題：(1)報道中提到,全球目前有多少新冠肺炎死亡病例？(2)請寫下你看到此則新聞報道時的想法和感受。讓非死亡凸顯組被試閱讀一則有關(guān)疫情之下全球旅游業(yè)相關(guān)的新聞報道。新聞報道中包含疫情之下全球旅游業(yè)和國內(nèi)旅游業(yè)的損失、以及對未來旅游業(yè)受損的趨勢分析等內(nèi)容,并要求被試回答兩個問題：(1)報道中提到,2020 年全球旅游業(yè)將有多少人面臨失業(yè)？(2)請寫下你看到此則新聞報道時的想法和感受。兩則閱讀材料均與疫情相關(guān)且描述了疫情所帶來的負(fù)面影響,均會引發(fā)消費(fèi)者關(guān)于死亡的思考。死亡凸顯組通過強(qiáng)調(diào)疫情導(dǎo)致的死亡人數(shù)來進(jìn)一步啟動高死亡意識,非死亡凸顯組則是通過描述疫情下的旅游業(yè)情況作為低死亡意識的控制組。

社會支持的操縱：參照Liu 等(2016)的研究對被試進(jìn)行社會支持水平的操縱。其中高社會支持組要求被試回憶并寫下一件遇到的困難事件,在這一事件中,家人或者朋友一直陪伴著他、給予其足夠的支持。然后要求其寫下對這次事件的感受,并寫下5 個覺得可以依靠、能夠提供幫助和支持的人的姓名首字母縮寫。低社會支持組的被試則要求其回憶一件遇到的困難事件,在這一事件中,只能依靠自己獨(dú)自面對困難。然后要求其寫下對這次事件的感受。

社會支持的操縱性檢驗(yàn)：參照Liu 等(2016)的研究,在被試進(jìn)行社會支持啟動任務(wù)之后,讓其對3 個條目進(jìn)行評分：“現(xiàn)在,我覺得我的家人/朋友確實(shí)在試圖幫助我?！?“現(xiàn)在,我覺得當(dāng)遇到困難時,我可以依靠我的家人/朋友?！焙汀艾F(xiàn)在,我覺得我生命中有一個特殊的會關(guān)心我的感受的人”。采用李克特7 點(diǎn)計(jì)分方法,1 代表完全不同意,7 代表完全同意。該量表?xiàng)l目的α 系數(shù)為0.84。

消費(fèi)類型選擇偏好：考慮到疫情的風(fēng)險性可能影響之前前測的消費(fèi)類型產(chǎn)品選擇,因此在實(shí)驗(yàn)3中更換對消費(fèi)類型的測量方式。參照Yang 等(2020)的研究,首先給被試呈現(xiàn)實(shí)物性消費(fèi)和體驗(yàn)性消費(fèi)的定義,然后讓被試想象一下,假設(shè)有一筆錢可以花掉會更愿意進(jìn)行哪種消費(fèi)？消費(fèi)者在李克特量表1 (實(shí)物性消費(fèi))到9 (體驗(yàn)性消費(fèi))的范圍內(nèi)進(jìn)行選擇,來表示他們的消費(fèi)選擇偏好。

死亡凸顯操縱性檢驗(yàn)、生命意義感和情緒量表的實(shí)驗(yàn)材料均同實(shí)驗(yàn)2。

4.4 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

操縱性檢驗(yàn)。首先對死亡凸顯啟動進(jìn)行操縱性檢驗(yàn)。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)的結(jié)果顯示,死亡凸顯組(M=5.90,SD=1.08)引發(fā)的對死亡的思考顯著多于非死亡凸顯組(M=5.22,SD=1.79),t(164)=-3.00,p=0.003,d=0.46,這說明死亡凸顯操縱成功。然后對社會支持啟動進(jìn)行操縱性檢驗(yàn)。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)的結(jié)果顯示,高社會支持組(M=6.35,SD=0.58)比低社會支持組(M=5.76,SD=1.01)感受到更多的社會支持,t(164)=-4.61,p〈 0.001,d=0.72,這說明社會支持操縱成功。

控制變量的檢驗(yàn)。對被試的消極情緒得分進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：死亡凸顯組報告的消極情緒(M=2.39SD=0.75)與非死亡凸顯組(M=2.46,SD=0.85)沒有顯著差異,t(164)=0.556,p=0.579。這排除了情緒可能產(chǎn)生的干擾作用。

