惺惺相惜：社会身份冲突对融合式文化混搭产品偏好的影响.pdf

心理学报 2023,Vol.55,No.9,15581572 2023中国心理学会 Acta Psychologica Sinica https:/doi.org/10.3724/SP.J.1041.2023.01558 收稿日期:2022-09-05*国家自然科学基金面上项目(72072179)资助。庞隽和李梦琳为本文共同第一作者,对本文贡献相同。通信作者:李梦琳,E-mail: 1558 惺惺相惜：社会身份冲突对融合式文化 混搭产品偏好的影响*庞 隽1 李梦琳2(1中国人民大学商学院,北京 100872)(2汕头大学商学院,广东 汕头 515063)摘 要 作者考察了社会身份冲突对融合式文化混搭产品偏好的影响以及该影响的心理机制和边界条件。通过 6个实验,作者发现社会身份冲突提升消费者对融合式文化混搭产品的偏好,产品的自我验证功能在其中起中介作用。该效应受到购买目的和购买受益人的调节,即社会身份冲突对融合式文化混搭产品偏好的提升作用在购买目的是获取产品的功能价值(而非象征价值)以及消费者为他人(而非自己)购买时减弱。这些研究发现拓展了文化混搭、社会身份冲突和自我验证的相关文献,并为企业如何借助情境因素营销融合式文化混搭产品提供实践指导。关键词 社会身份冲突,融合式文化混搭,自我验证,购买目的,购买受益人 分类号 B849:F713.55 1 前言 1.1 问题提出 文化混搭产品是指同时包含两种或以上文化元素的产品(Cui et al.,2016)。在中国市场上,有外国品牌为迎合和吸引中国消费者在产品设计中融入中国文化元素,如蔻驰的虎年限定水桶包和麦当劳的桂林酸竹笋板烧鸡腿堡;也有中国品牌为展现国际化形象或者实施差异化竞争在产品设计中融入西方文化元素,如杏花楼的雀巢咖啡月饼和小龙坎的火锅蛋挞。这些文化混搭产品往往别出心裁、创意十足,但市场反响却不尽如人意。例如,蔻驰虎年限定水桶包在淘宝官网上的销量为100件左右,而同款经典水桶包的销量高达300多件。麦当劳的桂林酸竹笋板烧鸡腿堡在大众点评上只有15人推荐,而同家店铺的经典香辣鸡腿堡则有82人推荐。面对文化混搭产品的销售困境,企业如何改变营销思路以提升此类产品的市场表现显得尤为关键和迫切。因此,我们有必要探究哪些因素可以提高消费者对文化混搭产品的偏好。这不仅有助于我们深入了解消费者购买此类产品时的心理和行为特征,而且对企业的营销策略具有重要的指导意义。值得注意的是,现有研究将文化混搭分为入侵式和融合式两种(Shi et al.,2016)。相比于以协调互动为特征的融合式文化混搭,入侵式文化混搭带有明显的文化侵略特征,如将麦当劳标识置于长城之上的广告。在现实生活中,融合式混搭更为常见,也是企业产品创新的主要形式,因而更值得我们去探讨在何种情况下消费者对此类产品的偏好会有所提升。现有文献主要从混搭特征、产品特征和消费者特征三个角度探讨哪些因素会提高消费者对文化混搭产品的接受度(熊莎莎 等,2018)。研究者发现,提高本土文化的地位(Cui et al.,2016;聂春艳 等,2018;聂春艳 等,2022),增强产品的创新性感知(李晓,党毅文,2017),提升混搭产品所属品牌的真实性与全球性(郭晓凌 等,2019),以及提高消费者的经验开放性(Leung&Chiu,2010)、降低他们的民族中心主义(Shi et al.,2016)等可以提高消费者对文第9期 庞 隽 等:惺惺相惜：社会身份冲突对融合式文化混搭产品偏好的影响 1559 化混搭产品的接受度。相较之下,我们对影响该接受度的情境因素知之甚少。仅有少数学者讨论了国家地位威胁、本土文化威胁与死亡凸显的消极影响(Chen et al.,2016;Jia et al.,2011;Leung&Chiu,2010)。但尚未有研究探讨在何种情境下消费者对文化混搭产品的接受度会有所上升。我们认为,并非所有的心理威胁都会降低接受度。社会身份冲突所构成的自我威胁可能成为消费者接受和喜爱此类产品的一个诱因。社会身份冲突指个体所拥有的多种社会身份由于各自的价值观或行为规范存在差异而引发的心理冲突和矛盾感(Hirsh&Kang,2016)。随着社会的发展,人们出于物质或者精神的需要往往拥有越来越多的社会身份,不同身份之间的矛盾和冲突时常发生,且因为人们无法在短时间内放弃某种身份而难以解决(如进城务工人员所经历的城市和农村身份之间的冲突)。