崔 楠 徐 嵐 謝雯婷

(武漢大學經(jīng)濟與管理學院,武漢 430072)

1 引言

當錯失一次先前具有吸引力的機會后,個體在其后遇到次優(yōu)機會(即雖然不及第一次機會但仍然優(yōu)于正常水平的機會)時采取行動的可能性會降低,這種現(xiàn)象被稱為不作為慣性(Inaction Inertia,見Tykocinski&Pittman,1998;Tykocinski,Pittman,&Tuttle,1995)。自從不作為慣性現(xiàn)象被提出以來,該現(xiàn)象在各種活動情境中得到了廣泛的研究。然而,多數(shù)文獻主要從“機會”本身出發(fā),討論不同類型的機會及相互關系如何影響不作為慣性,少有文獻從作出決策的“個體”視角探討他們對相同機會的不同反應。鑒于從個體視角的研究同樣有助于解決不作為慣性所帶來的潛在負面后果(蘇凇,陳榮,黃勁松,2013),從這一視角出發(fā)展開研究不僅有助于發(fā)掘更多的解決不作為慣性的方法,也能夠豐富不作為慣性個體反應差異的研究文獻(如van Putten,Zeelenberg,&van Dijk,2009)。

沿著這一視角,本文識別出不同自我調節(jié)模式的個體在面對次優(yōu)購買機會時存在的購買可能性差異。自我調節(jié)模式理論(Kruglanski et al.,2000)提出運動模式和評估模式是個體自我調節(jié)的兩個功能性維度。運動模式的個體強調從當前狀態(tài)向最終渴望狀態(tài)的移動,而評估模式的個體強調在不同可替代事物之間進行比較來評估其相對價值。這些特征意味著自我調節(jié)模式與不作為慣性可能存在著某種關系。當個體在第二次機會下進行決策時,一方面選擇購買或不購買關系到消費者能否達到其渴望的最終狀態(tài),另一方面錯失機會和次優(yōu)機會在實現(xiàn)最終狀態(tài)的價值上也存在差異,從而看重目標“可達性”的運動模式個體要比看重達成目標手段“價值”的評估模式個體有更高的購買可能性。通過將自我調節(jié)模式引入到不作為慣性現(xiàn)象的研究中,本文將能夠豐富和擴展現(xiàn)有不作為慣性的研究視角,有效補充現(xiàn)有文獻對“機會”特征研究較多而“個體”特征研究不足的局限。

不作為慣性文獻指出,對決策后果的預期后悔解釋了人們?yōu)楹螘诖蝺?yōu)機會前表現(xiàn)出不作為(如Tykocinski&Pittman,1998)。而不同自我調節(jié)模式個體有可能對作為與不作為所帶來的預期負面后果有不同的看法(Pierro et al.,2008),從而導致其在預期作為后悔和預期不作為后悔兩方面的差異。因此,自我調節(jié)模式很可能通過預期后悔的中介作用而對不作為慣性產(chǎn)生影響。通過對上述機制的考察,本研究將能夠為預期后悔作為不作為慣性的解釋機制提供新的應用情境。

此外,本研究還試圖結合“個體”因素與“機會”因素,以識別自我調節(jié)模式對不作為慣性產(chǎn)生影響的邊界條件。當?shù)诙螜C會中的產(chǎn)品變更為替代品而非原產(chǎn)品時,第二次機會的目標和手段價值也隨之發(fā)生變化,這可能使不同自我調節(jié)模式的個體在該機會下的決策過程發(fā)生相應改變。從而,我們可以結合“個體”特征和“機會”特征來發(fā)展出更為豐富的解決不作為慣性負面影響的方法。

接下來,本文將在對現(xiàn)有理論和文獻回顧的基礎上提出具體的假設。之后,我們將采用3個相互關聯(lián)的研究來驗證所提假設,分別考察不同自我調節(jié)模式個體的不作為慣性差異(研究1)、預期后悔的中介作用(研究2)及不同機會類型對上述效應的調節(jié)作用(研究3)。

2 理論基礎與研究假設

2.1 不作為慣性

在解釋為什么會產(chǎn)生不作為慣性時,現(xiàn)有研究主要提出了體驗后悔、價值貶損和預期后悔等解釋機制。支持體驗后悔的研究發(fā)現(xiàn),如果錯失機會與當前機會吸引力之間的差異越大,人們的后悔程度就越高,進而越可能在面對相同購買機會時作出行動(如Tykocinski et al.,1995;李東進,馬云飛,杜立婷,2012)。但后續(xù)研究提出,體驗后悔實際上只是不作為慣性出現(xiàn)的前提而非先決條件(Arkes,Kung,&Hutzel,2002)。價值貶損的解釋機制認為,錯失的第一次機會會導致個體低估產(chǎn)品的價值,進而導致不作為慣性(如Zeelenberg,Nijstad,van Putten,&van Dijk,2006)。但該理論在一些不涉及金錢的不作為慣性情境中并未得到支持。這也意味在某些情境下,即使價值貶損的可能性不大,但個體卻仍可能表現(xiàn)出不作為慣性。

預期后悔的解釋得到了目前研究較為廣泛的實證支持。該解釋機制認為,不作為慣性是由于人們希望回避未來可能產(chǎn)生的后悔感。這類研究實際上包括預期作為后悔和預期不作為后悔兩種類型。早期研究(如Tykocinski,Israel,&Pittman,2004;Tykocinski&Pittman,1998)將預期作為后悔等同于預期后悔,提出并考察了預期作為后悔(即個體如果選擇了第二次次優(yōu)機會而預期在未來所感受到的后悔程度)對個體接受第二次機會可能性的影響。后續(xù)一些研究區(qū)分了預期作為后悔和預期不作為后悔(即個體不接受第二次次優(yōu)機會而預期在未來所感受到的后悔程度)兩種類型的預期后悔(如Sevdalis,Harvey,&Yip,2006),并考察了預期不作為后悔(如Tsiros,2009;Tsiros&Hardesty,2010;蘇凇等,2013)或這兩類后悔(如Sevdalis et al.,2006)對不作為慣性的解釋。