主要假設(shè)檢驗(yàn)。首先對死亡凸顯與社會支持的交互效應(yīng)進(jìn)行分析。將性別、年齡、學(xué)歷、月可支配收入和消極情緒作為控制變量,然后以體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好為因變量進(jìn)行2 (死亡凸顯：死亡凸顯組 vs.非死亡凸顯) × 2 (社會支持：低社會支持 vs.高社會支持)雙因素方差分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn)：死亡凸顯對體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的主效應(yīng)顯著,死亡凸顯組的體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好(M=4.61SD=0.31)顯著高于非死亡凸顯組(M=3.50,SD=0.31),F(1,156)=6.35,p=0.013,η2=0.039,再次支持了假設(shè)1。此外,社會支持對體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的主效應(yīng)不顯著,高社會支持組(M=4.07,SD=0.32)與低社會支持組(M=4.06,SD=0.31)的體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好沒有顯著性差異,F(1,156)=0.001,p〉 0.05。死亡凸顯與社會支持對體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的交互效應(yīng)不顯著,F(1,156)=0.16,p〉 0.05。

首先根據(jù)Baron 和Kenny (1986)所提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序來檢驗(yàn)生命意義感在死亡凸顯與體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好之間的中介作用。在控制了性別、年齡、學(xué)歷、月可支配收入和消極情緒之后,死亡凸顯對體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好有顯著影響(β=0.19,p=0.014);死亡凸顯對生命意義感有顯著影響(β=-0.20,p=0.011);死亡凸顯和生命意義感同時預(yù)測體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好時,生命意義感對體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好有顯著影響(β=-0.20,p=0.014),死亡凸顯對體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的直接影響降低(β=0.15,p=0.049)。接著使用SPSS 26.0 的Process 3.3(Model=4,BootstrappingN=5000,Hayes,2017;Preacher et al.,2007)對生命意義感在死亡凸顯與體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示,直接效應(yīng)量為0.88,間接效應(yīng)量為0.22,95% CI 為[0.008,0.577],不包括0,說明生命意義感在死亡凸顯與體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好間起到中介作用。這些結(jié)果再次支持了假設(shè)2。

最后驗(yàn)證社會支持的調(diào)節(jié)作用。以生命意義感為因變量進(jìn)行2 (死亡凸顯：死亡凸顯組 vs.非死亡凸顯) × 2 (社會支持：低社會支持 vs.高社會支持)雙因素方差分析發(fā)現(xiàn),死亡凸顯與社會支持對生命意義感的交互效應(yīng)顯著,F(1,158)=4.59,p=0.034,η2=0.028。進(jìn)一步多重比較發(fā)現(xiàn),在低社會支持條件下,死亡凸顯組的生命意義感要顯著低于非死亡凸顯組,F(1,158)=11.55,p=0.001。而在高社會支持條件下,死亡凸顯組的生命意義感與非死亡凸顯組沒有顯著性差異,F(1,158)=0.11,p〉0.05。這說明社會支持在死亡凸顯與生命意義感之間起到調(diào)節(jié)作用,高社會支持可以有效緩解死亡凸顯對生命意義感的負(fù)面影響,如圖4 所示。

圖4 死亡凸顯與社會支持對生命意義感的影響

進(jìn)一步使用SPSS 26.0 的Process 3.3 (Model=7,BootstrappingN=5000,Hayes,2017;Preacher et al.,2007)檢驗(yàn)社會支持在“死亡凸顯→低生命意義感→體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好”這一中介路徑中的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明社會支持顯著調(diào)節(jié)了生命意義感對死亡凸顯與體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的中介作用,效應(yīng)量大小為-0.354,95%置信水平下的Bootstrap 區(qū)間為[-0.901,-0.002],不包括0。在低水平社會支持條件下,中介效應(yīng)量大小為0.392,95% CI 為[0.053,0.879],不包括0,死亡凸顯通過生命意義感對體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的間接影響顯著;在高水平社會支持條件下,中介效應(yīng)量大小為 0.039,95% CI 為[-0.226,0.369],包括0,死亡凸顯通過生命意義感對體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的間接影響不顯著。即高社會支持有效緩沖了死亡凸顯對生命意義感的損傷,從而使得低生命意義感在死亡凸顯與體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的中介作用不復(fù)存在,這支持了假設(shè)3,模型的具體路徑系數(shù)見圖5。

4.5 小結(jié)