现有关于社会身份冲突如何影响消费行为的研究十分有限。一部分学者讨论消费者在经历社会身份冲突后表现出的与该矛盾状态相一致的消费心理和行为(Gao et al.,2020;Yu&Zhang,2023),另有少数学者从补偿的视角出发讨论消费者如何通过特定的消费行为来缓解社会身份冲突带来的消极影响(Ma et al.,2021)。本研究采用与前一类文献同样的视角。基于自我验证理论(Swann,1997),我们提出文化混搭产品所具有的多元文化矛盾特质与经历身份冲突的消费者的自我概念相契合,有助于他们实现自我验证,因此经历社会身份冲突后消费者对文化混搭产品的偏好可能有所上升。1.2 社会身份冲突对文化混搭产品偏好的影响 自我验证理论是用来解释人类基本行为动机的重要理论之一。该理论认为,人们通过寻求与自我认知相一致的反馈来确认和加强自我概念,目的是提升 外界 环境的 可控 性和可 预测 性(Swann,1997)。自我验证可以从认知和实用两个角度帮助个体实现该目的(Swann et al.,1992)。从认知角度看,自我验证强化和巩固个体的原有自我认知,维护自我概念的一致性与稳定性,进而增强个体信心,提升个体在与外界环境互动中的控制感。从实用角度看,自我验证向他人释放与自我概念一致的信号,合理规范他人期望,避免他人对个体产生过高的期待或过低的评价,进而形成可预测的外部环境。自我验证的心理价值使其成为个体的基本动机之一,即使他们持有消极的自我认知。例如,研究者发现,在社交行为中持有消极自我概念的个体更倾向于选择对自己持有消极看法而非积极看法的社交对象(Swann,1997),更喜欢与那些验证自我身份而非提升自我身份的人交往(Gmez et al.,2009)。在消费领域,外貌自我评价较低的消费者更偏好带有“丑陋”标志的T恤衫(Brannon&Mandel,2017),自尊水平较低的消费者更倾向于购买低质产品(Stuppy et al.,2020)。由此可见,具有消极自我认知的个体也具有自我验证动机。我们认为,社会身份冲突强化个体的自我验证动机。首先,社会身份冲突是一种非常态化的心理体验(Hirsh&Kang,2016)。当身份冲突凸显时,个体为了维护自我概念的稳定性倾向于对现有状态加以确认和肯定以便更好地控制这种身份状态。其次,经历身份冲突的个体由于同时受到不同群体规范的制约,可能在社会交往中出现相互矛盾的行为表现,不利于他人对自己的理解和接受(Cooley et al.,2018)。通过自我验证,个体向他人释放矛盾个体的信号,可以减少他人非议,营造安全、可预测的外部环境。因此,当社会身份冲突凸显时个体可能产生强烈的自我验证动机。有意显示身份线索是自我验证的重要方式之一(Swann&Buhrmester,2012),而选择特定的产品可以帮助个体向他人展示身份线索。消费者经常将产品视为延伸的自我,通过产品的象征意义建构和维护自 我概 念(Belk,1988;Escalas&Bettman,2003)。由于自我验证是个体对自我认知的强化与确认,因此与自我概念契合的产品可以帮助消费者实现自我验证。我们认为,经历社会身份冲突的个体倾向于认为文化混搭产品与自我概念契合。根据双文化启动效应,不同文化的同时呈现会凸显文化差异性(Chiu et al.,2009)。文化混搭产品包含了两种或以上的文化元素,文化差异的凸显导致产品的文化身份或者象征意义具有明显的矛盾特性,这与经历社会身份冲突的消费者的自我概念的矛盾特性相一致。这种一致性导致消费者倾向于认为文化混搭产品可以作为某种身份线索向他人传递其自我概念,具有自我验证的功能。因此,社会身份冲突可能提升他们对此类产品的偏好。基于上述讨论,我们提出以下研究假设。H1：社会身份冲突提升消费者对文化混搭产品的偏好。H2：产品的自我验证功能在社会身份冲突与文化混搭产品偏好之间起中介作用。1560 心 理 学 报 第55卷 1.3 社会身份冲突影响文化混搭产品偏好的边界条件 根据我们的推理,社会身份冲突提升消费者对文化混搭产品偏好的前提是产品可以表达消费者的自我概念(Belk,1988;Escalas&Bettman,2003)。当产品与自我概念无关时,这一提升效应就会减弱甚至消失。基于此,我们提出购买目的和购买受益人两个边界条件,即当消费者的购买目的是为了获得产品的功能性价值而非象征价值时,或者消费者是为他人而非为自己购买时,产品与消费者的自我概念的相关性减弱,主效应随之减弱。