随着全球化的不断深入,全球消费者文化对中国消费者的消费理念和消费行为产生了越来越深刻的影响(何佳讯,2013;Xie等,2015)。在实践界,诸多中国品牌尝试在营销组合中融入全球元素,如以全球性形象代言人塑造品牌形象,或者把全球消费者文化融入广告主题,以期创建品牌的全球性联想。在理论上,作为全球品牌化研究领域的核心概念,全球消费者文化定位(global consumer culture positioning)已受到学界的广泛关注(Alden等,1999;Steenkamp等,2003)。Alden等(1999)在其种子论文中把全球消费者文化定位作为一种应对全球日益交融的新定位战略。此后,沿着Alden等(1999)的研究,学界主要从两个方向对该定位战略的相关研究进行拓展。其一为基于企业层面,探究如何有效地构建全球消费者文化定位(Kumar和Steenkamp,2013;Steenkamp,2017);其二为基于消费者认知层面,探究消费者心理特征与全球消费者文化定位态度倾向的关系(Nijssen和Douglas,2011;Westjohn等,2012,2016)。
需要指出的是,上述研究为学界理解全球消费者文化定位的性质,以及消费者对该定位战略的态度倾向提供了较好的基础,但事实上,相关研究并没有回答以下两个基本问题:第一,消费者偏好全球消费者文化定位的内在机制是怎样的?尽管已有研究表明,消费者心理倾向,如全球认同、全球消费导向和全球心境等,有可能促使他们对全球消费者文化定位产生差异化偏好(Nijssen和Douglas,2011;Westjohn等,2012,2016),但相关研究没有揭开消费者的某种心理特征与全球消费者文化定位偏好之间的黑箱,其中的中介机理需进一步探究。这也是Bartsch等(2016)在全球品牌化研究领域所倡导的研究取向。他们提出,研究者不仅需要探究某个心理倾向构念对全球化态度的预测效力,更需要探究其中的内在影响机制。第二,中国消费者如何评估该定位战略?尽管诸多中国品牌尝试构建全球消费者文化定位来迎合国内消费者,但少有研究把中国品牌作为专门的研究对象,探究中国消费者如何评估该定位战略。Zhou和Belk(2004)曾指出,中国企业由于缺乏民族自豪感而在其品牌中融入全球元素,却经常陷入不伦不类的境地。因此,学界有必要结合中国品牌的特点,建立一个分析和理解中国品牌实施该定位战略的消费者态度概念模型。
基于以上考虑,我们以中国品牌为研究客体,旨在揭示中国消费者偏好全球消费者文化定位的内在机制。具体地,借鉴Riefler等(Rieflerg和Diamantopoulos,2009;Riefler等,2012)的研究,本文把消费者世界主义(consumer cosmopolitanism)[亦有研究译为“消费者世界大同主义”,参见郭功星等(2017)的文献回顾]作为分析全球消费者文化定位态度倾向的前因变量。特别地,结合全球品牌化相关研究(Holt等,2004;Strizhakova等,2011),本文把全球神话追求作为其中的解释机制,试图构建一个包含消费者世界主义、全球神话追求和全球消费者文化定位偏好的概念模型。在此基础上,考虑到中国社会独特的行为规范,本文引入调节聚焦理论,剖析预防聚焦和促进聚焦在中介模型中所产生的差异化调节效应。总体上,本文的创新之处如下:第一,结合中国品牌特点和社会发展背景等因素,论证了中国品牌实施全球消费者文化定位战略的可行性。这从侧面证实了该定位战略可克服品牌原产国效应,进一步拓展了全球消费者文化定位的研究范畴。第二,结合全球品牌化相关研究,引入全球神话追求作为解释机制,揭示了消费者世界主义驱动全球消费者文化定位偏好的内在逻辑。第三,结合中国社会独特的行为规范,引入调节聚焦理论,论证了预防聚焦和促进聚焦在中介机制中所产生的差异化调节效应,为基于文化内部视角理解这两个经典构念的性质差异做出了新的贡献。
