孤独感对消费者购买决策的影响——基于情感与理性决策模式的研究
发布时间：2021-11-23 09:34
通过3个实验研究孤独感对消费者决策模式以及相应诉求产品偏好的影响。结果发现:孤独感对个体的理性诉求产品偏好具有显著的正向影响,孤独的个体更加偏好理性诉求产品而非情感诉求产品;孤独感和决策模式的匹配影响个体的最高支付意愿,孤独感较高的个体采用理性决策模式时相比采用情感决策模式具有更高的支付意愿;自我肯定调节孤独感对产品偏好的影响;感知控制缺失发挥中介作用。
【文章来源】：软科学. 2020,34(02)北大核心CSSCI
【文章页数】：6 页
【部分图文】：
研究假设理论框架
模式匹配对支付价格的影响。在对愿意支付价格的原始数据进行对数转换后进行2×2方差分析,结果表明决策模式与孤独感对愿意支付价格存在显著的交互作用(F(1,125)=15.712,p<0.001)。如图2所示,高孤独感组的个体在理性模式下的愿意支付价格显著高于情感模式下的愿意支付价格(M理性模式=5102.656,M情感模式=3922.548,F(1,61)=8.498,p<0.010);而低孤独感组的个体在情感模式下的愿意支付价格显著高于在理性模式下的愿意支付价格(M情感模式=5024.633,M理性模式=4103.030,F(1,61)=6.927,p<0.050)。因此,假设H2得到支持,也再次验证了假设H1。2.3 实验三
调节效应检验。由孤独感量表(α肯定组=0.839,α中立组=0.844)测得中立组孤独感均值为2.700,肯定组孤独感均值为2.595。由于孤独感为连续变量,是否经历自我肯定为分类变量,因此,采用分组回归进行调节效应检验,结果如图3所示,中立组的孤独感对产品偏好有显著的正向影响(β=0.834,t(129)=2.684,p<0.010),反映了当个体未经历自我肯定时,孤独感较高的个体对理性诉求产品的偏好更高,H3a得到验证;肯定组的孤独感对产品偏好的影响变为负向且不显著(β=–0.122,t(128)=–0.365,p>0.700),说明当个体经历自我肯定时,孤独感对理性诉求产品偏好的正向影响变得不再显著,即孤独感较高的个体对理性诉求产品的偏好显著减弱,H3b得到验证。回归系数t检验计算结果为t(257)=–2.091,p<0.050,说明两个回归系数之间存在着显著差异。因此,自我肯定调节孤独感对消费者产品偏好的影响,假设H3得到支持。有中介的调节效应检验。对感知控制缺失量表(α肯定组=0.690,α中立组=0.829)中3个问题的得分进行平均,中立组的感知控制缺失均值为3.487,肯定组的感知控制缺失均值为3.044。采用Bootstrap法进行有中介的调节检验[22],样本量为5000。结果显示,中介效应区间为LLCI(Lower Level Confidence Interval)=0.037,ULCI(Upper Level Confidence Interval)=0.698,不包含0,表明感知控制缺失在自我肯定调节孤独感对产品偏好影响的过程中发挥中介作用,并且在加入中介路径后,孤独感与自我肯定的交互作用变得不显著(LLCI=0.220,ULCI=1.458,包含0),反映了感知控制缺失发挥完全中介作用。进一步分析表明,在被试未经历自我肯定时,中介路径的效应为0.971,估计区间为LLCI=0.616,ULCI=1.389,不包含0,在被试经历自我肯定时,中介路径的效应为0.633,估计区间为LLCI=0.390,ULCI=0.935,不包含0。因此,假设H4得到验证。
【参考文献】：
期刊论文
[1]孤独感对怀旧消费偏好的影响研究[J]. 杨强,张康,孟陆. 珞珈管理评论. 2018(02)
[2]广告信息框架与消费者孤独感交互影响广告说服力的研究[J]. 文思思,李东进,郑晓莹. 管理学报. 2017(12)
[3]孤独让我爱上你:产品陈列对孤独个体产品偏好的影响[J]. 冯文婷,汪涛,魏华,周南. 心理学报. 2016(04)
[4]孤独感对不确定消费偏好的影响:新产品、产品包装和概率促销中的表现[J]. 陈瑞,郑毓煌. 心理学报. 2015(08)
[5]职场孤独感的前因与后果[J]. 吕惠聪,温忠麟,邓家毓,陈启山. 心理科学. 2015(04)
