龐 雋 李夢(mèng)琳

惺惺相惜：社會(huì)身份沖突對(duì)融合式文化混搭產(chǎn)品偏好的影響*

龐 雋1李夢(mèng)琳2

(1中國(guó)人民大學(xué)商學(xué)院, 北京 100872) (2汕頭大學(xué)商學(xué)院, 廣東 汕頭 515063)

作者考察了社會(huì)身份沖突對(duì)融合式文化混搭產(chǎn)品偏好的影響以及該影響的心理機(jī)制和邊界條件。通過(guò)6個(gè)實(shí)驗(yàn), 作者發(fā)現(xiàn)社會(huì)身份沖突提升消費(fèi)者對(duì)融合式文化混搭產(chǎn)品的偏好, 產(chǎn)品的自我驗(yàn)證功能在其中起中介作用。該效應(yīng)受到購(gòu)買目的和購(gòu)買受益人的調(diào)節(jié), 即社會(huì)身份沖突對(duì)融合式文化混搭產(chǎn)品偏好的提升作用在購(gòu)買目的是獲取產(chǎn)品的功能價(jià)值(而非象征價(jià)值)以及消費(fèi)者為他人(而非自己)購(gòu)買時(shí)減弱。這些研究發(fā)現(xiàn)拓展了文化混搭、社會(huì)身份沖突和自我驗(yàn)證的相關(guān)文獻(xiàn), 并為企業(yè)如何借助情境因素營(yíng)銷融合式文化混搭產(chǎn)品提供實(shí)踐指導(dǎo)。

社會(huì)身份沖突, 融合式文化混搭, 自我驗(yàn)證, 購(gòu)買目的, 購(gòu)買受益人

1 前言

1.1 問(wèn)題提出

文化混搭產(chǎn)品是指同時(shí)包含兩種或以上文化元素的產(chǎn)品(Cui et al., 2016)。在中國(guó)市場(chǎng)上, 有外國(guó)品牌為迎合和吸引中國(guó)消費(fèi)者在產(chǎn)品設(shè)計(jì)中融入中國(guó)文化元素, 如蔻馳的虎年限定水桶包和麥當(dāng)勞的桂林酸竹筍板燒雞腿堡; 也有中國(guó)品牌為展現(xiàn)國(guó)際化形象或者實(shí)施差異化競(jìng)爭(zhēng)在產(chǎn)品設(shè)計(jì)中融入西方文化元素, 如杏花樓的雀巢咖啡月餅和小龍坎的火鍋蛋撻。這些文化混搭產(chǎn)品往往別出心裁、創(chuàng)意十足, 但市場(chǎng)反響卻不盡如人意。例如, 蔻馳虎年限定水桶包在淘寶官網(wǎng)上的銷量為100件左右, 而同款經(jīng)典水桶包的銷量高達(dá)300多件。麥當(dāng)勞的桂林酸竹筍板燒雞腿堡在大眾點(diǎn)評(píng)上只有15人推薦, 而同家店鋪的經(jīng)典香辣雞腿堡則有82人推薦。面對(duì)文化混搭產(chǎn)品的銷售困境, 企業(yè)如何改變營(yíng)銷思路以提升此類產(chǎn)品的市場(chǎng)表現(xiàn)顯得尤為關(guān)鍵和迫切。因此, 我們有必要探究哪些因素可以提高消費(fèi)者對(duì)文化混搭產(chǎn)品的偏好。這不僅有助于我們深入了解消費(fèi)者購(gòu)買此類產(chǎn)品時(shí)的心理和行為特征, 而且對(duì)企業(yè)的營(yíng)銷策略具有重要的指導(dǎo)意義。值得注意的是, 現(xiàn)有研究將文化混搭分為入侵式和融合式兩種(Shi et al., 2016)。相比于以協(xié)調(diào)互動(dòng)為特征的融合式文化混搭, 入侵式文化混搭帶有明顯的文化侵略特征, 如將麥當(dāng)勞標(biāo)識(shí)置于長(zhǎng)城之上的廣告。在現(xiàn)實(shí)生活中, 融合式混搭更為常見(jiàn), 也是企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的主要形式, 因而更值得我們?nèi)ヌ接懺诤畏N情況下消費(fèi)者對(duì)此類產(chǎn)品的偏好會(huì)有所提升。

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從混搭特征、產(chǎn)品特征和消費(fèi)者特征三個(gè)角度探討哪些因素會(huì)提高消費(fèi)者對(duì)文化混搭產(chǎn)品的接受度(熊莎莎等, 2018)。研究者發(fā)現(xiàn), 提高本土文化的地位(Cui et al., 2016; 聶春艷等, 2018; 聶春艷等, 2022), 增強(qiáng)產(chǎn)品的創(chuàng)新性感知(李曉, 黨毅文, 2017), 提升混搭產(chǎn)品所屬品牌的真實(shí)性與全球性(郭曉凌等, 2019), 以及提高消費(fèi)者的經(jīng)驗(yàn)開(kāi)放性(Leung & Chiu, 2010)、降低他們的民族中心主義(Shi et al., 2016)等可以提高消費(fèi)者對(duì)文化混搭產(chǎn)品的接受度。相較之下, 我們對(duì)影響該接受度的情境因素知之甚少。僅有少數(shù)學(xué)者討論了國(guó)家地位威脅、本土文化威脅與死亡凸顯的消極影響(Chen et al., 2016; Jia et al., 2011; Leung & Chiu, 2010)。但尚未有研究探討在何種情境下消費(fèi)者對(duì)文化混搭產(chǎn)品的接受度會(huì)有所上升。我們認(rèn)為, 并非所有的心理威脅都會(huì)降低接受度。社會(huì)身份沖突所構(gòu)成的自我威脅可能成為消費(fèi)者接受和喜愛(ài)此類產(chǎn)品的一個(gè)誘因。

社會(huì)身份沖突指?jìng)€(gè)體所擁有的多種社會(huì)身份由于各自的價(jià)值觀或行為規(guī)范存在差異而引發(fā)的心理沖突和矛盾感(Hirsh & Kang, 2016)。隨著社會(huì)的發(fā)展, 人們出于物質(zhì)或者精神的需要往往擁有越來(lái)越多的社會(huì)身份, 不同身份之間的矛盾和沖突時(shí)常發(fā)生, 且因?yàn)槿藗儫o(wú)法在短時(shí)間內(nèi)放棄某種身份而難以解決(如進(jìn)城務(wù)工人員所經(jīng)歷的城市和農(nóng)村身份之間的沖突)?，F(xiàn)有關(guān)于社會(huì)身份沖突如何影響消費(fèi)行為的研究十分有限。一部分學(xué)者討論消費(fèi)者在經(jīng)歷社會(huì)身份沖突后表現(xiàn)出的與該矛盾狀態(tài)相一致的消費(fèi)心理和行為(Gao et al., 2020; Yu & Zhang, 2023), 另有少數(shù)學(xué)者從補(bǔ)償?shù)囊暯浅霭l(fā)討論消費(fèi)者如何通過(guò)特定的消費(fèi)行為來(lái)緩解社會(huì)身份沖突帶來(lái)的消極影響(Ma et al., 2021)。本研究采用與前一類文獻(xiàn)同樣的視角?；谧晕因?yàn)證理論(Swann, 1997), 我們提出文化混搭產(chǎn)品所具有的多元文化矛盾特質(zhì)與經(jīng)歷身份沖突的消費(fèi)者的自我概念相契合, 有助于他們實(shí)現(xiàn)自我驗(yàn)證, 因此經(jīng)歷社會(huì)身份沖突后消費(fèi)者對(duì)文化混搭產(chǎn)品的偏好可能有所上升。

1.2 社會(huì)身份沖突對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的影響

自我驗(yàn)證理論是用來(lái)解釋人類基本行為動(dòng)機(jī)的重要理論之一。該理論認(rèn)為, 人們通過(guò)尋求與自我認(rèn)知相一致的反饋來(lái)確認(rèn)和加強(qiáng)自我概念, 目的是提升外界環(huán)境的可控性和可預(yù)測(cè)性(Swann, 1997)。自我驗(yàn)證可以從認(rèn)知和實(shí)用兩個(gè)角度幫助個(gè)體實(shí)現(xiàn)該目的(Swann et al., 1992)。從認(rèn)知角度看, 自我驗(yàn)證強(qiáng)化和鞏固個(gè)體的原有自我認(rèn)知, 維護(hù)自我概念的一致性與穩(wěn)定性, 進(jìn)而增強(qiáng)個(gè)體信心, 提升個(gè)體在與外界環(huán)境互動(dòng)中的控制感。從實(shí)用角度看, 自我驗(yàn)證向他人釋放與自我概念一致的信號(hào), 合理規(guī)范他人期望, 避免他人對(duì)個(gè)體產(chǎn)生過(guò)高的期待或過(guò)低的評(píng)價(jià), 進(jìn)而形成可預(yù)測(cè)的外部環(huán)境。

自我驗(yàn)證的心理價(jià)值使其成為個(gè)體的基本動(dòng)機(jī)之一, 即使他們持有消極的自我認(rèn)知。例如, 研究者發(fā)現(xiàn), 在社交行為中持有消極自我概念的個(gè)體更傾向于選擇對(duì)自己持有消極看法而非積極看法的社交對(duì)象(Swann, 1997), 更喜歡與那些驗(yàn)證自我身份而非提升自我身份的人交往(Gómez et al., 2009)。在消費(fèi)領(lǐng)域, 外貌自我評(píng)價(jià)較低的消費(fèi)者更偏好帶有“丑陋”標(biāo)志的T恤衫(Brannon & Mandel, 2017), 自尊水平較低的消費(fèi)者更傾向于購(gòu)買低質(zhì)產(chǎn)品(Stuppy et al., 2020)。由此可見(jiàn), 具有消極自我認(rèn)知的個(gè)體也具有自我驗(yàn)證動(dòng)機(jī)。

我們認(rèn)為, 社會(huì)身份沖突強(qiáng)化個(gè)體的自我驗(yàn)證動(dòng)機(jī)。首先, 社會(huì)身份沖突是一種非常態(tài)化的心理體驗(yàn)(Hirsh & Kang, 2016)。當(dāng)身份沖突凸顯時(shí), 個(gè)體為了維護(hù)自我概念的穩(wěn)定性傾向于對(duì)現(xiàn)有狀態(tài)加以確認(rèn)和肯定以便更好地控制這種身份狀態(tài)。其次, 經(jīng)歷身份沖突的個(gè)體由于同時(shí)受到不同群體規(guī)范的制約, 可能在社會(huì)交往中出現(xiàn)相互矛盾的行為表現(xiàn), 不利于他人對(duì)自己的理解和接受(Cooley et al., 2018)。通過(guò)自我驗(yàn)證, 個(gè)體向他人釋放矛盾個(gè)體的信號(hào), 可以減少他人非議, 營(yíng)造安全、可預(yù)測(cè)的外部環(huán)境。因此, 當(dāng)社會(huì)身份沖突凸顯時(shí)個(gè)體可能產(chǎn)生強(qiáng)烈的自我驗(yàn)證動(dòng)機(jī)。

