我國(guó)城市青少年從眾、不從眾與反從眾消費(fèi)行為的實(shí)證研究

摘要：在后WTO時(shí)代，企業(yè)之間的競(jìng)爭(zhēng)進(jìn)一步加劇，顧客資源成為維系企業(yè)生存的源泉。越來越多的企業(yè)意識(shí)到，培育真正忠誠(chéng)的顧客，應(yīng)該從他們青少年時(shí)期開始。本文以我國(guó)城市青少年為研究對(duì)象，在社會(huì)心理學(xué)研究成果的基礎(chǔ)上引入了一個(gè)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(fèi)者中的從眾、不從眾和反從眾行為。結(jié)果表明，當(dāng)自我一致性高時(shí)，青少年表現(xiàn)出不從眾或反從眾消費(fèi)行為；當(dāng)自我一致性低時(shí)，青少年呈現(xiàn)出不從眾或從眾消費(fèi)行為。

關(guān)鍵詞：從眾；不從眾；反從眾；自我一致性

中圖分類號(hào)：F713.5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-5192(2007)04-0042-07

1．引言

國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2006年統(tǒng)計(jì)資料顯示，我國(guó)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(fèi)額占據(jù)整個(gè)青少年市場(chǎng)的80％以上。青少年市場(chǎng)作為一個(gè)由現(xiàn)時(shí)市場(chǎng)、影響力市場(chǎng)和未來市場(chǎng)組成的“3合1”市場(chǎng)，其市場(chǎng)潛力非常巨大，逐漸受到了學(xué)術(shù)界和企業(yè)界的重視。已有研究表明，青少年消費(fèi)者有別于其他年齡階段消費(fèi)者的主要消費(fèi)特征在于他們求同和求異的消費(fèi)需要都非常強(qiáng)烈，由此引發(fā)的從眾、不從眾和反從眾消費(fèi)行為是這個(gè)年齡階段消費(fèi)者的主要特點(diǎn)。因此，研究我國(guó)城市青少年消費(fèi)者的主要消費(fèi)行為，對(duì)于洞察青少年的消費(fèi)需要，開拓青少年市場(chǎng)，具有重要的實(shí)踐意義。

從眾是普遍存在的一種社會(huì)現(xiàn)象，一直以來都受到了社會(huì)心理學(xué)、消費(fèi)者行為學(xué)領(lǐng)域內(nèi)學(xué)者們的密切關(guān)注。然而，無(wú)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(guó)內(nèi)學(xué)者宋官東提出的從眾行為S-R模式，均不能很好解釋消費(fèi)者在面臨群體從眾壓力時(shí)出現(xiàn)的不從眾、反從眾行為。事實(shí)上，在現(xiàn)實(shí)生活中，我們觀察到青少年消費(fèi)者有時(shí)會(huì)從眾，有時(shí)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(xué)者在研究社會(huì)問題、道德問題時(shí)發(fā)現(xiàn)，有相當(dāng)一部分被試出現(xiàn)了不從眾甚至反從眾的行為。即使在Asch的經(jīng)典從眾實(shí)驗(yàn)中，也只有1／3的被試選擇了從眾。正如Hornsey等學(xué)者指出的那樣：“過分地強(qiáng)調(diào)從眾，掩蓋了不從眾和反從眾的現(xiàn)實(shí)”。因此，對(duì)于青少年消費(fèi)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(yīng)給予足夠的重視。

本文在社會(huì)心理學(xué)研究成果的基礎(chǔ)上，結(jié)合消費(fèi)者行為學(xué)的相關(guān)理論，引入了一個(gè)新的干擾變量——“自我一致性”，通過對(duì)該干擾變量作用機(jī)制的深入剖析，解釋了青少年消費(fèi)者面對(duì)群體從眾壓力時(shí)出現(xiàn)的從眾、不從眾和反從眾行為，并探討了營(yíng)銷啟示。

2．理論背景與研究假設(shè)

