張 義，周 航

(上海應用技術(shù)大學 經(jīng)濟與管理學院，上海 201418)

當前，我國正處于社會轉(zhuǎn)型時期，貧富差距、社會公平等問題凸顯，加上工作壓力、人際關(guān)系等因素的影響，人們時常感到焦慮和孤獨，懷舊情緒也愈發(fā)明顯[1]。針對人們的懷舊心理，以懷舊為主題的廣告、影視、服飾等層出不窮。前人的研究表明了懷舊情感是影響消費決策的一個重要因素[2]，但多數(shù)研究都是基于個人懷舊的角度，缺乏關(guān)于集體懷舊方面的討論，因此有必要深入探討集體懷舊對消費意愿和行為的影響。

2018年“中國李寧”登上了紐約時裝周，此后國內(nèi)服裝消費市場上掀起了一股“國潮”風，無論是安踏、回力等老牌運動鞋服品牌，還是新興小眾的古裝漢服、無性別服飾，均受到了眾多消費者的青睞。據(jù)資料顯示，消費者最鐘愛的國潮產(chǎn)品類別是鞋服，中國十大服裝鞋履品牌的市場份額從2015年的7.5%上升至2020年的12.6%，并且2020年中國運動鞋服行業(yè)的市場規(guī)模達到了3 150億元[3]。在競爭日益激烈的服裝消費市場，為何新銳國潮服裝品牌能夠受到人們的喜愛？集體懷舊情感是否有助于促進服裝消費者對國產(chǎn)品牌的偏好？這些問題的理解對國產(chǎn)服裝品牌的崛起以及推動懷舊消費市場的發(fā)展具有重要意義。

目前，學者們在服裝品牌消費決策方面的研究中，多將服裝品牌的特質(zhì)因素作為因變量進行討論，如服裝產(chǎn)品屬性[4]、服裝聯(lián)名品牌形象[5]、服裝店鋪形象[6]等，未發(fā)現(xiàn)有學者從集體懷舊的角度進行研究。因此，本文擬從消費者的懷舊心理出發(fā)，初步探索集體懷舊情緒與服裝消費者國貨意識之間的內(nèi)在關(guān)系，通過梳理現(xiàn)有集體懷舊和國貨意識的相關(guān)研究，構(gòu)建集體懷舊對服裝消費者國貨意識影響的概念模型，并提出身份認同可能在集體懷舊與國貨意識之間起中介作用，社會情緒可能在身份認同與國貨意識之間起調(diào)節(jié)作用。以期幫助本土服裝企業(yè)更加深入了解消費者國貨意識的形成，也為國產(chǎn)服裝品牌的長期穩(wěn)步發(fā)展提供思考與建議。

1 理論基礎與假設模型

1.1 文獻綜述

1.1.1 集體懷舊

懷舊是一種普遍的情緒，表達了個體想要回到過去的情感需求。以往懷舊經(jīng)常被認為是消極的，其特征是失落和沮喪，然而在近幾十年，越來越多的研究證明懷舊所包含的正面情緒多于負面情緒，它與過去美好的回憶有關(guān)，不僅包括個人記憶，還包括集體記憶[7]。

集體懷舊則是一種基于群體層面的情緒，與個人懷舊關(guān)注的“我過去的樣子”不同，集體懷舊關(guān)注的是“我們過去的樣子”或“我們過去的方式”，是對群體過去時期的向往。通常，基于群體的懷舊出現(xiàn)在社會變革時期，集體懷舊加強了群體成員與其渴望的過去的聯(lián)系，即它有助于成員從心理上回到過去的時期，建立一種集體連續(xù)性[8]。雖然大量基于個人懷舊的研究表明個人懷舊會對人們的生活產(chǎn)生影響，但是基于群體背景的懷舊直到最近才有學者開始關(guān)注。Wildschut等[7]研究指出，回憶自己與組內(nèi)成員一起經(jīng)歷過的事件能夠強化支持內(nèi)群體的行為和意圖。Cheung等[8]認為集體懷舊對群體內(nèi)和群體間的關(guān)系都有影響，集體懷舊預示著更強烈的參與群體內(nèi)集體行動的意愿，并且間接地引發(fā)更高強度的外群體憤怒。Wohl等[9]研究發(fā)現(xiàn)，集體懷舊對反對移民情緒有顯著的影響，同時也有證據(jù)指出集體懷舊的內(nèi)容會影響群體間的偏見。

