比较高低社会阶层购买意愿和品牌评价的实验研究

实验二在实验一的基础上进行了扩展和深入，主要目的有以下几点：首先，实验二将进一步阐释这一效应存在的理论机理，即选取消费者的社会认知导向作为中介变量进行验证，为解释这一效应提供理论支撑。其次，实验一的品牌危机是关于制造行业的，为增加结论的普适性和严密性，实验二将选取服务行业进行研究。最后，实验二将采用社会阶梯这一新的方法测量消费者的社会阶层，期望得到一致的结论。

与研究一类似，研究二同样通过该网上调查机构的在线样本库收集了来自全国24个省（包括直辖市）的170份被试样本，覆盖东部省市（如上海、浙江、江苏等）、西部省市（如贵州、四川、重庆等）、南部省份（如广东、福建等）、北部省份（如辽宁、黑龙江、河北等）和中部省份（如河南、安徽等）。经科学筛选去除了没有完整回答的问卷和有缺失值的问卷后得到有效数据144份，回收问卷的有效率为84.7%。其中女性75人（占52.1%），男性69人（占47.9%）。被试的年龄最小为17岁，最大为52岁，均值为30.4岁。实验为2（社会阶层：测量）×2（品牌危机类型：能力型vs.道德型）的组间设计实验。

为使实验一的结论更为充实可信，实验二选取了一个来自酒店服务行业的品牌。类似地，在实验中采用阅读虚拟新闻报道的方式操纵品牌危机类型，能力型品牌危机描述的是关于“似家”品牌快捷酒店被曝光由于自身业务能力问题导致卫生服务不达标准的丑闻，与消费者的自身利益相关。道德型品牌危机则选用了“似家”品牌快捷酒店被曝光存在使用童工问题的丑闻，与消费者的自身利益不相关。

实验二的方法与步骤与实验一基本相同。首先，将被试随机分配到不同的两组，要求其阅读关于“似家”品牌快捷酒店的虚拟新闻报道，之后回答对酒店服务的购买（使用）意愿（α=0.97）和品牌评价（α=0.97）等因变量的测量。与实验一不同的是，实验二选择了一种新的测量社会阶层的方法，即MacArthur主观社会经济地位量表（Adler et al.，2000；Dubois et al.，2015；Kraus et al.，2009；Piff et al.，2010）。该量表为一个10级阶梯，越高层的阶梯代表社会阶层越高（包括收入、学历、职业等方面），见图4.4。

图4.4　主观社会经济地位量表

实验要求被试评价自己目前的实际状况并选择在阶梯上的位置，得分越高表示社会地位越高（M=5.9，SD=1.47，分布见图4.5）。此外，还增加了对社会认知导向的测量，采用广泛认可的个人特质问卷（Personal Attributes Questionnaire：Spence，Helmreich & Holahan，1979；Ward et al.，2006），分别对16个形容词（8个主体性题项，8个共享性题项）进行打分（α_agency=0.88，α_communion=0.84），然后分别取均值作为主体性得分和共享性得分。由于已有研究证明人可以同时具有主体性导向和共享性导向，即一个人具有高主体性导向不代表具有低共享性导向，因此，参照以往研究取相对值（主体性得分—共享性得分）作为社会认知导向的值（Kurt et al.，2011；Kwak et al.，2015）。最后，被试还完成了负面情绪测量、品牌危机类型的操纵检验问题和人口统计等信息。

图4.5　实验研究二：社会阶层测量分数的分布图

1. 操纵检验

实验二采用与实验一相同的方法检验品牌危机类型的操纵是否有效，正如预期一样，在前两个题项的结果中，被试阅读能力型危机信息的得分显著高于阅读道德型危机信息的得分（M能力=5.39 vs.M道德=4.22；F（1，142）=4.12，p＜0.001）。而在后两个题项的结果中，被试阅读能力型危机信息的得分显著低于阅读道德型危机信息的得分（M能力=5.22 vs.M道德=5.74；F（1，142）=4.70，p=0.01）。这一结果表明，品牌危机类型这一变量的操纵是成功的。

2. 消费者的购买（使用）意愿

与实验一的分析方法类似，采用Hayes（2013）的PROCESS Model 1进行分析，结果发现存在社会阶层×品牌危机类型的交互作用（β=—0.48，t=—2.21，p=0.03），以及社会阶层的显著作用（β=0.42，t=2.75，p＜0.01）。通过spotlight分析进一步得出，当面对道德型危机时，高社会阶层消费者比低社会阶层消费者的购买意愿更高（M_+1SD=4.14 vs.M_—1SD=2.92；β=0.41，t=2.75，p＜0.01）。而当面对能力型危机时，高社会阶层消费者与低社会阶层消费者的购买意愿无显著差异（M_+1SD=3.00 vs.M_—1SD=3.20；β=—0.07，t=—0.44，p=0.66），见图4.6和表4.2。因此，再次验证了假设H1a和H2a。(www.xing528.com)