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(fèi)者接受到他人的產(chǎn)品評(píng)價(jià)、購(gòu)買意愿或購(gòu)買行為的信息后，改變了自己的產(chǎn)品評(píng)價(jià)、購(gòu)買意愿或購(gòu)買行為，并與他人保持一致。反從眾，又稱標(biāo)新立異(uniqueness)，目前學(xué)術(shù)界對(duì)其還沒有一個(gè)明確的定義。本文依據(jù)反從眾動(dòng)機(jī)的“非大眾化選擇(unpopular choice)”維度，將其界定為：消費(fèi)者接受到他人的產(chǎn)品評(píng)價(jià)、態(tài)度或購(gòu)買意愿的信息后，改變了自己對(duì)品牌評(píng)價(jià)、態(tài)度或購(gòu)買意愿，并與他人保持不同，以達(dá)到與眾不同的目的。依據(jù)Hornsey等學(xué)者對(duì)不從眾的定義，本文將其界定為：消費(fèi)者接受到他人的產(chǎn)品評(píng)價(jià)、態(tài)度和購(gòu)買意愿的信息后，自己對(duì)產(chǎn)品的評(píng)價(jià)、態(tài)度、購(gòu)買意愿沒有發(fā)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(fèi)行為學(xué)領(lǐng)域?qū)W者們的廣泛關(guān)注，但社會(huì)心理學(xué)領(lǐng)域的學(xué)者已經(jīng)注意到了這兩種現(xiàn)象的存在。社會(huì)心理學(xué)家Hornsey等發(fā)現(xiàn)，人們對(duì)于諸如道德觀念、政治取向、價(jià)值觀、宗教信仰等等與自我概念密切相關(guān)的問題，不太容易受到他人意見的影響；當(dāng)他人意見與自己的觀點(diǎn)相左時(shí)，甚至?xí)胺雌涞蓝兄?，表現(xiàn)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(guān)，所以在社會(huì)交往和互動(dòng)中，維護(hù)自我概念的需要超過了獲得他人認(rèn)可的需要。

由此可見，某個(gè)問題與自我概念的相關(guān)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(gè)體態(tài)度的改變過程。于是，我們將Hornseyd等的觀點(diǎn)擴(kuò)展到消費(fèi)者行為學(xué)領(lǐng)域，發(fā)掘出一個(gè)新的干擾變量——自我一致性，它反映的是自我概念與產(chǎn)品形象相匹配的程度。眾所周知，一個(gè)產(chǎn)品，尤其是外顯產(chǎn)品，不僅具有功能屬性，而且還具有價(jià)值表達(dá)屬性。所以，商品不僅可以滿足消費(fèi)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(chǎn)品形象／自我形象一致性理論(簡(jiǎn)稱“自我一致性”理論)認(rèn)為，消費(fèi)者傾向于購(gòu)買產(chǎn)品形象與自我形象相匹配的產(chǎn)品。由于自我一致性這一變量反映了產(chǎn)品形象與自我概念相匹配的程度，所以我們推測(cè)，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(fèi)者態(tài)度的改變過程。Chaplin和John的研究表明，青少年消費(fèi)者已經(jīng)能夠理解產(chǎn)品的價(jià)值表達(dá)屬性，并且具備了將價(jià)值表達(dá)屬性與自我概念聯(lián)系起來的能力。在定性研究中我們也發(fā)現(xiàn)，青少年能夠理解并清晰地描繪出產(chǎn)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(fèi)行為。

2.3 研究假設(shè)

在提出研究假設(shè)之前，我們需要對(duì)研究的范圍進(jìn)行一個(gè)界定。首先，F(xiàn)isher和Price的研究證實(shí)，參照群體對(duì)個(gè)體的消費(fèi)行為是否產(chǎn)生影響取決于產(chǎn)品的外顯程度。外顯程度越高，即越是在公開場(chǎng)合下使用的產(chǎn)品，消費(fèi)者越容易受到參照群體的影響。故本研究選定外顯產(chǎn)品作為研究對(duì)象，用以識(shí)別青少年消費(fèi)者到底是從眾還是反從眾。其次，在社會(huì)化過程中，父母、同齡人是青少年社會(huì)化的重要代理人。通過消費(fèi)者社會(huì)化過程，青少年將習(xí)得一系列與消費(fèi)有關(guān)的消費(fèi)知識(shí)、購(gòu)物技巧和消費(fèi)態(tài)度。國(guó)內(nèi)外研究證實(shí)，隨著年齡的增長(zhǎng)，父母對(duì)青少年的影響逐漸減弱，同齡群體的影響逐漸增強(qiáng)。因此，本文將著重探討同齡群體影響下的青少年消費(fèi)者從眾、不從眾和反從眾消費(fèi)行為。