有意顯示身份線索是自我驗(yàn)證的重要方式之一(Swann & Buhrmester, 2012), 而選擇特定的產(chǎn)品可以幫助個(gè)體向他人展示身份線索。消費(fèi)者經(jīng)常將產(chǎn)品視為延伸的自我, 通過(guò)產(chǎn)品的象征意義建構(gòu)和維護(hù)自我概念(Belk, 1988; Escalas & Bettman, 2003)。由于自我驗(yàn)證是個(gè)體對(duì)自我認(rèn)知的強(qiáng)化與確認(rèn), 因此與自我概念契合的產(chǎn)品可以幫助消費(fèi)者實(shí)現(xiàn)自我驗(yàn)證。我們認(rèn)為, 經(jīng)歷社會(huì)身份沖突的個(gè)體傾向于認(rèn)為文化混搭產(chǎn)品與自我概念契合。根據(jù)雙文化啟動(dòng)效應(yīng), 不同文化的同時(shí)呈現(xiàn)會(huì)凸顯文化差異性(Chiu et al., 2009)。文化混搭產(chǎn)品包含了兩種或以上的文化元素, 文化差異的凸顯導(dǎo)致產(chǎn)品的文化身份或者象征意義具有明顯的矛盾特性, 這與經(jīng)歷社會(huì)身份沖突的消費(fèi)者的自我概念的矛盾特性相一致。這種一致性導(dǎo)致消費(fèi)者傾向于認(rèn)為文化混搭產(chǎn)品可以作為某種身份線索向他人傳遞其自我概念, 具有自我驗(yàn)證的功能。因此, 社會(huì)身份沖突可能提升他們對(duì)此類產(chǎn)品的偏好。

基于上述討論, 我們提出以下研究假設(shè)。

H1：社會(huì)身份沖突提升消費(fèi)者對(duì)文化混搭產(chǎn)品的偏好。

H2：產(chǎn)品的自我驗(yàn)證功能在社會(huì)身份沖突與文化混搭產(chǎn)品偏好之間起中介作用。

1.3 社會(huì)身份沖突影響文化混搭產(chǎn)品偏好的邊界條件

根據(jù)我們的推理, 社會(huì)身份沖突提升消費(fèi)者對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的前提是產(chǎn)品可以表達(dá)消費(fèi)者的自我概念(Belk, 1988; Escalas & Bettman, 2003)。當(dāng)產(chǎn)品與自我概念無(wú)關(guān)時(shí), 這一提升效應(yīng)就會(huì)減弱甚至消失?；诖? 我們提出購(gòu)買目的和購(gòu)買受益人兩個(gè)邊界條件, 即當(dāng)消費(fèi)者的購(gòu)買目的是為了獲得產(chǎn)品的功能性價(jià)值而非象征價(jià)值時(shí), 或者消費(fèi)者是為他人而非為自己購(gòu)買時(shí), 產(chǎn)品與消費(fèi)者的自我概念的相關(guān)性減弱, 主效應(yīng)隨之減弱。

1.3.1 購(gòu)買目的的調(diào)節(jié)作用

消費(fèi)者的購(gòu)買目的可以分為功能性和象征性兩種(Granulo et al., 2021)：前者指獲得產(chǎn)品的使用價(jià)值, 幫助消費(fèi)者完成特定目標(biāo); 后者指獲得產(chǎn)品的象征價(jià)值, 幫助消費(fèi)者自我表達(dá)。購(gòu)買目的是影響消費(fèi)決策的重要因素之一(Granulo et al., 2021; Garcia-Rada et al., 2022)。

我們認(rèn)為, 購(gòu)買目的可能調(diào)節(jié)社會(huì)身份沖突對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的影響。消費(fèi)者持有象征性購(gòu)買目的時(shí)更傾向于選擇能夠幫助其表達(dá)自我的產(chǎn)品。由于文化混搭產(chǎn)品的象征含義有助于經(jīng)歷社會(huì)身份沖突的消費(fèi)者實(shí)現(xiàn)自我驗(yàn)證, 因此他們對(duì)此類產(chǎn)品的偏好有所提升。相反, 消費(fèi)者持有功能性購(gòu)買目的時(shí)更注重產(chǎn)品的使用價(jià)值而非象征價(jià)值。此時(shí), 消費(fèi)者依靠所購(gòu)買的產(chǎn)品來(lái)表達(dá)自我概念的傾向性減弱, 文化混搭產(chǎn)品對(duì)他們的吸引力也隨之下降, 從而削弱了社會(huì)身份沖突對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的提升作用。為此, 我們假設(shè)：

H3：購(gòu)買目的調(diào)節(jié)社會(huì)身份沖突對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的影響。與象征性購(gòu)買目的相比, 當(dāng)消費(fèi)者持有功能性購(gòu)買目的時(shí)社會(huì)身份沖突對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的影響減弱。

1.3.2 購(gòu)買受益人的調(diào)節(jié)作用

消費(fèi)者經(jīng)常面臨為他人做購(gòu)買決策的情況, 如為家人選購(gòu)產(chǎn)品或給朋友挑選禮物。由于所購(gòu)產(chǎn)品的受益人不同, 消費(fèi)者為自己或他人做決策時(shí)其決策過(guò)程和結(jié)果往往存在諸多差異。例如, 相比于為自己決策, 消費(fèi)者在為他人決策時(shí)會(huì)更偏好理性(而非感性)選項(xiàng)(Hong & Chang, 2015)、放縱(而非自律)產(chǎn)品(Laran, 2010)和高(而非低)風(fēng)險(xiǎn)選項(xiàng)(Polman, 2012), 并表現(xiàn)出更高水平的多樣化尋求(Choi et al., 2006)。

購(gòu)買受益人可能會(huì)調(diào)節(jié)社會(huì)身份沖突對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的影響。當(dāng)消費(fèi)者為自己決策時(shí), 產(chǎn)品最終被消費(fèi)者所擁有和使用, 產(chǎn)品的象征意義自然轉(zhuǎn)移到消費(fèi)者身上, 成為其自我概念的一部分。因此, 對(duì)經(jīng)歷身份沖突的消費(fèi)者而言, 選擇與自我概念相契合的文化混搭產(chǎn)品可以幫助其實(shí)現(xiàn)自我驗(yàn)證。但是, 當(dāng)消費(fèi)者為他人決策時(shí), 產(chǎn)品并非為消費(fèi)者所擁有和使用, 產(chǎn)品的象征意義無(wú)法影響消費(fèi)者的自我認(rèn)知。盡管此時(shí)文化混搭產(chǎn)品仍然具有矛盾特質(zhì), 但無(wú)法與消費(fèi)者的自身概念建立有效聯(lián)結(jié)。產(chǎn)品幫助消費(fèi)者實(shí)現(xiàn)自我驗(yàn)證的功能消失, 消費(fèi)者的產(chǎn)品偏好也隨之下降。為此, 我們假設(shè)：

H4：購(gòu)買受益人調(diào)節(jié)社會(huì)身份沖突對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的影響。與為自己決策相比, 當(dāng)消費(fèi)者為他人決策時(shí)社會(huì)身份沖突對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的影響減弱。

2 實(shí)驗(yàn)1：社會(huì)身份沖突對(duì)消費(fèi)者文化混搭產(chǎn)品偏好的影響

實(shí)驗(yàn)1包含兩個(gè)實(shí)驗(yàn), 分別采用不同的刺激物和社會(huì)身份沖突的操作方式來(lái)檢驗(yàn)主效應(yīng)(H1)。

2.1 實(shí)驗(yàn)1a：圍巾

實(shí)驗(yàn)1a的目的是通過(guò)測(cè)量消費(fèi)者的長(zhǎng)期社會(huì)身份沖突感初步驗(yàn)證社會(huì)身份沖突與文化混搭產(chǎn)品偏好之間的關(guān)系。

2.1.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)和被試

本實(shí)驗(yàn)采用組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 包括文化混搭組和非文化混搭組。根據(jù)G*Power 3.1軟件(Cohen, 2013), 當(dāng)效應(yīng)量(f)為0.25、期望功效值為0.80時(shí), 最小計(jì)劃樣本量為128。由于我們采用線上實(shí)驗(yàn)的方式, 考慮到部分被試可能因?yàn)闆](méi)有認(rèn)真答題而被刪除, 因此實(shí)際實(shí)驗(yàn)時(shí)我們?cè)谝?jiàn)數(shù)平臺(tái)上一共招募了300名被試, 女性占比68.7%, 平均年齡30.88歲(= 8.21)。他們被隨機(jī)分配到兩個(gè)實(shí)驗(yàn)組中的一組。

2.1.2 實(shí)驗(yàn)流程與刺激物

在實(shí)驗(yàn)中, 被試按要求完成兩個(gè)不相關(guān)的任務(wù)。第一個(gè)任務(wù)是測(cè)量被試的長(zhǎng)期社會(huì)身份沖突感。我們首先向被試介紹社會(huì)身份的定義并舉例說(shuō)明, 然后詢問(wèn)他們?cè)诙啻蟪潭壬险J(rèn)為自己從屬于多個(gè)不同的社會(huì)群體。接下來(lái), 我們向被試介紹了社會(huì)身份沖突的定義, 并要求他們?cè)谒伎甲约憾鄠€(gè)社會(huì)身份之間的相互關(guān)系后評(píng)價(jià)這些身份相互沖突的程度：(1)“你覺(jué)得你所擁有的不同社會(huì)身份之間有多大沖突？” (2) “你認(rèn)為履行一種身份的職責(zé)會(huì)在多大程度上阻礙你履行另一種身份的職責(zé)？” (3) “你認(rèn)為履行一種身份的職責(zé)會(huì)在多大程度上不利于你履行另一種身份的職責(zé)？” (1 = 完全沒(méi)有, 7 = 非常強(qiáng)烈, Cronbach’s α = 0.88, Etkin & Memmi, 2021)。

在第二個(gè)任務(wù)中, 我們向被試介紹了一個(gè)真實(shí)的英國(guó)羊毛品牌Johnstons of Elgin, 并展示該品牌在中國(guó)市場(chǎng)新推出的一款羊絨圍巾(虛擬產(chǎn)品)。在文化混搭產(chǎn)品組, 該圍巾名為“福愿系列”, 在頭尾兩側(cè)各繡有一個(gè)“?！弊?。在非文化混搭產(chǎn)品組, 該圍巾名為“朗蒂系列”, 款式顏色與文化混搭組的圍巾完全一樣, 唯一區(qū)別是沒(méi)有“?！弊謭D案(參見(jiàn)網(wǎng)絡(luò)版附錄1)。被試在閱讀產(chǎn)品信息后評(píng)價(jià)自己對(duì)該圍巾的態(tài)度(“你有多喜歡這款圍巾？”1 = 一點(diǎn)不喜歡, 7 = 非常喜歡)和購(gòu)買意愿(“如果你現(xiàn)在想購(gòu)買一條圍巾, 你有多大可能會(huì)購(gòu)買這款圍巾？”1 = 完全沒(méi)可能, 7 = 非常有可能)。最后, 被試完成一系列人口統(tǒng)計(jì)問(wèn)題后結(jié)束實(shí)驗(yàn)。

2.1.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

我們將產(chǎn)品態(tài)度和購(gòu)買意愿的均值作為產(chǎn)品偏好(= 0.85), 使用bootstrapping方法對(duì)長(zhǎng)期社會(huì)身份沖突感和產(chǎn)品類型(0 = 非文化混搭產(chǎn)品, 1 = 文化混搭產(chǎn)品)對(duì)產(chǎn)品偏好的交互影響進(jìn)行檢驗(yàn)(模型1, 樣本量5000, Hayes, 2013)。結(jié)果表明, 產(chǎn)品類型顯著影響產(chǎn)品偏好, 總體而言被試更偏好非文化混搭產(chǎn)品(= ?1.73,= 0.50;(296) = ?3.45,< 0.001, Cohen’s= 0.40)。更重要的是, 我們發(fā)現(xiàn)顯著的交互效應(yīng)(= 0.28,= 0.13;(296) = 2.23,= 0.027, Cohen’s= 0.26)。社會(huì)身份沖突感正向影響被試對(duì)文化混搭產(chǎn)品的偏好(index = 0.28, 95% CI = 0.1015 ～ 0.4638, Cohen’s= 0.36), 但不影響他們對(duì)非文化混搭產(chǎn)品的偏好(index = ?0.002, 95% CI = ?0.1756 ～ 0.1720)。社會(huì)身份沖突感對(duì)產(chǎn)品偏好的主效應(yīng)不顯著(= ?0.002,= 0.09;(296) = ?0.02,= 0.984)。

