自我建構(gòu)與新產(chǎn)品極端—折中評價策略的選擇

朱至文

（淮陰工學(xué)院商學(xué)院，江蘇淮安223001）

自我建構(gòu)與新產(chǎn)品極端—折中評價策略的選擇

朱至文

（淮陰工學(xué)院商學(xué)院，江蘇淮安223001）

創(chuàng)新性產(chǎn)品可以給消費(fèi)者帶來利益，卻往往面臨更高的失敗風(fēng)險。企業(yè)只有深入了解消費(fèi)者產(chǎn)品效價不一致情況下的評價策略，才能選取適當(dāng)?shù)臓I銷工具進(jìn)行有針對性的干預(yù)，從而改善消費(fèi)者對新產(chǎn)品的評價并提升品牌形象，推動品牌建設(shè)進(jìn)入良性循環(huán)。通過兩個實(shí)驗(yàn)探究不同自我建構(gòu)消費(fèi)者在新產(chǎn)品與品牌效價不一致時進(jìn)行信息加工、形成產(chǎn)品評價的異同機(jī)理發(fā)現(xiàn)，在低涉入度條件下，受不同自我建構(gòu)個體精細(xì)加工差異的影響，獨(dú)立我完全依據(jù)產(chǎn)品屬性信息做出評價（極端策略），依存我同時依據(jù)品牌和屬性信息做出評價（折中策略）。而導(dǎo)致上述結(jié)果的主要原因在于獨(dú)立我與依存我不同的評價策略，而非兩者對品牌診斷性的知覺差異。因此，對大量正處于成長期的我國企業(yè)而言，一定要根據(jù)具體銷售情境，借助適當(dāng)?shù)臓I銷工具（廣告、包裝等）營造高涉入度的消費(fèi)情境，以此提升消費(fèi)者評價和品牌形象，構(gòu)筑企業(yè)持續(xù)競爭優(yōu)勢。

自我建構(gòu)；極端策略；折中策略；新產(chǎn)品評價

一、引言

近年來，為趕超國際強(qiáng)勢品牌，我國一些相對弱勢的新興品牌紛紛推出了高性價比、高創(chuàng)新性的新產(chǎn)品。例如，2013年上市的比亞迪秦混動汽車以及2014年發(fā)布的小米4、華為Mate7手機(jī)，其配置和性能均遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過強(qiáng)勢品牌同價位的產(chǎn)品。但消費(fèi)者在對這些新產(chǎn)品進(jìn)行評價和選擇時，經(jīng)常面臨效價（Valence）不一致的困境，即品牌被消費(fèi)者知覺為負(fù)面效價，而產(chǎn)品屬性卻被知覺為正面效價。這樣就產(chǎn)生了以下問題：在面臨效價不一致的品牌和產(chǎn)品屬性信息時，消費(fèi)者主要是依據(jù)品牌還是屬性對新產(chǎn)品進(jìn)行評價和選擇呢？

該問題對大量正處于品牌建設(shè)期的我國品牌而言具有重要現(xiàn)實(shí)意義，因?yàn)槠髽I(yè)只有通過了解消費(fèi)者面對這種不一致時的評價策略，才能采用適當(dāng)?shù)臓I銷工具有針對性地進(jìn)行干預(yù)，從而改善消費(fèi)者對新產(chǎn)品的評價并提升品牌形象，使品牌建設(shè)進(jìn)入良性循環(huán)?；诖?，本文提出了消費(fèi)者評價新產(chǎn)品的兩種策略——極端策略和折中策略。其中，前者又可進(jìn)一步分為品牌極端策略、屬性極端策略兩種，分別指消費(fèi)者在評價新產(chǎn)品時主要依據(jù)品牌信息、忽略產(chǎn)品屬性信息和主要依據(jù)產(chǎn)品屬性信息、忽略品牌信息兩種極端情況；后者指消費(fèi)者對品牌和產(chǎn)品屬性信息進(jìn)行調(diào)和、折中后再進(jìn)行評價和選擇。

在理論上，有心理學(xué)研究已經(jīng)考察過信息不一致對態(tài)度和行為的影響。例如，平衡理論認(rèn)為，個體偏好一致或平衡的狀態(tài)，因此解決不一致的需要會促使個體忽略某些不一致的信息。[1]然而，這種論斷可能并不具有普遍意義。有研究表明，個體對不一致的包容性存在文化、[2-5]調(diào)節(jié)聚焦等方面的差異。[6]本文將在這些文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，考察不同自我建構(gòu)的消費(fèi)者在面對新產(chǎn)品屬性與品牌之間效價的不一致時，產(chǎn)品評價策略（極端策略和折中策略）的選擇差異，以及相應(yīng)的所產(chǎn)生評價結(jié)果的差異。此外，本研究還為產(chǎn)生這些差異的心理機(jī)制提供了實(shí)驗(yàn)證據(jù)。

二、簡要文獻(xiàn)評述

不一致指兩個信息源效價之間的“正交性”。[7]現(xiàn)有研究認(rèn)為，產(chǎn)品與其聯(lián)想之間存在適度的不一致最有利于消費(fèi)者對產(chǎn)品的評價。例如，消費(fèi)者對廣告和產(chǎn)品的態(tài)度與廣告和產(chǎn)品的不一致程度之間呈倒U型關(guān)系。[8-9]該發(fā)現(xiàn)也被稱為“適度圖式不一致效應(yīng)”。[10]克萊門特（Clemente S）等[11]基于對代言人與產(chǎn)品間不一致問題的研究，進(jìn)一步驗(yàn)證了該效應(yīng)的存在。但高度創(chuàng)新的新產(chǎn)品一般與現(xiàn)有產(chǎn)品之間存在極端的不一致，根據(jù)該效應(yīng)，盡管這些產(chǎn)品可能給消費(fèi)者帶來更大的利益，卻往往存在更高的失敗率?；诖?，格蘭特（Grant S J）等[12]提出，企業(yè)可采用一定的策略幫助消費(fèi)者加快解決這種不一致性，以使之理解新產(chǎn)品，從而提升對極端不一致的創(chuàng)新產(chǎn)品的接受度。