3. 消费者的品牌评价

采用类似的方法分析，结果发现存在社会阶层×品牌危机类型的交互作用（β=—0.43，t=—2.02，p＜0.05），以及社会阶层的显著作用（β=0.33，t=2.21，p=0.03）。通过spotlight分析进一步得出，当面对道德型危机时，高社会阶层消费者比低社会阶层消费者的品牌评价更高（M_+1SD=4.16 vs.M_—1SD=3.20；β=0.33，t=2.21，p=0.03）；而当面对能力型危机时，高社会阶层消费者与低社会阶层消费者的品牌评价无显著差异（M_+1SD=3.14 vs.M_—1SD=3.46；β=0.03，t=—0.70，p=0.49），见图4.7和表4.2。因此，假设H1b和H2b成立。

图4.6　实验研究二：购买意愿比较

表4.2　实验研究二：购买意愿和品牌评价比较

注：高社会阶层vs.低社会阶层^ap≤0.01，^bp≤0.05。

4. 中介效应

图4.7　实验研究二：品牌评价比较

首先，为验证主体性—共享性认知导向的中介作用，运用Hayes（2013）中的有调节的中介模型，以消费者的社会阶层作为自变量，品牌危机类型作为调节变量（0=道德型，1=能力型），消费者的认知导向作为中介变量，对服务的购买（使用）意愿作为因变量进行分析，证明社会阶层通过认知导向，进而影响消费者面对道德型品牌危机后的购买意愿。实验结果发现，社会阶层对认知导向的效应显著（β=0.14，t=3.12，p＜0.01），控制了社会阶层后，认知导向对购买意愿的效应显著（β=0.74，t=2.88，p＜0.01），控制了认知导向后，社会阶层对购买意愿的效应不显著（β=0.27，t=1.79，p＞0.05）。同时，在中介模型中，认知导向×品牌危机类型的交互作用对社会购买意愿有显著效应（β=—1.13，t=—2.63，p=0.01），而社会阶层×品牌危机类型的交互作用对购买意愿的效应变得不显著了（β=—0.29，t=—1.31，p=0.19）。通过5 000次bootstrap分析结果显示，社会阶层通过认知导向对购买意愿产生作用受到危机类型的调节这一效应存在（β=—0.16，95%CI[—0.40，—0.04]），证明了主体性—共享性认知导向担当被调节的中介作用成立（Zhao et al.，2010）。条件间接效应结果表明：当面对道德型危机时，认知导向的间接效应显著（β=0.10，95%CI[0.03，0.22]）；当面对能力型危机时，认知导向的间接效应不显著（β=—0.05，95%CI[—0.22，0.03]）。以上分析结果验证了主体性—共享性认知导向的被调节的中介效应，假设H3成立。

其次，运用Hayes（2013）的中介模型进一步单独对两种危机情况分别讨论。通过数据分析发现，在道德危机情况下，社会阶层对主体性—共享性认知导向有正向效应（β=0.18，t=2.70，p＜0.01），认知导向对购买意愿有正向效应（β=0.74，t=3.26，p＜0.01），而当模型加入认知导向后，社会阶层对购买意愿的效应变得不那么显著（β=0.27，t=2.03，p=0.05）。间接效应显示，社会阶层通过主体性—共享性导向对道德型危机产品的购买意愿产生影响的中介效应存在（β=0.14，95%CI[0.03，0.30]）。然而，在能力危机情况下，分析结果发现社会阶层对认知导向有正向效应（β=0.11，t=2.13，p=0.04），而认知导向对购买意愿的效应不显著了（β=—0.39，t=—1.02，p=0.31），当模型加入认知导向后，社会阶层对购买意愿的效应也不显著（β=—0.02，t=—0.09，p=0.93）。间接效应显示，主体性—共享性导向的中介效应不存在（β=—0.04，95%CI[—0.21，0.02]）。以上分析结果进一步验证了主体性—共享性导向的被调节的中介效应，假设H3成立。

实验二在服务行业情景下进一步验证了研究假设，得出了与实验一相同的结论，即高社会阶层的消费者比低社会阶层的消费者更能容忍道德型品牌危机，对服务的购买意愿和品牌评价也较高；高社会阶层和低社会阶层的消费者对能力型品牌危机都不能谅解，服务的购买意愿和品牌评价都比较低。此外，实验二还进一步解释了这一效应的理论机理，验证了社会阶层通过主体性—共享性导向为中介变量，对道德危机情况下消费者的购买意愿产生影响。