實(shí)驗(yàn)3 引入了社會支持這一調(diào)節(jié)變量,通過操縱死亡凸顯以及社會支持水平的高低來考察消費(fèi)者體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的變化。實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明,相對于非死亡凸顯組,死亡凸顯組的被試更傾向于進(jìn)行體驗(yàn)性消費(fèi),假設(shè)1 再次得到了驗(yàn)證。其次,生命意義感在死亡凸顯與體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好之間起到中介作用,假設(shè)2 再次得到了驗(yàn)證。最后,我們發(fā)現(xiàn)社會支持在死亡凸顯與生命意義感之間起到調(diào)節(jié)作用,并且對“死亡凸顯→低生命意義感→體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好”這一中介機(jī)制起到調(diào)節(jié)作用。具體而言,在低社會支持下,生命意義感在死亡凸顯與體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的中介效應(yīng)成立;但高社會支持可以有效緩沖死亡凸顯帶來的生命意義感下降,從而導(dǎo)致低生命意義感在死亡凸顯與體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的中介作用不復(fù)存在?；诖?假設(shè)3 得到了驗(yàn)證。

5 單文章元分析

本研究的多個實(shí)驗(yàn)采用了不同實(shí)驗(yàn)材料與統(tǒng)計(jì)分析方法,如自變量不同的操縱方式與因變量不同的測量方式,樣本量與被試年齡亦不甚一致,這可能對行為效應(yīng)的一致性造成潛在影響(McShane&B?ckenholt,2017)。單文章元分析(single-paper meta-analysis)作為一種穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法,可以對文章的多項(xiàng)實(shí)驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行獨(dú)立檢驗(yàn),并綜合得出一般性結(jié)論,排除自變量不同操縱或因變量不同測量等因素對行為效應(yīng)一致性造成的影響,從而確保實(shí)驗(yàn)結(jié)果的可靠性與可重復(fù)性(McShane & B?ckenholt,2017;2022)。為了排除本研究中因死亡凸顯不同操縱方式或體驗(yàn)性選擇偏向的不同測量方式等因素可能造成的潛在影響,同時確保研究結(jié)果的可靠性與可重復(fù)性,本文進(jìn)一步通過單文章元分析的方法對本研究的一般性結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。如表3 所示,我們首先對4 個實(shí)驗(yàn)的操縱材料和統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了梳理與總結(jié)。然后根據(jù)單文章元分析的步驟,將因變量的不同測量單位進(jìn)行統(tǒng)計(jì)轉(zhuǎn)換后,再進(jìn)行多重對比標(biāo)準(zhǔn)化元分析(multiple contrast standardized meta-analysis) (McShane & B?ckenholt,2022)。單文章元分析結(jié)果顯示,死亡凸顯組和非死亡凸顯組的預(yù)測值存在顯著差異,Estimate β=0.30,SE=0.07,z=4.178,p〈 0.001,這說明本研究的結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性,通過對死亡凸顯進(jìn)行不同操縱的方式或?qū)w驗(yàn)性選擇偏向進(jìn)行不同的測量方法進(jìn)行實(shí)驗(yàn)得到的結(jié)論具有一定的可靠性,這也進(jìn)一步為死亡凸顯對體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的強(qiáng)化效應(yīng)提供支持。

表3 單文章元分析結(jié)果總結(jié)

6 總討論

6.1 研究結(jié)論

本研究通過4 個實(shí)驗(yàn)對死亡凸顯與體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好之間的關(guān)系及其作用機(jī)制進(jìn)行了探究。實(shí)驗(yàn)1a 和1b 通過兩個經(jīng)典的死亡凸顯范式探討了死亡凸顯對消費(fèi)者體驗(yàn)性產(chǎn)品選擇偏好的影響。實(shí)驗(yàn)2 主要通過閱讀交通事故新聞報道來啟動死亡凸顯,重復(fù)驗(yàn)證了死亡凸顯對消費(fèi)者體驗(yàn)性產(chǎn)品選擇偏好的影響,并進(jìn)一步驗(yàn)證了生命意義感在死亡凸顯與體驗(yàn)性產(chǎn)品選擇偏好之間的中介作用。實(shí)驗(yàn)3 則立足當(dāng)前新冠肺炎疫情的背景,讓被試閱讀疫情相關(guān)的新聞報道來操縱死亡凸顯,然后從如何干預(yù)的層面引入“社會支持”這一調(diào)節(jié)變量,探討了死亡凸顯效應(yīng)的邊界條件。研究結(jié)果表明：(1)死亡凸顯情境下消費(fèi)者更偏好選擇體驗(yàn)性消費(fèi)。(2)生命意義感在死亡凸顯與體驗(yàn)性產(chǎn)品選擇偏好之間起到中介作用。具體而言,死亡凸顯通過降低消費(fèi)者的生命意義感提高了其對體驗(yàn)性消費(fèi)選擇的偏好。(3)社會支持對生命意義感的中介效應(yīng)起到了調(diào)節(jié)作用。具體而言,在低社會支持條件下,死亡凸顯通過降低生命意義感影響體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的中介效應(yīng)成立;但在高社會支持條件下,低生命意義感在死亡凸顯與體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的中介作用不復(fù)存在。研究結(jié)果初步揭示,補(bǔ)償生命意義感的缺失是死亡凸顯增加體驗(yàn)性消費(fèi)選擇的潛在機(jī)制,而社會支持能在其中起到一定的緩沖作用。