盡管有關預期后悔的研究結論似乎并不完全一致,但上述研究也表明,預期作為后悔和預期不作為后悔都可能對不作為慣性具有重要影響。預期作為后悔和預期不作為后悔的作用可能會隨著活動情境的不同而不同：在某些不作為慣性情境下,預期作為后悔可能起主導作用,在另一些情境下,預期不作為后悔可能起主導作用,或者兩者均有可能起作用。綜合而言,對于不作為慣性原因的解釋很可能依賴于具體的情境。

關于不作為慣性的影響因素,現(xiàn)有文獻通常從不同“機會”的視角進行考察。這些研究主要是通過操控改變個體在第二次決策時所選擇的參照點以及參照點與當前選擇之間的比較,考察哪些因素能夠削弱不作為慣性,或對不作為慣性起到調節(jié)作用(如van Putten,Zeelenberg,& van Dijk,2008;Strahilevitz,Odean,&Barber,2011;蘇凇等,2013),并提出相應的削弱不作為慣性的方法。除了van Putten等人(2009)從個體應對負面結果的不同策略導向出發(fā)考察其對不作為慣性的影響之外,鮮有文獻從作出決策的“個體”視角展開研究。鑒于因自身特質或由情境引發(fā)的個體特征差異有可能導致個體在不作為慣性發(fā)生的機制和行為上的差異,識別出這類個體差異將有助于更為全面地理解不作為慣性發(fā)生的影響因素。

2.2 自我調節(jié)模式理論

自我調節(jié)模式理論認為,運動模式和評估模式是個體自我調節(jié)的兩個功能性維度(Kruglanski et al.,2000)。運動模式強調個體從一種狀態(tài)到另一種狀態(tài)的運動,關注以直接的、不被干擾或延遲的方式發(fā)起和維持指向目標行動的心理資源投入(Kruglanski et al.,2000)。而評估模式是指將事物與其備選選項進行批判性對比,從而判斷其相對價值的一種自我調節(jié)模式(Kruglanski et al.,2000)。運動模式關注狀態(tài)的改變,至于狀態(tài)改變能否帶來最優(yōu)的結果并不重要;而評估模式則關注結果的價值,會通過全方位評判與對比以求獲得最佳的選擇方案(Kruglanski,Pierro,Mannetti,&Higgins,2013;Kruglanski et al.,2000)。

現(xiàn)有研究表明,運動模式和評估模式在多個方面存在著不同。首先,在決策與行動方面,運動模式的個體傾向于立馬采取行動而不是等待和觀察;評估模式的個體則更傾向于等待,以便能夠全面地調查和比較所有的可選方案(Pierro,Giacomantonio,Pica,Kruglanski,&Higgins,2011)。其次,在目標選擇方面,運動模式的個體更可能選擇具有高達成期望的目標(Kruglanski,1996),但卻不太關心所選目標的價值;而評估模式的個體會選擇相對價值最高的目標,但對于目標的可達成性卻并不關心。最后,在目標實現(xiàn)方式和手段上,運動模式的個體具有較高目標導向性,愿意立即采取行動,并持續(xù)追求直到完成任務;評估模式的個體則更傾向于收集各種方法進行比較,并選出最佳方法來實現(xiàn)目標(Kruglanski et al.,2000)。

在不作為慣性現(xiàn)象中,消費者的決策制定過程同樣涉及到所追求狀態(tài)的切換及追求渴望狀態(tài)的不同手段之間的比較。當面臨第二次次優(yōu)機會時,消費者選擇利用第二次機會與否意味著其渴望狀態(tài)(購買所想要的產(chǎn)品)能否發(fā)生變化。而在達成目標的手段方面而言,錯失的第一次機會和當前面臨的第二次機會、甚至是未來可能的其他類似購買機會都構成了達成目標的手段之間的比較。由于運動模式和評估模式在對待狀態(tài)和手段方面存在著明顯的不同,因此有理由相信,具有不同自我調節(jié)模式的個體在面對第二次次優(yōu)機會時所作出的決定也會不同。

在現(xiàn)有自我調節(jié)模式理論的相關文獻中,一些研究提出和考察了自我調節(jié)模式與后悔之間的關系。Hong,Tan和Chang(2004)在考察自我調節(jié)模式與個體生活滿意度之間關系時發(fā)現(xiàn),高運動模式個體的主觀幸福感最高,而高評估模式個體的主觀幸福感最低,其推測的一個原因在于高評估模式個體會因過度評估而引發(fā)后悔,從而導致主觀幸福感降低。Pierro等人(2008)研究并實證檢驗了自我評估模式與體驗后悔之間的關系。他們發(fā)現(xiàn),高運動模式個體體驗到的后悔更少,而高評估模式個體體驗到的后悔更多。這是因為負面結果的發(fā)生意味著個體沒能作出正確的評估,因而高評估模式個體更可能產(chǎn)生反事實思維,進而對其選擇行為產(chǎn)生更多的后悔;高運動模式個體則更傾向于轉移到下一個目標的追求中,而非糾纏于過去,因此其后悔程度要更低(Kruglanski,Orehek,Higgins,Pierro,&Shalev,2010)。