1.3.1 购买目的的调节作用 消费者的购买目的可以分为功能性和象征性两种(Granulo et al.,2021)：前者指获得产品的使用价值,帮助消费者完成特定目标;后者指获得产品的象征价值,帮助消费者自我表达。购买目的是影响消费决策的重要因素之一(Granulo et al.,2021;Garcia-Rada et al.,2022)。我们认为,购买目的可能调节社会身份冲突对文化混搭产品偏好的影响。消费者持有象征性购买目的时更倾向于选择能够帮助其表达自我的产品。由于文化混搭产品的象征含义有助于经历社会身份冲突的消费者实现自我验证,因此他们对此类产品的偏好有所提升。相反,消费者持有功能性购买目的时更注重产品的使用价值而非象征价值。此时,消费者依靠所购买的产品来表达自我概念的倾向性减弱,文化混搭产品对他们的吸引力也随之下降,从而削弱了社会身份冲突对文化混搭产品偏好的提升作用。为此,我们假设：H3：购买目的调节社会身份冲突对文化混搭产品偏好的影响。与象征性购买目的相比,当消费者持有功能性购买目的时社会身份冲突对文化混搭产品偏好的影响减弱。1.3.2 购买受益人的调节作用 消费者经常面临为他人做购买决策的情况,如为家人选购产品或给朋友挑选礼物。由于所购产品的受益人不同,消费者为自己或他人做决策时其决策过程和结果往往存在诸多差异。例如,相比于为自己决策,消费者在为他人决策时会更偏好理性(而非感性)选项(Hong&Chang,2015)、放纵(而非自律)产品(Laran,2010)和高(而非低)风险选项(Polman,2012),并表现出更高水平的多样化寻求(Choi et al.,2006)。购买受益人可能会调节社会身份冲突对文化混搭产品偏好的影响。当消费者为自己决策时,产品最终被消费者所拥有和使用,产品的象征意义自然转移到消费者身上,成为其自我概念的一部分。因此,对经历身份冲突的消费者而言,选择与自我概念相契合的文化混搭产品可以帮助其实现自我验证。但是,当消费者为他人决策时,产品并非为消费者所拥有和使用,产品的象征意义无法影响消费者的自我认知。尽管此时文化混搭产品仍然具有矛盾特质,但无法与消费者的自身概念建立有效联结。产品帮助消费者实现自我验证的功能消失,消费者的产品偏好也随之下降。为此,我们假设：H4：购买受益人调节社会身份冲突对文化混搭产品偏好的影响。与为自己决策相比,当消费者为他人决策时社会身份冲突对文化混搭产品偏好的影响减弱。2 实验1：社会身份冲突对消费者文化混搭产品偏好的影响 实验1包含两个实验,分别采用不同的刺激物和社会身份冲突的操作方式来检验主效应(H1)。2.1 实验1a：围巾 实验1a的目的是通过测量消费者的长期社会身份冲突感初步验证社会身份冲突与文化混搭产品偏好之间的关系。2.1.1 实验设计和被试 本实验采用组间实验设计,包括文化混搭组和非文化混搭组。根据G*Power 3.1软件(Cohen,2013),当效应量(f)为0.25、期望功效值为0.80时,最小计划样本量为128。由于我们采用线上实验的方式,考虑到部分被试可能因为没有认真答题而被删除,因此实际实验时我们在见数平台上一共招募了300名被试,女性占比68.7%,平均年龄30.88岁(SD=8.21)。他们被随机分配到两个实验组中的一组。2.1.2 实验流程与刺激物 在实验中,被试按要求完成两个不相关的任务。第一个任务是测量被试的长期社会身份冲突感。我们首先向被试介绍社会身份的定义并举例说明,然后询问他们在多大程度上认为自己从属于多个不同的社会群体。接下来,我们向被试介绍了社会身份冲突的定义,并要求他们在思考自己多个社会身份之间的相互关系后评价这些身份相互冲突的程度：(1)“你觉得你所拥有的不同社会身份之间有多大冲突？”(2)“你认为履行一种身份的职责第9期 庞 隽 等:惺惺相惜：社会身份冲突对融合式文化混搭产品偏好的影响 1561 会在多大程度上阻碍你履行另一种身份的职责？”(3)“你认为履行一种身份的职责会在多大程度上不利于你履行另一种身份的职责？”(1=完全没有,7=非常强烈,Cronbachs =0.88,Etkin&Memmi,2021)。在第二个任务中,我们向被试介绍了一个真实的英国羊毛品牌Johnstons of Elgin,并展示该品牌在中国市场新推出的一款羊绒围巾(虚拟产品)。在文化混搭产品组,该围巾名为“福愿系列”,在头尾两侧各绣有一个“福”字。