我國城市青少年從眾、不從眾與反從眾消費行為的實證研究

摘要：在后WTO時代，企業之間的競爭進一步加劇，顧客資源成為維系企業生存的源泉。越來越多的企業意識到，培育真正忠誠的顧客，應該從他們青少年時期開始。本文以我國城市青少年為研究對象，在社會心理學研究成果的基礎上引入了一個新的干擾變量——自我一致性，用于解釋廣泛存在于青少年消費者中的從眾、不從眾和反從眾行為。結果表明，當自我一致性高時，青少年表現出不從眾或反從眾消費行為；當自我一致性低時，青少年呈現出不從眾或從眾消費行為。

關鍵詞：從眾；不從眾；反從眾；自我一致性

中圖分類號：F713.5 文獻標識碼：A 文章編號：1003-5192(2007)04-0042-07

1．引言

國家統計局2006年統計資料顯示，我國12—19歲的青少年約2億人，其中有25％居住在城市，他們的消費額占據整個青少年市場的80％以上。青少年市場作為一個由現時市場、影響力市場和未來市場組成的“3合1”市場，其市場潛力非常巨大，逐漸受到了學術界和企業界的重視。已有研究表明，青少年消費者有別于其他年齡階段消費者的主要消費特征在于他們求同和求異的消費需要都非常強烈，由此引發的從眾、不從眾和反從眾消費行為是這個年齡階段消費者的主要特點。因此，研究我國城市青少年消費者的主要消費行為，對于洞察青少年的消費需要，開拓青少年市場，具有重要的實踐意義。

從眾是普遍存在的一種社會現象，一直以來都受到了社會心理學、消費者行為學領域內學者們的密切關注。然而，無論是Rose等提出的從眾歸因模型、Lascu和Zinkhan提出的頗具影響力的從眾影響因素模型，還是國內學者宋官東提出的從眾行為S-R模式，均不能很好解釋消費者在面臨群體從眾壓力時出現的不從眾、反從眾行為。事實上，在現實生活中，我們觀察到青少年消費者有時會從眾，有時卻不從眾甚至反從眾；在理論研究中，不從眾和反從眾的例子也比比皆是，例如，Hornsey等學者在研究社會問題、道德問題時發現，有相當一部分被試出現了不從眾甚至反從眾的行為。即使在Asch的經典從眾實驗中，也只有1／3的被試選擇了從眾。正如Hornsey等學者指出的那樣：“過分地強調從眾，掩蓋了不從眾和反從眾的現實”。因此，對于青少年消費者在群體從眾壓力情境下不從眾和反從眾行為的研究，理應給予足夠的重視。

本文在社會心理學研究成果的基礎上，結合消費者行為學的相關理論，引入了一個新的干擾變量——“自我一致性”，通過對該干擾變量作用機制的深入剖析，解釋了青少年消費者面對群體從眾壓力時出現的從眾、不從眾和反從眾行為，并探討了營銷啟示。

2．理論背景與研究假設

2.1 從眾、不從眾與反從眾的界定

本文沿用Lascu和Zinkhan的定義，將從眾界定為：消費者接受到他人的產品評價、購買意愿或購買行為的信息后，改變了自己的產品評價、購買意愿或購買行為，并與他人保持一致。反從眾，又稱標新立異(uniqueness)，目前學術界對其還沒有一個明確的定義。本文依據反從眾動機的“非大眾化選擇(unpopular choice)”維度，將其界定為：消費者接受到他人的產品評價、態度或購買意愿的信息后，改變了自己對品牌評價、態度或購買意愿，并與他人保持不同，以達到與眾不同的目的。依據Hornsey等學者對不從眾的定義，本文將其界定為：消費者接受到他人的產品評價、態度和購買意愿的信息后，自己對產品的評價、態度、購買意愿沒有發生顯著的改變。