但也有研究指出，適度圖式不一致效應(yīng)還會受到其他因素的影響。例如，斯里瓦斯塔瓦和夏爾馬（Srivastava K&Sharma N K）[13]發(fā)現(xiàn)，品牌延伸評價與品牌延伸不一致程度之間的關(guān)系還受消費(fèi)者認(rèn)知需求和革新需求的調(diào)節(jié)，只有當(dāng)這兩種因素均為高水平時，兩者之間才呈現(xiàn)出倒U型關(guān)系，而當(dāng)這兩種因素均為低水平時，兩者之間呈現(xiàn)出線性關(guān)系?？巳R門特等[11]也發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品與其外部線索（代言人）之間不一致對產(chǎn)品評價的影響還受消費(fèi)者所具有產(chǎn)品知識的調(diào)節(jié)：產(chǎn)品知識豐富的消費(fèi)者對適度不一致產(chǎn)品的評價最高，而缺乏產(chǎn)品知識的消費(fèi)者對一致性水平不同產(chǎn)品的評價無顯著差異。

研究者關(guān)注的另外一個問題是：不一致的外部線索與產(chǎn)品屬性信息對產(chǎn)品評價的影響哪個更大？精細(xì)加工可能性模型（ELM）認(rèn)為，個體的信息加工通常處于低涉入度條件下，這時的產(chǎn)品評價主要基于其表面或啟發(fā)式作用的源線索。然而，其他一些研究卻發(fā)現(xiàn)，即使低涉入度條件下，當(dāng)源線索與產(chǎn)品屬性效價相反時，線索信息也常常被忽略，評價主要基于診斷性更高的屬性信息。例如，馬赫斯瓦蘭和柴肯（Maheswaran D& Chaiken S）[14]研究了啟發(fā)式線索（共識）與產(chǎn)品屬性對一個電話應(yīng)答機(jī)產(chǎn)品評價的相對影響。低涉入度條件下，當(dāng)屬性與線索的效價一致時，評價主要基于線索；當(dāng)屬性與線索的效價不一致時，評價主要基于屬性。對評價過程的進(jìn)一步研究顯示，忽略源線索是由于不一致導(dǎo)致了被試對信息的精細(xì)加工。上述發(fā)現(xiàn)符合某些學(xué)者的說法，即解決不一致的需要會導(dǎo)致個體對信息的精細(xì)加工，從而使得產(chǎn)品評價主要受診斷性較高的屬性信息的影響，而忽略診斷性相對較低的線索信息。[15]

自我建構(gòu)也被稱為“自我解釋”“自我構(gòu)念”或“自我結(jié)構(gòu)”，[16-18]主要指人們?nèi)绾慰创晕?、他人以及自我與他人的關(guān)系。[19]很多研究關(guān)注文化所導(dǎo)致的獨(dú)特的自我建構(gòu)。研究者認(rèn)為，西方（比如北美地區(qū)）文化成員趨向于獨(dú)立的自我建構(gòu)（獨(dú)立我），把自我視為區(qū)別于他人的個體，并因此強(qiáng)調(diào)獨(dú)立、自主和自足；而東方（比如東亞地區(qū)）文化成員趨向于依存的自我建構(gòu)（依存我），把自我視為與他人緊密相連的個體，并因此強(qiáng)調(diào)關(guān)系、社會情境與和諧。[19-22]

大量跨文化心理學(xué)的研究關(guān)注以上兩種自我建構(gòu)所導(dǎo)致的對不一致或沖突的態(tài)度和行為差異。[4，22]例如，梁（Leung K）[2]闡述了中美大學(xué)生因各自文化對和諧的不同需要而在談判策略上所展現(xiàn)出來的差異：我國香港地區(qū)的學(xué)生大多選擇通過協(xié)商、妥協(xié)來解決沖突；美國學(xué)生大多執(zhí)著于自己的立場，通過辯論來解決沖突。巴戈齊（Bagozzi R）等[3]通過研究情緒的結(jié)構(gòu)化表征，進(jìn)一步揭示了獨(dú)立我和依存我在對待不一致問題上的差異，發(fā)現(xiàn)不同的情緒經(jīng)常能共存于中國人身上，卻很難共存于美國人身上。他們認(rèn)為，情緒對獨(dú)立我的自我定義和社會交往而言十分重要，因?yàn)榍榫w體驗(yàn)既關(guān)乎他們的行動，又用以區(qū)別自我與他人，因此獨(dú)立我通常將自己的情緒精確歸類為積極或消極，從而難以兼容相互沖突的情緒。相反，社會情境而非自我的情緒體驗(yàn)是依存我的行動基礎(chǔ)，對自我情緒進(jìn)行精確歸類對他們而言并不重要，因此依存我能夠同時包容不同的情緒，而不必解決不一致的問題。喬納森和蘇珊（Jonathan S G&Susan E C）[5]也發(fā)現(xiàn)，在面對人際交往中出現(xiàn)的利益沖突時，高關(guān)系自我建構(gòu)的個體比其他個體更不傾向于將沖突的結(jié)果視為僅僅有利于沖突中的某一方（即零和沖突）；同時，高關(guān)系自我建構(gòu)的個體更傾向于通過折中的方式處理自身與他人之間的利益沖突。