自我一致性與同齡群體反饋意見之間的交互作用對(duì)青少年態(tài)度改變過程的干擾機(jī)制，可以依據(jù)自我一致性的高／低、反饋意見的正／負(fù)，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(jù)自我一致性理論，由于產(chǎn)品形象與自我形象匹配程度高，所以青少年對(duì)品牌的態(tài)度非常積極正面，購(gòu)買意愿很強(qiáng)。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(jù)自己內(nèi)心真實(shí)的感受和體會(huì)來形成對(duì)一個(gè)產(chǎn)品的主觀判斷和評(píng)價(jià)，故呈現(xiàn)出不從眾行為。(2)同齡群體反饋意見為負(fù)，自我一致性高。在這種情況下，產(chǎn)品形象與自我形象匹配程度高，所以消費(fèi)者對(duì)品牌的評(píng)價(jià)高，購(gòu)買意愿強(qiáng)烈。在同齡群體負(fù)面的反饋意見下，青少年維護(hù)自我形象的需要超過了獲得他人認(rèn)可的需要，因而激發(fā)了反從眾動(dòng)機(jī)。在該動(dòng)機(jī)驅(qū)使下，他們將“反其道而行之”，為了維護(hù)自己與眾不同的個(gè)性身份，對(duì)品牌的態(tài)度將更趨于正面，購(gòu)買意愿也更為強(qiáng)烈，從而表現(xiàn)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(chǎn)品形象與自我形象不相匹配，所以青少年對(duì)該品牌的評(píng)價(jià)低，購(gòu)買意愿也不夠強(qiáng)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(yù)購(gòu)品牌的參考信息，加深了對(duì)品牌的了解和認(rèn)識(shí)；另一方面為了維護(hù)與同齡人良好的人際關(guān)系，以便獲得群體歸屬感和認(rèn)同感，于是改變了自己對(duì)品牌的態(tài)度和購(gòu)買意愿，使其與同齡群體的反饋意見保持一致，從而表現(xiàn)出從眾行為。(4)同齡群體反饋意見為負(fù)，自我一致性低。在這種情況下，由于產(chǎn)品形象和自我形象不相匹配，青少年對(duì)品牌的態(tài)度本來就較為負(fù)面，購(gòu)買意愿也不強(qiáng)，再加之同齡群體對(duì)品牌的評(píng)價(jià)也很低，這讓青少年更加堅(jiān)定了自己以前對(duì)該品牌的評(píng)價(jià)和認(rèn)識(shí)，因此負(fù)面的態(tài)度將進(jìn)一步放大，購(gòu)買意愿也降得更低，從而表現(xiàn)出從眾行為。

根據(jù)以上分析，形成了如下假設(shè)：

H1：在同齡群體反饋意見為正的情境下，當(dāng)自我一致性高時(shí)，青少年消費(fèi)者對(duì)品牌的態(tài)度和購(gòu)買意愿變化不顯著，表現(xiàn)出不從眾行為。

H2：在同齡群體反饋意見為負(fù)的情境下，當(dāng)自我一致性高時(shí)，青少年消費(fèi)者對(duì)品牌的態(tài)度和購(gòu)買意愿正向增加顯著，表現(xiàn)出反從眾行為。

H3：在同齡群體反饋意見為正的情境下，當(dāng)自我一致性低時(shí)，青少年消費(fèi)者對(duì)品牌的態(tài)度和購(gòu)買意愿正向增加顯著，表現(xiàn)出從眾行為。

H4：在同齡群體反饋意見為負(fù)的情境下，當(dāng)自我一致性低時(shí)，青少年消費(fèi)者對(duì)品牌的態(tài)度和購(gòu)買意愿負(fù)向減少顯著，表現(xiàn)出從眾行為。