在非文化混搭产品组,该围巾名为“朗蒂系列”,款式颜色与文化混搭组的围巾完全一样,唯一区别是没有“福”字图案(参见网络版附录1)。被试在阅读产品信息后评价自己对该围巾的态度(“你有多喜欢这款围巾？”1=一点不喜欢,7=非常喜欢)和购买意愿(“如果你现在想购买一条围巾,你有多大可能会购买这款围巾？”1=完全没可能,7=非常有可能)。最后,被试完成一系列人口统计问题后结束实验。2.1.3 实验结果 我们将产品态度和购买意愿的均值作为产品偏好(r=0.85),使用bootstrapping方法对长期社会身份冲突感和产品类型(0=非文化混搭产品,1=文化混搭产品)对产品偏好的交互影响进行检验(模型1,样本量5000,Hayes,2013)。结果表明,产品类型显著影响产品偏好,总体而言被试更偏好非文化混搭产品(B=1.73,SE=0.50;t(296)=3.45,p 0.001,Cohens d=0.40)。更重要的是,我们发现显著的交互效应(B=0.28,SE=0.13;t(296)=2.23,p=0.027,Cohens d=0.26)。社会身份冲突感正向影响被试对文化混搭产品的偏好(index=0.28,95%CI=0.1015 0.4638,Cohens d=0.36),但不影响他们对非文化混搭产品的偏好(index=0.002,95%CI=0.1756 0.1720)。社会身份冲突感对产品偏好的主效应不显著(B=0.002,SE=0.09;t(296)=0.02,p=0.984)。2.2 实验1b：月饼 实验1b有两个目的。第一,在实验1a中我们采用测量而非操纵的方式量化被试的社会身份冲突,证实了该变量与文化混搭产品偏好之间的相关关系,但无法证实两者之间的因果关系。为此,在实验1b我们操纵被试的社会身份冲突以验证该情境变量对文化混搭产品偏好的因果影响。第二,在实验1a中,我们使用源于西方文化的苏格兰羊绒围巾作为目标产品,在文化混搭组的产品设计中融入中国文化元素。因此,实验1a的结果可能源于本土文化的补偿机制,即带有本土文化特征的产品帮助个体在经历社会身份冲突后补偿控制感的缺失,重塑安全感(柳武妹 等,2014)。为了排除这一竞争解释,我们在实验1b中变换了刺激物,采用月饼作为目标产品,将文化混搭产品设计为摩卡咖啡口味,将非混搭产品设计为传统的莲蓉口味。如果本土文化的补偿机制成立,那么经历社会身份冲突的消费者对这两款月饼的偏好应当没有显著差异(两款产品都包含本土文化元素),甚至可能因为外来文化的加入而更加排斥文化混搭产品。相反,如果被试对文化混搭产品的偏好源于自我验证动机,那么经历社会身份冲突后的被试会更加偏好文化混搭产品。2.2.1 实验设计和被试 本 实 验 采 用 单 因 素 组 间 实 验 设 计。根 据G*Power 3.1软件(Cohen,2013),当效应量(f)为0.25、期望功效值为0.80时,该实验的最小计划样本量为126。在实际实验时我们在见数平台上招募了250名被试,女性占比57.2%,平均年龄29.07岁(SD=7.73)。被试被随机分配到社会身份冲突启动组或控制组。2.2.2 实验流程与刺激物 在实验中,被试按要求完成两个不相关的任务。第一个任务是“社会身份调查”,用来操控社会身份冲突(Rabinovich&Morton,2016)。在控制组,我们介绍了社会身份的定义并要求被试写下自己同时拥有的两种社会身份。在启动组,我们介绍了社会身份和社会身份冲突的定义,并在展示两个社会身份冲突的例子之后要求被试回忆并详细描述自己曾经历过的两种社会身份相互冲突的经历。第二个任务是产品选择。我们让被试想象自己正打算购买一款月饼,然后向他们展示某虚拟品牌的两款月饼广告(参见网络版附录1),并让他们做出购买选择。其中,文化混搭产品“摩卡咖啡月饼”的广告词是“当西方摩卡遇上东方月饼”。广告左下方配有身着西方传统服饰的人物图片及咖啡豆图片。非文化混搭产品“桂花莲蓉月饼”的广告词是“清甜桂香,醇正美味之选”。广告左下方配有身着中国传统文化服饰的嫦娥捧月图片。前测表明(n=80),“摩卡咖啡月饼”比“桂花莲蓉月饼”的文化混搭程度更高(M混搭产品=5.81,SD混搭产品=1.20;M非混搭产品=4.73,SD非混搭产品=1.45),F(1,78)=13.39,p 0.001,2=0.15。