上述國外學者的研究表明了集體懷舊與親社會行為、內(nèi)群體偏好、內(nèi)群體支持、群際憤怒等變量存在顯著的相關(guān)性。相比而言，國內(nèi)關(guān)于集體懷舊的研究尚處于起步階段，雖然也有部分研究提到了集體懷舊的內(nèi)容，但都是理論或現(xiàn)象層面的分析，尚且缺乏系統(tǒng)和完整的實證檢驗。因此，有必要對中國文化背景下的集體懷舊進行深入探索，進一步豐富集體懷舊的基礎理論。

1.1.2 國貨意識

“國貨意識”一詞由“消費者民族中心主義”衍化而來。國外學者Shimp[10]最先提出消費者民族中心主義這一概念，并用于表示消費者對本國產(chǎn)品予以更積極的評價，而對進口產(chǎn)品表現(xiàn)出偏見。在國內(nèi)，學者們基于中國國情提出了“國貨意識”的概念并開展學術(shù)研究。張燚等[11]研究指出，愛國主義情感、“大我”動機、本土品牌認同等變量與消費者的國貨意識具有正相關(guān)關(guān)系。He等[12]分析了國貨意識和文化認同構(gòu)建的不同內(nèi)在機制，研究表明文化認同增加了消費者對國產(chǎn)品牌的偏好和購買意愿，國貨意識對進口品牌的相對偏好有負面影響，但對國產(chǎn)或進口品牌的實際購買沒有影響。此外，Han等[13]調(diào)查了中國消費者的國貨意識對購買國內(nèi)外品牌的影響，研究發(fā)現(xiàn)國貨意識對國外品牌的購買意愿沒有顯著影響，但可以正向影響國內(nèi)品牌的購買意愿。

前人對國貨意識的前因和后效進行了廣泛研究，證實了愛國主義、民族主義、品牌認同等情感因素能夠顯著預測消費者的國貨意識，并且國貨意識與國內(nèi)外品牌偏好、購買傾向等具有一定的相關(guān)性，但是部分研究忽視了消費者國貨意識形成的認知過程和意志過程，因此有必要對此做進一步討論。

1.2 研究假設與模型構(gòu)建

1.2.1 集體懷舊與國貨意識

現(xiàn)有研究表明集體懷舊可以促進對內(nèi)群體的積極態(tài)度及行為傾向，且這一效果在強烈認同該群體的成員中表現(xiàn)的更為明顯。Sedikide等[14]研究指出，群體的集體懷舊情緒可以增加支持內(nèi)群體的意愿，并且與消費者民族中心主義、個人犧牲等存在正相關(guān)。Han等[15]也認為，集體懷舊可以為人們提供一種穩(wěn)定感和歸屬感，會調(diào)節(jié)人們對復古產(chǎn)品的需求，經(jīng)歷過集體懷舊的人更有可能表現(xiàn)出對國內(nèi)品牌的偏好?；谝陨侠碚?，提出以下假設。

H1：集體懷舊對服裝消費者國貨意識具有正向影響。

1.2.2 身份認同的中介作用

身份認同來源于一個人的自我意識，代表某一個體處于某個地位或承擔某個角色時，其和同一類別的成員之間具有相應的同一性[16]。當個體感知到自己從屬于某一群體時，就會從該群體的成員中獲得自尊感和認同感，并且很有可能采取符合與該特定群體身份相關(guān)的規(guī)范和刻板印象的行為[17]。身份不是一個簡單的概念，由于外界環(huán)境的變化，個體的身份也包含了多重含義。本文采用Cheek等[18]的劃分方式，將身份認同劃分為個人身份認同、社會身份認同和集體身份認同3個維度。個人身份認同是關(guān)于自身價值觀、追求理想、追尋目標和其主觀的感知；社會身份認同是指與他人有關(guān)的展示于公眾面前的形象，如個人聲譽、受歡迎程度等；集體身份認同是指從屬于社會和人口基本信息群體的自我概念。