6.2 理論貢獻(xiàn)與管理啟示

本文的理論貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個方面。首先,本研究豐富了體驗(yàn)性消費(fèi)與實(shí)物性消費(fèi)的前因相關(guān)研究。以往對于體驗(yàn)性消費(fèi)與實(shí)物性消費(fèi)的研究大多集中在對后果變量的探討(李斌 等,2018;Li et al.,2022;Weingarten & Goodman,2021),尤其是不同消費(fèi)類型對幸福感的作用機(jī)制研究(如: Carter&Gilovich,2012;Gilovich et al.,2015;Guevarra & Howell,2015;Kim et al.,2016;Li et al.,2022),只有少數(shù)研究探討了其前因影響因素(如: 李斌 等,2022;Yang et al.,2020),較為缺乏對體驗(yàn)性消費(fèi)與實(shí)物性消費(fèi)的前因變量及其內(nèi)在機(jī)制的深入探討。本研究通過4 個實(shí)驗(yàn)反復(fù)探討了死亡凸顯對體驗(yàn)性消費(fèi)與實(shí)物性消費(fèi)選擇偏好的影響及其潛在機(jī)制,豐富了對體驗(yàn)性消費(fèi)和實(shí)物性消費(fèi)兩種消費(fèi)類型的前因變量研究,在一定程度上彌補(bǔ)了現(xiàn)有文獻(xiàn)中對消費(fèi)類型前因變量探討的不足。

其次,本研究基于意義維持理論模型,拓寬了死亡凸顯影響消費(fèi)行為的潛在機(jī)制與理論視角。以往關(guān)于死亡凸顯與消費(fèi)行為的關(guān)系研究大多從恐懼管理理論角度出發(fā),認(rèn)為死亡凸顯通過增加死亡焦慮與降低控制感等作用于消費(fèi)行為(如: 柳武妹等,2014;Guan et al.,2015;Kasser & Sheldon,2000;Liu,2010;Liu et al.,2021)。不同于之前研究,本研究從意義維持模型(Heine et al.,2006)的理論視角出發(fā),提出并初步驗(yàn)證了補(bǔ)償生命意義感的缺失可能是死亡凸顯增加體驗(yàn)性消費(fèi)選擇的一種重要潛在機(jī)制。具而言之,死亡凸顯會導(dǎo)致個體本身的意義系統(tǒng)遭到破壞,生命意義感下降;為尋求意義恢復(fù),個體會更多通過體驗(yàn)性消費(fèi)(vs.實(shí)物性消費(fèi))進(jìn)行補(bǔ)償。因?yàn)轶w驗(yàn)性消費(fèi)比實(shí)物性消費(fèi)更能帶來意義感的提升(Li et al.,2022),從而能更有效地補(bǔ)償生命意義的缺失。這不僅在消費(fèi)決策領(lǐng)域驗(yàn)證了意義維持模型,同時也拓寬了死亡凸顯作用機(jī)制的理論視角,有助于揭示死亡凸顯影響消費(fèi)行為的心理機(jī)制。

最后,本研究還從社會支持的角度,揭示了死亡凸顯影響體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的邊界條件。以往研究發(fā)現(xiàn)社會支持能夠通過主效應(yīng)模型和緩沖效應(yīng)模型對個體產(chǎn)生積極作用(Cohen & Wills,1985;Li et al.,2014;Zalta et al.,2021;Zhou & Gao,2008)。本研究主要基于緩沖效應(yīng)模型,提出并驗(yàn)證了高水平的社會支持可以在一定程度上緩沖死亡凸顯所帶來的生命意義感的損傷,進(jìn)而影響其消費(fèi)類型的選擇偏好。這也表明社會支持有助于個體的意義維持,不僅豐富了意義維持理論模型,還進(jìn)一步揭示了社會支持在死亡凸顯影響消費(fèi)行為決策間的調(diào)節(jié)作用。