最近，新興的社會神經(jīng)科學(xué)與跨文化心理學(xué)的交叉研究進(jìn)一步研究了這些差異的腦神經(jīng)機(jī)制，發(fā)現(xiàn)個體對自我和重要他人（如母親）表征的腦區(qū)、對偶發(fā)和不一致任務(wù)加工引起的腦活動的正相誘發(fā)電位（P3）和負(fù)相誘發(fā)電位（N400）等都存在顯著的文化差異。[16，22-25]這些發(fā)現(xiàn)說明，不同自我建構(gòu)的個體對從內(nèi)部體驗(yàn)到的以及從外部環(huán)境中知覺到的不一致信息的反應(yīng)可能存在不同：獨(dú)立我趨向于忽略一種信息，主要依據(jù)另外一種信息解決不一致問題；而依存我趨向于對不一致信息進(jìn)行折中。本文認(rèn)為，盡管這些差異主要體現(xiàn)在人際交往研究中，通過社會化和歸納過程，該差異同樣適用于非人際交往情境。

三、實(shí)驗(yàn)1：低涉入度條件下評價的差異性

（一）研究模型與理論假設(shè)

有研究表明，在以獨(dú)立我為主的北美文化中，線索與屬性的不一致會引起精細(xì)加工，[1，26]但本文認(rèn)為該機(jī)制并不一定適用于依存我。文化心理學(xué)研究表明，東亞比北美文化成員對沖突和不一致具有更大的包容性。[2-3，5，27]因此可以預(yù)期，依存我解決不一致的需要相對更低，可能不會通過精細(xì)加工解決不一致問題。由于精細(xì)加工會導(dǎo)致更多的想法，[28]因此可以假設(shè)，在不一致條件下獨(dú)立我將比依存我產(chǎn)生更多的想法。

一個很直觀的想法是，在不一致條件下可以通過直接比較不同自我建構(gòu)個體的想法總數(shù)檢驗(yàn)該假設(shè)。然而這種比較可能是無效的，因?yàn)椴煌瑮l件下兩種自我建構(gòu)的個體所表達(dá)的想法總數(shù)的基準(zhǔn)可能不同。基于此，本研究將一致條件下（其中源線索與屬性具有相同效價）的想法總數(shù)作為比較的基準(zhǔn)。也就是說，如果自我建構(gòu)對想法總數(shù)具有主效應(yīng)，則可通過對比每一種自我建構(gòu)的個體在不一致和一致條件下的想法總數(shù)來檢驗(yàn)該假設(shè)，即不一致是否導(dǎo)致了精細(xì)加工所受到的自我建構(gòu)的調(diào)節(jié)（見圖1）。

圖1 低涉入度條件下的新產(chǎn)品評價過程

H1：在低涉入度條件下，獨(dú)立我對新產(chǎn)品的想法總數(shù)在品牌與產(chǎn)品屬性效價不一致時比一致時多，但依存我的想法總數(shù)在不一致時與一致時無差異。

該假設(shè)意味著，品牌與產(chǎn)品屬性的不一致導(dǎo)致了獨(dú)立我（而非依存我）進(jìn)行的精細(xì)加工。信息加工的這種差異會影響消費(fèi)者解決不一致問題、形成產(chǎn)品評價的策略。由于精細(xì)加工會提高輸入信息判斷的診斷性閾值，因此獨(dú)立我在面對不一致問題時，趨向于使用極端策略，即主要依據(jù)診斷性更強(qiáng)的屬性信息形成評價。此外，依存我更能包容不一致性，因此趨向于使用折中策略，即通過對屬性和品牌信息的加權(quán)平均形成評價。

H2.1：在低涉入度條件下，品牌與產(chǎn)品屬性的效價不一致將導(dǎo)致獨(dú)立我主要依據(jù)屬性形成產(chǎn)品評價（屬性極端策略），而依存我同時依據(jù)品牌和屬性形成產(chǎn)品評價（折中策略）。

盡管本文主要致力于解決不一致的自我建構(gòu)差異，其研究設(shè)計(jì)卻同時包含了一致和不一致兩種條件，因而同樣適合研究一致條件下的信息加工。馬赫斯瓦蘭和柴肯[14]提出，在低涉入度條件下，當(dāng)線索與屬性信息一致時，北美文化成員趨向于啟發(fā)式加工，主要依據(jù)易于加工的源線索形成產(chǎn)品評價。此外，他們還發(fā)現(xiàn)，受能力限制，低涉入度條件下的結(jié)果不存在文化差異。因此本文預(yù)期，在一致條件下，兩種個體都主要依據(jù)品牌形成產(chǎn)品評價。

H2.2：在低涉入度條件下，如果品牌與產(chǎn)品屬性效價一致，獨(dú)立我和依存我都主要依據(jù)品牌形成產(chǎn)品評價（品牌極端策略）。

本研究還通過回歸分析直接檢驗(yàn)H2，即如果產(chǎn)品評價同時基于屬性和品牌相關(guān)的想法，折中策略將得到支持；如果評價只基于屬性或品牌相關(guān)的想法，極端策略將得到支持。

（二）研究設(shè)計(jì)

1.實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與刺激物

實(shí)驗(yàn)1采用了2（自我建構(gòu)：獨(dú)立我/依存我）×2（品牌效價：負(fù)/正）×2（產(chǎn)品屬性效價：負(fù)/正）的組間析因設(shè)計(jì)。在正式實(shí)驗(yàn)之前，我們于2015年3月進(jìn)行了三個前測。通過前測，寶馬（BMW）和比亞迪（BYD）網(wǎng)球拍分別被選用為正效價和負(fù)效價品牌的新產(chǎn)品。

前測1的結(jié)果表明，首先，不同自我建構(gòu)的被試（N=25）對網(wǎng)球拍品類的興趣、喜愛度、熟悉度評價無差異（F＜1）；其次，寶馬在前測的7點(diǎn)品牌喜愛度量表（不贊成—贊成，不喜歡—喜歡，差—好；Cronbach’s α=0.87）上的評分高于比亞迪（M寶馬= 4.89，M比亞迪=3.12，F(xiàn)（1，22）=25.26，p＜0.001），但兩者在7點(diǎn)品牌熟悉度量表（不熟悉—熟悉，不了解—了解，Cronbach’s α=0.91）上無差異（M寶馬=4.78，M比亞迪=4.63，F(xiàn)（1，22）=0.74，p＞0.2）；其三，這兩個品牌來自同一行業(yè)，能有效排除個體對新產(chǎn)品品類預(yù)期的影響。