3．研究方法

3.1 實(shí)驗(yàn)背景材料的確定

由于實(shí)驗(yàn)法能使復(fù)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(shí)驗(yàn)法。在正式實(shí)驗(yàn)之前，我們首先進(jìn)行了3組焦點(diǎn)小組訪談，其目的是：(1)了解青少年消費(fèi)者熟悉的產(chǎn)品類別；(2)明確哪些產(chǎn)品對(duì)于青少年而言屬于外顯產(chǎn)品；(3)確定度量青少年消費(fèi)者品牌態(tài)度和購(gòu)買意愿的題項(xiàng)。利用訪談機(jī)會(huì)，我們也完成了相關(guān)量表的前測(cè)。

焦點(diǎn)小組訪談的受訪者來自合肥市兩所中學(xué)初一至高三的青少年。每組焦點(diǎn)小組由12名青少年組成，男女各半，持續(xù)時(shí)間約2小時(shí)。通過對(duì)36名青少年的焦點(diǎn)小組訪談，我們發(fā)現(xiàn)，服裝、運(yùn)動(dòng)鞋、文具、音樂、西式快餐、非奶質(zhì)型飲料是對(duì)青少年而言屬于外顯產(chǎn)品。我們進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，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(jìn)一步通過KFC公司的網(wǎng)站，最終選定了“咔啦石鍋泡菜堡”的產(chǎn)品詳細(xì)介紹作為實(shí)驗(yàn)背景材料。在實(shí)驗(yàn)背景材料中，展示了該套泡菜堡的圖片，并詳細(xì)描述了制作工藝、材料選配、口感、營(yíng)養(yǎng)成分、脂肪和熱量含量、價(jià)格。

3.2 實(shí)驗(yàn)控制

本研究的實(shí)驗(yàn)控制為同齡群體的反饋意見。在焦點(diǎn)小組訪談時(shí)我們發(fā)現(xiàn)，青少年對(duì)本校同學(xué)的認(rèn)同度比較高，群體歸屬感也比較強(qiáng)烈，因此，本文將同齡群體界定為本校同學(xué)，并進(jìn)一步界定同齡群體正(負(fù))反饋意見為：“在本校其他800名同學(xué)中，有85％(8％)的同學(xué)認(rèn)為這套泡菜堡營(yíng)養(yǎng)豐富，口感獨(dú)特，并非常愿意品嘗；有8％(85％)的同學(xué)認(rèn)為這套泡菜堡并不像產(chǎn)品介紹里說得那么好，對(duì)它評(píng)價(jià)比較低，并不愿意品嘗；另外有7％的同學(xué)沒有表態(tài)，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(xué)者的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。

3.3 變量的衡量

對(duì)自我一致性的衡量采用Escalas開發(fā)的“自我一品牌聯(lián)系”量表，并通過定性研究，對(duì)該量表進(jìn)行了修訂。根據(jù)焦點(diǎn)小組訪談?dòng)涗?，我們整理出了度量“泡菜堡”?個(gè)品牌態(tài)度題項(xiàng)和5個(gè)購(gòu)買意愿題項(xiàng)。通過Test-retest，我們刪除了前后測(cè)相關(guān)系數(shù)小于0.6、以及刪除后能夠顯著提高Cronbach's α值的題項(xiàng)。在大規(guī)模調(diào)研之前，請(qǐng)一位營(yíng)銷教授、兩位營(yíng)銷博士以及7名中學(xué)生(初一2人，其余年級(jí)各1人，男性3人，女性4人)詳細(xì)檢查了各題項(xiàng)，經(jīng)過修訂后形成了最終量表，故具有表面效度和內(nèi)容效度。正式問卷包含品牌態(tài)度(8題項(xiàng))、購(gòu)買意愿(4題項(xiàng))、自我一致性(5題項(xiàng))量表。所有量表均為7點(diǎn)Likert量表，在品牌態(tài)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(gòu)買意愿量表中，1代表購(gòu)買的可能性很低，7代表購(gòu)買的可能性很高。

