社區(qū)商業(yè)視域下消費(fèi)特權(quán)對居民消費(fèi)意愿的影響研究

楊涵欽 張 莎

(中國科學(xué)院大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院)

1 研究背景

2020年突發(fā)的新冠疫情使聚焦“最后一公里”的社區(qū)商業(yè)顯現(xiàn)出蓬勃的生命力。隨著越來越多資本和商家的進(jìn)駐,如今的社區(qū)商業(yè)已不再是單純的日常用品采銷點(diǎn),而是開始積極運(yùn)用“消費(fèi)特權(quán)”等營銷手段獲客促銷。例如,2019年烏魯木齊市市場監(jiān)督管理局?jǐn)y手哈密西路社區(qū),為居民發(fā)放社區(qū)優(yōu)惠券,居民手持優(yōu)惠券在轄區(qū)87家商戶消費(fèi)可享九折優(yōu)惠;2021年重慶胖子土灶火鍋推出凡魯能小區(qū)居民辦卡即送禮金優(yōu)惠活動;2022年北京東升科技園內(nèi)的好利來等入駐商家推出社區(qū)專屬優(yōu)惠等。消費(fèi)特權(quán)是商家將價格、服務(wù)、獎勵和關(guān)系等特殊價值賦予消費(fèi)者,以體現(xiàn)其價值貢獻(xiàn)水平和身份的差異化營銷策略[1]。消費(fèi)特權(quán)包括結(jié)果特權(quán)和起點(diǎn)特權(quán)。結(jié)果特權(quán)需要消費(fèi)者付出努力才能得到,多用于企業(yè)客戶關(guān)系管理和客戶忠誠計劃之中,現(xiàn)有消費(fèi)特權(quán)相關(guān)研究主要集中于此[1]。而憑借消費(fèi)者特殊身份(如社區(qū)身份)而自動獲得的起點(diǎn)特權(quán)相關(guān)研究仍然較少,僅涉及結(jié)果特權(quán)和起點(diǎn)特權(quán)的比較,即起點(diǎn)特權(quán)可以為消費(fèi)者帶來更強(qiáng)烈的自我認(rèn)同感和愉悅感,更加便于企業(yè)針對消費(fèi)者的身份開展差異化營銷,從而更有效地提升品牌忠誠度[2]。

目前有關(guān)消費(fèi)特權(quán)的研究結(jié)論尚無定論。一方面,消費(fèi)特權(quán)由于賦予了部分消費(fèi)者特別的利益和權(quán)力,體現(xiàn)了其較高的身份或價值貢獻(xiàn)水平,從而可能為特權(quán)消費(fèi)者帶來優(yōu)越感、獨(dú)特感、愉悅感等積極情緒[2,3];另一方面,消費(fèi)者在未付出消費(fèi)努力或未與商家建立穩(wěn)定關(guān)系的情況下獲得商家給予的特權(quán),也可能使消費(fèi)者懷疑商家在使用操縱策略誘導(dǎo)消費(fèi),進(jìn)而產(chǎn)生心理抗拒并拒絕商家鼓勵的行為[4],或因自身的特權(quán)侵占了非特權(quán)消費(fèi)者的資源而產(chǎn)生內(nèi)疚、尷尬等不良情緒,從而使消費(fèi)體驗(yàn)大打折扣[3]?？梢?消費(fèi)特權(quán)對“消費(fèi)者-品牌”關(guān)系的影響具有不確定性。因此,在社區(qū)商業(yè)這一新的研究背景下,有必要對消費(fèi)特權(quán)產(chǎn)生的影響進(jìn)行重新評估。

此外,起點(diǎn)特權(quán)相關(guān)研究大都站在消費(fèi)者“個體”視角進(jìn)行論述,例如,制定滿足消費(fèi)者個人偏好的消費(fèi)特權(quán)形式[3]、印有消費(fèi)者名字的優(yōu)惠券對品牌忠誠度的影響[2],但少有學(xué)者從“群體”視角進(jìn)行研究。由于起點(diǎn)特權(quán)的本質(zhì)是身份特權(quán),源自群體成員的自我意識是塑造社會世界的基礎(chǔ)[5]。故本研究認(rèn)為,從“群體”這一新視角研究起點(diǎn)特權(quán)具有更大的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

綜上,本研究主要關(guān)注社區(qū)消費(fèi)特權(quán)這一起點(diǎn)特權(quán)對居民消費(fèi)意愿的影響,基于重點(diǎn)研究“群體”的社會認(rèn)同理論[6],站在“人-地”關(guān)系新視角,探索社區(qū)消費(fèi)特權(quán)引發(fā)的心理機(jī)制——社區(qū)依戀,以及社區(qū)分布與消費(fèi)者年齡的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本研究通過兩個實(shí)驗(yàn)驗(yàn)證假設(shè),實(shí)驗(yàn)一,通過219條數(shù)據(jù),檢驗(yàn)消費(fèi)特權(quán)對消費(fèi)意愿的影響,并驗(yàn)證社區(qū)依戀在其中的中介效應(yīng);實(shí)驗(yàn)二,以北京市205位來自196個社區(qū)的居民為研究對象,檢驗(yàn)消費(fèi)者的社區(qū)分布和年齡在消費(fèi)特權(quán)對社區(qū)依戀影響中的調(diào)節(jié)機(jī)制。我國社區(qū)建設(shè)如火如荼,但理論研究仍遠(yuǎn)落后于商業(yè)實(shí)踐。本研究可以回答社區(qū)消費(fèi)特權(quán)是否是提升促銷效果的有效營銷手段,以及該營銷方式在社區(qū)治理中的重要作用。