前測2用于識別網(wǎng)球拍的屬性。被試（N=25）被要求在7點(diǎn)量表上分別評價網(wǎng)球拍10個屬性的重要性。其結(jié)果顯示，對“球拍重量”和“有減震器”的評分較高，而對“網(wǎng)線顏色”和“送吸汗帶”的評分較低（M球拍重量=5.81，M有減震器=5.28，M網(wǎng)線顏色= 3.74，M送吸汗帶=3.62，F(xiàn)（1，22）=6.33，p＜0.001）。在實(shí)驗(yàn)中，這些屬性分別被操縱為正效價或負(fù)效價。

前測3用于評估被試對產(chǎn)品屬性與品牌一致性的知覺。我們分別向被試（N=86）展示了屬性與品牌四種組合條件中的一種，要求他們在兩個7點(diǎn)量表上評價兩者的一致性（一致性低—一致性高，一貫性低—一貫性高，r=0.85）。果然，一致組比不一致組的一致性評分更高（M一致=4.51，M不一致=3.45，F(xiàn)（1，79）=9.56，p＜0.001）。

2.被試與實(shí)驗(yàn)過程

現(xiàn)有研究大多選用國家對自我建構(gòu)進(jìn)行準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)操縱，但與國家相關(guān)的協(xié)變量很多，在實(shí)驗(yàn)中很難完全排除它們的影響?；诖?，實(shí)驗(yàn)1采用了辛吉雷斯（Singelis T M）[20]獨(dú)立我—依存我量表直接測量被試的自我建構(gòu)，并按照測量結(jié)果的中位數(shù)分組形成兩種實(shí)驗(yàn)條件（獨(dú)立我/依存我）。

北京某綜合性大學(xué)的74個本科生（38個女生，36個男生，平均年齡20歲）和江蘇某工科大學(xué)的86個本科生（38個女生，48個男生，平均年齡20歲）于2015年4月在課堂上參與了實(shí)驗(yàn)，每個實(shí)驗(yàn)組均為20人。首先讓被試閱讀低涉入度條件下的寶馬/比亞迪網(wǎng)球拍產(chǎn)品說明。為操縱低涉入度條件，在說明中告訴被試以下信息：一是寶馬/比亞迪將很快在江蘇（對北京被試）或北京（對江蘇被試）推出網(wǎng)球拍產(chǎn)品；二是企業(yè)會對所有被試的觀點(diǎn)進(jìn)行綜合分析；三是不必花費(fèi)太多時間閱讀產(chǎn)品說明，對該產(chǎn)品形成一個大體印象即可。

產(chǎn)品說明還用于操縱產(chǎn)品屬性的效價。具體而言，我們在產(chǎn)品說明中虛構(gòu)了一家市場研究機(jī)構(gòu)，該機(jī)構(gòu)對刺激物與行業(yè)領(lǐng)導(dǎo)品牌（同一價格水平）在幾個主要屬性上進(jìn)行了對比分析，并提供了分析結(jié)果。在正效價組，寶馬/比亞迪網(wǎng)球拍在兩個重要屬性上的評分優(yōu)于競爭對手，但在兩個不重要屬性上的評分劣于競爭對手；在負(fù)效價組，刺激物在兩個重要屬性上的評分劣于競爭對手，在兩個不重要屬性上的評分優(yōu)于競爭對手。

接下來要求被試在一份問卷上對該新產(chǎn)品進(jìn)行評價，并要求他們花費(fèi)3分鐘時間列出對該產(chǎn)品的想法。被試還需要完成一系列的輔助測量，包括兩組操縱檢查以及獨(dú)立我—依存我量表。

3.因變量

實(shí)驗(yàn)1有兩個因變量。一是被試對新產(chǎn)品的購買意愿、喜愛度評價以及對該產(chǎn)品受歡迎程度的預(yù)測，[29]取這些測項(xiàng)的算術(shù)平均值（Cronbach’sα=0.90），得到產(chǎn)品評價指數(shù)。二是被試的認(rèn)知反應(yīng)，由兩個不了解本研究的學(xué)生將這些想法分成了2{屬性相關(guān)（A）/品牌相關(guān)（B）}×3{正效價（+）/負(fù)效價（-）/中性（0）}+1{不相關(guān)（I）}共7種類型。其編碼方法為：寶馬網(wǎng)球拍的減震器對我很重要（A+）；比亞迪網(wǎng)球拍可選的顏色不多（A-）；在哪兒能買到寶馬網(wǎng)球拍（A0）；寶馬真炫（B+）；我對比亞迪沒什么印象（B-）；比亞迪是做什么的（B0）；現(xiàn)在誰還有時間打網(wǎng)球（I）。兩個學(xué)生對90%的分類能夠取得共識，分類的差異通過協(xié)商解決。

（三）結(jié)果

1.操縱檢查

問卷中含有兩組操縱檢查。首先，讓被試在7點(diǎn)量表上打分評價產(chǎn)品屬性（沒有—有正面特征，有—無負(fù)面特征，劣于—優(yōu)于競爭對手），取三個測項(xiàng)的算術(shù)平均值作為屬性指數(shù)（Cronbach’sα= 0.87）。方差分析結(jié)果表明，與負(fù)屬性效價組相比，正屬性效價組的屬性指數(shù)更高（MA+=4.87，MA-= 3.61，F(xiàn)（1，152）=30.12，p＜0.001），其他效應(yīng)均不顯著。其次，讓被試在一組7點(diǎn)量表（不喜歡—喜歡，不贊成—贊成，差—好）上評價品牌，取三個測項(xiàng)的算術(shù)平均值作為品牌喜愛度指數(shù)（Cronbach’sα=0.91）。方差分析結(jié)果表明，品牌對品牌喜愛度指數(shù)的主效應(yīng)顯著，正品牌效價組比負(fù)品牌效價組的品牌喜愛度指數(shù)更高（MB+=5.08，MB-=3.36，F(xiàn)（1，152）=56.35，p＜0.001）。

