情绪效价属性对来源国效应的实验研究

以往的研究发现在对自我／他人信息进行加工时，负性效价可以使正性效价中存在的认知指向特征与信息特征之间的匹配关系发生反转（Agrawal，Menon and Aaker，2007）。研究者采用“自我修复性动机”的概念对这一反转现象进行了解释，即个体通过对不一致性的认同和对一致性的排斥满足修复负性的、不良情绪状态的需要。具体而言：在自我指向的负性情绪状态下，强调“我们”较强调“个人”的广告信息劝说性更强，在他人指向的正性情绪状态下，强调“个人”较强调“我们”的广告信息劝说性更强，这与正性情绪下自我／他人指向性与信息指向性之间的匹配关系恰为相逆。那么，在来源国效应的问题中，是否也存在类似的现象呢？本实验引入负性情绪——挫败感，挫败感在Kitayama、Markus和Matsumoto（1995）的研究中被认为是指向自我和内在的情绪代表，其与强调独立自我的美国文化相对应，与强调相依自我的中国文化相冲突。基于此研究结论，本研究将同属自我指向特征的正性情绪与负性情绪下的认知特征进行比较，本章第二节中的研究结论，即在正性情绪下美国产品的评价高于中国产品，若出现反转效应，则应为如下假设：

H1：在负性、自我指向的情绪状态下，美国产品的评价低于中国产品。

另外，针对情绪的正负效价属性对认知产生影响的特点，本研究还将证明情绪的一致性效应在具有来源国信息的评价任务中的作用。依据情绪的一致性效应，在负面情绪下所获得的评价应该低于在正性条件下所获得的评价。由此，本实验还将验证如下假设：

H2：无论是优势来源国还是劣势来源国的品牌，在积极情绪状态下较消极情绪状态下，获得的评价会更高。

（一）实验设计和执行过程

被试群体为来自上海某本科院校的学生，分组完成测试，实验结束后每名学生获得价值10元钱的奖品。共有90名学生参加实验，获得有效数据83份，男生占59%。实验1为2（情绪：高兴／挫败）×2（来源国：美国／中国）的组间设计。情绪的自变量水平按照正负效价来区分，而非自我／他人指向，两个情绪水平均属自我指向的类别。因变量依然是产品评价和购买意愿。

实验过程与第二节和第三节的实验基本相同：第一步是情绪启动任务，采用故事回忆的方式启动高兴或挫败的情绪，要求被试回忆引起高兴、愉悦或者是挫败、沮丧的经历，并尽量详尽地把故事记录下来。之后，完成情绪评定测试。高兴情绪的分量表由两个形容词构成：高兴和喜悦；挫败情绪的分量表也由两个形容词构成：挫败和沮丧；请被试根据当时自己的情绪感受程度进行等级评定。除此之外，还包括一个直接区分正负效价情绪的评价题目：“根据你现在总体的情绪状态进行从非常积极到非常消极的”10点评分。第二步是阅读广告页，并完成产品评价和购买意愿测量。广告页同第二节实验材料，采用来自中国或美国的“万奇”果汁产品广告。产品评价量表包括产品质量、品牌喜好度、产品喜好度方面的四个题项；购买意愿测量包括两个题目：“您愿意尝试购买万奇果汁吗？”“您购买万奇果汁的可能性有多大？”最后，完成背景题目的回答。

（二）实验结果

1.情绪的操纵检验

情绪状态的评定结果表明在高兴分量表上，回忆高兴情绪的实验组分数显著高于回忆挫败情绪的实验组（M高兴组＝4.98，SD＝1.15；M挫败组＝2.65，SD＝1.13；F（1，82）＝83.28，p＜0.001）；而在挫败情绪分量表上，回忆挫败情绪的实验组分数显著高于回忆高兴情绪的实验组（M高兴组＝1.63，SD＝0.82；M挫败组＝4.05，SD＝0.96；F（1，82）＝130.0，p＜0.001），在情绪状态的积极性程度评价上，高兴组显著高于挫败组（M高兴组＝7.63，SD＝1.60；M挫败组＝5.40，SD＝1.80；F（1，82）＝32.25，p＜0.001）。说明情绪启动成功。(www.xing528.com)