2 理論基礎(chǔ)和研究假設(shè)

2.1 消費(fèi)特權(quán)對消費(fèi)意愿的影響

社會認(rèn)同理論可以解釋個體所在群體的成員身份如何影響個體的社會知覺、社會態(tài)度和社會行為,包含社會分類、社會比較和積極區(qū)分3個心理過程[6]?；谠摾碚?消費(fèi)特權(quán)為本社區(qū)居民的社區(qū)身份賦予經(jīng)濟(jì)溢價,提升了社會分類的顯著性,本社區(qū)居民作為特權(quán)群體,站在社會比較的優(yōu)勢地位,在消費(fèi)特權(quán)維度可以獲得積極區(qū)分,由此產(chǎn)生的積極情緒可以達(dá)到刺激消費(fèi)的目的?；诖?提出如下假設(shè):

假設(shè)1消費(fèi)特權(quán)(vs.無消費(fèi)特權(quán))能顯著提升居民的消費(fèi)意愿。

2.2 社區(qū)依戀在消費(fèi)特權(quán)和消費(fèi)意愿間的中介作用

社區(qū)依戀包括功能性依戀和情感性依戀兩大維度[7]。功能性依戀指居民對社區(qū)本身、公共服務(wù)設(shè)施和物質(zhì)環(huán)境等的依賴,通常在橫向比較之下,凸顯社區(qū)的設(shè)施和資源在功能上對居民行為需求的滿足。情感性依戀是指居民基于物質(zhì)環(huán)境、社會關(guān)系等與所生活的社區(qū)建立的一種特殊的情感關(guān)系,主要出于居民對社區(qū)的情感認(rèn)同,也體現(xiàn)了居民對社區(qū)身份的認(rèn)同。

結(jié)合社會認(rèn)同理論,在功能層面,消費(fèi)特權(quán)可以為社區(qū)居民提供經(jīng)濟(jì)上有別于其他社區(qū)的優(yōu)待,凸顯出該社區(qū)能為居民帶來比其他社區(qū)更優(yōu)質(zhì)的生活,居民只有依賴于該社區(qū),才能在物質(zhì)生活層面維持積極區(qū)分,功能性依戀得以提升;在情感層面,消費(fèi)特權(quán)為居民的社區(qū)身份賦予的獨(dú)特優(yōu)勢地位,可以為居民帶來心理優(yōu)越感[3],優(yōu)越感作為積極區(qū)分的心理表征,會使居民對社區(qū)身份產(chǎn)生認(rèn)同感,即提升了居民對社區(qū)的情感性依戀?？偟膩碚f,消費(fèi)特權(quán)會在功能和情感層面對居民的社區(qū)依戀產(chǎn)生積極影響。

社區(qū)依戀對人們在社區(qū)的消費(fèi)意愿具有促進(jìn)作用。依戀社區(qū)的人傾向于與社區(qū)的各個組成部分保持親密關(guān)系并持續(xù)互動[8],在社區(qū)商店中通常表現(xiàn)為重訪意向和消費(fèi)行為[9]。DARBY等[10]實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),消費(fèi)者對社區(qū)的強(qiáng)烈依戀會提升當(dāng)?shù)厥澄锏南M(fèi)水平。JANG等[11]認(rèn)為,對一個地方的堅定承諾可能會促進(jìn)消費(fèi)者對其產(chǎn)品的積極評價,并增加未來購買和推薦此地產(chǎn)品的可能性。由此,提出如下假設(shè):

假設(shè)2社區(qū)依戀在消費(fèi)特權(quán)對居民消費(fèi)意愿的影響中起到中介作用。

2.3 社區(qū)分布在消費(fèi)特權(quán)和社區(qū)依戀間的調(diào)節(jié)作用

“核心”和“邊緣”之間的聯(lián)系是多層面的,涉及地理、地緣政治、經(jīng)濟(jì)和社會文化內(nèi)涵。“核心”通常被認(rèn)為與“理想居住地”“成功”“社會精英”等密不可分。由于“核心”對“邊緣”的輻射有限,“邊緣”通常用“地方性”“差異性”“異國情調(diào)”甚至“野蠻”等術(shù)語來描述[12]。城市核心比城市邊緣擁有更便利的生活設(shè)施、更高的資本報酬率和工資水平,其對人才、資本等生產(chǎn)要素的“吸納效應(yīng)”導(dǎo)致社會中上層居民更多分布在核心區(qū)域;與之相對,城市核心區(qū)域更高的房價和生活成本對社會下層居民具有“擠出效應(yīng)”,導(dǎo)致社會下層居民更多分布在邊緣區(qū)域[13]。