2.認(rèn)知反應(yīng)

對想法總數(shù)進(jìn)行2×2×2的方差分析發(fā)現(xiàn)，自我建構(gòu)主效應(yīng)顯著，依存我比獨(dú)立我的想法總數(shù)更多（F（1，152）=9.78，p＜0.01）；除三個變量的交互項(xiàng)顯著外（F（1，152）=3.81，p＜0.05），其他效應(yīng)均不顯著。這說明，與一致相比，不一致會增加獨(dú)立我的想法總數(shù)，卻不會增加依存我的想法總數(shù)。對比分析更加直觀地顯示出，與在一致組相比，獨(dú)立我在不一致組的想法總數(shù)更多（M不一致=3.33，M一致= 2.43，F(xiàn)（1，152）=7.58，p＜0.01），而依存我的想法總數(shù)在兩組無差異（M不一致=3.56，M一致=3.64，F(xiàn)＜1）。因此，H1得到支持。

通過研究品牌想法與屬性想法，可進(jìn)一步揭示不同自我建構(gòu)被試在信息加工上的差異。對屬性想法數(shù)進(jìn)行2×2×2方差分析發(fā)現(xiàn)，屬性與品牌的交互項(xiàng)顯著（F（1，152）=4.51，p＜0.05）；三個變量的交互項(xiàng)顯著（F（1，152）=9.11，p＜0.01）。對比分析顯示，獨(dú)立我的屬性想法數(shù)在不一致組多于一致組（M不一致=2.70，M一致=1.54，F(xiàn)（1，152）=9.86，p＜0.01）；依存我的屬性想法數(shù)在兩組無顯著差異（M不一致=2.25，M一致=2.48，F(xiàn)（1，152）=1.38，p＜0.25）。對品牌想法數(shù)進(jìn)行2×2×2的方差分析發(fā)現(xiàn)，自我建構(gòu)的主效應(yīng)顯著，獨(dú)立我比依存我的品牌想法數(shù)更多（F（1，152）=9.65，p＜0.01）；三個變量的交互項(xiàng)顯著（F（1，152）=4.89，p＜0.05）。對比分析發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立我的品牌想法數(shù)在不一致組要少于一致組（M不一致=0.34，M一致=0.86，F(xiàn)（1，152）=8.57，p＜0.01）；依存我的品牌想法數(shù)在兩組無差異（M不一致=1.02，M一致= 0.99，F(xiàn)＜1）。這說明，不一致導(dǎo)致獨(dú)立我（但沒有導(dǎo)致依存我）忽略品牌信息。被試的認(rèn)知反應(yīng)可參見圖2。

圖2 低涉入度條件下的認(rèn)知反應(yīng)

以上結(jié)果進(jìn)一步支持了H1，說明不一致引起了獨(dú)立我的精細(xì)加工，導(dǎo)致其更加關(guān)注診斷性強(qiáng)的屬性信息，而忽略了診斷性弱的品牌信息。但不一致并沒有引起依存我進(jìn)行精細(xì)加工，因此，即使不一致條件下他們也不會只重視一種信息而忽略另外一種信息。信息加工的這些差異及其對產(chǎn)品評價的影響如表1所示。

表1 低涉入度條件下的新產(chǎn)品評價

3.產(chǎn)品評價

H2需要在特定的一致性水平下進(jìn)行檢驗(yàn)，而一致性變量取決于對品牌和屬性的共同操縱，因此關(guān)于折中/極端策略的中介假設(shè)不能通過2×2×2的方差分析直接進(jìn)行檢驗(yàn)，因?yàn)檫@兩個因素在每個一致性水平上都是完全混雜在一起的。鑒于此，在方差分析之后，本文借助回歸分析更加直觀地檢驗(yàn)了H2。

2×2×2的方差分析發(fā)現(xiàn)，屬性（F（1，152）= 47.18，p＜0.001）和品牌（F（1，152）=4.58，p＜0.05）主效應(yīng)顯著。產(chǎn)品評價指數(shù)在正（相對于負(fù)）的屬性效價組更高（MA+=5.00，MA-=3.52），在正（相對于負(fù)）的品牌效價組也更高（MB+=4.59，MB-=3.93）。此外，交互項(xiàng)“產(chǎn)品屬性×自我建構(gòu)”顯著（F（1，152）= 5.15，p＜0.05）。該交互效應(yīng)與H2.1一致，說明不同自我建構(gòu)個體解決不一致的差異也體現(xiàn)在產(chǎn)品評價結(jié)果上。具體而言，在不一致條件下對新產(chǎn)品進(jìn)行評價時，依存我對品牌和產(chǎn)品屬性進(jìn)行了調(diào)和與折中，因而品牌稀釋了一部分屬性的影響；獨(dú)立我忽略了品牌，因而可以預(yù)期屬性對獨(dú)立我比對依存我的決策影響更大。

均值對比進(jìn)一步支持了該預(yù)期。由于獨(dú)立我在不一致條件下的策略是忽略品牌信息，因此品牌對獨(dú)立我評價的影響應(yīng)該在兩種不一致條件下（即B-A+和B+A-，其中B-和A-分別表示負(fù)效價的品牌和屬性，B+和A+分別表示正效價的品牌和屬性）達(dá)到最低。實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明，獨(dú)立我的評價在BA+組（相對于B+A-組）更好（MB-A+=4.82，MB+A-=3.43，F(xiàn)（1，152）=13.56，p＜0.001），而依存我的評價在這兩組無差異（MB-A+=4.63，MB+A-=4.38，F(xiàn)＜1）。以上結(jié)果初步支持了H2.1。