2.2 新的干擾變量——“自我一致性”的引入

目前，雖然不從眾和反從眾行為尚未引起消費行為學領域學者們的廣泛關注，但社會心理學領域的學者已經注意到了這兩種現象的存在。社會心理學家Hornsey等發現，人們對于諸如道德觀念、政治取向、價值觀、宗教信仰等等與自我概念密切相關的問題，不太容易受到他人意見的影響；當他人意見與自己的觀點相左時，甚至會“反其道而行之”，表現出反從眾傾向。其原因是由于這些問題與自我概念密切相關，所以在社會交往和互動中，維護自我概念的需要超過了獲得他人認可的需要。

由此可見，某個問題與自我概念的相關程度與他人的反饋意見之間存在著交互作用，它們共同干擾了個體態度的改變過程。于是，我們將Hornseyd等的觀點擴展到消費者行為學領域，發掘出一個新的干擾變量——自我一致性，它反映的是自我概念與產品形象相匹配的程度。眾所周知，一個產品，尤其是外顯產品，不僅具有功能屬性，而且還具有價值表達屬性。所以，商品不僅可以滿足消費者功能方面的需要，更扮演著向他人傳遞自己的身份、地位、品味、審美、趣味和自我形象的角色。Sirgy提出的產品形象／自我形象一致性理論(簡稱“自我一致性”理論)認為，消費者傾向于購買產品形象與自我形象相匹配的產品。由于自我一致性這一變量反映了產品形象與自我概念相匹配的程度，所以我們推測，該變量與同齡群體反饋意見之間存在交互作用，并將干擾消費者態度的改變過程。Chaplin和John的研究表明，青少年消費者已經能夠理解產品的價值表達屬性，并且具備了將價值表達屬性與自我概念聯系起來的能力。在定性研究中我們也發現，青少年能夠理解并清晰地描繪出產品或品牌的形象。因此，我們完全可以將“自我一致性”這一干擾變量引入研究，用以探討青少年的不從眾和反從眾消費行為。

2.3 研究假設

在提出研究假設之前，我們需要對研究的范圍進行一個界定。首先，Fisher和Price的研究證實，參照群體對個體的消費行為是否產生影響取決于產品的外顯程度。外顯程度越高，即越是在公開場合下使用的產品，消費者越容易受到參照群體的影響。故本研究選定外顯產品作為研究對象，用以識別青少年消費者到底是從眾還是反從眾。其次，在社會化過程中，父母、同齡人是青少年社會化的重要代理人。通過消費者社會化過程，青少年將習得一系列與消費有關的消費知識、購物技巧和消費態度。國內外研究證實，隨著年齡的增長，父母對青少年的影響逐漸減弱，同齡群體的影響逐漸增強。因此，本文將著重探討同齡群體影響下的青少年消費者從眾、不從眾和反從眾消費行為。

自我一致性與同齡群體反饋意見之間的交互作用對青少年態度改變過程的干擾機制，可以依據自我一致性的高／低、反饋意見的正／負，分為四種情況加以探討：(1)同齡群體反饋意見為正，自我一致性高。根據自我一致性理論，由于產品形象與自我形象匹配程度高，所以青少年對品牌的態度非常積極正面，購買意愿很強。因此，雖然同齡群體的看法與自己的看法一致，但青少年可能更多地依據自己內心真實的感受和體會來形成對一個產品的主觀判斷和評價，故呈現出不從眾行為。(2)同齡群體反饋意見為負，自我一致性高。在這種情況下，產品形象與自我形象匹配程度高，所以消費者對品牌的評價高，購買意愿強烈。在同齡群體負面的反饋意見下，青少年維護自我形象的需要超過了獲得他人認可的需要，因而激發了反從眾動機。在該動機驅使下，他們將“反其道而行之”，為了維護自己與眾不同的個性身份，對品牌的態度將更趨于正面，購買意愿也更為強烈，從而表現出反從眾行為。(3)同齡群體反饋意見為正，自我一致性低。自我一致性低意味著產品形象與自我形象不相匹配，所以青少年對該品牌的評價低，購買意愿也不夠強烈。在同齡群體反饋意見為正的情況下，青少年一方面從同齡群體那里獲得了預購品牌的參考信息，加深了對品牌的了解和認識；另一方面為了維護與同齡人良好的人際關系，以便獲得群體歸屬感和認同感，于是改變了自己對品牌的態度和購買意愿，使其與同齡群體的反饋意見保持一致，從而表現出從眾行為。(4)同齡群體反饋意見為負，自我一致性低。在這種情況下，由于產品形象和自我形象不相匹配，青少年對品牌的態度本來就較為負面，購買意愿也不強，再加之同齡群體對品牌的評價也很低，這讓青少年更加堅定了自己以前對該品牌的評價和認識，因此負面的態度將進一步放大，購買意愿也降得更低，從而表現出從眾行為。