來自城市核心和邊緣地區(qū)的消費(fèi)者,普遍在價值觀、消費(fèi)偏好、社會地位、生活方式和消費(fèi)水平等方面具有顯著差異[14]。所以,地理分布是差異化營銷需要考慮的重要因素。企業(yè)是以盈利為目的的經(jīng)濟(jì)組織,不同消費(fèi)群體對企業(yè)的重要性不同,故企業(yè)往往會為消費(fèi)能力或潛在價值較高的消費(fèi)者提供更多優(yōu)待[15]。由于居住在核心區(qū)域的居民大多為社會中上層居民[16],收入和工作地位相對較高,隨之消費(fèi)水平也普遍更高,因此能夠更為廣泛地享受到社會和商家提供的尊重和獎勵,即特權(quán)[17]。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)中著名的邊際效用遞減規(guī)律,“隨著個人消費(fèi)越來越多的某種物品,他從中得到的新增的或邊際的效用量下降”[18]。因此,當(dāng)社會中上層居民已經(jīng)因?yàn)槠渖鐣貦?quán)獲得“足夠多”的精神價值和物質(zhì)價值后,社區(qū)的消費(fèi)特權(quán),這種“新增”的資源對于他們而言是邊際增長的價值,對他們吸引不大,因此難以使他們產(chǎn)生情感性或功能性依戀。綜上,消費(fèi)特權(quán)不能顯著提升核心區(qū)域居民的社區(qū)依戀水平。

然而,聚集在城中村、老舊小區(qū)、城鄉(xiāng)結(jié)合部等邊緣區(qū)域的數(shù)以萬計的社會下層居民(如外來務(wù)工者和農(nóng)民),受教育機(jī)會較少,收入水平、社會地位、工作穩(wěn)定性、消費(fèi)水平相對較低,往往并不屬于商家予以特別關(guān)注的高價值客戶。對于這些居民來說,消費(fèi)特權(quán)可以為其帶來少有的受重視感和自尊心,滿足消費(fèi)者“獲得認(rèn)同”的心理訴求[19],同時也可以在經(jīng)濟(jì)上起到援助的作用?？傮w而言,消費(fèi)特權(quán)所帶來的精神價值和物質(zhì)價值能對邊緣區(qū)域居民發(fā)揮補(bǔ)償作用[20],產(chǎn)生的邊際效應(yīng)較大,故能在情感層面和功能層面顯著提升邊緣區(qū)域居民的社區(qū)依戀。由此,提出如下假設(shè):

假設(shè)3消費(fèi)者的社區(qū)分布在消費(fèi)特權(quán)對社區(qū)依戀的影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。具體地,相較于城市核心區(qū)域居民,消費(fèi)特權(quán)能更大程度地提升城市邊緣區(qū)域居民的社區(qū)依戀感水平。

2.4 居民年齡在消費(fèi)特權(quán)和社區(qū)依戀間的調(diào)節(jié)作用

相較于青壯年人,老年人在退休后更容易產(chǎn)生自我價值感、歸屬感和自尊心缺失等心理威脅。這是由于老年人脫離了生產(chǎn)領(lǐng)域,喪失了社會身份,無論在社會上還是在家庭中都逐漸被邊緣化,社會經(jīng)濟(jì)收入會隨之下降,社交網(wǎng)絡(luò)也會經(jīng)歷更多的收縮[21]。而青壯年不管在社會中還是在家庭中均擔(dān)當(dāng)中流砥柱角色,故上述心理威脅較少出現(xiàn)在青壯年人之中。

已有研究表明,由心理威脅滋生的焦慮和不安會激發(fā)擺脫這種負(fù)面情緒的情感需求[21]。本研究認(rèn)為,消費(fèi)特權(quán)可以在一定程度上彌補(bǔ)退休老年人在自我價值感、歸屬感、控制感和自尊心4個方面的缺失,滿足老年人的情感需求。具體表現(xiàn)為:①消費(fèi)特權(quán)為老年人的社區(qū)身份賦予了額外的經(jīng)濟(jì)價值,可以提升老年人的自我價值感;②通過社區(qū)身份的認(rèn)同和建構(gòu),可以幫助老年人盡快脫離職場舊身份,接納社區(qū)新身份,滿足老年人歸屬感的需要;③根據(jù)社會認(rèn)同理論,由于本社區(qū)居民擁有消費(fèi)特權(quán),所以老年人可以在與其他社區(qū)居民的比較過程中,借助群體優(yōu)勢達(dá)到提高自尊的目的[19]。消費(fèi)特權(quán)具有的情感價值能對老年人的情感缺失發(fā)揮補(bǔ)償作用[20],從而引發(fā)情感依戀。青壯年由于類似的情感需求較弱,消費(fèi)特權(quán)所帶來的情感價值對青壯年的邊際效用較小,故難以激發(fā)起其對社區(qū)的情感性依戀。