2.2 實(shí)驗(yàn)1b：月餅

實(shí)驗(yàn)1b有兩個(gè)目的。第一, 在實(shí)驗(yàn)1a中我們采用測(cè)量而非操縱的方式量化被試的社會(huì)身份沖突, 證實(shí)了該變量與文化混搭產(chǎn)品偏好之間的相關(guān)關(guān)系, 但無(wú)法證實(shí)兩者之間的因果關(guān)系。為此, 在實(shí)驗(yàn)1b我們操縱被試的社會(huì)身份沖突以驗(yàn)證該情境變量對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的因果影響。第二, 在實(shí)驗(yàn)1a中, 我們使用源于西方文化的蘇格蘭羊絨圍巾作為目標(biāo)產(chǎn)品, 在文化混搭組的產(chǎn)品設(shè)計(jì)中融入中國(guó)文化元素。因此, 實(shí)驗(yàn)1a的結(jié)果可能源于本土文化的補(bǔ)償機(jī)制, 即帶有本土文化特征的產(chǎn)品幫助個(gè)體在經(jīng)歷社會(huì)身份沖突后補(bǔ)償控制感的缺失, 重塑安全感(柳武妹等, 2014)。為了排除這一競(jìng)爭(zhēng)解釋, 我們?cè)趯?shí)驗(yàn)1b中變換了刺激物, 采用月餅作為目標(biāo)產(chǎn)品, 將文化混搭產(chǎn)品設(shè)計(jì)為摩卡咖啡口味, 將非混搭產(chǎn)品設(shè)計(jì)為傳統(tǒng)的蓮蓉口味。如果本土文化的補(bǔ)償機(jī)制成立, 那么經(jīng)歷社會(huì)身份沖突的消費(fèi)者對(duì)這兩款月餅的偏好應(yīng)當(dāng)沒(méi)有顯著差異(兩款產(chǎn)品都包含本土文化元素), 甚至可能因?yàn)橥鈦?lái)文化的加入而更加排斥文化混搭產(chǎn)品。相反, 如果被試對(duì)文化混搭產(chǎn)品的偏好源于自我驗(yàn)證動(dòng)機(jī), 那么經(jīng)歷社會(huì)身份沖突后的被試會(huì)更加偏好文化混搭產(chǎn)品。

2.2.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)和被試

本實(shí)驗(yàn)采用單因素組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。根據(jù)G*Power 3.1軟件(Cohen, 2013), 當(dāng)效應(yīng)量()為0.25、期望功效值為0.80時(shí), 該實(shí)驗(yàn)的最小計(jì)劃樣本量為126。在實(shí)際實(shí)驗(yàn)時(shí)我們?cè)谝?jiàn)數(shù)平臺(tái)上招募了250名被試, 女性占比57.2%, 平均年齡29.07歲(= 7.73)。被試被隨機(jī)分配到社會(huì)身份沖突啟動(dòng)組或控制組。

2.2.2 實(shí)驗(yàn)流程與刺激物

在實(shí)驗(yàn)中, 被試按要求完成兩個(gè)不相關(guān)的任務(wù)。第一個(gè)任務(wù)是“社會(huì)身份調(diào)查”, 用來(lái)操控社會(huì)身份沖突(Rabinovich & Morton, 2016)。在控制組, 我們介紹了社會(huì)身份的定義并要求被試寫(xiě)下自己同時(shí)擁有的兩種社會(huì)身份。在啟動(dòng)組, 我們介紹了社會(huì)身份和社會(huì)身份沖突的定義, 并在展示兩個(gè)社會(huì)身份沖突的例子之后要求被試回憶并詳細(xì)描述自己曾經(jīng)歷過(guò)的兩種社會(huì)身份相互沖突的經(jīng)歷。

第二個(gè)任務(wù)是產(chǎn)品選擇。我們讓被試想象自己正打算購(gòu)買一款月餅, 然后向他們展示某虛擬品牌的兩款月餅廣告(參見(jiàn)網(wǎng)絡(luò)版附錄1), 并讓他們做出購(gòu)買選擇。其中, 文化混搭產(chǎn)品“摩卡咖啡月餅”的廣告詞是“當(dāng)西方摩卡遇上東方月餅”。廣告左下方配有身著西方傳統(tǒng)服飾的人物圖片及咖啡豆圖片。非文化混搭產(chǎn)品“桂花蓮蓉月餅”的廣告詞是“清甜桂香, 醇正美味之選”。廣告左下方配有身著中國(guó)傳統(tǒng)文化服飾的嫦娥捧月圖片。前測(cè)表明(= 80), “摩卡咖啡月餅”比“桂花蓮蓉月餅”的文化混搭程度更高(混搭產(chǎn)品= 5.81,混搭產(chǎn)品= 1.20;非混搭產(chǎn)品= 4.73,非混搭產(chǎn)品= 1.45),(1, 78) = 13.39,< 0.001, η2= 0.15。后測(cè)結(jié)果表明(= 149), 兩款廣告在美觀度(混搭產(chǎn)品= 4.58,混搭產(chǎn)品= 1.42;非混搭產(chǎn)品= 4.79,非混搭產(chǎn)品= 1.48;(1, 147) = 0.75,= 0.389)和吸引力(混搭產(chǎn)品= 4.73,混搭產(chǎn)品= 1.67;非混搭產(chǎn)品= 4.56,非混搭產(chǎn)品= 1.52;(1, 147) = 0.42,= 0.517)以及兩款產(chǎn)品在美味感知(混搭產(chǎn)品= 4.77,混搭產(chǎn)品= 1.65;非混搭產(chǎn)品= 4.97,非混搭產(chǎn)品= 1.46;(1, 147) = 0.63,= 0.428)和消費(fèi)者喜愛(ài)度(混搭產(chǎn)品= 4.51,混搭產(chǎn)品= 1.58;非混搭產(chǎn)品= 4.48,非混搭產(chǎn)品= 1.63;(1, 147) = 0.02,= 0.899)上均沒(méi)有顯著差異。在正式實(shí)驗(yàn)中, 我們對(duì)廣告的呈現(xiàn)位置進(jìn)行了互換處理。

接下來(lái), 我們對(duì)被試的社會(huì)身份沖突進(jìn)行操縱檢驗(yàn)(Cronbach’s α = 0.94)。被試在回答人口統(tǒng)計(jì)的問(wèn)題后結(jié)束實(shí)驗(yàn)。

2.2.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

以社會(huì)身份沖突感為因變量的單因素方差分析結(jié)果顯示, 沖突啟動(dòng)組的被試比控制組的被試感受到更強(qiáng)烈的社會(huì)身份沖突(沖突組= 4.89,沖突組= 1.32;控制組= 2.96,控制組= 1.66;(1, 248) = 102.92,< 0.001, η2= 0.29), 說(shuō)明我們的操縱成功。

以產(chǎn)品選擇為因變量的卡方檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 相比于控制組, 沖突啟動(dòng)組的被試選擇文化混搭產(chǎn)品的概率更高(沖突組= 45.6%,控制組= 32.8%, χ2(1) = 4.30,= 0.038, φ = 0.13)。H1再次得到驗(yàn)證。

2.3 討論

實(shí)驗(yàn)1通過(guò)兩個(gè)實(shí)驗(yàn), 采用不同的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)和刺激物為我們的主效應(yīng)提供實(shí)證支持。在實(shí)驗(yàn)1a, 我們將產(chǎn)品類型設(shè)為組間變量, 驗(yàn)證了消費(fèi)者的長(zhǎng)期社會(huì)身份沖突感與文化混搭產(chǎn)品偏好的正相關(guān)關(guān)系。在實(shí)驗(yàn)1b, 我們將產(chǎn)品類型設(shè)為組內(nèi)變量, 將社會(huì)身份沖突設(shè)為組間變量, 通過(guò)實(shí)驗(yàn)操縱的方法驗(yàn)證臨時(shí)啟動(dòng)的社會(huì)身份沖突對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的積極影響。此外, 實(shí)驗(yàn)1b的結(jié)果排除了本土文化補(bǔ)償機(jī)制這一競(jìng)爭(zhēng)解釋。

我們的實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明, 一般情況下消費(fèi)者對(duì)文化混搭產(chǎn)品的接受度較低。例如, 在實(shí)驗(yàn)1a產(chǎn)品類型對(duì)產(chǎn)品偏好有顯著的負(fù)向影響(混搭產(chǎn)品= 4.07,混搭產(chǎn)品= 1.70;非混搭產(chǎn)品= 4.72,非混搭產(chǎn)品= 1.31;(1, 298) = 14.02,< 0.001, η2= 0.04)。在實(shí)驗(yàn)1b的控制組, 文化混搭產(chǎn)品的市場(chǎng)份額僅為32.8%, 顯著小于非文化混搭產(chǎn)品的市場(chǎng)份額(67.2%,< 0.001, φ = 0.34)。這些結(jié)果與現(xiàn)有文獻(xiàn)一致, 充分表明研究如何提升消費(fèi)者對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的必要性和重要性。

在下一組實(shí)驗(yàn)中, 我們驗(yàn)證社會(huì)身份沖突提高文化混搭產(chǎn)品偏好的心理機(jī)制。

3 實(shí)驗(yàn)2：產(chǎn)品自我驗(yàn)證功能的中介作用

實(shí)驗(yàn)2包含兩個(gè)實(shí)驗(yàn), 目的是檢驗(yàn)主效應(yīng)的心理機(jī)制, 即文化混搭產(chǎn)品的自我驗(yàn)證功能的中介作用(H2)。

3.1 實(shí)驗(yàn)2a：測(cè)量產(chǎn)品的自我驗(yàn)證功能

實(shí)驗(yàn)2a通過(guò)測(cè)量產(chǎn)品的自我驗(yàn)證功能檢驗(yàn)中介效應(yīng), 并排除以下競(jìng)爭(zhēng)解釋。首先, 實(shí)驗(yàn)1b僅包含控制組和沖突組。由于對(duì)不同社會(huì)身份之間關(guān)系的關(guān)注, 沖突組被試可能傾向于采用整體思維模式(Ng et al., 2023), 進(jìn)而對(duì)文化混搭產(chǎn)品中的文化沖突具有更高的容忍度。為此我們?cè)趯?shí)驗(yàn)2a中增加社會(huì)身份協(xié)同組。如果整體思維的解釋機(jī)制成立, 那么協(xié)同組被試也會(huì)因?yàn)殛P(guān)注不同身份之間的關(guān)系而提高整體思維模式, 進(jìn)而對(duì)文化混搭產(chǎn)品產(chǎn)生更高的偏好。其次, 社會(huì)身份沖突是一種消極的心理體驗(yàn), 會(huì)引發(fā)焦慮、緊張等負(fù)面情緒(Hirsh & Kang, 2016), 文化混搭產(chǎn)品所內(nèi)含的新奇感可能具有情緒調(diào)節(jié)的作用, 從而贏得消費(fèi)者的偏好。第三, 身份沖突可能促使個(gè)體從不同視角出發(fā)思考問(wèn)題, 提升認(rèn)知靈活性(Steffens et al., 2016), 進(jìn)而提高對(duì)文化混搭產(chǎn)品的接受度。最后, 社會(huì)身份沖突降低自我概念清晰度(Yu & Zhang, 2023), 因此可能激發(fā)新穎性尋求動(dòng)機(jī), 進(jìn)而導(dǎo)致文化混搭產(chǎn)品偏好的提升。為了排除這些競(jìng)爭(zhēng)解釋機(jī)制, 我們?cè)趯?shí)驗(yàn)2a中對(duì)上述變量進(jìn)行測(cè)量并檢驗(yàn)它們的中介效應(yīng)。