后测结果表明(n=149),两款广告在美观1562 心 理 学 报 第55卷 度(M混搭产品=4.58,SD混搭产品=1.42;M非混搭产品=4.79,SD非混搭产品=1.48;F(1,147)=0.75,p=0.389)和吸引力(M混搭产品=4.73,SD混搭产品=1.67;M非混搭产品=4.56,SD非混搭产品=1.52;F(1,147)=0.42,p=0.517)以及两款产品在美味感知(M混搭产品=4.77,SD混搭产品=1.65;M非混搭产品=4.97,SD非混搭产品=1.46;F(1,147)=0.63,p=0.428)和消费者喜爱度(M混搭产品=4.51,SD混搭产品=1.58;M非混搭产品=4.48,SD非混搭产品=1.63;F(1,147)=0.02,p=0.899)上均没有显著差异。在正式实验中,我们对广告的呈现位置进行了互换处理。接下来,我们对被试的社会身份冲突进行操纵检验(Cronbachs =0.94)。被试在回答人口统计的问题后结束实验。2.2.3 实验结果 以社会身份冲突感为因变量的单因素方差分析结果显示,冲突启动组的被试比控制组的被试感受到更强烈的社会身份冲突(M冲突组=4.89,SD冲突组=1.32;M控制组=2.96,SD控制组=1.66;F(1,248)=102.92,p 0.001,2=0.29),说明我们的操纵成功。以产品选择为因变量的卡方检验结果显示,相比于控制组,冲突启动组的被试选择文化混搭产品的概率更高(P冲突组=45.6%,P控制组=32.8%,2(1)=4.30,p=0.038,=0.13)。H1再次得到验证。2.3 讨论 实验1通过两个实验,采用不同的实验设计和刺激物为我们的主效应提供实证支持。在实验1a,我们将产品类型设为组间变量,验证了消费者的长期社会身份冲突感与文化混搭产品偏好的正相关关系。在实验1b,我们将产品类型设为组内变量,将社会身份冲突设为组间变量,通过实验操纵的方法验证临时启动的社会身份冲突对文化混搭产品偏好的积极影响。此外,实验1b的结果排除了本土文化补偿机制这一竞争解释。我们的实验结果表明,一般情况下消费者对文化混搭产品的接受度较低。例如,在实验1a产品类型对产品偏好有显著的负向影响(M混搭产品=4.07,SD混搭产品=1.70;M非混搭产品=4.72,SD非混搭产品=1.31;F(1,298)=14.02,p 0.001,2=0.04)。在实验1b的控制组,文化混搭产品的市场份额仅为32.8%,显著小于非文化混搭产品的市场份额(67.2%,p 0.001,=0.34)。这些结果与现有文献一致,充分表明研究如何提升消费者对文化混搭产品偏好的必要性和重要性。在下一组实验中,我们验证社会身份冲突提高文化混搭产品偏好的心理机制。3 实验2：产品自我验证功能的中介作用 实验2包含两个实验,目的是检验主效应的心理机制,即文化混搭产品的自我验证功能的中介作用(H2)。3.1 实验2a：测量产品的自我验证功能 实验2a通过测量产品的自我验证功能检验中介效应,并排除以下竞争解释。首先,实验1b仅包含控制组和冲突组。由于对不同社会身份之间关系的关注,冲突组被试可能倾向于采用整体思维模式(Ng et al.,2023),进而对文化混搭产品中的文化冲突具有更高的容忍度。为此我们在实验2a中增加社会身份协同组。如果整体思维的解释机制成立,那么协同组被试也会因为关注不同身份之间的关系而提高整体思维模式,进而对文化混搭产品产生更高的偏好。其次,社会身份冲突是一种消极的心理体验,会引发焦虑、紧张等负面情绪(Hirsh&Kang,2016),文化混搭产品所内含的新奇感可能具有情绪调节的作用,从而赢得消费者的偏好。第三,身份冲突可能促使个体从不同视角出发思考问题,提升认知灵活性(Steffens et al.,2016),进而提高对文化混搭产品的接受度。最后,社会身份冲突降低自我概念清晰度(Yu&Zhang,2023),因此可能激发新颖性寻求动机,进而导致文化混搭产品偏好的提升。为了排除这些竞争解释机制,我们在实验2a中对上述变量进行测量并检验它们的中介效应。3.1.1 实验设计和被试 本实验同样采用单因素组间实验设计。根据G*Power 3.1软件(Cohen,2013),当效应量(f)为0.25、期望功效值为0.80时,最小计划样本量为159。我们在见数平台上招募被试400名,女性占比71.5%,平均年龄30.77岁(SD=7.14)。被试被随机分配到社会身份冲突组、社会身份协同组或控制组。3.1.2 实验流程与刺激物 实验2a的流程与测量和实验1b基本相同,除了以下几个方面的区别。