4.回歸分析

為更加深入地檢驗(yàn)中介假設(shè)，我們用產(chǎn)品評價指數(shù)對凈屬性想法指數(shù)（NAT=正效價的屬性想法數(shù)-負(fù)效價的屬性想法數(shù)）和凈品牌想法指數(shù)（NBT=正效價的品牌想法數(shù)-負(fù)效價的品牌想法數(shù)）進(jìn)行回歸，并在模型中加入這兩個回歸變量與啞變量（dummy）即一致性（屬性與品牌效價一致= 1，不一致=0）和自我建構(gòu)（依存我=1，獨(dú)立我=0）的交互項(xiàng)。回歸分析結(jié)果顯示，含有自我建構(gòu)的交互項(xiàng)均不顯著（F＜1）。將產(chǎn)品評價指數(shù)按自我建構(gòu)分組后對NAT和NBT進(jìn)行回歸，并在模型中逐步加入回歸變量與一致性的交互項(xiàng)，結(jié)果參見表2。按照前面的解釋，如果NAT指數(shù)顯著，說明產(chǎn)品屬性影響評價；如果NBT指數(shù)顯著，說明品牌影響評價。如果含有一致性的交互項(xiàng)顯著，說明上述效應(yīng)還取決于品牌與屬性效價是否相一致。

表2 低涉入度條件下的新產(chǎn)品評價：分組回歸

研究結(jié)果支持了H2.1。在不一致條件下，獨(dú)立我組的NAT指數(shù)顯著（b=0.38，t=5.43，p＜0.01），NBT指數(shù)不顯著（b=0.16，t＜1），說明獨(dú)立我的評價只受產(chǎn)品屬性的影響；依存我組的NAT指數(shù)（b= 0.39，t=3.55，p＜0.01）和NBT指數(shù)（b=0.35，t=2.69，p＜0.01）均顯著，說明依存我的評價同時受品牌和屬性的影響（見表2）。當(dāng)分別分析每一個不一致條件（B+A-和B-A+）時，結(jié)果模式保持不變。

研究結(jié)果部分支持了H2.2。在一致條件下，獨(dú)立我組的NAT指數(shù)（b=0.34，t=2.83，p＜0.01）和NBT指數(shù)（b=1.02，t=6.80，p＜0.01）均顯著；依存我組的NAT指數(shù)（b=0.35，t=3.89，p＜0.01）和NBT指數(shù)（b=0.28，t=1.75，p＜0.05）也均顯著。盡管品牌對評價的影響與H2.2一致，但屬性對評價的影響出人意料，因此H2.2未得到完全支持。基于此，在有利于啟發(fā)式加工的低涉入度條件下，屬性對產(chǎn)品評價無影響的論點(diǎn)可能是站不住腳的。

四、實(shí)驗(yàn)2：涉入度與品牌診斷性的影響

（一）理論假設(shè)

本文提出，精細(xì)加工是導(dǎo)致產(chǎn)品評價差異的中介機(jī)理。然而，為更有力地說明該機(jī)理，還需要更加深入地研究涉入度條件。實(shí)驗(yàn)1是在不利于精細(xì)加工的低涉入度條件下進(jìn)行的，但本文提出的機(jī)理意味著，如果獨(dú)立我和依存我都處于精細(xì)加工條件下，他們面對不一致性進(jìn)行信息加工的差異將減小甚至消失。由于高涉入度會導(dǎo)致獨(dú)立我和依存我均進(jìn)行精細(xì)加工，因此可以預(yù)期高涉入度條件下，兩者在面對不一致性時的信息加工無差異。依此推論，當(dāng)獨(dú)立我與依存我均處于精細(xì)加工狀態(tài)時，都會根據(jù)診斷性高的屬性信息形成判斷，而忽略診斷性低的品牌信息。該推論與格蘭特等[12]的主張實(shí)質(zhì)上是一致的，即企業(yè)可采用一定的策略來促使消費(fèi)者解決不一致問題，以使其理解新產(chǎn)品，從而提升其對極端不一致創(chuàng)新產(chǎn)品的接受度。

另一方面，品牌作為新產(chǎn)品的源線索，其診斷性一般被認(rèn)為弱于屬性信息，且不因文化而異。[15]然而，實(shí)際上還存在一些品牌診斷性特別強(qiáng)的特殊情形。例如，有研究發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)者對某些品牌具有文化特異性（Culture-specific）聯(lián)想，這些聯(lián)想對特定自我建構(gòu)個體的判斷具有極強(qiáng)的診斷性。這就意味著，即使在不一致條件下，這些品牌的診斷性也可能超過屬性信息。基于此，實(shí)驗(yàn)2將在同一個實(shí)驗(yàn)情境中操縱涉入度水平與品牌診斷性，從而為本文的機(jī)理提供更多證據(jù)。

H3.1：當(dāng)品牌診斷性弱（即不具有文化特異性聯(lián)想）時，品牌與產(chǎn)品屬性效價的不一致將導(dǎo)致依存我的產(chǎn)品評價在低涉入度條件下受品牌與屬性的雙重影響（折中策略），在高涉入度條件下只受屬性的影響（屬性極端策略）。

H3.2：當(dāng)品牌的診斷性強(qiáng)（即具有文化特異性聯(lián)想）時，品牌與產(chǎn)品屬性效價的不一致將導(dǎo)致依存我的產(chǎn)品評價在低涉入度和高涉入度條件下均只受品牌的影響。

（二）研究設(shè)計(jì)

1.實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與刺激物

實(shí)驗(yàn)2采用了2（品牌診斷性：強(qiáng)/弱）×2（涉入度：高/低）的組間析因設(shè)計(jì)。分別用具有和不具有東亞文化特異性聯(lián)想的品牌作為刺激物來操縱品牌診斷性。實(shí)驗(yàn)2僅使用了正效價的品牌，鑒于本研究主要致力于解決不一致的差異，因此只向被試展示了負(fù)效價的產(chǎn)品說明（即B+A-）。