除此之外,社區(qū)的消費(fèi)特權(quán)還能在以下兩方面滿足老年人的功能需求,提升老年人對社區(qū)的功能性依戀:一方面,老年人易受到“老年面具”的影響,來完成自己的身份構(gòu)建,其中一種身份構(gòu)建便是“理性消費(fèi)者”[22],導(dǎo)致老年群體的消費(fèi)觀念通常偏向保守;另一方面,由于身體機(jī)能下降,活動半徑縮短,老年人更加偏好于在離家較近的地方消費(fèi)。社區(qū)消費(fèi)特權(quán)活動可以讓老年人在身體不覺疲累的活動范圍內(nèi)購買到物美價廉商品,滿足了老年人在“保守性消費(fèi)”和“近距離消費(fèi)”兩個維度的功能需求。青壯年社會收入更高、活動范圍更廣,“保守性消費(fèi)”和“近距離消費(fèi)”傾向弱于老年人。因此,本研究推斷,相較于青壯年,消費(fèi)特權(quán)具有的功能價值能為老年人帶來更高的邊際效用,因而對老年人社區(qū)功能性依戀的提升有更顯著的作用。由此,提出如下假設(shè):

假設(shè)4年齡在消費(fèi)特權(quán)對社區(qū)依戀的影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。具體地,相較于青壯年,消費(fèi)特權(quán)能更大程度地提升老年人的社區(qū)依戀感水平。

綜上,本研究假設(shè)模型見圖1。

圖1 假設(shè)模型

3 實(shí)驗(yàn)一:消費(fèi)特權(quán)對消費(fèi)意愿的影響及社區(qū)依戀的中介作用

3.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計與方法

本實(shí)驗(yàn)在Credamo平臺進(jìn)行,經(jīng) Gpower 3.1計算,本研究需要招募N≥68的被試以達(dá)到足夠的統(tǒng)計檢驗(yàn)力。本次實(shí)驗(yàn)共回收219份有效數(shù)據(jù)(N無消費(fèi)特權(quán)組=109,N有消費(fèi)特權(quán)組=110),具有足夠的統(tǒng)計檢驗(yàn)力。被試平均年齡36歲,SD=0.731,女性居多(68.493%)。

本實(shí)驗(yàn)為消費(fèi)特權(quán)(無vs.有)的單因素組間實(shí)驗(yàn),被試被隨機(jī)分配到任意一組。筆者選擇社區(qū)商業(yè)中普遍存在的零售業(yè)態(tài)——蔬果店,進(jìn)行實(shí)驗(yàn)。首先,告知被試本次調(diào)研的目的是了解一家社區(qū)蔬果店VIP活動的市場接受情況;然后,在無消費(fèi)特權(quán)組(有消費(fèi)特權(quán)組)中,被試被告知“在您家附近有一家蔬果店,消費(fèi)累計滿500元即可升級為VIP客戶,(您社區(qū)的居民可以無條件成為該店的VIP客戶)享受免費(fèi)送貨上門服務(wù)、日常VIP客戶折扣、消費(fèi)積分兌好禮等專屬待遇” 。

接下來,被試完成消費(fèi)意愿(Cronbach’ sα=0.891,CR=0.928,AVE=0.813)、社區(qū)依戀(Cronbach’ sα=0.942,CR=0.954,AVE=0.617)問卷測量。消費(fèi)意愿的測量參考KOZUP等[23]的量表制定,包括“我有很大可能在這家店消費(fèi)” “我會考慮在這家店消費(fèi)”2個題項。社區(qū)依戀采用WILLIAMS等[7]的量表制定,分為情感性依戀和功能性依戀兩個維度,包括“我的社區(qū)已經(jīng)成為我生命中的一部分”“對我來說,我的社區(qū)是個很特別的地方”等12個題項。所有題項均采用李克特7級量表,從“完全不同意”到“完全同意”分別賦值1～7。之后,完成注意力檢測題,請被試回憶其所在社區(qū)的居民成為這家蔬果店VIP客戶的條件是什么(1=累計消費(fèi)滿500元即可升級為VIP客戶,2=無條件成為VIP客戶,3=記不清了)。在所有實(shí)驗(yàn)中,參照HANSON 等[24]的做法,保留了沒有正確回答注意力檢測題的被試數(shù)據(jù)。理由如下:①在現(xiàn)實(shí)生活中,人們對于商家的優(yōu)惠促銷信息往往采用邊緣信息處理模式[25],可能會出現(xiàn)沒有看清或理解商家促銷信息的情況,將沒有正確回憶的被試數(shù)據(jù)保留在有效數(shù)據(jù)集中,可以在一定程度上模擬現(xiàn)實(shí)情況,使檢驗(yàn)結(jié)果更具普適性、真實(shí)性和實(shí)際參考性;②將這些數(shù)據(jù)保留在有效數(shù)據(jù)集中,數(shù)據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果提供了對效應(yīng)的保守估計,如將雜質(zhì)數(shù)據(jù)排除在外,預(yù)計結(jié)果將更為顯著,且經(jīng)檢驗(yàn)的確如此(1)刪除未通過注意力測試的數(shù)據(jù)后模型的結(jié)果,留存?zhèn)渌鳌?。此?為了防止被試不認(rèn)真填寫,在題目中穿插陷阱題;接著,統(tǒng)計了被試的年齡、性別、學(xué)歷和收入4項基本信息;最后,為被試發(fā)放紅包以示感謝。

3.2 數(shù)據(jù)分析和假設(shè)檢驗(yàn)