3.1.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)和被試

本實(shí)驗(yàn)同樣采用單因素組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。根據(jù)G*Power 3.1軟件(Cohen, 2013), 當(dāng)效應(yīng)量()為0.25、期望功效值為0.80時(shí), 最小計(jì)劃樣本量為159。我們?cè)谝?jiàn)數(shù)平臺(tái)上招募被試400名, 女性占比71.5%, 平均年齡30.77歲(= 7.14)。被試被隨機(jī)分配到社會(huì)身份沖突組、社會(huì)身份協(xié)同組或控制組。

3.1.2 實(shí)驗(yàn)流程與刺激物

實(shí)驗(yàn)2a的流程與測(cè)量和實(shí)驗(yàn)1b基本相同, 除了以下幾個(gè)方面的區(qū)別。第一, 我們使用咖啡壺作為實(shí)驗(yàn)刺激物以提升研究結(jié)果的外部效度(參見(jiàn)網(wǎng)絡(luò)版附錄1)。其中, 文化混搭組的產(chǎn)品被稱為“臉譜系列”, 壺身上刻有象征中國(guó)傳統(tǒng)文化的藍(lán)色臉譜。非文化混搭組的產(chǎn)品被稱為“美咖系列”, 壺身上刻有“U?COFFEE”字樣的藍(lán)色圓形圖案。前測(cè)結(jié)果表明(= 150), 消費(fèi)者認(rèn)為“臉譜系列”的文化混搭程度比“美咖系列”更高(混搭產(chǎn)品= 5.11,混搭產(chǎn)品= 1.39;非混搭產(chǎn)品= 4.32,非混搭產(chǎn)品= 1.84),(1, 148) = 8.60,= 0.004, η2= 0.05。第二, 我們?cè)黾恿松鐣?huì)身份協(xié)同組。該組被試在了解社會(huì)身份的定義后按要求寫(xiě)下自己的兩種社會(huì)身份相互協(xié)同的經(jīng)歷。第三, 我們將產(chǎn)品選擇改為相對(duì)偏好評(píng)價(jià)(1 = 肯定更加偏好左邊的產(chǎn)品, 7 = 肯定更加偏好右邊的產(chǎn)品), 并在被試完成評(píng)價(jià)任務(wù)之后測(cè)量了一系列潛在中介變量(參見(jiàn)網(wǎng)絡(luò)版附錄2), 包括產(chǎn)品的自我驗(yàn)證功能(Leung et al., 2022)、被試的情緒狀態(tài)(Su et al., 2021)、認(rèn)知靈活性(Martin & Rubin, 1995)、新穎性尋求傾向(Ma?ecka et al., 2022)以及自我概念清晰度(Hohman & Hogg, 2015)。

3.1.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果和討論

操縱檢驗(yàn)。方差分析結(jié)果顯示, 社會(huì)身份操縱對(duì)被試社會(huì)身份沖突感的影響顯著,(2, 397) = 49.37,< 0.001, η2= 0.11。相比于身份協(xié)同組(協(xié)同組= 3.18,協(xié)同組= 1.55,< 0.001)與控制組(控制組= 3.31,控制組= 1.72,< 0.001), 身份沖突組的被試感受到更加強(qiáng)烈的身份沖突感(沖突組= 4.85,沖突組= 1.31)。身份協(xié)同組與控制組則不存在顯著差異(= 0.471)。實(shí)驗(yàn)操縱的有效性得到驗(yàn)證。

主效應(yīng)檢驗(yàn)。我們首先對(duì)產(chǎn)品偏好編碼, 使得分?jǐn)?shù)越高表明被試更偏好文化混搭產(chǎn)品, 然后采用方差分析進(jìn)行驗(yàn)證。結(jié)果顯示, 社會(huì)身份沖突顯著影響消費(fèi)者的文化混搭產(chǎn)品偏好,(2, 397) = 3.75,= 0.024, η2= 0.01。相比于身份協(xié)同組(協(xié)同組= 4.07,協(xié)同組= 2.11,= 0.042)與控制組(控制組= 3.92,控制組= 2.25,= 0.010), 身份沖突組的被試對(duì)文化混搭產(chǎn)品有更高的偏好(沖突組= 4.61,沖突組= 2.15)。前兩組則不存在顯著差異(= 0.571)。H1再次得到驗(yàn)證。

中介效應(yīng)檢驗(yàn)。由于社會(huì)身份協(xié)同對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好沒(méi)有顯著影響, 因此我們的中介效應(yīng)檢驗(yàn)聚焦在社會(huì)身份沖突組和控制組。我們以社會(huì)身份沖突(0 = 控制組, 1 = 社會(huì)身份沖突組)為自變量, 產(chǎn)品自我驗(yàn)證功能、消極情緒、認(rèn)知靈活性、新穎性尋求以及自我概念清晰度作為平行中介變量, 文化混搭產(chǎn)品偏好為因變量, 使用bootstrapping方法檢驗(yàn)中介機(jī)制(模型4, 樣本量5000; Hayes, 2013)。如圖1所示, 身份沖突導(dǎo)致消費(fèi)者認(rèn)為文化混搭產(chǎn)品更有助于自我驗(yàn)證(= 0.60,= 0.22,(264) = 2.69,= 0.008, Conhen’s= 0.33), 同時(shí)引發(fā)他們的消極情緒(= 0.90,= 0.14,(264) = 6.64,< 0.001, Conhen’s= 0.82), 并降低他們的認(rèn)知靈活性(= ?0.19,= 0.09,(264) = ?2.08,= 0.039, Conhen’s= 0.26)、新穎性尋求傾向(= ?0.39,= 0.16,(264) = ?2.46,= 0.014, Conhen’= 0.30)和自我概念清晰度(= ?0.25,= 0.11,(264) = ?2.16,= 0.032, Conhen’s= 0.27)。

在控制了身份沖突對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的直接效應(yīng)后(= 0.23,= 0.17,(259) = 1.38,= 0.170), 產(chǎn)品的自我驗(yàn)證功能正向影響文化混搭產(chǎn)品偏好(= 0.99,= 0.04,(259) = 23.03,< 0.001, Cohen’s= 2.86), 其他4個(gè)潛在中介變量的影響都不顯著(消極情緒:= ?0.12,= 0.08,(259) = ?1.54,= 0.126; 認(rèn)知靈活性:= 0.15,= 0.14,(259) = 1.09,= 0.275; 新穎性尋求:= 0.03,= 0.07,(259) = 0.40,= 0.691; 自我概念清晰度:= ?0.07,= 0.10,(259) = ?0.65,= 0.518 )。同時(shí), 產(chǎn)品自我驗(yàn)證功能的中介效應(yīng)顯著, 其95%的置信區(qū)間不包含0 (index = 0.59, 95% CI = 0.1595 ～ 1.0138), 其他變量的中介效應(yīng)都不顯著。這些結(jié)果驗(yàn)證了H2, 同時(shí)排除了競(jìng)爭(zhēng)解釋。

圖1 產(chǎn)品自我驗(yàn)證功能的中介效應(yīng)

注：***表示< 0.001, **表示< 0.01, *表示< 0.05, NS表示> 0.05。

3.2 實(shí)驗(yàn)2b：操縱自我驗(yàn)證動(dòng)機(jī)

實(shí)驗(yàn)2b有兩個(gè)目的。首先, 我們變換社會(huì)身份沖突的操縱方式再次驗(yàn)證主效應(yīng)。在前幾個(gè)實(shí)驗(yàn)中我們測(cè)量或者操縱了一般意義上的社會(huì)身份沖突, 對(duì)形成沖突的具體身份未加限定。在本實(shí)驗(yàn)中, 我們聚焦女性的職場(chǎng)身份與家庭身份之間的沖突, 探究某一具體的社會(huì)身份沖突是否同樣會(huì)對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好產(chǎn)生積極影響。第二, 我們通過(guò)操縱被試的自我驗(yàn)證動(dòng)機(jī)來(lái)檢驗(yàn)中介效應(yīng)。以往研究表明, 營(yíng)造有利于驗(yàn)證自我的社交環(huán)境是實(shí)現(xiàn)自我驗(yàn)證的重要途徑之一(Swann et al., 2002)。例如, 在社交行為中, 消極自我概念的個(gè)體會(huì)選擇對(duì)自己持有消極看法的社交對(duì)象(Swann, 1997)、更喜歡與那些驗(yàn)證自我身份而非提升自我身份的人交往(Gómez et al., 2009)。因此, 我們預(yù)測(cè)當(dāng)消費(fèi)者的自我驗(yàn)證動(dòng)機(jī)在社會(huì)交往中得到滿足時(shí)(即身份沖突狀態(tài)被外界肯定和接受), 他們將不再需要通過(guò)產(chǎn)品這一外在線索來(lái)展現(xiàn)其矛盾身份狀態(tài), 從而導(dǎo)致主效應(yīng)消失。

3.2.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)和被試

本實(shí)驗(yàn)采用2 (社會(huì)身份沖突：?jiǎn)?dòng)組或控制組) × 2 (自我驗(yàn)證的其他方式：有或無(wú))的組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。根據(jù)G*Power 3.1軟件(Cohen, 2013), 當(dāng)效應(yīng)量()為0.25、期望功效值為0.80時(shí), 計(jì)劃樣本量為128。在實(shí)際實(shí)驗(yàn)中, 我們?cè)谝?jiàn)數(shù)平臺(tái)上招募了女性被試574名, 平均年齡32.35歲(= 7.57)。他們被隨機(jī)分配到四個(gè)實(shí)驗(yàn)組中的一組。

3.2.2 實(shí)驗(yàn)流程與刺激物

實(shí)驗(yàn)由幾個(gè)看似不相關(guān)的任務(wù)組成。第一個(gè)任務(wù)是生活體驗(yàn)調(diào)查。被試按照要求閱讀一則關(guān)于“當(dāng)代女性的多重身份”的新聞報(bào)道(參見(jiàn)網(wǎng)絡(luò)版附錄3)。在沖突啟動(dòng)組, 新聞內(nèi)容重點(diǎn)描述了當(dāng)代職業(yè)女性面臨的職場(chǎng)人士身份與家庭成員身份之間的沖突及其危害性。在閱讀新聞后, 我們讓被試思考這種社會(huì)身份沖突在日常生活中的主要表現(xiàn), 并回答在多大程度上認(rèn)為職場(chǎng)人士身份與家庭成員身份之間的矛盾難以解決/會(huì)造成困擾(1 = 完全沒(méi)有, 7 = 非常強(qiáng)烈,= 0.77)。在控制組, 新聞介紹了當(dāng)代職業(yè)女性的多重身份。在閱讀新聞后, 被試需要思考職場(chǎng)人士身份與家庭成員身份在日常生活中各自的表現(xiàn)形式, 并回答在多大程度上認(rèn)為職場(chǎng)人士身份與家庭成員身份之間可以相互協(xié)調(diào)/實(shí)現(xiàn)靈活轉(zhuǎn)換(1 = 完全沒(méi)有, 7 = 非常強(qiáng)烈,= 0.65)。接下來(lái), 被試完成一個(gè)回憶寫(xiě)作任務(wù)。在自我驗(yàn)證組, 我們讓被試回想哪一位朋友或家人可以接受并理解自己同時(shí)擁有這兩種社會(huì)身份的狀態(tài), 并寫(xiě)下該朋友或家人接受和理解自己的一個(gè)表現(xiàn)。在控制組, 被試按要求回想并描述過(guò)去一周內(nèi)讓他/她印象最深的跟朋友或家人見(jiàn)面的一次經(jīng)歷。最后, 被試完成產(chǎn)品選擇任務(wù)。我們沿用實(shí)驗(yàn)2a的刺激物, 測(cè)量被試對(duì)兩款咖啡壺的相對(duì)偏好。被試在完成操縱檢驗(yàn)以及人口統(tǒng)計(jì)的測(cè)量后結(jié)束實(shí)驗(yàn)。