盡管現(xiàn)有文獻尚未考察自我調節(jié)模式與預期后悔之間的關系,但正如Pierro等人(2008)所指出的那樣,預期后悔可能與體驗后悔相類似。當預期選擇可能導致負面后果時,自我調節(jié)模式同樣會影響預期后悔,與高運動模式個體相比,高評估模式個體應當對與預期后悔相關的效應更為敏感。

2.3 自我調節(jié)模式對次優(yōu)機會購買可能性的影響

我們認為,當錯失第一次有吸引力的購買機會后,面對第二次次優(yōu)選擇時,選擇“作為”還是“不作為”會受到消費者自我調節(jié)模式(運動模式還是評估模式)的影響。這是由于不同調節(jié)模式的消費者在達成目標的狀態(tài)改變和手段價值比較上的側重點不同,由此導致其預期后悔程度的不同,進而影響其面對第二次購買機會時的購買可能性。

在面臨第二次機會時,消費者采取與不采取購買行動,對其渴望狀態(tài)的改變及以何種方式達成目標均會產(chǎn)生影響。如果采取行動,一方面可以使得其現(xiàn)有狀態(tài)發(fā)生變化,即從未能滿足的目標狀態(tài)變成目標滿足的狀態(tài);另一方面,由于第二次機會是次優(yōu)選擇,采取行動也意味著消費者永遠失去以更低價格(第一次價格)購買該產(chǎn)品的可能性(Tykocinski et al.,1995)。與之相比,如果不采取購買行動,一方面?zhèn)€體保留了以最優(yōu)方式實現(xiàn)購買的可能性,但另一方面,現(xiàn)有的非渴望狀態(tài)仍沒有得到改變。

由于評估模式的消費者更看重“在當前環(huán)境下做正確事情”(Kruglanski et al.,2000),如果選擇次優(yōu)機會采取購買行動,則將意味著其沒能“做正確的事情”。從而,他們更可能預期將來會因現(xiàn)在的購買行動而感到較高的預期作為后悔(Sevdalis et al.,2006)。而由于不采取行動能夠維持“做正確的事”的可能性,這一特點更被傾向于在不同手段或選項之間進行價值比較而非狀態(tài)變化的評估模式個體(Kruglanski et al.,2013)所看重。雖然當前目標實現(xiàn)被暫時擱置,但個體卻可能獲得更多時間以收集更多信息來評估目標的價值,這將有助于其避免選擇“不正確”的目標和實現(xiàn)手段(Pittman,Tykocinski,Sandman-Keinan,&Matthews,2008),從而其預期不作為后悔程度會較低。

而對于更關注狀態(tài)改變的運動模式(Kruglanski et al.,2000)的消費者而言,選擇第二次機會更符合其看重向渴望狀態(tài)進行移動以達成狀態(tài)的快速改變的特征,因此其因選擇采取購買行動而預期帶來的后悔感較小,即預期作為后悔程度相對較低(Sevdalis et al.,2006)。但由于放棄第二次機會意味著在有合適手段能夠達成目標的情況下消費者卻未能采取行動,這對于愿意采取任何活動來促進目標移動、不愿意等待和徘徊不前的運動模式消費者(Higgins,Kruglanski,&Pierro,2003)而言會被認為是一種極大的損失,從而有較高程度的預期不作為后悔。

從上述論述中可以看出,對于不同自我調節(jié)模式的消費者而言,其第二次次優(yōu)機會的購買可能性取決于其預期作為后悔與預期不作為后悔之間的權衡。因此,在本研究中,我們將預期后悔定義為消費者對預期不作為后悔與預期作為后悔之間的權衡,并以預期后悔來解釋不同自我調節(jié)模式消費者在購買可能性上的差異。據(jù)此,我們提出以下兩個假設：

假設1：當錯失第一次有吸引力的機會而面臨第二次次優(yōu)購買機會時,運動模式的消費者比評估模式的消費者有更高的購買可能性。

假設2：預期后悔對消費者自我調節(jié)模式與購買可能性之間的關系起中介作用。

2.4 第二次機會中替代產(chǎn)品的調節(jié)作用

由于人們通常渴望減少或避免后悔,他們會因此而改變產(chǎn)品選擇或購買產(chǎn)品的時機(Zeelenberg,Beattie,van Der Pligt,&van Dijk,1996),例如當人們錯失一次大型促銷后會表現(xiàn)出更多的品牌轉換行為(Zeelenberg&van Putten,2005)。因此,改變第二次機會中所提供的產(chǎn)品是一種緩解消費者不作為慣性的方法之一(如Tsiros,2009)。例如,設想消費者錯過了原價1100元、促銷價600元的去廈門旅游套餐,在面對另外一個原價相同但以蘇州為旅游目的地、價格是900元的促銷活動時,對于不同自我調節(jié)模式的消費者,他們對這一替代產(chǎn)品的購買可能性也可能會發(fā)生變化。

當?shù)诙未蝺?yōu)機會提供的是與第一次機會相同的產(chǎn)品時,選擇購買這一產(chǎn)品將會時常提醒起消費者所作出的非最優(yōu)決策(Tykocinski&Pittman,1998)。因此,與運動模式消費者相比,這種決策會給看重“做正確的事情”的評估模式消費者帶來更大的預期作為后悔。而第二次提供相似替代品會改變前后兩次機會選擇結果的可比性(如Tsiros,2009)。這種結果的不可比性已被證明會導致更低的預期作為后悔(van Dijk&Zeelenberg,2005),從而能夠緩解評估模式消費者的不作為慣性。