第一,我们使用咖啡壶作为实验刺激物以提升研究结果的外部效度(参见网络版附录1)。其中,文化混搭组的产品被称为“脸谱系列”,壶身上刻有象征中国传统文化的蓝色脸谱。非文化混搭组的产品被称为“美咖系列”,壶身上刻有“UCOFFEE”字样的蓝色圆形图案。前测结果表第9期 庞 隽 等:惺惺相惜：社会身份冲突对融合式文化混搭产品偏好的影响 1563 明(n=150),消费者认为“脸谱系列”的文化混搭程度比“美咖系列”更高(M混搭产品=5.11,SD混搭产品=1.39;M非混搭产品=4.32,SD非混搭产品=1.84),F(1,148)=8.60,p=0.004,2=0.05。第二,我们增加了社会身份协同组。该组被试在了解社会身份的定义后按要求写下自己的两种社会身份相互协同的经历。第三,我们将产品选择改为相对偏好评价(1=肯定更加偏好左边的产品,7=肯定更加偏好右边的产品),并在被试完成评价任务之后测量了一系列潜在中介变量(参见网络版附录2),包括产品的自我验证功能(Leung et al.,2022)、被试的情绪状态(Su et al.,2021)、认知灵活性(Martin&Rubin,1995)、新颖性寻求倾向(Maecka et al.,2022)以及自我概念清晰度(Hohman&Hogg,2015)。3.1.3 实验结果和讨论 操纵检验。方差分析结果显示,社会身份操纵对被试社会身份冲突感的影响显著,F(2,397)=49.37,p 0.001,2=0.11。相比于身份协同组(M协 同组=3.18,SD协同组=1.55,p 0.001)与控制组(M控制组=3.31,SD控制组=1.72,p 0.001),身份冲突组的被试感受到更加强烈的身份冲突感(M冲突组=4.85,SD冲突组=1.31)。身份协同组与控制组则不存在显著差异(p=0.471)。实验操纵的有效性得到验证。主效应检验。我们首先对产品偏好编码,使得分数越高表明被试更偏好文化混搭产品,然后采用方差分析进行验证。结果显示,社会身份冲突显著影响消费者的文化混搭产品偏好,F(2,397)=3.75,p=0.024,2=0.01。相比于身份协同组(M协同组=4.07,SD协同组=2.11,p=0.042)与控制组(M控制组=3.92,SD控制组=2.25,p=0.010),身份冲突组的被试对文化混搭产品有更高的偏好(M冲 突 组=4.61,SD冲突组=2.15)。前两组则不存在显著差异(p=0.571)。H1再次得到验证。中介效应检验。由于社会身份协同对文化混搭产品偏好没有显著影响,因此我们的中介效应检验聚焦在社会身份冲突组和控制组。我们以社会身份冲突(0=控制组,1=社会身份冲突组)为自变量,产品自我验证功能、消极情绪、认知灵活性、新颖性寻求以及自我概念清晰度作为平行中介变量,文化混搭产品偏好为因变量,使用bootstrapping方法检验中介机制(模型4,样本量5000;Hayes,2013)。如图1所示,身份冲突导致消费者认为文化混搭产品更有助于自我验证(B=0.60,SE=0.22,t(264)=2.69,p=0.008,Conhens d=0.33),同时引发他们的消极情绪(B=0.90,SE=0.14,t(264)=6.64,p 0.001,Conhens d=0.82),并降低他们的认知灵活性(B=0.19,SE=0.09,t(264)=2.08,p=0.039,Conhens d=0.26)、新颖性寻求倾向(B=0.39,SE=0.16,t(264)=2.46,p=0.014,Conhend=0.30)和自我概念清晰度(B=0.25,SE=0.11,t(264)=2.16,p=0.032,Conhens d=0.27)。在控制了身份冲突对文化混搭产品偏好的直接效应后(B=0.23,SE=0.17,t(259)=1.38,p=0.170),产品的自我验证功能正向影响文化混搭产 图1 产品自我验证功能的中介效应 注：*表示p 0.001,*表示p 0.01,*表示p 0.05。1564 心 理 学 报 第55卷 品偏好(B=0.99,SE=0.04,t(259)=23.03,p 0.001,Cohens d=2.86),其他4个潜在中介变量的影响都不显著(消极情绪:B=0.12,SE=0.08,t(259)=1.54,p=0.126;认知灵活性:B=0.15,SE=0.14,t(259)=1.09,p=0.275;新颖性寻求:B=0.03,SE=0.07,t(259)=0.40,p=0.691;自我概念清晰度:B=0.07,SE=0.10,t(259)=0.65,p=0.518)。