3.4 實(shí)驗(yàn)步驟與樣本特征

根據(jù)同齡群體反饋意見(正／負(fù))，我們?cè)O(shè)計(jì)了兩個(gè)版本的問卷。大樣本數(shù)據(jù)的收集范圍限于合肥市某中學(xué)。采用分層隨機(jī)抽樣的方式，隨機(jī)選取該校初一至高三每個(gè)年級(jí)中的一個(gè)班，然后按照學(xué)號(hào)，隨機(jī)分配抽中班級(jí)的被試填寫某個(gè)版本的問卷。首先請(qǐng)被試仔細(xì)觀察產(chǎn)品的圖片，并閱讀產(chǎn)品的詳細(xì)介紹；接下來請(qǐng)被試填寫度量品牌態(tài)度(ABR1)、購(gòu)買意愿(IB1)、自我一致性(SC)的量表；然后給予被試以實(shí)驗(yàn)控制——同齡群體或正或負(fù)的反饋意見，最后請(qǐng)被試填寫品牌態(tài)度(ABR2)和購(gòu)買意愿(IB2)量表。

在正式實(shí)驗(yàn)階段，我們總共發(fā)放問卷154份，剔除了漏填、明顯錯(cuò)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．?dāng)?shù)據(jù)分析與結(jié)果討論

4.1 實(shí)驗(yàn)控制的檢驗(yàn)

我們通過一個(gè)題項(xiàng)——“本校同學(xué)對(duì)該產(chǎn)品的評(píng)價(jià)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(zhǔn)確無(wú)誤地理解了我們給予的實(shí)驗(yàn)控制。ANOVA分析結(jié)果顯示，正反饋組在該題項(xiàng)上的得分明顯高于負(fù)反饋組的得分(3.99>2.05，F(xiàn)(1.139)=971.835，p<0.001)，表明實(shí)驗(yàn)控制是成功的。

4.2 變量衡量的信度檢驗(yàn)

本研究利用SPSS 11.5進(jìn)行變量衡量的內(nèi)部一致性檢驗(yàn)，利用LISREL 8.54進(jìn)行個(gè)別題項(xiàng)信度、組成信度檢驗(yàn)。在進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析時(shí)，由于使用LISREL默認(rèn)的極大似然估計(jì)法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，故首先需要檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否符合多變量正態(tài)分布的假定。PRELIS 11分析結(jié)果顯示，29個(gè)觀察變量的偏態(tài)系數(shù)的絕對(duì)值介于0.019與0.514之間，均小于3；峰度系數(shù)的絕對(duì)值介于0.037與1.085之間，均小于10，故符合正態(tài)分布的假定，因此可以利用LISREL進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。Hair等學(xué)者建議，因子負(fù)荷量小于O.5、MI指數(shù)大于4的題項(xiàng)應(yīng)予以刪除。

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，量表中abr14、abr16、abr17、abr18、abr23、abr26、abr28、ibl4、ib24共9個(gè)題項(xiàng)需要?jiǎng)h除。刪除這9個(gè)題項(xiàng)后的驗(yàn)證性因子分析結(jié)果如表1所示。由表1得知，所有題項(xiàng)的因子負(fù)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(gè)別題項(xiàng)信度均已達(dá)到0.01的顯著水平。根據(jù)Bagozzi和Yi的觀點(diǎn)，組成信度(CR)值越高(應(yīng)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(yàn)。此外，Cron-bach's α值均高于0.89，滿足大于0.70的標(biāo)準(zhǔn)，表明內(nèi)部一致性較好。

4.3 變量衡量的效度檢驗(yàn)

潛變量的方差抽取量(VE)指潛變量的各觀察變量對(duì)該潛變量的方差解釋力。VE值越高(應(yīng)大于0.5)，表示潛變量的收斂效度越高。表1結(jié)果顯示，VE值介于0.69與0.79之間，均超過0.5，表明各個(gè)潛變量的收斂效度較好。根據(jù)Jtireskog和Stirbom的建議，檢驗(yàn)區(qū)別效度使用標(biāo)準(zhǔn)誤來形成真實(shí)相關(guān)的近似置信區(qū)間，置信水準(zhǔn)為95％時(shí)，計(jì)算方法為相關(guān)系數(shù)±1.96×標(biāo)準(zhǔn)誤差。如果近似置信區(qū)間不包含1，則表明各變量之間具有顯著區(qū)別。由表2得知，各潛變量的置信區(qū)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(qū)別效度。