另一方面,結果的不可比性也意味著在達成原目標的程度上存在著一定差異,這種差異對不同調節(jié)模式消費者的影響也不同。先前的研究表明,運動模式的個體不僅會更早地從事朝向目標的活動,而且表現(xiàn)出更有毅力、對干擾更有抵抗力等特征(Higgins et al.,2003;Kruglanski et al.,2000;Pierro et al.,2011)。第二次機會中所提供的備擇物更有可能被運動模式的個體看作是對其目標達成的一種干擾,從而其預期作為后悔會上升,進而導致其購買可能性下降。而與之相比,更關心在當前環(huán)境下做正確的事情(Kruglanski et al.,2000)的評估模式消費者將替代產(chǎn)品看作對目標達成干擾的可能性較小。

綜合而言,當在第二次機會中提供的是替代產(chǎn)品時,一方面,替代產(chǎn)品與原有產(chǎn)品所導致的結果不可比性緩解了評估模式消費者的預期作為后悔,另一方面,替代產(chǎn)品也可能因其形成與原有購買目標上的一定差異而使得運動模式消費者的預期作為后悔上升。從而,先前在假設1中所預測的評估模式消費者和運動模式消費者的不作為慣性會消失。據(jù)此,我們提出：

假設3：第二次次優(yōu)機會所提供的產(chǎn)品類型對消費者的自我調節(jié)模式與購買可能性之間的關系起調節(jié)作用。當?shù)诙螜C會提供的是原有產(chǎn)品時,運動模式消費者的購買可能性要顯著高于評估模式消費者的購買可能性;當?shù)诙螜C會提供的是與原有產(chǎn)品不同的替代產(chǎn)品時,運動模式和評估模式消費者之間的購買可能性差異會減弱。

本研究所提3個假設的總體關系如圖1所示。

圖1 研究假設總體關系圖

為了驗證上述假設,我們進行了3項研究。研究1首先考察了作為人格特質差異的自我調節(jié)模式對消費者面臨第二次次優(yōu)機會時購買可能性的影響,即驗證假設1。研究2對自我調節(jié)模式采用操控方法,考察作為由情境誘導的暫時性特質差異對消費者第二次機會購買可能性的影響,并驗證預期后悔的中介作用,即假設2。研究3則通過操控第二次機會中所提供的產(chǎn)品類型來考察替代產(chǎn)品如何改變自我調節(jié)模式對第二次購買可能性的影響效應,即驗證假設3。

3 研究1

3.1 實驗目的

研究1的主要目的在于建立起自我調節(jié)模式與次優(yōu)機會購買可能性之間的關系。在本研究中,我們將從個體差異的視角展開對自我調節(jié)模式的考察,通過采用Kruglanski等人(2000)所開發(fā)的量表來測量個體的自我調節(jié)模式。

3.2 實驗方法

3.2.1 被試

共有87名來自武漢大學的本科生參加了本次研究,其中女性57名,占65.51%。被試平均年齡為21.38(

SD

=1.21)。

3.2.2 程序

在研究中,我們首先請被試想象如下的場景：“想象你正打算購買一盞LED臺燈。經(jīng)過搜集和篩選,3天前你終于在一家網(wǎng)店上鎖定了一款令你十分心儀的臺燈,其價格為100元。當你準備購買時,你發(fā)現(xiàn)了該網(wǎng)店的一條促銷信息,告訴你兩天后該網(wǎng)店將會做店慶優(yōu)惠活動,此款臺燈也在優(yōu)惠產(chǎn)品之列,到那時只要60元就能夠買到。于是你決定過兩天再行購買。但直到今天你才想起這個促銷活動,這時你發(fā)現(xiàn)這個以60元價格購買臺燈的優(yōu)惠活動剛剛結束,但該網(wǎng)店為了繼續(xù)答謝顧客的購買熱情,仍在繼續(xù)對這盞臺燈進行優(yōu)惠,只不過此時的優(yōu)惠價格變成了85元。在整個過程中,你還了解到,其他家網(wǎng)店并未有此款臺燈的優(yōu)惠活動,這盞臺燈的價格仍維持在100元?！?/p>

在被試閱讀完上述描述后,我們詢問了被試參加第二次優(yōu)惠活動的可能性。接著,采用Kruglanski等人(2000)的量表,我們收集了被試的運動模式(Cronbach’s α =0.76)和評估模式(Cronbach’s α =0.75)的信息。最后,我們收集了被試的人口統(tǒng)計信息,并請被試猜測研究意圖。

3.3 結果

根據(jù)Orehek,Mauro,Kruglanski和van Der Bles(2012)的方法,我們以被試的運動模式得分均值減去評估模式得分均值形成自我調節(jié)模式指標,指標值較高表明被試的自我調節(jié)模式以運動模式為主,較低則表示以評估模式為主。接著,我們以購買可能性為因變量,以自我調節(jié)模式指標為自變量,以被試的性別和年齡為控制變量進行回歸分析。結果發(fā)現(xiàn),自我調節(jié)模式對購買可能性有正面影響(β=0.49,

t

=5.09,

p

<0.001);而性別(β=0.04,

t

=0.42,

p

=0.67)和年齡(

β

=0.07,

t

=0.76,

p

=0.45)對購買可能性的影響均未達到顯著性水平。為了進一步說明自我調節(jié)模式指標對購買可能性的影響,我們根據(jù)自我調節(jié)模式指標得分三分位數(shù)(三分位值分別為