二、文献回顾与理论假设(一)全球消费者文化定位
日益加深的全球化催生了以全球消费为导向的消费者群体(Alden等,2006),这些消费者倾向于以全球范围而非国家或本土为基点寻求消费元素(Alden等,1999;Westjohn等,2016)。这些元素在全球范围内被大多数消费者理解和共享,并不与某一特定国家的文化相联系(Akaka和Alden,2010)。例如,利用全球性通用语言(如英语)、具有全球形象的模特和现代化的故事主题,营销者可以把品牌与一系列被广泛理解和共享的全球元素联系起来(Alden等,1999;Gammoh等,2011)。通过传递一组全球共享的符号和象征物,广告可以创造和回应跨越地理边界的全球目标消费者,他们分享共同的价值观、态度和品牌(Nelson和Paek,2007)。
针对这些新的消费趋势,Alden、Steenkamp和Batra三位全球品牌化研究领域的国际知名学者(1999)结合跨国广告内容分析,首次明确提出了全球消费者文化定位,并将其与本土消费者文化定位和外国消费者文化定位进行了对比。其中,本土消费者文化定位是指把品牌与本土文化联系起来,外国消费者文化定位是指把品牌与某一特定国家的文化联系起来,而全球消费者文化定位是指把品牌与全球共享的文化联系起来。基于消费者文化定位框架,品牌的定位诉求可从语言(广告中或包装中所采用的语言种类)、美学风格(标识或代言人)和故事主题(广告所表达的整体内涵和象征性意义)三个方面进行构建。
(二)消费者世界主义与全球消费者文化定位
1. 消费者世界主义
在国际营销相关文献中,消费者对国产品牌和产品的偏好以及对外来品牌和产品的负面行为意向研究成为学界的主要聚焦点(Riefler和Diamantopoulos,2009)。代表性研究构念包括消费者民族中心主义(Shimp和Sharma,1987)、消费者敌意(Klein等,1998)和国家认同(Zeugner-Roth等,2015)等。然而,在全球化背景下,消费者的消费决策变得更加多元化,他们能够更加轻易地接近全球范围的产品,不再局限于选择本国产品(郭功星等,2017)。与此对应,消费者世界主义作为一个能有效预测消费者全球化倾向的构念,逐渐受到国际营销学者的关注(Riefler等,2012;Cleveland等,2014;Zeugner-Roth等,2015)。
消费者世界主义主要衡量消费者在何种程度上表现出对外来文化的开放性、对源于不同国家和文化的产品所带来的多样性的欣赏,以及对外来产品的消费倾向(Riefler等,2012)。Riefler和Diamantopoulos(2009)把消费者世界主义视为个体所具有的一种导向、信念和特质,具有持久性,而非个体的情境性特征。持世界主义的消费者的关键特征可归结为:具有超越国界和超越具体情境的外向性(Saran和Kalliny,2012),对其他民族有较高的包容性,愿意尝试探究和学习外来文化,对外来产品或品牌持有积极的行为意向(Bartsch等,2016)。因此,从社会认同理论视角分析,消费者世界主义属于亲外群体构念(Zeugner-Roth等,2015)。
但需要明确的是,该构念与学界所广泛讨论的消费者民族中心主义(Shimp和Sharma,1987)和新近提出的消费者外族中心主义(Balabanis和Diamantopoulos,2016)有明显的区别。前者既要考虑外来产品和品牌有可能会破坏国内产业,又需考虑通过消费国内产品和品牌来达到保护国内经济的目的(Sharma,2015)。因此,消费者民族中心主义既是一个亲内群体构念,又是一个反外群体构念(Zeugner-Roth等,2015)。与此相反,消费者外族中心主义有两层含义:第一,消费者固有的认为本土产品劣质的倾向;第二,消费者倾向于利用非本土产品来实现社会强化目标(Balabanis和Diamantopoulos,2016)。这两层含义使得消费者外族中心主义成为一个反内群体且亲外群体的构念。与上述两个构念不同,尽管消费者世界主义强调外向性,但该构念并不对内群体有偏见。实际上,否定民族中心主义并不意味着消费者不是一个爱国者,持世界主义的消费者同样可对母国有积极的情感依恋(Zeugner-Roth等,2015)。