同时,产品自我验证功能的中介效应显著,其95%的置信区间不包含0(index=0.59,95%CI=0.1595 1.0138),其他变量的中介效应都不显著。这些结果验证了H2,同时排除了竞争解释。3.2 实验2b：操纵自我验证动机 实验2b有两个目的。首先,我们变换社会身份冲突的操纵方式再次验证主效应。在前几个实验中我们测量或者操纵了一般意义上的社会身份冲突,对形成冲突的具体身份未加限定。在本实验中,我们聚焦女性的职场身份与家庭身份之间的冲突,探究某一具体的社会身份冲突是否同样会对文化混搭产品偏好产生积极影响。第二,我们通过操纵被试的自我验证动机来检验中介效应。以往研究表明,营造有利于验证自我的社交环境是实现自我验证的重要途径之一(Swann et al.,2002)。例如,在社交行为中,消极自我概念的个体会选择对自己持有消极看法的社交对象(Swann,1997)、更喜欢与那些验证自我身份而非提升自我身份的人交往(Gmez et al.,2009)。因此,我们预测当消费者的自我验证动机在社会交往中得到满足时(即身份冲突状态被外界肯定和接受),他们将不再需要通过产品这一外在线索来展现其矛盾身份状态,从而导致主效应消失。3.2.1 实验设计和被试 本实验采用2(社会身份冲突：启动组或控制组)2(自我验证的其他方式：有或无)的组间实验设计。根据G*Power 3.1软件(Cohen,2013),当效应量(f)为0.25、期望功效值为0.80时,计划样本量为128。在实际实验中,我们在见数平台上招募了女性被试574名,平均年龄32.35岁(SD=7.57)。他们被随机分配到四个实验组中的一组。3.2.2 实验流程与刺激物 实验由几个看似不相关的任务组成。第一个任务是生活体验调查。被试按照要求阅读一则关于“当代女性的多重身份”的新闻报道(参见网络版附录3)。在冲突启动组,新闻内容重点描述了当代职业女性面临的职场人士身份与家庭成员身份之间的冲突及其危害性。在阅读新闻后,我们让被试思考这种社会身份冲突在日常生活中的主要表现,并回答在多大程度上认为职场人士身份与家庭成员身份之间的矛盾难以解决/会造成困扰(1=完全没有,7=非常强烈,r=0.77)。在控制组,新闻介绍了当代职业女性的多重身份。在阅读新闻后,被试需要思考职场人士身份与家庭成员身份在日常生活中各自的表现形式,并回答在多大程度上认为职场人士身份与家庭成员身份之间可以相互协调/实现灵活转换(1=完全没有,7=非常强烈,r=0.65)。接下来,被试完成一个回忆写作任务。在自我验证组,我们让被试回想哪一位朋友或家人可以接受并理解自己同时拥有这两种社会身份的状态,并写下该朋友或家人接受和理解自己的一个表现。在控制组,被试按要求回想并描述过去一周内让他/她印象最深的跟朋友或家人见面的一次经历。最后,被试完成产品选择任务。我们沿用实验2a的刺激物,测量被试对两款咖啡壶的相对偏好。被试在完成操纵检验以及人口统计的测量后结束实验。3.2.3 实验结果 操纵检验。方差分析结果显示,冲突启动组的被试比控制组的被试感受到更加强烈的身份冲突感(M冲突组=4.57,SD冲突组=1.32;M控制组=3.71,SD控制组=1.48;F(1,572)=54.11,p 0.001,2=0.09),我们的操纵有效。调节效应。以文化混搭产品偏好为因变量的22方差分析结果表明,社会身份冲突与自我验证的交互作用显著(F(1,570)=8.22,p=0.004,2=0.01),而两者的主效应均不显著(社会身份冲突：F(1,570)=0.00,p=0.994：自我验证：F(1,570)=0.36,p=0.548)。如图2所示,当被试的自我验证动机没有被满足时,社会身份冲突提高了他们对文化混搭产品的偏好(M冲突组=4.38,SD冲突组=2.22;M控制组=3.85,SD控制组=2.23),F(1,570)=4.13,p=0.043,2=0.01。但是,这一效应在被试的自我验证动机被满足时出现了反转(M冲突组=3.74,SD冲突组=2.20;M控制组=4.27,SD控制组=2.27),F(1,570)=4.09,p=0.044,2=0.01。