Q

=0.17,

Q

=0.67),將被試分為高(

N

=30)、中(

N

=26)、低(

N

=31)三組,表1是各組自我調節(jié)模式指標和購買可能性的均值和標準差。方差分析的結果表明,自我調節(jié)模式指標對購買可能性有顯著影響,

F

(2,84)=12.14,

p

<0.001,η=0.22。自我調節(jié)模式指標得分高組中被試的購買可能性顯著高于中組(95%置信區(qū)間CI:[0.17,1.40],

p

<0.05)和低組(95%置信區(qū)間CI:[0.87,2.060],

p

<0.001)中被試的購買可能性,自我調節(jié)模式指標得分中組中被試的購買可能性也顯著高于低組中被試的購買可能性(95% 置信區(qū)間CI:[0.07,1.29],

p

<0.05)。

表1 不同分組中自我調節(jié)模式指標和購買可能性的均值和標準差(M±SD)

3.4 討論

研究1的結果表明,面對第二次次優(yōu)機會時,消費者的調節(jié)模式傾向會影響其購買決策。消費者的運動模式傾向越強,購買可能性越高;評估模式傾向越強,購買可能性越低。這一發(fā)現(xiàn)初步驗證了我們所提的假設1。

盡管研究1的發(fā)現(xiàn)為自我調節(jié)模式對次優(yōu)機會中消費者購買可能性的影響提供了初步證據(jù),但在研究1中,我們尚未考察預期后悔的中介作用。另一方面,由于采用的是單因素研究,我們尚不清楚兩種自我調節(jié)模式被試的購買可能性差異在多大程度上體現(xiàn)了不作為慣性。對于上述兩點不足,我們將通過研究2的實驗研究來完成。

4 研究2

4.1 實驗目的

研究2的目的在于通過對自我調節(jié)模式采用另一種研究方法來重復研究1中的發(fā)現(xiàn),并考察預期后悔是否在自我調節(jié)模式對個體不作為慣性的影響效應中起中介作用,即檢驗假設2。與研究1不同的是,在研究2中,自我調節(jié)模式不再采用測量方式,而是采用Avnet和Higgins(2003)所提的方法進行操控。另外,根據(jù)先前對不作為慣性的操作定義(Tykocinski et al.,1995),不作為慣性在機會差異大的時候才會存在。因此,研究2在研究1的基礎上引入了前后兩次機會差異較小的實驗情形進行對照,從而可以確認不作為慣性的存在。

4.2 實驗方法

4.2.1 被試

共有來自武漢大學的121名本科生參與到了此次研究中,其中有6個被試因未能有效完成實驗操控任務而被從分析中剔除。最終進入分析的被試數(shù)量為115人,其中女性85人,占73.91%,被試的平均年齡為20.44(

SD

=0.91)。

4.2.2 設計

研究2采用自我調節(jié)模式(運動模式vs.評估模式)×前后兩次機會差異(大vs.小)的被試間實驗設計。因變量為購買可能性。

4.2.3 操控

自我調節(jié)模式的操控采用的是Avnet和Higgins(2003)所提出的方法。對于運動模式組被試,我們請他們回想并寫下與下列情境相符的例子：“回想你曾經(jīng)表現(xiàn)得像一個‘行動者’的例子”、“回想你曾經(jīng)完成了一個項目并且沒過多久就開始了一個新項目的例子”以及“回想一個你剛作出決定就迫不及待想要開始動手做的例子”。評估模式組所回想的情境包括：“回想你曾經(jīng)將自己與他人進行比較的例子”、“回想你評價自己或者別人完成的工作的例子”以及“回想某次你思考和比較自己的優(yōu)點和缺點的情形”等。這些情境均取自于Kruglanski等人(2000)所開發(fā)的運動模式和評估模式量表,該操控方法也在其他許多實驗中表現(xiàn)出良好的操控效果(如Orehek etal.,2012;Pierro,Pica,Klein,Kruglanski,&Higgins,2013)。

為了進一步考察這種操控方法的有效性,我們還邀請了武漢大學的58名被試進行了一項預測試。被試被隨機分配到運動模式組和評估模式組。我們采用Kruglanski等人(2000)所開發(fā)的運動模式和評估模式量表和Orehek等人(2012)的方法來生成被試的自我調節(jié)模式指標。結果表明,運動模式組的被試(

M

=1.23)比評估模式組的被試(

M

=0.19)在自我調節(jié)模式指標上有著更高的得分(

t

(54)=8.30,

p

<0.001),從而說明了該操控方法的有效性。

我們以研究1中的操控情形作為前后兩次機會差異大的實驗情形,即被試想要購買的LED臺燈常規(guī)價是100元,錯失機會的優(yōu)惠價格為60元,第二次次優(yōu)機會的優(yōu)惠價格為85元;與之相比,前后兩次機會差異小的實驗情形操控的不同之處在于第二次次優(yōu)機會的優(yōu)惠價格為65元。除此之外,整個實驗在其他操控內(nèi)容上均與研究1相似。

4.2.4 程序

被試被隨機分配到4種實驗情形中。在實驗中,被試被告知此次參與的實驗是由幾個不同老師的獨立研究項目放在一起進行。我們首先告知所有被試剛剛錯失了以60元優(yōu)惠價購買常規(guī)價格為100元的LED臺燈,并收集了一些與之相關的問題。之后,我們操控了被試的自我調節(jié)模式和機會差異的大小,并收集被試的購買可能性、預期作為后悔、預期不作為后悔、操控檢查問題及人口統(tǒng)計變量等信息。其中,購買可能性及感知前后機會差異大小的測量量表來源于蘇凇等人(2013),預期作為后悔和預期不作為后悔量表來源于Tsiros(2009)。