根據(jù)Wildschut等[7]的觀點，集體懷舊情緒與群體層面的自我有關(guān)，它加強了一種新的社會認同感，這種社會認同感建立在對過去共同經(jīng)歷的認識的基礎上，以彌補失去的經(jīng)歷。Cheung等[8]研究指出，集體記憶創(chuàng)造了一種共同命運感和歸屬感，可以指明人們的社會身份，為進一步強化社會認同感奠定了基礎。此外，Green等[19]通過實驗研究也發(fā)現(xiàn)集體懷舊可以增強參與者的群體認同，從而進一步促進志愿者的參與意愿?；谝陨侠碚?，提出以下假設。

H2a：集體懷舊對個人身份認同具有正向影響。

H2b：集體懷舊對社會身份認同具有正向影響。

H2c：集體懷舊對集體身份認同具有正向影響。

當群體成員成為心理自我的一部分時，可以根據(jù)他們的社會身份體驗情緒，并且對社會群體的認同會進一步影響他們對社會群體的態(tài)度和行為[20]。Dimitriadou等[21]研究也支持了這一觀點，指出當個人作為特定群體的一員來看待自己時，會增加個人對內(nèi)群體產(chǎn)品的偏好。也就是說，受身份和文化背景的影響，服裝消費者會更傾向于尋求與自己顯著身份認同相一致的服裝品牌，以增強他們認同一致性的情緒體驗?；谝陨侠碚?，提出以下假設。

H3a：個人身份認同對服裝消費者國貨意識具有正向影響。

H3b：社會身份認同對服裝消費者國貨意識具有正向影響。

H3c：集體身份認同對服裝消費者國貨意識具有正向影響。

1.2.3 社會情緒的調(diào)節(jié)作用

社會情緒是個人對現(xiàn)實社會的心理反應，它不僅與個人的利益和需求密切相關(guān)，而且受到個人意識形態(tài)、價值觀念和行為模式的深刻影響[22]。Smith[23]將社會情緒定義為處于某一社會的個體所產(chǎn)生的心理感受和情緒體驗，社會情緒受到社會關(guān)注的驅(qū)動，反過來又會調(diào)節(jié)社會環(huán)境。與基本情緒一樣，社會情緒也包括正面的和負面的，通常具有正面社會情緒的個體會以積極向上的態(tài)度看待整個社會的發(fā)展；而具有負面社會情緒的個體表現(xiàn)為抑郁，可能導致較低的工作和生活創(chuàng)造力[24]。

社會情緒是普遍和復雜的，對個體的認知、動機以及行為選擇等方面起著調(diào)節(jié)作用。Smith等[25]研究指出，在評價與內(nèi)群體有關(guān)的事物時，個體基于共同的群體情感紐帶會本能的融入附加的群體情感和意義，開放包容的社會情緒可以加強對內(nèi)群體的積極態(tài)度和行為意圖，反之則會減少對內(nèi)群體的偏袒。張燚等[11]的研究指出，社會情緒能夠正向調(diào)節(jié)消費者的國貨意識，積極的社會情緒在國家自豪感、國家集體自尊、本土品牌認同度等對國貨意識的影響中起到了調(diào)節(jié)作用。基于以上理論，提出以下假設。