相關(guān)性分析結(jié)果見表1。由表1可知,消費(fèi)特權(quán)與消費(fèi)意愿(r=0.334,p<0.01)和社區(qū)依戀(r=0.293,p<0.01)呈正相關(guān),社區(qū)依戀與消費(fèi)意愿呈正相關(guān)(r=0.618,p<0.01),為假設(shè)1和假設(shè)2提供了初步證據(jù)。

表1 變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)(N=219)

經(jīng)獨(dú)立樣本T檢驗(yàn),消費(fèi)特權(quán)組被試的消費(fèi)意愿(M=6.103,SD=0.742)顯著高于無消費(fèi)特權(quán)組被試的消費(fèi)意愿(M=5.331,SD=1.360):t(217)=5.210,p<0.001。接著,采用層級回歸法檢驗(yàn)社區(qū)依戀的中介效應(yīng),結(jié)果見表2。由表2可知,消費(fèi)特權(quán)顯著正向影響消費(fèi)意愿(β=0.332,p<0.001);消費(fèi)特權(quán)顯著正向影響社區(qū)依戀(β=0.292,p<0.001);在以消費(fèi)意愿為因變量的回歸模型中同時放入消費(fèi)特權(quán)和社區(qū)依戀后,社區(qū)依戀對消費(fèi)意愿顯著正向影響(β=0.568,p<0.001);同時,消費(fèi)特權(quán)的回歸系數(shù)從0.332減小為0.174,表明社區(qū)依戀在消費(fèi)特權(quán)和消費(fèi)意愿之間具有部分中介作用,中介效應(yīng)占總效應(yīng)的 47.590%。本研究還利用process(Model 4)進(jìn)行了進(jìn)一步檢驗(yàn)。在95%的置信區(qū)間下選擇 5 000 的樣本量,消費(fèi)特權(quán)對消費(fèi)意愿的直接效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果不包括0,顯著(置信區(qū)間為[0.144,0.635])。社區(qū)依戀的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果不包括0,顯著(置信區(qū)間為[0.189,0.627])。綜上,假設(shè)1、假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表2 中介效應(yīng)回歸分析表(N=219)

4 實(shí)驗(yàn)二:社區(qū)分布與消費(fèi)者年齡在消費(fèi)特權(quán)對社區(qū)依戀的影響中的調(diào)節(jié)作用

4.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計與方法

本實(shí)驗(yàn)的調(diào)查對象為北京居民。實(shí)驗(yàn)在Credamo平臺進(jìn)行,在“樣本特征設(shè)置”處選擇被試當(dāng)前所在城市為北京市,并在實(shí)驗(yàn)開頭設(shè)置篩選題,若被試居住的社區(qū)不在北京市,則自動退出實(shí)驗(yàn),通過初篩的被試?yán)^續(xù)回答實(shí)驗(yàn)的正式問題。經(jīng) Gpower 3.1計算,本研究需要招募N≥114的被試以達(dá)到足夠的統(tǒng)計檢驗(yàn)力。本次實(shí)驗(yàn)共回收205份有效數(shù)據(jù)(N無消費(fèi)特權(quán)組=100,N有消費(fèi)特權(quán)組=105),具有足夠的統(tǒng)計檢驗(yàn)力。被試平均年齡55歲,SD=0.866,60歲以下被試居多(53.903%),女性居多(68.788%),共計來自于北京市196個社區(qū),平均環(huán)數(shù)4.342環(huán),SD=1.537,五環(huán)至六環(huán)(28.293%)、二環(huán)至三環(huán)(17.561%)、三環(huán)至四環(huán)(16.585%)被試居多。

本實(shí)驗(yàn)為消費(fèi)特權(quán)(無vs.有)的單因素組間實(shí)驗(yàn),被試被隨機(jī)分配到任意一組。筆者選擇社區(qū)商業(yè)中普遍存在的餐飲業(yè)態(tài)——火鍋,進(jìn)行實(shí)驗(yàn)。在無消費(fèi)特權(quán)組(有消費(fèi)特權(quán)組)中,被試被告知“社區(qū)火鍋店開業(yè)大酬賓,為回饋您的社區(qū),凡(本社區(qū)居民)持以下優(yōu)惠券到店,即可享受滿200省100專屬優(yōu)惠”。之后,向兩組被試展示具有不同設(shè)計的火鍋優(yōu)惠券,在無消費(fèi)特權(quán)組的優(yōu)惠券上寫明“限到店使用”,消費(fèi)特權(quán)組的優(yōu)惠券上寫明“限本社區(qū)居民到店使用”,除此之外沒有差別。 接下來,被試進(jìn)行消費(fèi)意愿(Cronbach’ sα=0.837,CR=0.855,AVE=0.651)、社區(qū)依戀(Cronbach’ sα=0.945,CR=0.958,AVE=0.650)問卷測量。然后,完成注意力檢測題,請被試回憶該優(yōu)惠券的適用人群(1=任何人都能使用,2=只有我社區(qū)的居民才能使用,3=記不清了),為了模擬真實(shí)情況,保留所有未能正確回答的被試數(shù)據(jù)。此外,為防止被試不認(rèn)真填寫,在題目中穿插陷阱題。接著請被試報告自己居住的社區(qū),以便在數(shù)據(jù)處理階段查詢準(zhǔn)確的社區(qū)位置,并采用楊明等[26]的劃分方式,對社區(qū)所在環(huán)路進(jìn)行編碼(1=二環(huán)內(nèi),2=二環(huán)至三環(huán),……,7=七環(huán)外)。詢問被試年齡,按照我國2013 年7 月1 日實(shí)施的《中華人民共和國老年人權(quán)益保障法》中對老年人的劃分方式編碼(0=60歲及以下的青壯年群體,1=60歲以上的老年群體)。之后,調(diào)查被試對火鍋的喜愛程度(1=非常不愛吃,7=非常愛吃),以及性別、學(xué)歷和收入3項基本信息。最后,為被試發(fā)放紅包以示感謝。