根據以上分析，形成了如下假設：

H1：在同齡群體反饋意見為正的情境下，當自我一致性高時，青少年消費者對品牌的態度和購買意愿變化不顯著，表現出不從眾行為。

H2：在同齡群體反饋意見為負的情境下，當自我一致性高時，青少年消費者對品牌的態度和購買意愿正向增加顯著，表現出反從眾行為。

H3：在同齡群體反饋意見為正的情境下，當自我一致性低時，青少年消費者對品牌的態度和購買意愿正向增加顯著，表現出從眾行為。

H4：在同齡群體反饋意見為負的情境下，當自我一致性低時，青少年消費者對品牌的態度和購買意愿負向減少顯著，表現出從眾行為。

3．研究方法

3.1 實驗背景材料的確定

由于實驗法能使復雜的操控變量變得易于控制，并能降低研究成本，故本研究采用實驗法。在正式實驗之前，我們首先進行了3組焦點小組訪談，其目的是：(1)了解青少年消費者熟悉的產品類別；(2)明確哪些產品對于青少年而言屬于外顯產品；(3)確定度量青少年消費者品牌態度和購買意愿的題項。利用訪談機會，我們也完成了相關量表的前測。

焦點小組訪談的受訪者來自合肥市兩所中學初一至高三的青少年。每組焦點小組由12名青少年組成，男女各半，持續時間約2小時。通過對36名青少年的焦點小組訪談，我們發現，服裝、運動鞋、文具、音樂、西式快餐、非奶質型飲料是對青少年而言屬于外顯產品。我們進一步發現，肯德基(KFC)是青少年非常熟悉的品牌，因此，本研究決定選用KFC品牌，并進一步通過KFC公司的網站，最終選定了“咔啦石鍋泡菜堡”的產品詳細介紹作為實驗背景材料。在實驗背景材料中，展示了該套泡菜堡的圖片，并詳細描述了制作工藝、材料選配、口感、營養成分、脂肪和熱量含量、價格。

3.2 實驗控制

本研究的實驗控制為同齡群體的反饋意見。在焦點小組訪談時我們發現，青少年對本校同學的認同度比較高，群體歸屬感也比較強烈，因此，本文將同齡群體界定為本校同學，并進一步界定同齡群體正(負)反饋意見為：“在本校其他800名同學中，有85％(8％)的同學認為這套泡菜堡營養豐富，口感獨特，并非常愿意品嘗；有8％(85％)的同學認為這套泡菜堡并不像產品介紹里說得那么好，對它評價比較低，并不愿意品嘗；另外有7％的同學沒有表態，也沒有說明自己是否愿意品嘗這套泡菜堡”。所有百分比的確定沿用了Hornsey等學者的實驗設計。

3.3 變量的衡量

對自我一致性的衡量采用Escalas開發的“自我一品牌聯系”量表，并通過定性研究，對該量表進行了修訂。根據焦點小組訪談記錄，我們整理出了度量“泡菜堡”的8個品牌態度題項和5個購買意愿題項。通過Test-retest，我們刪除了前后測相關系數小于0.6、以及刪除后能夠顯著提高Cronbach's α值的題項。在大規模調研之前，請一位營銷教授、兩位營銷博士以及7名中學生(初一2人，其余年級各1人，男性3人，女性4人)詳細檢查了各題項，經過修訂后形成了最終量表，故具有表面效度和內容效度。正式問卷包含品牌態度(8題項)、購買意愿(4題項)、自我一致性(5題項)量表。所有量表均為7點Likert量表，在品牌態度和自我一致性量表中，1代表完全不同意，7代表完全同意；在購買意愿量表中，1代表購買的可能性很低，7代表購買的可能性很高。