H4a：社會情緒正向調(diào)節(jié)個人身份認同對服裝消費者國貨意識的影響。

H4b：社會情緒正向調(diào)節(jié)社會身份認同對服裝消費者國貨意識的影響。

H4c：社會情緒正向調(diào)節(jié)集體身份認同對服裝消費者國貨意識的影響。

1.2.4 模型構(gòu)建

基于以上理論基礎，構(gòu)建了集體懷舊對服裝消費者國貨意識影響的概念模型。其中，自變量是集體懷舊，因變量是服裝消費者國貨意識，中介變量是身份認同，調(diào)節(jié)變量是社會情緒，具體模型如圖1所示。

圖1 概念模型Fig.1 Conceptual model

2 研究設計與數(shù)據(jù)處理

2.1 問卷設計

本文的測量變量包括集體懷舊、國貨意識、身份認同和社會情緒，為保證量表的內(nèi)容效度，均采用前人開發(fā)修訂的成熟量表來設計相關(guān)題項。其中，集體懷舊量表參考Smeekes等[26]編制的國家懷舊量表；身份認同量表參考Cheek等[18]編制的身份認同量表，包含個人身份認同、社會身份認同和集體身份認同3個維度；社會情緒量表參考張燚等[11]編制的社會情緒量表；國貨意識量表參考Shimp等[10]編制的國貨意識量表。以上測量題項均釆用李克特5分量表計分。

在正式調(diào)查問卷發(fā)放之前搜集了80份小樣本數(shù)據(jù)進行預調(diào)研，以測試量表的設計是否理想。通過檢驗樣本數(shù)據(jù)的信效度，發(fā)現(xiàn)集體懷舊、國貨意識和社會情緒的克朗巴哈系數(shù)(Cronbach′s α值)與因子載荷系數(shù)均大于0.7的標準值，故這3個變量的量表具有一定的可靠性(Cronbach′s α值不超過0.6，一般認為內(nèi)部一致信度不足；達到0.7～0.8時表示量表具有相當?shù)男哦?，達0.8～0.9時說明量表信度非常好)。身份認同量表中部分題項的因子載荷系數(shù)低于0.5的標準值，故考慮將其刪除。結(jié)合本文研究的調(diào)查內(nèi)容，在參考相關(guān)專家的建議后對調(diào)查問卷的結(jié)構(gòu)、題項的設計做相應調(diào)整，形成最終的正式調(diào)查問卷。

2.2 數(shù)據(jù)收集與處理

正式調(diào)查問卷一部分在問卷星平臺發(fā)放，另一部分通過微信、小紅書等社交平臺邀請人員參與填寫?？偣不厥諉柧?00份，過濾掉重復性過高、存在極端值、填寫時間不足等無效問卷后，有效問卷共349份，有效率為87.25%。其中，男性和女性分別占比42.41%和57.59%；從年齡分布情況來看，18周歲及以下的人群占比2.86%，19～29周歲的人群占比67.62%，30～40周歲的人群占比20.92%，41周歲及以上的人群占比8.60%；從月收入情況來看，5 000元及以下的人群占比64.76%，5 001～10 000元的人群占比23.21%，如表1所示。

表1 樣本人群統(tǒng)計特征概況Tab.1 Demographic characteristics of sample

3 實證分析

3.1 信度和效度檢驗

運用SPSS25.0軟件分析樣本數(shù)據(jù)的可靠性，結(jié)果如表2所示。各變量的Cronbach′s α值介于0.882～0.922之間，其中，集體懷舊為0.877、個人身份認同為0.922、社會身份認同為0.896、集體身份認同為0.886、社會情緒為0.882、國貨意識為0.882，說明調(diào)查問卷的信度是可接受的，量表的數(shù)據(jù)分析是可靠的。