4.2 數(shù)據(jù)分析和假設(shè)檢驗(yàn)

采用SPSS 26.0內(nèi)process插件(Model 9)檢驗(yàn)消費(fèi)特權(quán)對消費(fèi)意愿的主效應(yīng)、社區(qū)依戀在消費(fèi)特權(quán)對消費(fèi)意愿影響中的中介效應(yīng)、社區(qū)區(qū)位和年齡在消費(fèi)特權(quán)對社區(qū)依戀影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng),將火鍋喜愛度作為控制變量,檢驗(yàn)結(jié)果見表3。由表3可知,消費(fèi)特權(quán)顯著影響消費(fèi)意愿,β=0.238,SE=0.141,t(203)=3.635,p<0.001;社區(qū)依戀中介了消費(fèi)特權(quán)對消費(fèi)意愿的影響(置信區(qū)間為[0.010,0.143]);消費(fèi)特權(quán)與社區(qū)分布的交互作用對社區(qū)依戀有顯著影響,β=0.728,SE=0.101,t(203)=3.974,p<0.001;消費(fèi)特權(quán)與年齡的交互作用對社區(qū)依戀有顯著影響,β=0.355,SE=0.323,t(203)=3.378,p=0.001;且在社區(qū)分布(置信區(qū)間為[0.022,0.352])和消費(fèi)者年齡(置信區(qū)間為[0.034,0.325])調(diào)節(jié)下,社區(qū)依戀的部分中介作用顯著。

表3 有調(diào)節(jié)的中介模型的回歸分析(N=219)

在社區(qū)分布的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)中,將所在區(qū)域低于平均環(huán)數(shù)減一個標(biāo)準(zhǔn)差的社區(qū)作為核心區(qū)域組(2.805環(huán)),高于平均環(huán)數(shù)加一個標(biāo)準(zhǔn)差的社區(qū)作為邊緣區(qū)域組(5.879環(huán))。兩個社區(qū)分布組的簡單斜率圖(見圖2)表明,核心區(qū)域組在無消費(fèi)特權(quán)和有消費(fèi)特權(quán)兩種情況下的社區(qū)依戀分值相差較小(M核心組-無特權(quán)=4.433,M核心組-有特權(quán)=4.414),而邊緣區(qū)域組相差較大(M邊緣組-無特權(quán)=2.966,M邊緣組-有特權(quán)=5.009),說明消費(fèi)特權(quán)對邊緣區(qū)域組的社區(qū)依戀水平影響較大。消費(fèi)特權(quán)對社區(qū)依戀的效應(yīng)值及其95% Bootstrap 置信區(qū)間(見表4)進(jìn)一步表明,對于核心區(qū)域居民,消費(fèi)特權(quán)無法顯著影響居民的社區(qū)依戀(β=-0.010,p>0.1);對于中間區(qū)域(β=0.074,p<0.01)和邊緣區(qū)域(β=0.139,p<0.001)居民,消費(fèi)特權(quán)可以顯著提升居民的社區(qū)依戀,且效應(yīng)值隨社區(qū)所在環(huán)路數(shù)的增大而增大,即社區(qū)越靠城市邊緣,消費(fèi)特權(quán)對居民社區(qū)依戀的提升作用越大。綜上,假設(shè)3得到驗(yàn)證。

表4 不同區(qū)域內(nèi)消費(fèi)特權(quán)對社區(qū)依戀的效應(yīng)量

圖2 社區(qū)分布的調(diào)節(jié)作用

在年齡的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)中,兩個年齡段居民的簡單斜率圖(見圖3)表明,青壯年居民在無消費(fèi)特權(quán)和有消費(fèi)特權(quán)兩種情況下的社區(qū)依戀分值相差較小(M青壯年-無特權(quán)=4.011,M青壯年-有特權(quán)=4.046),而老年居民相差較大(M老年-無特權(quán)=4.297,M老年-有特權(quán)=5.274),說明消費(fèi)特權(quán)對老年居民的社區(qū)依戀水平影響較大。消費(fèi)特權(quán)對社區(qū)依戀的效應(yīng)值及其95% Bootstrap 置信區(qū)間(見表5)進(jìn)一步表明,對于青壯年居民,消費(fèi)特權(quán)無法顯著影響其社區(qū)依戀感水平(β=0.015,p>0.1);對于老年居民,消費(fèi)特權(quán)可以顯著提升其社區(qū)依戀感水平(β=0.355,p<0.001)。綜上,假設(shè)4得到驗(yàn)證。