此外,本研究對后疫情時期如何維持消費(fèi)者的身心健康以及如何恢復(fù)和發(fā)展社會經(jīng)濟(jì)具有重要實(shí)踐參考意義。首先,對于消費(fèi)者而言,面對重大社會危機(jī)事件既可以通過調(diào)整自己的消費(fèi)行為來應(yīng)對死亡凸顯帶來的生命意義感降低的威脅,也可以通過尋求社會支持以緩沖死亡凸顯帶來的威脅。其次,對于企業(yè)而言,有助于生產(chǎn)者了解在當(dāng)前疫情背景之下消費(fèi)者心理及消費(fèi)行為所發(fā)生的轉(zhuǎn)變,更有效地調(diào)整自身的產(chǎn)品和營銷策略和關(guān)注點(diǎn)。例如對于產(chǎn)品的描述可以著重于提高產(chǎn)品的體驗(yàn)性特征來增加產(chǎn)品的銷量。

6.3 研究不足與展望

盡管取得了一些有意義的結(jié)果,但仍然存在一些局限與不足之處,需要在未來的研究中進(jìn)一步完善和探討。首先,研究在樣本的年齡層次以及職業(yè)范圍等方面還存在局限性。本研究的樣本主要集中在中青年群體,老年群體較少。未來研究可以增加樣本群體選取的范圍來增加生態(tài)效度,納入更多不同年齡段的被試,尤其是中老年人的被試。其次,本文僅從如何干預(yù)消費(fèi)者行為方面,選取了社會支持作為調(diào)節(jié)變量解釋了死亡凸顯對消費(fèi)者體驗(yàn)性消費(fèi)選擇偏好的邊界條件。但實(shí)際上,消費(fèi)者的個人特質(zhì)也會影響到消費(fèi)者行為,例如物質(zhì)主義傾向較高的消費(fèi)者會從實(shí)物性消費(fèi)中獲得更高的幸福感(Nicolao et al.,2009),因此當(dāng)物質(zhì)主義者在面臨死亡凸顯情境時,是否也會選擇增加體驗(yàn)性消費(fèi)傾向來恢復(fù)生命意義感呢？此外,性格購買匹配也會影響到體驗(yàn)優(yōu)先的現(xiàn)象,當(dāng)消費(fèi)者購買與個人性格相匹配的產(chǎn)品時的幸福感會更高(Matz et al.,2016)。未來研究可以從消費(fèi)者個人特質(zhì)的角度入手,研究不同特質(zhì)的消費(fèi)者在面對死亡凸顯時其消費(fèi)選擇偏好是否會產(chǎn)生差異。最后,死亡意識的不同啟動方式也可能會對個體的認(rèn)知和行為產(chǎn)生差異化影響,例如關(guān)于死亡具體而現(xiàn)實(shí)的思考能夠增加個體的親社會行為(Blackie & Cozzolino,2011;Cozzolino et al.,2004);而抽象地思考死亡對親社會行為的影響則存在悖論,結(jié)果取決于親社會行為是否符合個體的世界觀或價值觀(Gailliot et al.,2008;Hirschberger et al.,2008)。本研究采用了死亡凸顯的多種經(jīng)典范式,既包括“對個體死亡的思考”,也包括“由公共事件造成的一般性死亡思考”,雖然單文章元分析結(jié)果已經(jīng)佐證了本研究結(jié)論的穩(wěn)健性,未來仍可以在此基礎(chǔ)上深入探索不同層次的死亡意識可能產(chǎn)生的差異化影響及相關(guān)邊界條件。

致謝：特此感謝暨南大學(xué)管理學(xué)院碩士研究生金來在本文后期補(bǔ)充實(shí)驗(yàn)的數(shù)據(jù)收集中做出的貢獻(xiàn)和幫助。此外,暨南大學(xué)管理學(xué)院李方君副教授、馬捷副教授、《心理學(xué)報》匿名審稿專家、編委專家及主編等對于本文的修改提出了諸多建設(shè)性意見,受益匪淺,在此一并致以衷心的感謝！