[6]大学生手机依赖综合征及与孤独感关系[J]. 孙江伟,李琳,林超,吴声,汤迪,穆凯. 中国公共卫生. 2014(09)
本文编号：3513606
【文章来源】：软科学. 2020,34(02)北大核心CSSCI
【文章页数】：6 页
【部分图文】：
研究假设理论框架
模式匹配对支付价格的影响。在对愿意支付价格的原始数据进行对数转换后进行2×2方差分析,结果表明决策模式与孤独感对愿意支付价格存在显著的交互作用(F(1,125)=15.712,p<0.001)。如图2所示,高孤独感组的个体在理性模式下的愿意支付价格显著高于情感模式下的愿意支付价格(M理性模式=5102.656,M情感模式=3922.548,F(1,61)=8.498,p<0.010);而低孤独感组的个体在情感模式下的愿意支付价格显著高于在理性模式下的愿意支付价格(M情感模式=5024.633,M理性模式=4103.030,F(1,61)=6.927,p<0.050)。因此,假设H2得到支持,也再次验证了假设H1。2.3 实验三
调节效应检验。由孤独感量表(α肯定组=0.839,α中立组=0.844)测得中立组孤独感均值为2.700,肯定组孤独感均值为2.595。由于孤独感为连续变量,是否经历自我肯定为分类变量,因此,采用分组回归进行调节效应检验,结果如图3所示,中立组的孤独感对产品偏好有显著的正向影响(β=0.834,t(129)=2.684,p<0.010),反映了当个体未经历自我肯定时,孤独感较高的个体对理性诉求产品的偏好更高,H3a得到验证;肯定组的孤独感对产品偏好的影响变为负向且不显著(β=–0.122,t(128)=–0.365,p>0.700),说明当个体经历自我肯定时,孤独感对理性诉求产品偏好的正向影响变得不再显著,即孤独感较高的个体对理性诉求产品的偏好显著减弱,H3b得到验证。回归系数t检验计算结果为t(257)=–2.091,p<0.050,说明两个回归系数之间存在着显著差异。因此,自我肯定调节孤独感对消费者产品偏好的影响,假设H3得到支持。有中介的调节效应检验。对感知控制缺失量表(α肯定组=0.690,α中立组=0.829)中3个问题的得分进行平均,中立组的感知控制缺失均值为3.487,肯定组的感知控制缺失均值为3.044。采用Bootstrap法进行有中介的调节检验[22],样本量为5000。结果显示,中介效应区间为LLCI(Lower Level Confidence Interval)=0.037,ULCI(Upper Level Confidence Interval)=0.698,不包含0,表明感知控制缺失在自我肯定调节孤独感对产品偏好影响的过程中发挥中介作用,并且在加入中介路径后,孤独感与自我肯定的交互作用变得不显著(LLCI=0.220,ULCI=1.458,包含0),反映了感知控制缺失发挥完全中介作用。进一步分析表明,在被试未经历自我肯定时,中介路径的效应为0.971,估计区间为LLCI=0.616,ULCI=1.389,不包含0,在被试经历自我肯定时,中介路径的效应为0.633,估计区间为LLCI=0.390,ULCI=0.935,不包含0。因此,假设H4得到验证。
【参考文献】：
期刊论文
[1]孤独感对怀旧消费偏好的影响研究[J]. 杨强,张康,孟陆. 珞珈管理评论. 2018(02)
[2]广告信息框架与消费者孤独感交互影响广告说服力的研究[J]. 文思思,李东进,郑晓莹. 管理学报. 2017(12)
[3]孤独让我爱上你:产品陈列对孤独个体产品偏好的影响[J]. 冯文婷,汪涛,魏华,周南. 心理学报. 2016(04)
[4]孤独感对不确定消费偏好的影响:新产品、产品包装和概率促销中的表现[J]. 陈瑞,郑毓煌. 心理学报. 2015(08)
[5]职场孤独感的前因与后果[J]. 吕惠聪,温忠麟,邓家毓,陈启山. 心理科学. 2015(04)
[6]大学生手机依赖综合征及与孤独感关系[J]. 孙江伟,李琳,林超,吴声,汤迪,穆凯. 中国公共卫生. 2014(09)
本文编号：3513606
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