實(shí)驗(yàn)2分別使用奧迪和寶馬網(wǎng)球拍作為品牌診斷性強(qiáng)和弱的刺激物。為確認(rèn)刺激物符合條件，我們進(jìn)行了一系列前測。首先，利用艾克（Aaker J L）[32]的品牌個性維度量表測量這兩個品牌的品牌個性。其結(jié)果顯示，奧迪和寶馬最為突出的品牌個性維度分別是“平和”與“教養(yǎng)”，而“平和”一般被認(rèn)為是具有東亞文化特異性聯(lián)想的品牌個性。然后，被試（N=30）被要求在兩個量表上評價這兩個品牌對他們購買產(chǎn)品的診斷性（重要—不重要，相關(guān)—不相關(guān)，r=0.89）。接下來，與實(shí)驗(yàn)1類似，采用辛吉雷斯[20]的量表直接測量被試的自我建構(gòu)，并按照測量結(jié)果的中位數(shù)分組形成自我建構(gòu)的兩種條件。結(jié)果顯示，獨(dú)立我和依存我對寶馬的診斷性評分相近（M依存我=4.02，M獨(dú)立我= 3.96，F(xiàn)＜1），但依存我比獨(dú)立我對奧迪的診斷性評分更高（M依存我=5.29，M獨(dú)立我=3.76，F(xiàn)（1，27）=9.45，p＜0.001）。此外，前測結(jié)果還表明，被試對上述兩個品牌具有相近且積極的熟悉度和喜愛度。這些結(jié)果確認(rèn)了先前關(guān)于品牌診斷性知覺差異的討論。

2.被試與實(shí)驗(yàn)過程

江蘇某高校的80個本科生（34個女性，46個男性，平均年齡21周歲）于2015年5月在課堂上參與了實(shí)驗(yàn)。除在同一個實(shí)驗(yàn)情境中操縱涉入度之外，過程與實(shí)驗(yàn)1基本相同。一半被試處于低涉入度組，另一半被試處于高涉入度組。被試首先閱讀負(fù)效價的產(chǎn)品說明，但其中一半被試看到的是奧迪的產(chǎn)品說明，另一半被試看到的是寶馬的產(chǎn)品說明。閱讀完產(chǎn)品說明后，被試回答與前面兩個實(shí)驗(yàn)相同的因變量（產(chǎn)品評價和想法），并回答對涉入度（詢問被試對產(chǎn)品說明的興趣和投入感，r=0.91）和品牌診斷性（重要—不重要；相關(guān)—不相關(guān)，r=0.89）的操縱檢查問題。

（三）結(jié)果

1.操縱檢查

通過2（品牌診斷性）×2（涉入度）的方差分析進(jìn)行操縱檢查。對品牌診斷性的檢查結(jié)果顯示，高品牌診斷性組比低品牌診斷性組的診斷性知覺更強(qiáng)（M奧迪=5.25，M寶馬=3.86，F(xiàn)（1，76）=12.32，p＜0.001）。另外，對涉入度的檢查結(jié)果顯示，高涉入度組比低涉入度組的涉入度評分更高（M高涉入度= 4.25，M低涉入度=3.49，F(xiàn)（1，76）=3.45，p＜0.05）。其他效應(yīng)均不顯著。

2.認(rèn)知反應(yīng)

對想法總數(shù)進(jìn)行2×2的方差分析，未產(chǎn)生任何顯著效應(yīng)。此外，對屬性想法數(shù)的方差分析只發(fā)現(xiàn)了品牌診斷性的主效應(yīng)（F（1，76）=8.46，p＜0.01）。該結(jié)果符合本文預(yù)期，即依存我的屬性想法數(shù)與涉入度無關(guān)，但在高品牌診斷性組比在低品牌診斷性組少（M奧迪=2.05，M寶馬=3.15），說明品牌的強(qiáng)診斷性在一定程度上抑制了屬性信息的影響。另外，對品牌想法數(shù)的方差分析發(fā)現(xiàn)，只有品牌診斷性的主效應(yīng)顯著，強(qiáng)品牌診斷性組比弱品牌診斷性組的品牌想法數(shù)更多（M奧迪=2.28，M寶馬= 1.35，F(xiàn)（1，76）=5.46，p＜0.01）。

3.產(chǎn)品評價

對產(chǎn)品評價指數(shù)的2×2方差分析發(fā)現(xiàn)，品牌診斷性的主效應(yīng)顯著（見圖3），強(qiáng)品牌診斷性組比弱品牌診斷性組的評價更高（M奧迪=4.65，M寶馬=3.96，F(xiàn)（1，76）=4.78，p＜0.05）。對比分析顯示，高涉入度×弱品牌診斷性組的評價顯著低于其他三組（M高涉入度×寶馬=3.45，M低涉入度×奧迪=4.58，M低涉入度×寶馬= 4.47，M高涉入度×奧迪=4.71，F(xiàn)（1，76）=9.67，p＜0.01）。該結(jié)果符合預(yù)期，因?yàn)楸辉噷υ摻M的評價完全基于負(fù)效價的產(chǎn)品屬性。

4.回歸分析

與實(shí)驗(yàn)1一樣，我們采用產(chǎn)品評價指數(shù)對凈想法指數(shù)及其與涉入度的交互項(xiàng)進(jìn)行回歸，未發(fā)現(xiàn)顯著的效應(yīng)（F＜1）。按品牌分組回歸的結(jié)果支持了H3.1和H3.2：在弱品牌診斷性組，依存我在低涉入度條件下使用折中策略（bNAT=0.26，t=2.58，p＜0.05，bNBT=0.52，t=2.45，p＜0.05），在高涉入度條件下使用屬性極端策略（bNAT=0.45，t=2.75，p＜0.05，bNBT= -0.17，t＜1），即支持了H3.1；在強(qiáng)品牌診斷性組，依存我在低涉入度（bNAT=0.22，t=1.05，p＞0.20，bNBT= 0.56，t=2.36，p＜0.05）和高涉入度條件下（bNAT=0.16，t=1.12，p＞0.20，bNBT=0.41，t=2.65，p＜0.05）均僅依據(jù)母品牌進(jìn)行評價，即支持了H3.2。