表2 變量的信效度分析Tab.2 Reliability and validity analysis of variables

表3 變量的區(qū)分效度檢驗Tab.3 Discriminant validity test of variables

運用AMOS24.0軟件進行驗證性因子分析，結(jié)果如表2所示。6個變量的平均方差抽取量(AVE)值介于0.603～0.665之間，組合信度(CR)值介于0.883～0.923之間，均大于可接受的標準，說明調(diào)查問卷所采用的測量指標對各變量的綜合解釋能力較高。建立結(jié)構(gòu)方程模型進行擬合度分析，測得各項擬合指標：卡方與自由度比(χ2/df)為1.965，標準殘差均方和平方根(SRMR)為0.045，近似誤差均方根(RMSEA)為0.053，比較擬合指數(shù)(CFI)為0.946，塔克-劉易斯指數(shù)(TLI)為0.940，增量擬合指數(shù)(IFI)為0.947，說明結(jié)構(gòu)模型的擬合優(yōu)度較好。進一步分析變量間的區(qū)分效度，結(jié)果如表3所示，各變量間的相關(guān)性均顯著(P<0.001)，同時系數(shù)值均小于對應的AVE平方根，說明變量之間具有較為理想的區(qū)別度。

3.2 中介效應檢驗

以集體懷舊作為自變量，國貨意識作為因變量，身份認同的3個維度作為并行中介變量，控制性別、年齡和收入因素的影響，采用Hayes編制的SPSS宏程序PROCESS中的model 4(簡單中介模型)驗證中介效應。結(jié)果如表4所示，集體懷舊對國貨意識的正向預測作用顯著(β=0.514，t=9.972，P<0.001)，即假設H1成立。放入個人身份認同、社會身份認同、集體身份認同中介變量后，集體懷舊對國貨意識的正向預測作用依然顯著(β=0.261，t=5.054，P<0.001)，但效應值有所降低；集體懷舊對個人身份認同的正向預測作用顯著(β=0.413，t=8.184，P<0.001)，即假設H2a成立；集體懷舊對社會身份認同的正向預測作用顯著(β=0.446，t=9.319，P<0.001)，即假設H2b成立；集體懷舊對集體身份認同的正向預測作用顯著(β=0.386，t=6.947，P<0.001)，即假設H2c成立；個人身份認同對國貨意識的正向預測作用顯著(β=0.141，t=2.346，P<0.01)，即假設H3a成立；社會身份認同對國貨意識的正向預測作用顯著(β=0.282，t=4.541，P<0.001)，即假設H3b成立；集體身份認同對國貨意識的正向預測作用顯著(β=0.179，t=3.340，P<0.001)，即假設H3c成立。

表4 身份認同的中介模型檢驗Tab.4 Test of mediating effect of identity

采用拔靴法(Bootstrap)檢驗個人身份認同、社會身份認同和集體身份認同在集體懷舊與國貨意識之間的中介效應的顯著性，結(jié)果如表5所示。各條路徑的Bootstrap 95% 置信區(qū)間都不包含0，即代個人身份認同、社會身份認同和集體身份認同均在集體懷舊與國貨意識之間發(fā)揮了顯著的中介效應?？傞g接效應占比49.26%；個人身份認同占總效應的11.36%；社會身份認同占總效應的24.46%；集體身份認同占總效應的13.44%。

表5 身份認同為中介的Bootstrap分析Tab.5 Bootstrap analysis of identity as a mediator

3.3 有調(diào)節(jié)的中介效應檢驗

以集體懷舊作為自變量，國貨意識作為因變量，身份認同的3個維度作為中介變量，社會情緒作為調(diào)節(jié)變量，控制性別、年齡和收入因素的影響，使用Hayes編制的SPSS宏程序PROCESS中的model14(與本文研究的理論模型一致)進行調(diào)節(jié)效應檢驗。結(jié)果顯示，將社會情緒放入模型后，社會身份認同和社會情緒的乘積項對國貨意識的正向預測作用顯著(β=0.207，t=2.730，P<0.01)，即假設H4b成立；集體身份認同和社會情緒的乘積項對國貨意識的正向預測作用顯著(β=0.180，t=2.524，P<0.05)，即假設H4c成立；個人身份認同和社會情緒的乘積項對國貨意識的預測作用不顯著(β=0.138，t=1.777，P>0.05)，即假設H4a不成立，該研究結(jié)果可能與個人的自我價值和追求不易受到外界因素的影響有關(guān)。