接下来,本文结合该构念所特有的亲外不排内性质,剖析中国消费者如何评估实施全球消费者文化定位战略的中国品牌。
2. 消费者世界主义与全球消费者文化定位偏好关系假设
从系统正当性理论视角分析,经济地位或物质地位低的国家,其社会群体通常会通过贬低内群和偏袒外群的方式来接受卑劣的合法性(Balabanis和Diamantopoulos,2016)。从这个角度分析,中国品牌利用全球元素来塑造全球消费者文化定位曾一度被视为不伦不类。但随着近年来中国综合国力的提升,至少存在三个因素为中国品牌实施该定位战略提供了真实性和可信性。第一,中国国家形象的负面原产国效应有所改善。已有研究表明,中国的宏观经济形象和技术形象可通过微观产品形象正向影响发达国家消费者对中国制造的态度评价(何佳讯等,2017)。第二,经济发展所带来的文化自信。与过去崇洋媚外相比,中国消费者已逐渐对本土传统文化产生认同(Wang和Lin,2009)。这也在一定程度上解释了为什么现阶段文化认同比消费者民族中心主义更能有效预测中国消费者对国产产品的偏好(He和Wang,2015)。第三,中国代表性出海品牌(如华为等)在全球市场上的优异表现反过来重塑着中国消费者对本土品牌的认知。这些背景因素为本文推测消费者世界主义有可能正向影响中国消费者对实施全球消费者文化定位战略的中国品牌的态度评价提供了前提基础。
具体地,对中国消费者而言,实施全球消费者文化定位战略的中国品牌兼具全球性和本土性:从品牌原产地上分析,中国品牌具有本土性;从定位性质上分析,中国品牌又具有全球性。结合前文对消费者世界主义的分析,该构念具有亲外不排内的性质。一方面,与消费者外族中心主义不同,就持有世界主义的中国消费者而言,他们并不排斥本土来源的中国品牌。另一方面,与消费者民族中心主义不同,世界主义者对外来文化具有较高的接受能力和积极的行为意向。因此,相对于低世界主义中国消费者,高世界主义中国消费者对实施全球消费者文化定位战略的中国品牌有更高的偏好。基于此,本文提出以下假设:
H1:消费者世界主义正向影响中国消费者对实施全球消费者文化定位战略的中国品牌的偏好。
(三)消费者世界主义、全球神话追求与全球消费者文化定位偏好
在上文中,我们根据消费者世界主义构念亲外不排内的性质,推测了其与全球消费者文化定位偏好的关系,但并没有阐述其中的内在影响机制。实际上,这种研究取向在全球品牌化研究领域也较为普遍,不利于提高研究结论的稳定性和消费者心理倾向构念的预测效力(Bartsch等,2016)。为此,本文依据消费者世界主义的性质,结合全球消费者文化定位的文化特征,推演消费者世界主义驱动全球消费者文化定位偏好的内在影响机制。
基于全球共享性价值意义所构建的全球消费者文化定位,其吸引消费者的一个重要原因是其本身所承载的全球文化资本(Alden等,1999)。借助这种全球文化资本,消费者可以获得参与和通向全球化世界的机会和途径(Steenkamp,2017)。通过使用和消费实施全球消费者文化定位的品牌,消费者可以体验到现代化、进取、成就、全球开放性和激动人心的价值内涵。Holt等(2004)把品牌所具有的这种文化特性统称为“全球神话”。如前所述,持世界主义的消费者具有外向性,往往对非本土文化有较高的接受能力。