表5 不同年齡水平下消費(fèi)特權(quán)對社區(qū)依戀的效應(yīng)量

圖3 年齡的調(diào)節(jié)作用

最后,由于本研究的理論假設(shè)皆從功能與情感兩個層面進(jìn)行分析,故分別將功能性依戀和情感性依戀作為中介變量,利用process的Model 9進(jìn)一步檢驗(yàn)兩個有調(diào)節(jié)的中介模型,檢驗(yàn)結(jié)果仍然能驗(yàn)證所有假設(shè),證明本研究的理論推導(dǎo)路徑可以得到數(shù)據(jù)支持。

4.3 替代性解釋的排除

為了盡可能排除其他相關(guān)因素帶來的因果解釋,本研究進(jìn)一步思考可能替代原有中介變量和調(diào)節(jié)變量的因素,并驗(yàn)證替代性解釋是否存在。

(1)替代性中介變量的排除由于本研究探究的是經(jīng)濟(jì)特權(quán),而邊緣社區(qū)消費(fèi)者由于收入相對較低,可能存在對優(yōu)惠券更加在意的情況,進(jìn)而更容易受到消費(fèi)特權(quán)的影響。為排除不同社區(qū)分布和年齡的消費(fèi)者因?qū)?yōu)惠券的態(tài)度不同而產(chǎn)生不同的消費(fèi)意愿這一替代性解釋,本研究在實(shí)驗(yàn)二中還檢測了優(yōu)惠券態(tài)度(Cronbach’ sα=0.866,CR=0.945,AVE=0.884)的中介效應(yīng),量表共有兩個題項:“我覺得這種優(yōu)惠券是個好東西”“我喜歡這種優(yōu)惠券”[27]。結(jié)果顯示,在社區(qū)分布(置信區(qū)間為[-0.182,0.384])和消費(fèi)者年齡(置信區(qū)間為[-0.345,0.310])調(diào)節(jié)下優(yōu)惠券態(tài)度的中介作用不顯著,以此可以排除優(yōu)惠券態(tài)度的中介效應(yīng)。

(2)替代性調(diào)節(jié)變量的排除考慮到邊緣區(qū)域居民普遍通勤時間可能較核心區(qū)域居民更長,而長時間通勤又會減少居民在社區(qū)及周邊1 000m范圍內(nèi)開展的活動[28],進(jìn)而可能降低社區(qū)促銷活動引發(fā)的社區(qū)依戀水平。類似地,老年居民在社區(qū)的居住時間和在社區(qū)活動的時間可能普遍長于青壯年居民,進(jìn)而可能因社區(qū)促銷活動產(chǎn)生更高的社區(qū)依戀水平。換言之,社區(qū)分布和消費(fèi)者年齡對消費(fèi)特權(quán)和社區(qū)依戀之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用可能存在其他解釋?；诖?本研究補(bǔ)充收集有效數(shù)據(jù)176份,居住時長的測項為“您在目前居住的社區(qū)中大約生活了多少年”;社區(qū)活動時長的測項為“您每天在社區(qū)活動的時間平均多少小時”;并向被試解釋了社區(qū)活動的范疇,“發(fā)生在社區(qū)內(nèi)及以社區(qū)居委會為中心向外 1 000m 緩沖區(qū)范圍內(nèi)(即15min 步行社區(qū)生活圈內(nèi))的社交娛樂活動、個人和家庭事務(wù)活動等”[29]。此外,還測量了被試的通勤時長,請被試回答,“目前,您每天上、下班通勤平均需多少分鐘?即從家中到工作地點(diǎn)的往返過程(如無工作,請?zhí)顚憽?’;如雖有工作但無通勤出行,請?zhí)顚憽疅o’)”,并將無工作的被試數(shù)據(jù)設(shè)為0,有工作但無通勤出行的被試數(shù)據(jù)設(shè)為缺失值,以減小調(diào)查帶來的誤差[28]。結(jié)果顯示,消費(fèi)特權(quán)與通勤時長(β=-0.074,SE=0.312,t(174)=-0.434,p>0.1),社區(qū)活動時長(β=0.056,SE=0.054,t(174)=0.478,p>0.1)及居住時長(β=0.020,SE=0.056,t(174)=-1.063,p>0.1)的交互作用對社區(qū)依戀的影響并不顯著,以此可以排除以上3個變量在消費(fèi)特權(quán)與社區(qū)依戀關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性,增加檢驗(yàn)信度,本研究利用優(yōu)惠券兌換意愿代替消費(fèi)意愿作為因變量,基于實(shí)驗(yàn)二數(shù)據(jù)再次對模型進(jìn)行檢驗(yàn)。采用SHIMP等[30]的量表,共3個題項,“總體來說,我兌換這張優(yōu)惠券的意愿非常高”“我會考慮兌換這張優(yōu)惠券”“我會兌換這張優(yōu)惠券”,同樣使用李克特7級量表測量(1=非常不同意,7=非常同意),優(yōu)惠券兌換意愿、社區(qū)依戀量表通過信效度檢驗(yàn)(Cronbach’ sα=0.843,CR=0.908,AVE=0.770)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果(見表6)與已有結(jié)果基本一致,所有假設(shè)均能得到驗(yàn)證。證明本研究的結(jié)論總體穩(wěn)健。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