3.4 實驗步驟與樣本特征

根據同齡群體反饋意見(正／負)，我們設計了兩個版本的問卷。大樣本數據的收集范圍限于合肥市某中學。采用分層隨機抽樣的方式，隨機選取該校初一至高三每個年級中的一個班，然后按照學號，隨機分配抽中班級的被試填寫某個版本的問卷。首先請被試仔細觀察產品的圖片，并閱讀產品的詳細介紹；接下來請被試填寫度量品牌態度(ABR1)、購買意愿(IB1)、自我一致性(SC)的量表；然后給予被試以實驗控制——同齡群體或正或負的反饋意見，最后請被試填寫品牌態度(ABR2)和購買意愿(IB2)量表。

在正式實驗階段，我們總共發放問卷154份，剔除了漏填、明顯錯填的問卷后，得到有效問卷141份，有效回收率為91.16％。被試年齡在12至18歲之間，男性占48.2％，女性占51.8％；初一占17.0％，初二占14.9％，初三占17.7％，高一占14.9％，高二占19.9％，高三占15.6％。

4．數據分析與結果討論

4.1 實驗控制的檢驗

我們通過一個題項——“本校同學對該產品的評價是：(1)所有人都否定；(2)大部分人否定；(3)好壞參半；(4)大部分人贊同；(5)所有人都贊同”來衡量被試是否準確無誤地理解了我們給予的實驗控制。ANOVA分析結果顯示，正反饋組在該題項上的得分明顯高于負反饋組的得分(3.99>2.05，F(1.139)=971.835，p<0.001)，表明實驗控制是成功的。

4.2 變量衡量的信度檢驗

本研究利用SPSS 11.5進行變量衡量的內部一致性檢驗，利用LISREL 8.54進行個別題項信度、組成信度檢驗。在進行驗證性因子分析時，由于使用LISREL默認的極大似然估計法進行參數估計，故首先需要檢驗數據是否符合多變量正態分布的假定。PRELIS 11分析結果顯示，29個觀察變量的偏態系數的絕對值介于0.019與0.514之間，均小于3；峰度系數的絕對值介于0.037與1.085之間，均小于10，故符合正態分布的假定，因此可以利用LISREL進行驗證性因子分析。Hair等學者建議，因子負荷量小于O.5、MI指數大于4的題項應予以刪除。

檢驗結果顯示，量表中abr14、abr16、abr17、abr18、abr23、abr26、abr28、ibl4、ib24共9個題項需要刪除。刪除這9個題項后的驗證性因子分析結果如表1所示。由表1得知，所有題項的因子負荷量介于0.72與0.94之間，均在0.5以上；ι值介于9.50與14.23之間，均大于2.58，表明所有個別題項信度均已達到0.01的顯著水平。根據Bagozzi和Yi的觀點，組成信度(CR)值越高(應大于0.6)，則量表的組成信度越高。由表1得知，各潛變量的CR值介于0.896與0.944之間，均大于0.6，表明模型通過了組成信度檢驗。此外，Cron-bach's α值均高于0.89，滿足大于0.70的標準，表明內部一致性較好。

4.3 變量衡量的效度檢驗

潛變量的方差抽取量(VE)指潛變量的各觀察變量對該潛變量的方差解釋力。VE值越高(應大于0.5)，表示潛變量的收斂效度越高。表1結果顯示，VE值介于0.69與0.79之間，均超過0.5，表明各個潛變量的收斂效度較好。根據Jtireskog和Stirbom的建議，檢驗區別效度使用標準誤來形成真實相關的近似置信區間，置信水準為95％時，計算方法為相關系數±1.96×標準誤差。如果近似置信區間不包含1，則表明各變量之間具有顯著區別。由表2得知，各潛變量的置信區間介于0.5024與0.9392之間，不包含1，表明各變量具有較好的區別效度。