實(shí)驗(yàn)2發(fā)現(xiàn)，具有東亞文化特異性聯(lián)想的品牌對依存我具有極強(qiáng)的診斷性，對于這種品牌，依存我在任何涉入度條件下均僅僅依據(jù)品牌進(jìn)行產(chǎn)品評價；而當(dāng)品牌不具有文化特異性聯(lián)想時，依存我所采取的策略與實(shí)驗(yàn)1相同，即在低涉入度條件下使用折中策略，在高涉入度條件下使用極端策略。與此類似，朱至文和張黎[33]的一項(xiàng)研究也發(fā)現(xiàn)，具有文化特異性聯(lián)想的母品牌對特定自我建構(gòu)消費(fèi)者品牌延伸評價的影響超越了契合度知覺的影響。但應(yīng)該說明的是，以上兩項(xiàng)研究分別基于不同的機(jī)理，即朱至文和張黎的研究主要基于獨(dú)立我和依存我對母品牌診斷性的知覺差異，而本研究則主要基于兩者信息加工策略的差異。

五、結(jié)束語

圖3 品牌診斷性與涉入度對依存我評價的影響

本文提出了消費(fèi)者對新產(chǎn)品的兩種評價策略，并通過兩個實(shí)驗(yàn)探討了不同自我建構(gòu)消費(fèi)者使用兩種策略的異同機(jī)理，有助于更加深入地理解個體對不一致性表征和反應(yīng)的文化差異機(jī)理。盡管心理學(xué)研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，東亞比北美文化成員更趨向于同時表征觀點(diǎn)、信息或者情緒方面的分歧，[2-5，27]但其研究大多基于人際交往情境。本文不僅證實(shí)了該差異同樣存在于消費(fèi)情境，而且解釋了其產(chǎn)生的機(jī)理。

這對大量正處于成長期的我國企業(yè)而言具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。這些企業(yè)推出的多是負(fù)品牌效價、正屬性效價的新產(chǎn)品（即B-A+）。根據(jù)本文的結(jié)論，獨(dú)立我和依存我分別使用屬性極端策略和折中策略來評價這種效價不一致的產(chǎn)品，因此獨(dú)立我的評價更高。依此推論，在北美或男性消費(fèi)者等以獨(dú)立我為主的市場上銷售這些產(chǎn)品可能更有利。更為重要的是，本文發(fā)現(xiàn)，當(dāng)消費(fèi)情境由低涉入度轉(zhuǎn)變?yōu)楦呱嫒攵葧r，依存我由使用折中策略轉(zhuǎn)變?yōu)槭褂脤傩詷O端策略。這意味著，企業(yè)可通過采用適當(dāng)?shù)臓I銷工具（如廣告、包裝等）營造高涉入度的消費(fèi)情境，以提升消費(fèi)者評價和品牌形象，使品牌建設(shè)進(jìn)入良性循環(huán)。

在深陷紅海競爭的現(xiàn)代市場，如何突破并取代領(lǐng)先企業(yè)的競爭地位，構(gòu)筑持續(xù)競爭優(yōu)勢，是后發(fā)企業(yè)和后發(fā)國家所面臨的一個戰(zhàn)略焦點(diǎn)。變軌型技術(shù)創(chuàng)新開辟了新的技術(shù)軌道，為后發(fā)者趕超提供了機(jī)遇，使行業(yè)的主導(dǎo)技術(shù)發(fā)生了根本性改變，不過這也同時意味著消費(fèi)者在購買變軌型高技術(shù)新產(chǎn)品時可能會面臨效價極端不一致的品牌和產(chǎn)品屬性信息?；诖耍疚膶τ谘芯孔冘壭透呒夹g(shù)新產(chǎn)品早期營銷難題，[34]促使其盡快成為市場主流產(chǎn)品具有一定現(xiàn)實(shí)意義。

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責(zé)任編輯：陳詩靜

Self-Construal and the Choice between Extreme-Compromise Strategies for New Product Evaluation

ZHU Zhi-wen
（Huaiyin Institute of Technology，Huaian，Jiangsu223001，China）

Highly innovative products may offer consumers both greater benefits and higher level of risks.Only with the deep understanding of evaluation strategies，will the enterprises choose the suitable marketing tools to improve consumers’evaluation on new products，improve brand image，and promote the beneficial cycle of brand building.With the help of two experiments，the author finds that：in low-involvement conditions，independent selves evaluate solely by product’s attribute information（extreme strategy）；interdependent selves evaluate by brand and attribute information simultaneously（compromise strategy）.The above findings are caused by different evaluation strategies of independent selves and interdependent selves，but not the difference in brand’s perceived diagnosticity.For large number of enterprises，which are in the growing stage，they should create high-involvement environment of consumption with the use of appropriate marketing tools，such as advertisement and package，according to certain situation to improve consumers’evaluation and brand image，and foster enterprises competitiveness.

self-construal；extreme strategy；compromise strategy；new product evaluation

F713.55

A

1007-8266（2017）03-0105-10

2016-12-07

教育部人文社會科學(xué)基金項(xiàng)目“自我建構(gòu)對消費(fèi)者品牌延伸評價的影響：信息處理機(jī)制、影響因素與營銷應(yīng)用”（13YJC630251）；江蘇省社會科學(xué)基金項(xiàng)目“江蘇農(nóng)產(chǎn)品品牌價值評估與品牌建設(shè)策略研究”（14GLD001）；江蘇省高校優(yōu)秀中青年教師境外研修項(xiàng)目

朱至文（1974—），男，江蘇省泰興市人，淮陰工學(xué)院商學(xué)院副院長，副教授，管理學(xué)博士，主要研究方向?yàn)槠放婆c消費(fèi)行為。