整個(gè)度量模型與數(shù)據(jù)的擬合度指標(biāo)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(shù)據(jù)具有較好的擬合度。此外，所有觀察變量與潛變量之間的標(biāo)準(zhǔn)化因子負(fù)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(jì)問題。

4.4 假設(shè)的驗(yàn)證與結(jié)果討論

根據(jù)上述對(duì)從眾、不從眾和反從眾的界定，假設(shè)的驗(yàn)證實(shí)際上是比較同一被試接受實(shí)驗(yàn)處理之前、之后的“品牌態(tài)度”和“購(gòu)買意愿”變化的方向和顯著程度，因此采用配對(duì)樣本t檢驗(yàn)的方法。首先根據(jù)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(xiàn)(1，139)=640.797，p<0.001)。接下來對(duì)四組樣本(同齡群體反饋意見(正／負(fù))×自我一致性(高／低))分別使用配對(duì)樣本t檢驗(yàn)(見表3和表4)。

從表3和表4中我們得知：(1)當(dāng)同齡群體反饋意見為正、SC高時(shí)，品牌態(tài)度和購(gòu)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(xiàn)了不從眾行為，因此假設(shè)1成立。(2)當(dāng)同齡群體反饋意見為負(fù)、SC高時(shí)，品牌態(tài)度正向改變顯著(p<0.001)；購(gòu)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(xiàn)出了明顯的反從眾行為，故假設(shè)2得到了驗(yàn)證。(3)當(dāng)同齡群體反饋意見為正、SC低時(shí)，品牌態(tài)度略有增加，但不顯著(p=0.878>0.05)；而購(gòu)買意愿略有減少，仍然不顯著(p=0.772>0.05)，表明出現(xiàn)了不從眾行為，因此假設(shè)3不成立。(4)當(dāng)同齡群體反饋意見為負(fù)、SC低時(shí)，品牌態(tài)度和購(gòu)買意愿顯著減少(p值均小于0.001)，表明被試出現(xiàn)了從眾行為，故假設(shè)4得到了驗(yàn)證。

假設(shè)3未得到驗(yàn)證，其原因可能在于青少年消費(fèi)者對(duì)食品的消費(fèi)更多地是基于自己的口味、主觀體驗(yàn)和過去的消費(fèi)經(jīng)驗(yàn)。因此，盡管同齡群體反饋意見為正，但青少年消費(fèi)者仍然認(rèn)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(xiàn)出了不從眾行為。

5．結(jié)論與啟示

通過上述分析，我們得出以下結(jié)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(fèi)者品牌態(tài)度和購(gòu)買意愿的改變過程；(2)當(dāng)自我一致性高時(shí)，青少年維護(hù)自我形象的需要超過了得到同齡群體認(rèn)可的需要，故呈現(xiàn)出了不從眾或反從眾行為；(3)當(dāng)自我一致性低、同齡群體反饋意見為負(fù)時(shí)，青少年獲得同齡群體認(rèn)可的需要占據(jù)了主導(dǎo)地位，呈現(xiàn)出了從眾行為；(4)當(dāng)自我一致性低、同齡群體反饋意見為正時(shí)，青少年消費(fèi)者不會(huì)受到同齡群體意見的左右，表現(xiàn)出不從眾行為。

結(jié)論對(duì)于企業(yè)有如下兩方面啟示：首先，從上述分析中得知，當(dāng)產(chǎn)品的品牌形象與青少年消費(fèi)者的自我形象匹配程度高時(shí)，青少年不僅不太會(huì)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(fù)時(shí)，品牌態(tài)度和購(gòu)買意愿反而增加。因此，企業(yè)需要深入了解青少年的自我形象，通過廣告宣傳等措施，強(qiáng)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(yè)應(yīng)特別重視產(chǎn)品生產(chǎn)、銷售過程、后續(xù)服務(wù)等各個(gè)環(huán)節(jié)，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(fèi)者的流失，引發(fā)青少年的從眾消費(fèi)行為、增加市場(chǎng)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(chǎn)品或品牌，增強(qiáng)自我形象與品牌形象之間的一致性程度。