3.2.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

操縱檢驗(yàn)。方差分析結(jié)果顯示, 沖突啟動(dòng)組的被試比控制組的被試感受到更加強(qiáng)烈的身份沖突感(沖突組= 4.57,沖突組= 1.32;控制組= 3.71,控制組= 1.48;(1, 572) = 54.11,< 0.001, η2= 0.09), 我們的操縱有效。

調(diào)節(jié)效應(yīng)。以文化混搭產(chǎn)品偏好為因變量的2×2方差分析結(jié)果表明, 社會(huì)身份沖突與自我驗(yàn)證的交互作用顯著((1, 570) = 8.22,= 0.004, η2= 0.01), 而兩者的主效應(yīng)均不顯著(社會(huì)身份沖突：(1, 570) = 0.00,= 0.994：自我驗(yàn)證：(1, 570) = 0.36,= 0.548)。如圖2所示, 當(dāng)被試的自我驗(yàn)證動(dòng)機(jī)沒(méi)有被滿足時(shí), 社會(huì)身份沖突提高了他們對(duì)文化混搭產(chǎn)品的偏好(沖突組= 4.38,沖突組= 2.22;控制組= 3.85,控制組= 2.23),(1, 570) = 4.13,= 0.043, η2= 0.01。但是, 這一效應(yīng)在被試的自我驗(yàn)證動(dòng)機(jī)被滿足時(shí)出現(xiàn)了反轉(zhuǎn)(沖突組= 3.74,沖突組= 2.20;控制組= 4.27,控制組= 2.27),(1, 570) = 4.09,= 0.044, η2= 0.01。此外, 當(dāng)被試的社會(huì)身份沖突被啟動(dòng)時(shí), 未進(jìn)行自我驗(yàn)證相比于已經(jīng)完成自我驗(yàn)證的被試表現(xiàn)出更高的文化混搭產(chǎn)品偏好(無(wú)自我驗(yàn)證組= 4.38,無(wú)自我驗(yàn)證組= 2.22;有自我驗(yàn)證組= 3.74,有自我驗(yàn)證組= 2.20;(1, 570) = 6.04,= 0.014, η2= 0.01), 而在控制組兩者不存在顯著差異(無(wú)自我驗(yàn)證組=3.85,無(wú)自我驗(yàn)證組= 2.23;有自我驗(yàn)證組= 4.27,有自我驗(yàn)證組= 2.27;(1, 570) = 2.56,= 0.110)。H2再次得以驗(yàn)證。

圖2 自我驗(yàn)證的調(diào)節(jié)效應(yīng)(實(shí)驗(yàn)2b)

3.3 討論

實(shí)驗(yàn)2再次驗(yàn)證了社會(huì)身份沖突對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的促進(jìn)作用, 并證實(shí)該效應(yīng)背后的作用機(jī)理是文化混搭產(chǎn)品有助于經(jīng)歷社會(huì)身份沖突的消費(fèi)者實(shí)現(xiàn)自我驗(yàn)證。

在實(shí)驗(yàn)2a中, 我們直接驗(yàn)證產(chǎn)品自我驗(yàn)證功能的中介作用。同時(shí), 我們發(fā)現(xiàn)社會(huì)身份協(xié)同并不會(huì)提升消費(fèi)者對(duì)文化混搭產(chǎn)品的偏好。由此可見(jiàn), 社會(huì)身份沖突因其特定的矛盾屬性成為消費(fèi)者偏好文化混搭產(chǎn)品的誘因。我們還發(fā)現(xiàn), 社會(huì)身份沖突的確會(huì)引發(fā)消極情緒, 這與前人研究一致(Hirsh & Kang, 2016), 但消極情緒并不能提升文化混搭產(chǎn)品偏好。類似的, 我們發(fā)現(xiàn)社會(huì)身份沖突降低了消費(fèi)者的認(rèn)知靈活性和新穎性尋求, 可能的原因是對(duì)矛盾信息的處理消耗了他們的認(rèn)知資源。但是, 我們沒(méi)有發(fā)現(xiàn)認(rèn)知靈活性或者新穎性尋求對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的影響。最后, 與現(xiàn)有研究一致, 我們觀察到社會(huì)身份沖突降低自我概念清晰度(Yu & Zhang, 2023), 但這一變化對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好沒(méi)有影響。由此我們排除了消極情緒、認(rèn)知靈活性、新穎性尋求以及自我概念清晰度作為解釋機(jī)制的可能性。

在實(shí)驗(yàn)2b中, 我們通過(guò)向被試提供其他途徑來(lái)滿足自我驗(yàn)證動(dòng)機(jī)的方式檢驗(yàn)中介機(jī)制。結(jié)果證實(shí), 當(dāng)被試的矛盾社會(huì)身份已經(jīng)被他人所認(rèn)可和接受時(shí), 其自我驗(yàn)證動(dòng)機(jī)減弱。此時(shí), 被試不需要通過(guò)帶有特定象征意義的產(chǎn)品向外界展示其矛盾沖突的身份特征, 從而導(dǎo)致文化混搭產(chǎn)品的自我驗(yàn)證性功能減弱, 主效應(yīng)隨之消失。值得注意的是, 我們發(fā)現(xiàn)在自我驗(yàn)證組, 社會(huì)身份沖突反而降低了被試對(duì)文化混搭產(chǎn)品的偏好。這一結(jié)果呼應(yīng)了實(shí)驗(yàn)2a的結(jié)果, 即當(dāng)文化混搭產(chǎn)品的自我驗(yàn)證功能消失時(shí), 社會(huì)身份沖突可能因?yàn)橄麡O情緒、認(rèn)知靈活性、新穎性尋求以及自我概念清晰度這些變量的負(fù)向中介作用降低消費(fèi)者對(duì)文化混搭產(chǎn)品的偏好。

4 實(shí)驗(yàn)3：購(gòu)買目的的調(diào)節(jié)作用

實(shí)驗(yàn)3的目的是檢驗(yàn)H3, 即購(gòu)買目的對(duì)主效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。我們預(yù)測(cè), 與象征性購(gòu)買相比, 當(dāng)消費(fèi)者持有功能性購(gòu)買目的時(shí)社會(huì)身份沖突對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的影響減弱。

4.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)和被試

本實(shí)驗(yàn)采用2 (社會(huì)身份沖突：?jiǎn)?dòng)組或控制組) × 2 (購(gòu)買目的：象征性或功能性)的組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。與實(shí)驗(yàn)2b相似, 計(jì)劃樣本量為128。在實(shí)際實(shí)驗(yàn)中我們?cè)谝?jiàn)數(shù)平臺(tái)上招募了女性被試300名, 平均年齡29.99歲(= 8.75)。他們被隨機(jī)分配到四個(gè)實(shí)驗(yàn)組中的一組。

4.2 實(shí)驗(yàn)流程與刺激物

實(shí)驗(yàn)3的流程與實(shí)驗(yàn)2b相似。第一個(gè)任務(wù)是生活體驗(yàn)調(diào)查。在閱讀新聞后, 身份沖突組的被試需要思考并寫(xiě)下這種社會(huì)身份沖突在日常生活中的主要表現(xiàn), 而控制組的被試則思考并寫(xiě)下職場(chǎng)人士身份與家庭成員身份在日常生活中各自的表現(xiàn)形式。接下來(lái), 所有被試匯報(bào)當(dāng)時(shí)的情緒狀態(tài)(測(cè)項(xiàng)見(jiàn)網(wǎng)絡(luò)版附錄2, Su et al., 2021)。這是因?yàn)槲覀兊膶?shí)驗(yàn)2a表明社會(huì)身份沖突會(huì)引發(fā)個(gè)體的消極情緒。而象征性購(gòu)買目的與自我表達(dá)有關(guān), 可能因?yàn)橐饌€(gè)體的獨(dú)特性感知而導(dǎo)致積極情緒。為了控制被試情緒對(duì)交互效應(yīng)可能產(chǎn)生的影響, 我們?cè)黾恿藢?duì)情緒的測(cè)量。

第二個(gè)任務(wù)是產(chǎn)品選擇。我們沿用實(shí)驗(yàn)1a中的刺激物, 要求被試評(píng)價(jià)對(duì)這兩款圍巾的相對(duì)偏好。為了減少需求效應(yīng), 我們將“朗蒂系列”產(chǎn)品更換為一條方格圖案的圍巾(參見(jiàn)網(wǎng)絡(luò)版附錄1)。前測(cè)結(jié)果表明(= 150), 被試認(rèn)為“福愿系列”比“朗蒂系列”的文化混搭程度更高(混搭產(chǎn)品= 4.86,混搭產(chǎn)品= 1.49;控制組產(chǎn)品= 3.14,控制組產(chǎn)品= 1.61),(1, 148) = 46.10,< 0.001, η2= 0.24。后測(cè)結(jié)果表明(= 149), 兩款產(chǎn)品在感知獨(dú)特性(混搭產(chǎn)品= 4.39,混搭產(chǎn)品= 1.62;非混搭產(chǎn)品= 4.33,非混搭產(chǎn)品= 1.51;(1, 147) = 0.05,= 0.820)和感知質(zhì)量(混搭產(chǎn)品= 4.77,混搭產(chǎn)品= 1.22;非混搭產(chǎn)品= 5.08,非混搭產(chǎn)品= 1.14;(1, 147) = 2.57,= 0.111)上均不存在顯著差異。在象征性購(gòu)買組, 我們強(qiáng)調(diào)“圍巾是冬天必不可少的搭配單品。消費(fèi)者根據(jù)自己的穿衣風(fēng)格搭配圍巾可以有效的表達(dá)自己, 凸顯自身的形象氣質(zhì)”。在功能性購(gòu)買組, 我們則強(qiáng)調(diào)“圍巾是冬天必不可少的御寒單品, 天氣寒冷時(shí)戴上圍巾可以有效的擋風(fēng)保暖”。被試按要求想象自己正要選購(gòu)一款圍巾, 然后評(píng)價(jià)對(duì)上述兩款圍巾的相對(duì)偏好以及哪款圍巾更有助于他們完成自我驗(yàn)證。測(cè)量量表與實(shí)驗(yàn)2a所用量表相同。被試在完成社會(huì)身份沖突的操縱檢驗(yàn)以及人口統(tǒng)計(jì)的測(cè)量后結(jié)束實(shí)驗(yàn)。