4.3 結果

4.3.1 操控檢查

所有被試均未能夠準確猜出此次實驗的實驗目的。在所有被試中,有6個人被試未能按實驗要求完成或僅部分完成實驗所要求的自我調節(jié)模式的操控程序,因而被排除在數(shù)據(jù)分析之外。其余進入分析的115名被試均能正確按要求完成回想自己過去所經(jīng)歷的例子。

此外,所有被試均能正確回想起次優(yōu)購買機會時的產(chǎn)品價格。以自我調節(jié)模式和前后機會差異兩個操控變量作為自變量,以被試感知機會差異量表上的得分為因變量進行方差分析的結果僅發(fā)現(xiàn)了機會差異操控變量對感知機會差異有顯著影響(

F

(1,111)=74.55,

p

<0.001),機會差異大組被試的評分(

M

=3.93)顯著高于機會差異小組被試的評分(

M

=2.45)。而自我調節(jié)模式(

F

(1,111)=0.48,

p

=0.49)及自我調節(jié)模式與機會差異的交互作用均不顯著(

F

(1,111)=0.09,

p

=0.77)。

4.3.2 實驗結果

首先,以自我調節(jié)模式和機會差異作為自變量,以購買可能性作為因變量進行方差分析。結果發(fā)現(xiàn),機會差異大小對購買可能性有顯著影響(

F

(1,111)=9.21,

p

<0.01,η=0.08),機會差異大組中被試的購買可能性(

M

=3.51)顯著小于機會差異小組中被試的購買可能性(

M

=4.09),表明不作為慣性現(xiàn)象更可能發(fā)生在機會差異大時。我們也發(fā)現(xiàn)了自我調節(jié)模式對購買可能性的顯著影響效應(

F

(1,111)=5.32,

p

<0.05,η=0.05),運動模式組中被試的購買可能性(

M

=4.02)要顯著高于評估模式組中被試的購買可能性(

M

=3.51)。此外,我們還發(fā)現(xiàn)自我調節(jié)模式與機會差異的交互作用顯著(

F

(1,111)=4.66,

p

<0.05,η=0.04),如圖2所示。簡單效應分析結果表明,當機會差異較小時,運動模式組(

M

=4.10)和評估模式組的被試(

M

=4.07)在購買可能性上并無顯著差異,

F

(1,111)=0.03,

p

=0.86。而當前后兩次機會差異較大時,運動模式組被試的購買可能性(

M

=3.93)要顯著高于評估模式組被試的購買可能性(

M

=3.07;

F

(1,111)=9.64,

p

<0.01),這一結果與我們在研究1中的發(fā)現(xiàn)相一致,從而為假設1的成立提供了進一步的支持證據(jù)。

圖2 自我調節(jié)模式與機會差異對購買可能性的影響

為了考察預期后悔的中介作用(即假設2),我們采用Hayes(2013)所提出的Bootstrap方法及其所開發(fā)的SPSS宏來檢驗。我們將Bootstrap再抽樣設定為1000次,以自我調節(jié)模式作為自變量,機會差異大小作為調節(jié)變量,預期后悔作為中介變量,購買可能性作為因變量來運行有條件的間接效應分析。結果表明,自我調節(jié)模式與機會差異對預期后悔影響的交互作用顯著(

b

=1.26,

t

=?2.01,

p

<0.05);預期后悔對購買可能性具有顯著影響(

b

=0.20,

t

=3.64,

p

<0.001);當機會差異較大時,自我調節(jié)模式對購買可能性的條件間接效應為0.2672,95%置信區(qū)間CI:[0.0601,0.5859]不包括0值,說明該效應顯著,而直接效應為0.3073并不顯著(95%置信區(qū)間CI:[?0.085,0.6951])。上述發(fā)現(xiàn)為預期后悔的中介作用提供了支持證據(jù)。

4.4 討論

與先前研究相一致,本研究再次表明,機會差異大小是影響不作為慣性的重要因素之一(如Tykocinski et al.,1995)。更重要的是,本研究再次驗證了所提假設1,即在面對第二次次優(yōu)購買機會時,運動模式消費者的購買可能性要高于評估模式的消費者,但該效應僅表現(xiàn)在兩次機會吸引力存在較大差異之時。換句話說,這種效應更可能存在于不作為慣性較為明顯的情境中。

此外,研究2也表明自我調節(jié)模式與機會差異的顯著交互作用是通過預期后悔而產(chǎn)生作用,從而所提假設2得到了支持。為排除價值貶損、體驗后悔的解釋,我們也檢驗了這些變量的中介作用,結果發(fā)現(xiàn),無論是被試估計的產(chǎn)品價值(

b

=0.0093,95%CI:[?0.1956,0.0455])還 是體驗后悔 (

b

=0.0177,95%CI:[?0.0358,0.2082]),均未能有效解釋自我調節(jié)模式對購買可能性的影響。

由于研究1和研究2的結果發(fā)現(xiàn)了不同自我調節(jié)模式對次優(yōu)機會購買可能性的反應不同,且驗證了其原因在于不同自我調節(jié)模式個體的預期后悔程度不同,如何影響或改變這種關系對于企業(yè)實踐具有重要價值。對于這一問題,我們將在研究3中進行考察。

5 研究3

5.1 實驗目的

研究3的目的在于識別能夠影響或改變上述研究中自我調節(jié)模式對不作為慣性影響效應的因素。在本研究中,我們主要通過操控第二次購買的“機會”特征出發(fā),考察在第二次機會中提供類似替代產(chǎn)品是否能夠改變不同自我調節(jié)模式個體的不作為慣性,即驗證所提假設3。