進行簡單斜率分析，結(jié)果如表6所示。在低社會情緒水平(M-1SD)下，社會身份認同對國貨意識不具有顯著的預測作用(β=0.114，t=1.457，P>0.05)，在高社會情緒水平(M+1SD)下，社會身份認同顯著正向預測國貨意識(β=0.334，t=5.071，P<0.001)；在低社會情緒水平(M-1SD)下，集體身份認同對國貨意識不具有顯著的預測作用(β=0.073，t=1.160，P>0.05)，在高社會情緒水平(M+1SD)下，集體身份認同顯著正向預測國貨意識(β=0.264，t=3.747，P<0.001)。這表明隨著消費者社會情緒水平的提高，社會身份認同和集體身份認同對國貨意識的正向預測作用也逐漸增強，如圖2、3所示。

表6 在社會情緒不同水平上的身份認同中介效應分析Tab.6 Analysis of mediating effect of identity at different levels of social emotion

圖2 社會情緒在社會身份認同與國貨意識中的調(diào)節(jié)作用Fig.2 Moderating effect of social emotion on social identity and national-brand consciousness

圖3 社會情緒在集體身份認同與國貨意識中的調(diào)節(jié)作用Fig.3 Moderating effect of social emotion on collective identity and national-brand consciousness

4 結(jié)束語

本文基于懷舊心理的視角，探索了集體懷舊與服裝消費者國貨意識之間的聯(lián)系，并將個人身份認同、社會身份認同、集體身份認同以及社會情緒變量引入到理論模型中，探究其中的內(nèi)在機制。通過問卷調(diào)查法收集數(shù)據(jù)并進行實證分析，結(jié)果表明：①集體懷舊對服裝消費者國貨意識具有正向影響；②個人身份認同、社會身份認同和集體身份認同均在集體懷舊與國貨意識之間起部分中介的作用；③社會情緒分別在社會身份認同和集體身份認同與國貨意識之間起正向調(diào)節(jié)作用，但在個人身份認同與國貨意識之間的調(diào)節(jié)作用不顯著。

基于上述研究結(jié)果，為國產(chǎn)服裝品牌的崛起以及懷舊消費市場的發(fā)展提供如下參考建議。

①服裝企業(yè)可以準確把握人們對過去的共同記憶進行懷舊營銷。老牌服裝品牌可以借助消費者的集體共性回憶尋求與其集體懷舊情感共鳴，在追求創(chuàng)新和潮流的基礎上保留原來的經(jīng)典傳統(tǒng)元素，充分利用人們追憶過去的心理進行懷舊營銷。另外，一些新服裝品牌也可以采取與品牌相契合的懷舊營銷策略，使服裝品牌具有豐富的情感價值與內(nèi)涵。

②服裝企業(yè)可以通過激發(fā)消費者的認同感進行營銷。如今消費者不僅追求服裝的質(zhì)量和款式，也更加注重服裝品牌背后所代表的一種主張、一種身份，相關(guān)服裝企業(yè)需要幫助消費者實現(xiàn)自我表達，使消費者體驗到認同感。例如，給服裝品牌打造出一種能夠彰顯其身份的獨特標簽或象征意義，尋求與消費者顯著身份的一致性。

③引導和提高消費者的積極社會情緒。消費者的國貨意識受到社會情緒的調(diào)節(jié)，因此相關(guān)政府部門應著力采取措施疏通人們的心理、培育理性心態(tài)，如協(xié)調(diào)各方利益、改善上訴表達機制、提高人民政治參與水平等。

由于條件限制，本文研究還存在一定的局限性，有待進一步補充和完善。問卷的調(diào)查對象大部分是19～40周歲的年輕消費群體，且學生群體居多，因此研究結(jié)論在一定程度上受到樣本范圍不全的影響，后續(xù)研究需要進行更全面和廣泛的樣本搜集。對于集體懷舊與服裝消費者國貨意識之間關(guān)系的研究，未來還可以探索更多潛在變量的作用，如群體自豪、群際威脅等，進一步完善理論模型。