4.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

操縱檢驗(yàn)。方差分析結(jié)果顯示, 沖突啟動(dòng)組的被試比控制組的被試感受到更加強(qiáng)烈的身份沖突感(沖突組= 5.00,沖突組= 1.07;控制組= 3.97,控制組= 1.30;(1, 298) = 55.98,< 0.001, η2= 0.16), 我們的操縱有效。

圖3 購(gòu)買目的的調(diào)節(jié)效應(yīng)(實(shí)驗(yàn)3)

調(diào)節(jié)效應(yīng)。以文化混搭產(chǎn)品偏好為因變量的2×2方差分析結(jié)果表明, 社會(huì)身份沖突與購(gòu)買目的的交互作用顯著((1, 296) = 8.54,= 0.004, η2= 0.03), 兩者的主效應(yīng)均不顯著(社會(huì)身份沖突：(1, 296) = 0.01,= 0.920：購(gòu)買目的：(1, 296) = 0.001,= 0.973)。如圖3所示, 當(dāng)被試持有象征性購(gòu)買目的時(shí), 社會(huì)身份沖突提高了文化混搭產(chǎn)品的偏好(沖突組= 2.84,沖突組= 1.93;控制組= 2.28,控制組= 1.40),(1, 296) = 3.98,= 0.047, η2= 0.01。但是, 這一效應(yīng)在被試持有功能性購(gòu)買目的時(shí)出現(xiàn)了反轉(zhuǎn)(沖突組= 2.25,沖突組= 1.59;控制組= 2.85,控制組= 1.91),(1, 296) = 4.57,= 0.033, η2= 0.02。H3得以驗(yàn)證。

此外, 我們探索了情緒在上述效應(yīng)中的作用。方差分析結(jié)果表明, 社會(huì)身份沖突顯著提升了被試的消極情緒(沖突組= 3.54,沖突組= 1.16;控制組= 3.20,控制組= 1.00;(1, 298) = 7.26,= 0.007, η2= 0.02), 但購(gòu)買目的的主效應(yīng)(= 0.763)及其與社會(huì)身份沖突的交互效應(yīng)均不顯著(= 0.103)。社會(huì)身份沖突與購(gòu)買目的對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的交互作用在控制了被試的情緒后仍然成立,(1, 295) = 7.64,= 0.006, η2= 0.03。

中介機(jī)制。我們使用bootstrapping方法對(duì)被調(diào)節(jié)的中介模型進(jìn)行檢驗(yàn)(Hayes, 2013)。以社會(huì)身份沖突(0 = 控制組, 1 = 沖突組)為自變量, 文化混搭產(chǎn)品的相對(duì)自我驗(yàn)證功能為中介變量, 購(gòu)買目的為調(diào)節(jié)變量(0 = 象征性目的, 1 = 功能性目的), 文化混搭產(chǎn)品偏好為因變量的模型(模型8, 樣本量5000)檢驗(yàn)結(jié)果表明, 社會(huì)身份沖突(= 0.86,= 0.26,(296) = 3.26,= 0.001)和購(gòu)買目的(= 0.55,= 0.26,(296) = 2.08,= 0.039)均對(duì)產(chǎn)品的自我驗(yàn)證功能有顯著的正向影響, 且兩者之間存在交互影響(= ?1.49,= 0.37,(296) = ?4.01,< 0.001)。在控制社會(huì)身份沖突的直接效應(yīng)(= ?0.22,= 0.15,(295) = ?1.48,= 0.139)及其與購(gòu)買目的的交互效應(yīng)(= 0.20,= 0.21,(295) = 0.94,= 0.349)之后, 產(chǎn)品的自我驗(yàn)證功能對(duì)產(chǎn)品偏好有顯著的正向影響(= 0.91,= 0.03,(295) = 28.19,< 0.001), 且被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著(index = ?1.36, 95% CI = ?2.0936 ～ ?0.6932)。如圖4所示, 當(dāng)被試持有象征性購(gòu)買目的時(shí), 產(chǎn)品的自我驗(yàn)證功能在社會(huì)身份沖突影響文化混搭產(chǎn)品偏好的過(guò)程中起正向的中介作用(index = 0.78, 95% CI = 0.3015 ～ 1.3042)。當(dāng)被試持有功能性購(gòu)買目的時(shí), 這一中介作用變成負(fù)向(index = ?0.58, 95% CI = ?1.0410 ～ ?0.1077)。

圖4 購(gòu)買目的的調(diào)節(jié)效應(yīng)及產(chǎn)品自我驗(yàn)證功能的被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)(實(shí)驗(yàn)3)

注：***表示< 0.001, **表示< 0.01, NS表示> 0.05。

最后, 我們把情緒作為競(jìng)爭(zhēng)中介變量加入模型再次進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。結(jié)果顯示, 情緒對(duì)產(chǎn)品偏好沒(méi)有影響(= ?0.03,= 0.05,(294) = ?0.62,= 0.539), 其中介效應(yīng)也不顯著(在不同購(gòu)買目的組, 95%置信區(qū)間均包含0)。在控制情緒的影響后, 產(chǎn)品自我驗(yàn)證功能的中介效應(yīng)依然顯著(象征性購(gòu)買: index = 0.78, 95% CI = 0.3012 ～ 1.2853; 功能性購(gòu)買: index = ?0.58, 95% CI = ?1.0407 ～ ?0.1113)。

4.4 討論

實(shí)驗(yàn)3驗(yàn)證了購(gòu)買目的的調(diào)節(jié)作用。我們?cè)谧晕冶磉_(dá)為購(gòu)買目的的情境中復(fù)制了社會(huì)身份沖突對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的提升作用。但是當(dāng)消費(fèi)者以獲得產(chǎn)品的使用價(jià)值為主要購(gòu)買目的時(shí), 主效應(yīng)減弱。

此外, 我們觀察到在功能性購(gòu)買目的組, 經(jīng)歷身份沖突的消費(fèi)者反而更加喜歡非混搭產(chǎn)品。一個(gè)可能的原因是消費(fèi)者基于零和思維推斷文化混搭產(chǎn)品在功能表現(xiàn)上遜于非混搭產(chǎn)品, 因?yàn)槠髽I(yè)將一部分資源用于設(shè)計(jì)文化混搭元素從而忽略了對(duì)產(chǎn)品核心屬性的投入(Chernev, 2007; Chernev & Carpenter, 2001)。有研究表明, 缺乏控制感會(huì)引發(fā)問(wèn)題解決導(dǎo)向, 導(dǎo)致消費(fèi)者更傾向于選擇實(shí)用品而非享樂(lè)品(Chen et al., 2017)。因此, 當(dāng)功能性購(gòu)買目的被啟動(dòng), 經(jīng)歷社會(huì)身份沖突的消費(fèi)者可能因?yàn)榭刂聘械娜笔Ф霉δ鼙憩F(xiàn)可能更好的非混搭產(chǎn)品。

5 實(shí)驗(yàn)4：購(gòu)買受益人的調(diào)節(jié)作用

實(shí)驗(yàn)4的目的是檢驗(yàn)H4, 即購(gòu)買受益人對(duì)主效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。我們預(yù)測(cè), 如果社會(huì)身份沖突對(duì)文化混搭產(chǎn)品的偏好源于混搭產(chǎn)品的自我驗(yàn)證功能, 那么該效應(yīng)只有在消費(fèi)者為自己購(gòu)買時(shí)才存在, 在為他人購(gòu)買的情境中減弱甚至消失。

5.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)和被試

本實(shí)驗(yàn)采用2 (社會(huì)身份沖突：?jiǎn)?dòng)組或控制組) × 2 (購(gòu)買受益人：自己或他人)的組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。根據(jù)G*Power 3.1軟件(Cohen, 2013), 當(dāng)優(yōu)勢(shì)比(odds ratio)為1.73、期望功效值為0.80時(shí), 最小計(jì)劃樣本量為445。我們?cè)谝?jiàn)數(shù)平臺(tái)上招募了500名被試。在剔除掉沒(méi)有按照要求回答社會(huì)身份調(diào)查的12份問(wèn)卷后, 我們獲得有效問(wèn)卷488份, 女性占比55.5%, 平均年齡26.56歲(= 6.96)。被試被隨機(jī)分配到四個(gè)實(shí)驗(yàn)組中的一組。

5.2 實(shí)驗(yàn)流程與刺激物

實(shí)驗(yàn)流程與實(shí)驗(yàn)2b基本相同。第一個(gè)任務(wù)是社會(huì)身份調(diào)查, 操縱方式與實(shí)驗(yàn)1b相同。第二個(gè)任務(wù)是產(chǎn)品選擇, 實(shí)驗(yàn)刺激物和測(cè)量方法與實(shí)驗(yàn)2a一致。在為自己決策組, 我們要求被試為自己選購(gòu)一款咖啡壺; 而在為他人決策組, 我們要求被試選購(gòu)一款咖啡壺送給國(guó)內(nèi)的朋友。最后, 被試在完成社會(huì)身份沖突的操縱檢驗(yàn)以及人口統(tǒng)計(jì)的測(cè)量后結(jié)束實(shí)驗(yàn)。

5.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

方差分析結(jié)果顯示, 社會(huì)身份沖突組的被試比控制組的被試感受到更加強(qiáng)烈的身份沖突感(沖突組= 4.80,沖突組= 1.26;控制組= 2.56,控制組= 1.29),(1, 486) = 376.22,< 0.001, η2= 0.44。這一結(jié)果證明了實(shí)驗(yàn)操縱的有效性。

接下來(lái), 我們以社會(huì)身份沖突(0 = 控制組, 1 = 沖突組)為自變量, 購(gòu)買受益人為調(diào)節(jié)變量(0 = 自己, 1 = 他人), 文化混搭產(chǎn)品選擇為因變量, 使用bootstrapping方法對(duì)購(gòu)買受益人的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)(模型1, 樣本量5000, Hayes, 2013)。結(jié)果表明, 社會(huì)身份沖突對(duì)文化混搭產(chǎn)品選擇有顯著的正向作用(= 0.69,= 0.26,= 2.67,= 0.008), 但購(gòu)買受益人的主效應(yīng)不顯著(= 0.29,= 0.26,= 1.15,= 0.249)。更重要的是, 兩者有顯著的交互作用(= ?0.72,= 0.37,= ?1.98,= 0.048), 當(dāng)消費(fèi)者為自己決策時(shí), 社會(huì)身份沖突提升消費(fèi)者選擇文化混搭產(chǎn)品的概率(沖突組= 60.2%,控制組= 43.1%; β = 0.69, 95% CI = 0.1828 ～ 1.1981)。但是當(dāng)消費(fèi)者為他人決策時(shí), 上述效應(yīng)消失(沖突組= 49.6%,控制組= 50.4%; β= ?0.03, 95% CI = ?0.5374 ～ 0.4712)。這些結(jié)果支持H4。

5.4 討論

實(shí)驗(yàn)4證實(shí)了購(gòu)買受益人的調(diào)節(jié)作用。我們發(fā)現(xiàn), 社會(huì)身份沖突對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的積極影響只有在消費(fèi)者為自己購(gòu)買的情境下才存在。這一結(jié)果為自我驗(yàn)證動(dòng)機(jī)驅(qū)動(dòng)經(jīng)歷社會(huì)身份沖突的消費(fèi)者偏好文化混搭產(chǎn)品的心理機(jī)制提供了新的證據(jù), 即當(dāng)文化混搭產(chǎn)品因?yàn)橛伤耸褂枚鵁o(wú)法幫助消費(fèi)者實(shí)現(xiàn)自我驗(yàn)證時(shí), 社會(huì)身份沖突的主效應(yīng)消失。