此外,当被试的社会身份冲突被启动时,未进行自我验证相比于已经完成自我验证的被试表现出更高的文化混搭产品偏好(M无自我验证组=4.38,SD无自我验证组=2.22;M有自我验证组=3.74,SD有自我验证组=2.20;F(1,570)=6.04,p=0.014,2=0.01),而在控制组两者不存在显著差异(M无自我验证组=3.85,SD无自我验证组=2.23;M有自我验证组=4.27,SD有自我验证组=2.27;F(1,570)=2.56,p=0.110)。H2再次得以验证。第9期 庞 隽 等:惺惺相惜：社会身份冲突对融合式文化混搭产品偏好的影响 1565 图2 自我验证的调节效应(实验2b)3.3 讨论 实验2再次验证了社会身份冲突对文化混搭产品偏好的促进作用,并证实该效应背后的作用机理是文化混搭产品有助于经历社会身份冲突的消费者实现自我验证。在实验2a中,我们直接验证产品自我验证功能的中介作用。同时,我们发现社会身份协同并不会提升消费者对文化混搭产品的偏好。由此可见,社会身份冲突因其特定的矛盾属性成为消费者偏好文化混搭产品的诱因。我们还发现,社会身份冲突的确会引发消极情绪,这与前人研究一致(Hirsh&Kang,2016),但消极情绪并不能提升文化混搭产品偏好。类似的,我们发现社会身份冲突降低了消费者的认知灵活性和新颖性寻求,可能的原因是对矛盾信息的处理消耗了他们的认知资源。但是,我们没有发现认知灵活性或者新颖性寻求对文化混搭产品偏好的影响。最后,与现有研究一致,我们观察到社会身份冲突降低自我概念清晰度(Yu&Zhang,2023),但这一变化对文化混搭产品偏好没有影响。由此我们排除了消极情绪、认知灵活性、新颖性寻求以及自我概念清晰度作为解释机制的可能性。在实验2b中,我们通过向被试提供其他途径来满足自我验证动机的方式检验中介机制。结果证实,当被试的矛盾社会身份已经被他人所认可和接受时,其自我验证动机减弱。此时,被试不需要通过带有特定象征意义的产品向外界展示其矛盾冲突的身份特征,从而导致文化混搭产品的自我验证性功能减弱,主效应随之消失。值得注意的是,我们发现在自我验证组,社会身份冲突反而降低了被试对文化混搭产品的偏好。这一结果呼应了实验2a的结果,即当文化混搭产品的自我验证功能消失时,社会身份冲突可能因为消极情绪、认知灵活性、新颖性寻求以及自我概念清晰度这些变量的负向中介作用降低消费者对文化混搭产品的偏好。4 实验3：购买目的的调节作用 实验3的目的是检验H3,即购买目的对主效应的调节效应。我们预测,与象征性购买相比,当消费者持有功能性购买目的时社会身份冲突对文化混搭产品偏好的影响减弱。4.1 实验设计和被试 本实验采用2(社会身份冲突：启动组或控制组)2(购买目的：象征性或功能性)的组间实验设计。与实验2b相似,计划样本量为128。在实际实验中我们在见数平台上招募了女性被试300名,平均年龄29.99岁(SD=8.75)。他们被随机分配到四个实验组中的一组。4.2 实验流程与刺激物 实验3的流程与实验2b相似。第一个任务是生活体验调查。在阅读新闻后,身份冲突组的被试需要思考并写下这种社会身份冲突在日常生活中的主要表现,而控制组的被试则思考并写下职场人士身份与家庭成员身份在日常生活中各自的表现形式。接下来,所有被试汇报当时的情绪状态(测项见网络版附录2,Su et al.,2021)。这是因为我们的实验2a表明社会身份冲突会引发个体的消极情绪。而象征性购买目的与自我表达有关,可能因为引起个体的独特性感知而导致积极情绪。为了控制被试情绪对交互效应可能产生的影响,我们增加了对情绪的测量。第二个任务是产品选择。我们沿用实验1a中的刺激物,要求被试评价对这两款围巾的相对偏好。为了减少需求效应,我们将“朗蒂系列”产品更换为一条方格图案的围巾(参见网络版附录1)。前测结果表明(n=150),被试认为“福愿系列”比“朗蒂系列”的文化混搭程度更高(M混搭产品=4.86,SD混搭产品=1.49;M控制组产品=3.14,SD控制组产品=1.61),F(1,148)=46.10,p 0.001,2=0.24。后测结果表明(n=149),两款产品在感知独特性(M混搭产品=4.39,SD混搭产品=1.62;M非混搭产品=4.33,SD非混搭产品=1.51;F(1,147)=0.05,p=0.820)和感知质量(M混搭产品=4.77,SD混搭产品=1.22;M非混搭产品=5.08,SD非混搭产品=1.14;F(1,147)=2.57,p=0.111)上均不存在显著差异。在象征性购买组,我们强调“围巾是冬天必不可少的搭配单品。消费者根据自己的穿衣风