2.因变量的检验

因变量包括两个部分：产品评价和购买意愿。产品评价量表的内部一致性系数α为0.88，购买意愿量表的内部一致性系数α为0.83。采用2（情绪：高兴／挫败）×2（来源国：美国／中国）的方差分析，将国家认同作为协变量。结果表明，当以产品评价为因变量时，情绪的主效应显著（M高兴组＝4.94，SD＝0.97；M挫败组＝3.96，SD＝1.0；F（1，82）＝20.90，p＜0.001），来源国的主效应不显著（M美国＝4.45，SD＝1.22；M中国＝4.31，SD＝0.99；F（1，82）＝2.02，p＝0.16），国家认同的主效应不显著（F（1，82）＝1.29，p＝0.26），来源国与情绪的交互作用不显著（F（1，82）＝2.77，p＝0.10）。在高兴条件下，美国产品的评价高于中国产品，达到边缘显著水平（M高兴－美国＝5.30，SD＝1.01；M高兴－中国＝4.68，SD＝0.87；F（1，33）＝3.86，p＝0.06）。在挫败条件下，两国产品的产品评价之间没有显著差异（M挫败－美国＝3.92，SD＝1.04；M挫败－中国＝4.01，SD＝1.00）。

以购买意愿为因变量时，情绪的主效应显著（M高兴组＝5.34，SD＝1.24；M挫败组＝4.42，SD＝1.42；F（1，82）＝9.69，p＜0.01），来源国的主效应不显著（M美国＝4.67，SD＝1.51；M中国＝4.94，SD＝1.32；F（1，82）＝0.01，p＝0.99），国家认同的主效应呈边缘显著（F（1，82）＝2.93，p＝0.09），来源国与情绪的交互作用显著（M高兴－美国＝5.63，SD＝1.06；M高兴－中国＝5.13，SD＝1.34；M挫败－美国＝4.06，SD＝1.44；M挫败－中国＝4.79，SD＝1.32；F（1，82）＝4.64，p＜0.05）。

针对来源国与情绪的交互作用，进行简单效应分析。结果表明，来源国在高兴情绪水平上的效应显著（F（1，82）＝0.54，p＜0.05），来源国在挫败情绪水平上的效应达到边缘显著（F（1，82）＝3.27，p＝0.074）；情绪类型在美国产品水平上效应显著（F（1，82）＝14.08，p＜0.001），情绪类型在中国产品水平上效应不显著（F（1，82）＝0.67，p＝0.42）（见图2-6）。

图2-6　来源国与情绪的交互作用在购买意愿上的表现

（三）结论与讨论

本研究的结果表明：在负性情绪下，被试对中国和美国产品的评价和购买意愿均显著地低于在正性情绪下，H2获得证明，说明情绪的一致性效应存在于具有来源国信息的产品和品牌态度中。

针对负性的、自我指向的情绪，美国的品牌来源国优势效应不仅消失，而且低于在挫败情绪条件下的中国产品态度。说明相对于本章第二节和第三节的积极情绪条件下的情况，情绪指向与来源国文化指向间的匹配关系发生了反转，支持了Agrawal、Menon和Aaker（2007）的研究结论。这不仅为具体情绪的自我／他人认知特征与来源国效应的关系提供了更充分的佐证，也使得情绪的正负效价属性与认知指向特征之间的作用关系更加清晰。但是，中国产品的购买意愿并没有受到情绪的显著影响，“反转现象”主要是由于正性和负性的自我指向情绪对美国产品购买意愿产生影响所致。这一方面可能是由于本研究仅关注的与美国文化相对应的自我指向型情绪，而非他人指向型情绪，因而在美国产品的购买意愿上倾向于出现反转效应；这可能更有利于满足个体修复负性的、不良情绪状态的动机需求（Agrawal et al.，2007）。另一个可能的原因是，如本章第三节实验结论所示，中国产品的消费者态度没有受到情绪的影响，是由于认知任务本身的复杂程度不足以引发具体情绪的指向性来发挥作用，即没有充分激活情绪启动的认知机制。

本实验中，在高兴情绪下，被试对美国果汁产品的态度虽然高于中国果汁产品，但差异没有达到显著水平。这与本实验高兴情绪组的样本偏少有关，因为在本章第二节实验中设计过同样的实验组，因而在本节实验中仅收集了少量样本，用来与挫败情绪组进行对照。这也成为本研究的一个不足之处。