6 討論

6.1 研究結(jié)論

本研究聚焦融合式文化混搭產(chǎn)品, 通過(guò)6個(gè)實(shí)驗(yàn)證實(shí)社會(huì)身份沖突對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的影響及其內(nèi)在機(jī)制與邊界條件。我們的研究證實(shí), 社會(huì)身份沖突提高消費(fèi)者對(duì)文化混搭產(chǎn)品的偏好, 這一結(jié)論在我們采用不同的身份沖突操縱方法(如測(cè)量長(zhǎng)期的沖突體驗(yàn), 操縱一般意義上的社會(huì)身份沖突和操縱女性家庭—職場(chǎng)特定身份沖突)、不同的產(chǎn)品刺激物(包括圍巾、月餅、咖啡壺等)和不同的混搭方式(中式產(chǎn)品混搭西方元素或者西式產(chǎn)品混搭東方元素)的情況下高度穩(wěn)定。這一影響背后的心理機(jī)制是文化混搭產(chǎn)品有助于經(jīng)歷社會(huì)身份沖突的消費(fèi)者實(shí)現(xiàn)自我驗(yàn)證, 而非這些產(chǎn)品的創(chuàng)新特質(zhì)或情緒補(bǔ)償功能或消費(fèi)者在經(jīng)歷社會(huì)身份沖突之后自我概念清晰度和認(rèn)知靈活性的下降。此外, 我們發(fā)現(xiàn)在經(jīng)歷身份沖突后, 當(dāng)消費(fèi)者可以通過(guò)其他渠道(如社會(huì)關(guān)系)滿足其自我驗(yàn)證需求時(shí), 他們對(duì)文化混搭產(chǎn)品的偏好隨之減弱。這一結(jié)果再次證實(shí)了自我驗(yàn)證動(dòng)機(jī)的關(guān)鍵中介作用。同時(shí), 社會(huì)身份沖突對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的影響受到購(gòu)買目的和購(gòu)買受益人的調(diào)節(jié)作用。當(dāng)消費(fèi)者的購(gòu)買目的是獲取產(chǎn)品的功能價(jià)值而非象征價(jià)值, 或者當(dāng)消費(fèi)者為他人而非自己購(gòu)買時(shí), 社會(huì)身份沖突對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的提升作用減弱甚至消失。

6.2 理論貢獻(xiàn)

本研究對(duì)文化混搭產(chǎn)品、社會(huì)身份沖突以及自我驗(yàn)證理論等文獻(xiàn)做出了重要的理論貢獻(xiàn)。

首先, 我們從情境因素出發(fā), 拓展了文化混搭產(chǎn)品接受度的前因研究?，F(xiàn)有研究對(duì)影響文化混搭產(chǎn)品偏好的情境因素關(guān)注較少, 主要聚焦國(guó)家地位威脅、本土文化威脅與死亡凸顯這三種情境(Chen et al., 2016; Jia et al., 2011; Leung & Chiu, 2010)。社會(huì)身份沖突同屬情境因素, 且與已發(fā)現(xiàn)的三個(gè)情境因素一樣伴隨著個(gè)體消極的心理體驗(yàn), 但它們對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的影響機(jī)制存在本質(zhì)區(qū)別。從誘發(fā)動(dòng)機(jī)上看, 國(guó)家地位或本土文化受到威脅時(shí)人們會(huì)產(chǎn)生身份威脅感(Chen et al., 2016; Jia et al., 2011), 死亡凸顯則誘發(fā)存在性威脅感(Solomon et al., 2004), 這兩種威脅感都會(huì)激發(fā)自我防御動(dòng)機(jī)。而社會(huì)身份沖突誘發(fā)人們對(duì)穩(wěn)定與可控自我概念的追求, 加強(qiáng)他們的自我驗(yàn)證動(dòng)機(jī)。從影響結(jié)果看, 國(guó)家地位或本土文化威脅感和死亡凸顯所帶來(lái)的自我防御動(dòng)機(jī)驅(qū)使消費(fèi)者固守本國(guó)/本土文化, 從而對(duì)文化混搭產(chǎn)品產(chǎn)生排斥性反應(yīng)(Torelli et al., 2011)。相反, 社會(huì)身份沖突所帶來(lái)的自我驗(yàn)證動(dòng)機(jī)促使消費(fèi)者強(qiáng)化對(duì)現(xiàn)有身份狀態(tài)的肯定, 進(jìn)而引發(fā)他們對(duì)文化混搭產(chǎn)品的接納性反應(yīng)。

其次, 現(xiàn)有研究主要從認(rèn)知、情感和動(dòng)機(jī)三條路徑解釋消費(fèi)者對(duì)文化混搭產(chǎn)品的排斥或接納反應(yīng)。其中, 引發(fā)排斥反應(yīng)的認(rèn)知原因包括信息加工不流暢性(Torelli & Ahluwalia, 2012)、文化入侵感(Nie & Wang, 2021)和文化污染感(Yang et al., 2016)。情緒原因主要指消費(fèi)者對(duì)外來(lái)文化入侵本土文化所產(chǎn)生的厭惡性情緒(Cheon et al., 2016) 。動(dòng)機(jī)原因則主要指消費(fèi)者的自我防御動(dòng)機(jī)(Torelli et al., 2011)。研究者對(duì)引發(fā)接納性反應(yīng)的原因則討論較少, 目前主要聚焦產(chǎn)品的創(chuàng)新性感知(Chiu & Kwan, 2010; Peng & Xie, 2016)。本研究首次從動(dòng)機(jī)的視角出發(fā)解釋消費(fèi)者對(duì)文化混搭產(chǎn)品的接納性反應(yīng)。我們發(fā)現(xiàn), 消費(fèi)者在經(jīng)歷社會(huì)身份沖突時(shí)所激發(fā)的自我驗(yàn)證動(dòng)機(jī)正向影響他們對(duì)文化混搭產(chǎn)品的偏好。這一結(jié)果表明文化混搭導(dǎo)致的矛盾性并非只有消極影響(如導(dǎo)致認(rèn)知加工不流暢或者文化污染/入侵感), 它們的象征意義在特定情境下有助于消費(fèi)者實(shí)現(xiàn)其自我驗(yàn)證的動(dòng)機(jī)。這是對(duì)文化混搭產(chǎn)品相關(guān)文獻(xiàn)的重要補(bǔ)充。

第三, 本研究完善了社會(huì)身份沖突影響消費(fèi)行為的理論模型?，F(xiàn)有研究主要考察消費(fèi)者在經(jīng)歷社會(huì)身份沖突后表現(xiàn)出的一致性行為或補(bǔ)償性行為。聚焦一致性行為, 研究者發(fā)現(xiàn)社會(huì)身份沖突降低消費(fèi)者的自我概念清晰度, 促使人們選擇短期產(chǎn)品(Yu & Zhang, 2023)。性別身份與全球本地化身份之間的沖突引發(fā)認(rèn)知資源消耗, 降低消費(fèi)者的價(jià)格敏感度(Gao et al., 2020)。聚焦補(bǔ)償性行為, 研究者發(fā)現(xiàn)工作—家庭身份沖突給消費(fèi)者帶來(lái)強(qiáng)烈的疲憊感, 促使其購(gòu)買體驗(yàn)型產(chǎn)品(相比于物質(zhì)型產(chǎn)品)以緩解疲憊(Ma et al., 2021)。本研究屬于一致性行為的研究范疇。我們的研究發(fā)現(xiàn)進(jìn)一步豐富了社會(huì)身份沖突影響下消費(fèi)者一致性行為的表現(xiàn)形式。值得注意的是, 本研究與Yu和Zhang (2023)的研究同樣關(guān)注社會(huì)身份沖突對(duì)自我概念的影響, 但是他們的研究側(cè)重自我概念的模糊性及其對(duì)短期產(chǎn)品選擇行為的影響, 而我們的研究則側(cè)重自我概念的矛盾性及其對(duì)文化混搭產(chǎn)品選擇行為的影響。我們排除了自我概念清晰度作為社會(huì)身份沖突影響文化混搭產(chǎn)品偏好的解釋機(jī)制的可能性。

最后, 本研究豐富了自我驗(yàn)證動(dòng)機(jī)的相關(guān)文獻(xiàn)。盡管自我驗(yàn)證是個(gè)體的基本動(dòng)機(jī)之一(Stuppy et al., 2020), 但是我們對(duì)自我驗(yàn)證動(dòng)機(jī)如何影響消費(fèi)行為的了解十分有限。多數(shù)研究基于自我驗(yàn)證理論討論品牌個(gè)性與消費(fèi)者個(gè)性之間的一致性對(duì)品牌偏好的影響, 而較少討論自我驗(yàn)證動(dòng)機(jī)的誘發(fā)因素(Elbedweihy et al., 2016; Mal?r et al., 2011)。與本研究最為相近的是Stuppy等人(2020)的研究。他們首次探討了消極自我狀態(tài)下(即低自尊)消費(fèi)者的自我驗(yàn)證性消費(fèi)行為, 發(fā)現(xiàn)自尊心越低的消費(fèi)者更傾向于選擇劣質(zhì)產(chǎn)品以驗(yàn)證和強(qiáng)化消極自我認(rèn)知。本研究從以下兩個(gè)方面對(duì)Stuppy等人(2020)的研究進(jìn)行了拓展。第一, 從自變量上看, 盡管兩項(xiàng)研究都關(guān)注消費(fèi)者的消極自我狀態(tài), 但是Stuppy等人(2020)聚焦消費(fèi)者的自尊水平, 即個(gè)體自我認(rèn)知的積極程度。我們則關(guān)注社會(huì)身份沖突, 即個(gè)體自我認(rèn)知的矛盾程度。第二, 從因變量上看, 兩項(xiàng)研究都關(guān)注產(chǎn)品所具有的象征價(jià)值對(duì)消費(fèi)者決策的影響。不同的是, Stuppy等人(2020)發(fā)現(xiàn)低質(zhì)產(chǎn)品的象征意義可以幫助低自尊消費(fèi)者實(shí)現(xiàn)自我驗(yàn)證, 而本研究則證實(shí)文化混搭產(chǎn)品的象征意義可以幫助經(jīng)歷社會(huì)身份沖突消費(fèi)者實(shí)現(xiàn)自我驗(yàn)證。

6.3 管理啟示

本研究對(duì)品牌的國(guó)際化和本土化策略具有重要的管理啟示。首先, 我們發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者對(duì)文化混搭產(chǎn)品的總體偏好不高, 因此企業(yè)應(yīng)當(dāng)謹(jǐn)慎采用文化混搭的產(chǎn)品設(shè)計(jì)。其次, 本研究為企業(yè)有效營(yíng)銷文化混搭產(chǎn)品提供了新思路。我們的研究結(jié)論表明社會(huì)身份沖突提升消費(fèi)者對(duì)文化混搭產(chǎn)品的偏好。因此, 商家可以有針對(duì)性地向可能經(jīng)歷社會(huì)身份沖突的群體推送文化混搭產(chǎn)品。例如, 研究發(fā)現(xiàn)進(jìn)城務(wù)工人員經(jīng)常面臨城鄉(xiāng)文化認(rèn)同矛盾(高秀珍, 2017)。外企職員可能經(jīng)常感受到本國(guó)文化與外企文化之間的沖突1https://www.sohu.com/a/116792835_457003。社會(huì)新聞報(bào)道職業(yè)女性經(jīng)常面臨工作和生活之間的矛盾沖突2http://www.199it.com/archives/1256363.html。又比如, 與平常時(shí)間相比, 在晚上和周末的加班時(shí)間, 職場(chǎng)人士可能更容易體會(huì)到家庭成員和公司職員之間的身份沖突。企業(yè)可以通過(guò)精準(zhǔn)定位這些群體以及選擇合適的時(shí)間推廣產(chǎn)品以提升文化混搭產(chǎn)品的營(yíng)銷效果。此外, 文化混搭產(chǎn)品的廣告宣傳中也可以適當(dāng)加入社會(huì)身份沖突情境以激發(fā)消費(fèi)者的共鳴, 提高他們的購(gòu)買意愿。最后, 我們的研究結(jié)論也啟示商家, 通過(guò)激活身份沖突來(lái)提升文化混搭產(chǎn)品銷量的策略在功能性購(gòu)買和送禮場(chǎng)景下并不適用。因此, 企業(yè)需要根據(jù)所售產(chǎn)品的類型(功能價(jià)值主導(dǎo)或象征價(jià)值主導(dǎo))和主要消費(fèi)場(chǎng)景(送禮或者自用)靈活制定營(yíng)銷策略。