整個度量模型與數據的擬合度指標為x²=236.65(df=185，x²／df=1.279<2)，p=0.065，GFI=0.93，AGFI=0.91，NFI=0.98，NNFI=0.99，CFI=0.99，SRMR=0.048<0.08，RMSEA=0.038<0.05，表明度量模型和數據具有較好的擬合度。此外，所有觀察變量與潛變量之間的標準化因子負荷量介于0.72與0.94之間，小于0.95的門檻值，故不存在違反估計問題。

4.4 假設的驗證與結果討論

根據上述對從眾、不從眾和反從眾的界定，假設的驗證實際上是比較同一被試接受實驗處理之前、之后的“品牌態度”和“購買意愿”變化的方向和顯著程度，因此采用配對樣本t檢驗的方法。首先根據自我一致性(SC)的均值，通過快速聚類法將被試份為高、低兩組，高、低兩組分別包含66和75名被試。高組得分明顯高于低組得分(5.42>2.71，F(1，139)=640.797，p<0.001)。接下來對四組樣本(同齡群體反饋意見(正／負)×自我一致性(高／低))分別使用配對樣本t檢驗(見表3和表4)。

從表3和表4中我們得知：(1)當同齡群體反饋意見為正、SC高時，品牌態度和購買意愿均有所增加，但都不顯著(p=0.785>0.05，p=0.569>0.05)，表明出現了不從眾行為，因此假設1成立。(2)當同齡群體反饋意見為負、SC高時，品牌態度正向改變顯著(p<0.001)；購買意愿的均值也從4.9318增加到5.1667(p=0.041<0.05)，表明被試呈現出了明顯的反從眾行為，故假設2得到了驗證。(3)當同齡群體反饋意見為正、SC低時，品牌態度略有增加，但不顯著(p=0.878>0.05)；而購買意愿略有減少，仍然不顯著(p=0.772>0.05)，表明出現了不從眾行為，因此假設3不成立。(4)當同齡群體反饋意見為負、SC低時，品牌態度和購買意愿顯著減少(p值均小于0.001)，表明被試出現了從眾行為，故假設4得到了驗證。

假設3未得到驗證，其原因可能在于青少年消費者對食品的消費更多地是基于自己的口味、主觀體驗和過去的消費經驗。因此，盡管同齡群體反饋意見為正，但青少年消費者仍然認為這款食品不適合自己(自我一致性低)，所以沒有受到同齡群體意見的左右，呈現出了不從眾行為。

5．結論與啟示

通過上述分析，我們得出以下結論：(1)自我一致性與同齡群體反饋意見的交互作用，干擾了青少年消費者品牌態度和購買意愿的改變過程；(2)當自我一致性高時，青少年維護自我形象的需要超過了得到同齡群體認可的需要，故呈現出了不從眾或反從眾行為；(3)當自我一致性低、同齡群體反饋意見為負時，青少年獲得同齡群體認可的需要占據了主導地位，呈現出了從眾行為；(4)當自我一致性低、同齡群體反饋意見為正時，青少年消費者不會受到同齡群體意見的左右，表現出不從眾行為。

結論對于企業有如下兩方面啟示：首先，從上述分析中得知，當產品的品牌形象與青少年消費者的自我形象匹配程度高時，青少年不僅不太會受到參照群體反饋意見的影響，甚至在參照群體反饋意見為負時，品牌態度和購買意愿反而增加。因此，企業需要深入了解青少年的自我形象，通過廣告宣傳等措施，強化品牌形象，努力使品牌形象與青少年的自我形象相匹配。其次，企業應特別重視產品生產、銷售過程、后續服務等各個環節，在青少年群體中形成正面的口碑，從而有效避免部分青少年消費者的流失，引發青少年的從眾消費行為、增加市場份額和銷售收入。由于青少年的可塑性，正面口碑還可以使青少年更為深刻地理解產品或品牌，增強自我形象與品牌形象之間的一致性程度。