5.2 實驗方法

5.2.1 被試

我們共招募了武漢大學的114名本科生參與到了此次研究中,其中女性89人,占78.07%,被試平均年齡為20.70(

SD

=1.15)。

5.2.2 設計

研究3采用自我調節(jié)模式(運動模式vs.評估模式)×優(yōu)惠產(chǎn)品類型(原有產(chǎn)品vs.替代產(chǎn)品)的被試間實驗設計。在本研究中,我們將產(chǎn)品類別從實體產(chǎn)品(LED臺燈)更換為服務產(chǎn)品(旅游套餐)以檢驗研究結果的可推廣性。

5.2.3 程序

被試被隨機分配到4種不同的實驗情形中。我們請被試想象一下如下場景：“想象一下你正在決定利用假期到外地旅行。三天前,你在某旅游網(wǎng)站發(fā)現(xiàn)了一條武漢到廈門的旅游線路非常有吸引力,該旅游套餐的價格為1100元。正當你準備在線訂購這個套餐時,發(fā)現(xiàn)網(wǎng)站的一條信息顯示兩天后有該旅游網(wǎng)站的團購優(yōu)惠,你所看中的這條到廈門旅游的套餐也在優(yōu)惠范圍內(nèi),且優(yōu)惠價格為600元。于是你決定過兩天再去訂購?？墒怯捎谀阕陨淼脑?你直到3天后的今天才想起來。結果發(fā)現(xiàn)這一團購活動已經(jīng)結束了?！痹诖酥?我們收集了一些與該場景相關的消費者信息。

接著,我們對被試的自我調節(jié)模式進行了操控,操控方法與研究2相同。之后,引入了對優(yōu)惠產(chǎn)品類型的操控。對于處于原有產(chǎn)品組的被試,我們告知他們,“目前你所看中的旅游套餐開始了新的一項團購活動,其優(yōu)惠價格為900元?！睂τ谔娲a(chǎn)品組的被試,我們告知他們“但另一個以蘇州為旅游目的地的旅行團也在進行優(yōu)惠活動,其常規(guī)價是1100元,現(xiàn)優(yōu)惠價為900元”。對于這兩組人員,我們也告知他們在整個過程中,其他類似旅游網(wǎng)站均未實施優(yōu)惠。在完成上述實驗操控后,我們依次測量了被試面對第二次機會的購買可能性、預期作為后悔、預期不作為后悔、操控檢查問題及人口統(tǒng)計變量等信息。

5.3 結果

5.3.1 操控檢查

所有被試均未能準確猜出本研究的主要研究目的。被試對于前后兩次機會差異大小的評價均值為

M

=3.61(

SD

=1.10)。自我調節(jié)模式(

F

(1,110)=0.17,

p

=0.68)、優(yōu)惠產(chǎn)品類型(

F

(1,110)=0.27,

p

=0.60)及兩者的交互作用(

F

(1,110)=0.34,

p

=0.56)對感知前后兩次機會差異大小的影響均不顯著。運動模式組和評估模式組中的被試均按照實驗操控的要求,完成了對與所期望自我調節(jié)模式相一致的3個例子的回想。所有實驗組中的被試也均能夠正確回想起第一次和第二次購買機會中的旅游目的地及價格等信息。

5.3.2 實驗結果

方差分析結果表明,自我調節(jié)模式和優(yōu)惠產(chǎn)品類型的交互作用顯著(

F

(1,110)=4.44,

p

<0.05,η=0.04),如圖3所示。這一發(fā)現(xiàn)為假設3的成立提供了支持證據(jù)。對這一交互作用進行簡單效應分析的結果發(fā)現(xiàn),當?shù)诙螜C會為原有產(chǎn)品時,運動模式組被試(

M

=3.76)比評估模式組被試(

M

=2.93)有更高的購買可能性(

F

(1,110)=6.11,

p

<0.05),這一發(fā)現(xiàn)與研究1和研究2的結果相類似。而當?shù)诙螜C會為替代產(chǎn)品時,運動模式組被試(

M

=3.42)與評估模式組被試(

M

=3.61)的購買可能性無顯著差異(

F

(1,110)=0.27,

p

=0.60)。從而,綜合上述證據(jù),所提假設3得到驗證。

圖3 自我調節(jié)模式與優(yōu)惠產(chǎn)品類型對購買可能性的影響

此外,我們同樣采用Hayes(2013)所提Bootstrap方法進行預期后悔的中介效應檢驗,將Bootstrap再抽樣設定為1000次,以自我調節(jié)模式作為自變量,優(yōu)惠產(chǎn)品類型作為調節(jié)變量,預期后悔作為中介變量,購買可能性作為因變量來運行有條件的間接效應分析。結果表明,自我調節(jié)模式與優(yōu)惠產(chǎn)品類型對預期后悔影響的交互作用顯著(

b

=1.77,

t

=3.70,

p

<0.01);預期后悔對購買可能性具有顯著影響(

b

=0.25,

t

=2.90,

p

<0.01);當優(yōu)惠產(chǎn)品為原有產(chǎn)品時,自我調節(jié)模式對購買可能性的有條件間接效應為0.3152,95% 置信區(qū)間CI:[0.1119,0.5973]不包括0值,說明該效應顯著,而直接效應為0.2398并不顯著(95%CI:[?0.2289,0.7085])。這一發(fā)現(xiàn)也再次表明了預期后悔的中介作用。

5.4 討論

研究3的發(fā)現(xiàn)一方面表明自我調節(jié)模式對第二次機會中購買可能性的影響在服務產(chǎn)品中同樣存在,另一方面也驗證了所提假設3,即次優(yōu)機會中提供的是原有產(chǎn)品還是替代產(chǎn)品會調節(jié)自我調節(jié)模式與購買可能性之間的關系。與第二次機會仍是原有優(yōu)惠產(chǎn)品的情況相比,當次優(yōu)選擇機會中的優(yōu)惠產(chǎn)品更換為與錯失機會中相類似的替代產(chǎn)品時,運動模式組和評估模式組被試在購買可能性上的差異消失。