5 結(jié)語

本研究依托社會認(rèn)同理論,以社區(qū)商業(yè)為背景,通過兩個實(shí)驗(yàn)探討了消費(fèi)特權(quán)對居民消費(fèi)意愿的影響機(jī)制。得到以下主要結(jié)論:①消費(fèi)特權(quán)顯著提升居民消費(fèi)意愿;②社區(qū)依戀在消費(fèi)特權(quán)對消費(fèi)意愿的影響中發(fā)揮中介作用;③社區(qū)分布調(diào)節(jié)了消費(fèi)特權(quán)對社區(qū)依戀的影響,相較于城市核心區(qū)居民,消費(fèi)特權(quán)對城市邊緣區(qū)居民社區(qū)依戀的正向促進(jìn)效應(yīng)更強(qiáng),且社區(qū)越靠城市邊緣,消費(fèi)特權(quán)對社區(qū)依戀感的提升作用越大;④年齡調(diào)節(jié)了消費(fèi)特權(quán)對社區(qū)依戀的影響,相較于青壯年居民,消費(fèi)特權(quán)對老年居民社區(qū)依戀的正向促進(jìn)效應(yīng)更強(qiáng)。研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

本研究的理論意義體現(xiàn)在:①現(xiàn)有研究大多關(guān)注結(jié)果特權(quán),且僅有的起點(diǎn)特權(quán)相關(guān)研究大都站在“個體”視角開展,本研究站在“群體”視角豐富了起點(diǎn)特權(quán)領(lǐng)域的研究;②站在“人-地”關(guān)系新視角,豐富了消費(fèi)特權(quán)引發(fā)的心理機(jī)制——社區(qū)依戀,類比前人在消費(fèi)特權(quán)影響“消費(fèi)者-品牌”關(guān)系上的研究,證明了消費(fèi)特權(quán)對接受方和源起方關(guān)系的正向促進(jìn)作用具有跨領(lǐng)域的一致性;③有關(guān)商業(yè)行為影響社區(qū)依戀的研究大多集中在線上社區(qū)領(lǐng)域,較少研究著眼于以居住為主要功能的實(shí)體居民社區(qū),本研究發(fā)現(xiàn),除收入、階層、年齡、地區(qū)等因素會影響社區(qū)依戀,消費(fèi)特權(quán)這一商業(yè)因素也能對社區(qū)依戀產(chǎn)生促進(jìn)作用,豐富了社區(qū)依戀的前置影響因素;④第一次將地理因素納入消費(fèi)特權(quán)的研究框架,并新增考察了年齡因素對起點(diǎn)特權(quán)效應(yīng)的影響,率先提出了消費(fèi)特權(quán)的補(bǔ)償作用。

本研究結(jié)論為企業(yè)和政府提供以下建議:企業(yè)層面,①根據(jù)社區(qū)商業(yè)的屬地性特征,社區(qū)商家能接觸到更多的特權(quán)消費(fèi)者,所以使用消費(fèi)特權(quán)能更大程度地提升銷售額;②位于城市邊緣區(qū)的社區(qū)商家以及搶占下沉市場的企業(yè),可以運(yùn)用消費(fèi)特權(quán)提升居民社區(qū)依戀感,進(jìn)而助力銷量提升;③可將消費(fèi)特權(quán)應(yīng)用于與老年群體有關(guān)的“人-貨-場”,即老年人、老年產(chǎn)品及服務(wù)、老齡化社區(qū)之中。政府層面,①將消費(fèi)特權(quán)與社區(qū)治理相結(jié)合,可以實(shí)現(xiàn)政府高效治理、商家銷量增長、居民生活質(zhì)量提升三方共贏;②將消費(fèi)特權(quán)與城市邊緣區(qū)治理相結(jié)合,消費(fèi)特權(quán)可作為群體身份認(rèn)同的構(gòu)建機(jī)制,為邊緣群體的社會融入等問題提供解決新法;③將消費(fèi)特權(quán)與銀發(fā)社區(qū)建設(shè)相結(jié)合,營造高依戀感社區(qū),促進(jìn)老人心理健康。

本研究尚存在改善的空間:①僅討論了現(xiàn)實(shí)社區(qū)中廣泛存在的經(jīng)濟(jì)類消費(fèi)特權(quán)(如折扣、贈品等),但相比之下,人們對非經(jīng)濟(jì)類消費(fèi)特權(quán)可能產(chǎn)生更弱的物質(zhì)依賴和更強(qiáng)的情感認(rèn)同,未來可以對非經(jīng)濟(jì)類消費(fèi)特權(quán)(如上門服務(wù)、綠色通道等服務(wù)特權(quán),歸屬感塑造、客戶關(guān)懷等情感特權(quán)等)引發(fā)的心理機(jī)制進(jìn)行拓展研究;②僅在理論層面論述了消費(fèi)特權(quán)的補(bǔ)償作用,但采用的橫向組間實(shí)驗(yàn)法不能證明消費(fèi)者具有心理缺失且因消費(fèi)特權(quán)而得到了補(bǔ)償,未來可以采用縱向組內(nèi)實(shí)驗(yàn)法,調(diào)查消費(fèi)者在接觸消費(fèi)特權(quán)前后的心理變化,對補(bǔ)償作用進(jìn)行驗(yàn)證。