6.4 未來(lái)的研究方向

本研究為后續(xù)研究提供了一些值得探索的方向。首先, 從文化內(nèi)容上看, 本研究所使用的文化混搭產(chǎn)品均為中西方文化的混搭, 而廣義的文化混搭包含任意兩種及以上不同文化之間的混搭, 地域、組織、宗教、政治、學(xué)科文化之間的混搭, 以及傳統(tǒng)文化與現(xiàn)代文化的混搭(彭璐珞等, 2017)。未來(lái)研究可以進(jìn)一步探討其他文化元素的混搭是否也可以幫助經(jīng)歷身份沖突的消費(fèi)者實(shí)現(xiàn)自我驗(yàn)證。此外, 從混搭類型上看, Morris等(2015)將文化混搭分為物質(zhì)、象征、神圣領(lǐng)域混搭; Shi等(2016)提出了入侵式文化混搭的概念。在本研究中, 我們只探討了物質(zhì)領(lǐng)域的融合式文化混搭。我們認(rèn)為, 象征/神圣領(lǐng)域的混搭以及入侵式混搭會(huì)碰觸本土文化的根基, 引發(fā)強(qiáng)烈的文化入侵感, 進(jìn)而導(dǎo)致社會(huì)身份沖突的積極影響消失。這一猜測(cè)有待后續(xù)研究的檢驗(yàn)。

其次, 我們發(fā)現(xiàn)社會(huì)身份沖突對(duì)文化混搭產(chǎn)品偏好的積極影響受到購(gòu)買目的和購(gòu)買受益人的調(diào)節(jié), 后續(xù)研究可以進(jìn)一步探索其他可能的邊界條件。比如, 本研究證實(shí)的效應(yīng)可能在混搭文化相容性較低時(shí)更為顯著。這是因?yàn)檩^低的文化相容性(如中美文化)會(huì)提升消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品矛盾特性的感知, 這與經(jīng)歷社會(huì)身份沖突的消費(fèi)者的自我概念一致。相反, 較高的文化相容性(如英美文化)會(huì)弱化產(chǎn)品的矛盾特性, 從而降低自我——產(chǎn)品一致性感知, 減弱社會(huì)身份沖突的提升作用。此外, 我們發(fā)現(xiàn)社會(huì)身份沖突會(huì)增強(qiáng)個(gè)體的自我驗(yàn)證動(dòng)機(jī), 但在某些情境下個(gè)體也可能希望通過(guò)強(qiáng)化其中一種社會(huì)身份來(lái)解決沖突。例如, 當(dāng)經(jīng)歷有關(guān)種族、國(guó)籍、宗教等社會(huì)身份的沖突時(shí), 個(gè)體可能產(chǎn)生強(qiáng)烈的負(fù)面情緒反應(yīng), 因?yàn)橥瑫r(shí)擁有兩種身份可能使個(gè)體面臨嚴(yán)重的道德譴責(zé)和法律風(fēng)險(xiǎn)。此時(shí), 個(gè)體可能因?yàn)闊o(wú)法同時(shí)擁有兩種矛盾的社會(huì)身份而選擇其中一種社會(huì)身份以緩解矛盾, 從而導(dǎo)致社會(huì)身份沖突對(duì)自我驗(yàn)證動(dòng)機(jī)的提升作用消失。考慮到在現(xiàn)實(shí)生活中, 種族、宗教、國(guó)籍等社會(huì)身份沖突發(fā)生的頻率相對(duì)較低, 我們?cè)谘芯恐袥](méi)有使用相關(guān)的情境。未來(lái)的研究可以探討哪些情境因素會(huì)影響個(gè)體在解決身份沖突和接受身份沖突之間的選擇。

最后, 未來(lái)研究可以繼續(xù)探討其他可能影響消費(fèi)者文化混搭產(chǎn)品偏好的情境因素。例如, 生命—角色轉(zhuǎn)換是指?jìng)€(gè)體在經(jīng)歷人生不同階段轉(zhuǎn)換過(guò)程中的狀態(tài), 包括身份、角色和責(zé)任的變化(Su et al., 2021)。經(jīng)歷生命—角色轉(zhuǎn)換的消費(fèi)者同樣有可能感受到自我概念的矛盾性, 從而偏好文化混搭產(chǎn)品?？傊? 研究者可以從不同角度探討文化混搭產(chǎn)品偏好的誘發(fā)因素, 以期進(jìn)一步完善文化混搭研究的理論模型。

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實(shí)驗(yàn)刺激物

實(shí)驗(yàn)文化混搭組非文化混搭組 實(shí)驗(yàn)1a 實(shí)驗(yàn)1b 實(shí)驗(yàn)2a, 2b和4 實(shí)驗(yàn)3

實(shí)驗(yàn)2a中的測(cè)量量表

變量名稱測(cè)量題項(xiàng)信度 產(chǎn)品的自我驗(yàn)證功能 (Leung et al., 2022)(1)你認(rèn)為哪一款更有助于你確認(rèn)自己是什么樣的人？α = 0.95 (2)你認(rèn)為哪一款更有助于提醒你自己是什么樣的人？ (3)你認(rèn)為哪一款更有助于強(qiáng)化你對(duì)于自身的認(rèn)知？ 消極情緒(Su et al., 2021)(1)擔(dān)心的α = 0.77 (2)焦慮的 (3)高興的(R) (4)悲傷的 (5)興奮的(R) (6)緊張的 自我概念清晰度(Hohman & Hogg, 2015)(1)我清楚地知道我是誰(shuí)。α = 0.81 (2)我確定我對(duì)自己的看法。 (3)我對(duì)自己的性格有清晰的認(rèn)知。 (4)我知道我在世界上的位置。 (5)我確定我的未來(lái)會(huì)怎樣。 (6)如果我被要求描述我是誰(shuí), 我可以很容易地辦到。 認(rèn)知靈活性(Martin & Rubin, 1995)(1)我可以用很多不同的方式表達(dá)同一個(gè)想法。α = 0.79 (2)我會(huì)盡力避免新的和不尋常的情況。(R) (3)我覺(jué)得我從來(lái)沒(méi)有做過(guò)真正的決定。(R) (4)我能找到看似無(wú)法解決的問(wèn)題的可行解決方案。 (5)在決定如何行為時(shí), 我很少有選擇的余地。(R) (6)我愿意以創(chuàng)造性的方式解決問(wèn)題。 (7)在任何情況下, 我都能采取適當(dāng)?shù)男袆?dòng)。 (8)我的行為是我有意識(shí)決定的結(jié)果。 (9)在任何情況下, 我都有很多可能的行為方式。 (10)在現(xiàn)實(shí)生活中, 我很難將所學(xué)的知識(shí)運(yùn)用到特定的問(wèn)題上。(R) (11)我愿意傾聽(tīng)并思考處理問(wèn)題的替代方案。 (12)我有自信去嘗試不同的行為方式。 新穎性尋求(Ma?ecka et al., 2022)(1)我喜歡做與眾不同的事情。α = 0.81 (2)我努力讓我的生活充滿激動(dòng)人心的活動(dòng)。 (3)我認(rèn)為自己是一個(gè)尋求刺激的人。

注：R表示反向編碼。

實(shí)驗(yàn)2b與實(shí)驗(yàn)3中社會(huì)身份沖突的操縱

實(shí)驗(yàn)組：

控制組：

Like knows like: The effect of social identity conflict on preference for integrated culturally mixed products

PANG Jun1, LI Menglin2

(1School of Business, Renmin University of China, Beijing 100872, China) (2School of Business, Shantou University, Shantou 515063, China)

Culturally Mixed Products (CMPs) refer to products embodying components from two or more cultures. These products can be categorized into two distinct types: intrusive and integrated, based on the degree of harmonious coordination and minimal cultural intrusion. The present research centers on integrated CMPs, which are more prevalent than intrusive CMPs in everyday life. Considerable research has examined what factors influence consumer responses to integrated CMPs. This research expands the existing body of literature by introducing social identity conflict as a contextual factor that may enhance consumer preference for such products. We posit that social identity conflict elicits a self-verification motive that integrated CMPs can satisfy due to their perceived congruence with the self. We further conjecture that the positive influence of social identity conflict on preference for integrated CMPs will be attenuated when consumers acquire products for functional rather than symbolic purposes, and when they purchase products for others rather than themselves.

We implemented six studies to evaluate our hypotheses. Study 1a assessed participants' chronic experiences of social identity conflict and their preferences for an integrated CMP or a regular product. Study 1b manipulated participants' social identity conflict and asked them to choose between an integrated CMP and a regular product. Study 2a’ procedure was similar to that of study 1b, with three exceptions. First, we added an identity-synergy condition. Second, we employed the same stimuli as in study 1b, but asked participants to rate their preferences rather than make a choice between the two products. Third, we measured emotions, cognitive flexibility, novelty-seeking, self-concept clarity, and perceived product value in self-verification to investigate the underlying mechanism. Study 2b sought to further substantiate the underlying process with a 2 (social identity conflict: activated vs. not) × 2 (alternative means to self-verification: provided vs. not) between-subjects design. For participants provided an alternative means to self-verification, we asked they to recall and write down a person who could accept their conflicting social identities. Studies 3 and 4 employed a 2 × 2 between-subjects design to examine the moderating roles of purchase goal and purchase recipient, respectively.

In line with our predictions, studies 1a and 1b demonstrated that social identity conflict heightened consumer preference for integrated CMPs. Study 2a corroborated self-verification as the underlying mechanism. Study 2b offered additional evidence by indicating that the focal effect would be diminished when consumers possessed alternative means of self-verification. Study 3 revealed that social identity conflict increased the preference for integrated CMPs only when consumers procured products for self-expression, with this moderating effect mediated by the perceived value of products in self-verification. Study 4 established that the focal effect only existed when consumers purchased products for themselves rather than for others.

This research contributes to the CMP literature by recognizing a novel precursor of consumer preference for integrated CMPs and elucidating the role of self-verification in this relationship. More broadly, this research enhances the understanding of how social identity conflicts shape consumer behavior. From a practical standpoint, our findings provide valuable insights into marketing strategies for integrated CMPs.

social identity conflict, integrated culture mixing, self-verification, purchase goal, purchase recipient

B849: F713.55

2022-09-05

* 國(guó)家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目(72072179)資助。

龐雋和李夢(mèng)琳為本文共同第一作者, 對(duì)本文貢獻(xiàn)相同。

李夢(mèng)琳, E-mail: 2019000721@ruc.edu.cn