6 總體結論與討論

6.1 結論

通過將自我調節(jié)模式理論應用于消費者決策領域,本文探索并檢查了不同自我調節(jié)模式的消費者在錯失第一次合意機會后,面對第二次次優(yōu)機會時不同的決策偏好,進而識別減弱自我調節(jié)模式個體差異的營銷方案。通過3項研究,本文檢驗了作為個體內(nèi)在差異和作為情境誘導的自我調節(jié)模式對消費者不作為慣性的影響。研究發(fā)現(xiàn)表明,在前后兩次機會差異較大的情況下,評估模式消費者要比運動模式消費者更容易發(fā)生不作為慣性(研究1、2、3)。這是因為在面對第二次次優(yōu)機會時,不同模式消費者的預期后悔程度不同(研究2和研究3)。當?shù)诙螜C會中出現(xiàn)新的不同于先前機會的替代產(chǎn)品時,不同調節(jié)模式個體在不作為慣性方面的差異下降(研究3)。

6.2 理論意義

首先,本研究豐富了有關影響不作為慣性的個體差異因素的研究。鑒于先前文獻多從不作為慣性中的“機會”視角展開研究,而較少研究從個體視角考察不作為慣性的個體差異(van Putten et al.,2009),本文通過識別出一種新的個體差異——自我調節(jié)模式——而豐富了以此類視角研究不作為慣性的文獻。本研究表明,即使面臨相同的第二次購買機會,評估模式個體的購買可能性也會低于運動模式個體的購買可能性。

其次,通過對不同調節(jié)模式消費者在不作為慣性情境下的決策過程進行檢查,本研究支持了預期后悔對不作為慣性的影響作用。本文為Pierro等人(2008)所提出的自我調節(jié)模式與預期后悔之間的關系有可能類似于其與體驗后悔之間的關系這一觀點提供了實證證據(jù)。通過詳細分析消費者預期作為后悔和預期不作為后悔的形成過程以及權衡關系,本研究展示了預期后悔在自我調節(jié)模式與不作為慣性之間的中介機制,從而豐富了后悔理論的研究文獻,為探討預期后悔對不作為慣性的作用提供了新的解釋情境。

最后,本研究將自我調節(jié)模式理論應用于不作為慣性這一新的消費者決策領域,進一步支持和豐富了自我調節(jié)模式理論的相關文獻。本研究發(fā)現(xiàn)與運動模式個體相比,評估模式個體更多受到錯失機會吸引力大小評價的影響,從而表現(xiàn)出更多的不作為慣性;而當在對第二次機會價值的評估中出現(xiàn)新的評估目標時,評估模式個體的不作為慣性下降。這些發(fā)現(xiàn)支持了運動模式與評估模式個體在目標追求過程中對目標與手段的關注點存在差異的觀點(Kruglanski et al.,2000),為自我調節(jié)模式理論提供了更多的實證證據(jù)。

6.3 局限與未來研究方向

首先,未來研究可進一步檢驗本研究的外部效度。盡管本研究結果表現(xiàn)出了較好的內(nèi)部效度,但由于3個研究中被試樣本的限制,研究結論的外部效度未能得到充分考察。未來應當在更廣泛和更真實的場景中,例如通過現(xiàn)場實驗,來考察這種效應的穩(wěn)健性。

其次,盡管研究2中我們對自我調節(jié)模式的操控有效性得到了確認,但評估模式組的被試的自我調節(jié)模式指標仍未達到負值。這可能是與在本研究中所采用的大學生樣本群體特征相關。未來研究也可以采用其他樣本考察或采用更強的操控方式來增強被試的評估模式傾向。

另外,除了目標達成過程外,兩種自我調節(jié)模式的個體在目標選擇方面也會存在差異。在消費者可以自由選擇目標的情境下,自我調節(jié)模式可能產(chǎn)生其他不同的影響。因此,后續(xù)的一個研究方向是綜合考察目標設定和目標達成之間的相互關系對消費者購買可能性的影響。

最后,研究3中提出了通過選擇第二次機會中優(yōu)惠產(chǎn)品的類型來削弱不作為慣性,但仍可能存在其他的可供營銷人員采用的手段。例如,后續(xù)研究的一個思路可以采用調節(jié)匹配理論(如Avnet&Higgins,2006)來發(fā)掘更多的影響手段。

6.4 管理建議

首先,營銷人員可以利用消費者的主導性自我調節(jié)模式來有效開展多輪次的促銷活動。一方面,營銷人員可以以自我調節(jié)模式為標準進行事前市場細分,進而展開目標性的營銷活動。另一方面,也可以通過設計一些情境因素,例如通過不同調節(jié)模式訴求的廣告,來影響消費者在次優(yōu)機會中的行動意愿。

其次,營銷人員也可以利用不同自我調節(jié)模式消費者在預期后悔上的差異來展開相應的營銷溝通。對運動模式消費者的溝通應重點強調不行動所導致的預期不作為后悔;而對于評估模式的消費者,則可通過強調第一次機會的不可比性來減弱其預期作為后悔,或者通過強調可能的利益損失等來增強其預期不作為后悔。

最后,營銷人員還可以選擇第二次機會中所優(yōu)惠的產(chǎn)品類型來弱化消費者的不作為慣性。特別是,對于評估模式個體,應當有針對性地提供相似而不同的替代產(chǎn)品,從而有助于削弱不作為慣性。

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