实际上,已有研究把世界主义者视为多样性的搜索者或为其他领土文化提供门户的人,他们渴望通过消费具有异国情调的食物和音乐来避开狭隘的文化(Holt,1997)。可见,这类消费者对外来文化和不同文化之间的差异持有有意识的开放性(Cleveland等,2009)。延伸至本文,结合假设H1,可以推测与持低世界主义的中国消费者相比,持高世界主义的中国消费者对全球神话有更高的追求动机,这驱使他们偏好实施全球消费者文化定位战略的中国品牌。此外,相关研究表明,相对于发达国家市场的消费者,全球文化资本对新兴国家市场的消费者更有吸引力(Strizhakova等,2008)。同时,结合中国社会对符号性消费和象征性消费的偏好,追求品牌所内蕴的全球神话还可以满足持世界主义的中国消费者对身份地位的有意识需求。基于上述分析,本文提出以下假设:
H2:消费者世界主义通过正向驱动中国消费者对全球神话的追求,而促进他们对实施全球消费者文化定位战略的中国品牌的偏好。
(四)调节效应:预防聚焦与促进聚焦
依据Higgins(1997)所提出的调节聚焦理论,个体在价值目标追求和实现这些目标的方式上存在差异。这些差异由两种动机系统支撑:促进聚焦和预防聚焦。促进聚焦个体的动机是追求成长和不确定性,他们对进取的机会比较敏感,在对价值目标的追求中,强调积极结果的收益与非收益。与此相反,预防聚焦个体的动机是规避威胁,追求确定性,他们对危险场合较为敏感,在对价值目标的追求中,强调消极结果的损失与非损失。已有研究表明,预防聚焦个体和促进聚焦个体在消费行为上存在诸多差异(Chernev,2004;Zhou和Pham,2004;Kirmani和Zhu,2007;Zhao和Pechmann,2007)。那么,这两者是否会在消费者世界主义对全球消费者文化定位偏好的影响过程中产生差异化的调节效应呢?更值得关注的是,相对于本土消费者文化定位,全球消费者文化定位所承载的价值内涵、渴望和需求(Özsomer,2012)对中国消费者而言,具有较高的感知不确定性。而中国社会强调集体主义文化,注重安全、顺从、尊重权威(何佳讯和吴漪,2015)及追求中庸之道等(潘煜等,2014),这些价值观在某种程度上反映了预防聚焦个体的价值追求。因而,本文推测预防聚焦有可能比促进聚焦产生更为显著的调节效应。那么,结合中国本土文化特征,预防聚焦与促进聚焦在其所引发的调节效应上是否存在程度上的差异?针对这些问题,本文接下来推演与之相关的调节效应。
1. 预防聚焦
预防聚焦主要源于个体如何应对安全和确定性需求,强调责任、职责和义务。在追求目标的过程中,以预防聚焦为导向的个体更为保守,倾向于尽量避免与预期目标的不匹配(Zhou和Pham,2004)。在消费情境中,预防聚焦个体往往较为警惕(Pham和Chang,2010)。比如,Chernev(2004)有关预防聚焦与消费决策风格的研究表明,预防聚焦个体在消费决策中更为保守,倾向于保持最初的消费选择。在投资组合选择上,预防聚焦个体对风险更为敏感,所做的投资决策较为传统(Zhou和Pham,2004)。与促进聚焦个体相比,他们不容易轻信他人,因而对劝说性较强的广告有更为负面的评价(Kirmani和Zhu,2007)。可见,相对于外来事物,预防聚焦个体对确定性和熟悉的事物有更高的偏好。
基于以上分析,本文推测由于预防聚焦个体倾向于保持现状,追求确定性和安全感,因而相对于较为熟悉的本土文化资本,他们对熟悉程度低的全球文化资本持更为谨慎的态度。在较高的预防聚焦水平上,全球文化资本的吸引力有可能变小。因此,本文推测预防聚焦有可能削弱全球神话追求的正向影响效应,导致消费者世界主义通过全球神话追求对全球消费者文化定位偏好的正向影响效应减弱。此外,Zhao和Pechmann(2007)指出,在以集体主义文化为主导的国家,如中国,个体更容易形成相依自我和预防聚焦。结合中国社会强调“中庸之道”的处事原则,Bao等(2003)指出,中国人往往通过人际关系中的关系自我来进行自我构建,追求和谐、避免尴尬和规避风险是维持个人自尊的重要手段。因此,可以推测预防聚焦对中国消费者的消费模式影响较为深刻,其对全球神话追求正向影响效应的削弱应较为明显。基于此,结合前述假设H1和假设H2,本文提出以下假设:
H3:预防聚焦调节消费者世界主义对全球消费者文化定位偏好影响效应的第二阶段——中国消费者的预防聚焦水平越高,全球神话追求对全球消费者文化定位偏好的正向影响效应越弱。
2. 促进聚焦
与预防聚焦不同,促进聚焦源于个体如何应对进步和成长的需求,强调愿望、梦想和渴望。在追求目标的过程中,以促进聚焦为导向的个体更为热忱,倾向于追求与预期目标的匹配(Zhou和Pham,2004)。相比于预防聚焦个体,促进聚焦个体在处事原则上偏向改变而非稳定。Kark和Van Dijk(2007)关于领导风格的研究表明,促进聚焦有助于驱动开放改变型管理理念,进而形成变革型和魅力型领导风格。延伸至消费情境,促进聚焦个体具有创新性、勇于尝试多种消费选择,而非固守原来的消费模式,且往往采用抽象思维(Westjohn等,2016)。Pham和Chang(2010)在比较调节聚焦对搜索风格的影响时,发现促进聚焦个体往往从全局的角度处理信息。相对于小的消费选择集,他们更加偏好大的消费选择集,以满足其追求机会和不确定性的目标。在投资决策上,促进聚焦个体对收益更为敏感,所做的投资决策比较冒险(Zhou和Pham,2004)。可见,促进聚焦个体对外来事物和不确定性事物有较高的偏好。
基于以上分析,本文推测促进聚焦个体倾向于持开放态度,追求积极的结果和不确定性,因而对全球文化资本具有较高的接受度。与预防聚焦个体强调事物的局部和细节相比,促进聚焦个体强调事物之间的关联性,关注环境中的积极线索,将周围的世界视为良性和非威胁性的(Westjohn等,2016)。因而,在较高的促进聚焦水平上,全球文化资本的吸引力有可能提高。本文推测促进聚焦有可能增强全球神话追求对全球消费者文化定位偏好的正向作用。然而,结合中国集体主义文化特征,这种正向调节效应有可能不显著。与追求独特自我和开放自我的西方文化不同,“克己复礼”和“枪打出头鸟”的行为规范约束着中国消费者的消费行为(潘煜等,2014)。相对于预防聚焦,强调开放和打破常规的促进聚焦与中国文化价值观在某种程度上相斥,有可能对中国消费者的消费行为影响不太明显。因此,尽管在调节方向上,本文假设促进聚焦有可能增强全球神话追求对全球消费者文化定位偏好的正向作用,但反映在中国消费者身上,这种正向调节作用有可能不显著。基于此,结合前述假设H1和假设H2,本文提出以下假设:
H4:尽管促进聚焦正向增强消费者世界主义对全球消费者文化定位偏好影响效应的第二阶段,但这种正向调节效应不具显著性——全球神话追求对全球消费者文化定位偏好的影响效应并不随中国消费者促进聚焦水平的变化而变化。
综合上述假设,本文的概念模型如图1所示:
三、数据收集及测量(一)测试客体
本文以三大标准识别实施全球消费者文化定位战略的中国品牌:第一,以Alden等(1999)所构建的消费者文化定位框架为参考,从故事主题、美学风格和语言三个核心组成要素上甄别反映全球消费者文化定位的品牌;第二,所选测试客体须在中国市场上有较高的认知度,以保证被试对测试客体较为熟悉;第三,为提高研究的外部效度,考虑多个不同的品类。基于以上标准,我们采取一系列措施确保测试客体的有效性。
首先,以近三年来(2015—2017年)均出现在中国品牌500强榜单中的品牌为潜在测试客体,收集了一系列有可能反映全球消费者文化定位的平面广告。此后,邀请三名具有管理学背景的博士研究生评估这些平面广告的表面效度,要求他们基于故事主题、美学风格和语言三个要素,筛选出可以表征全球消费者文化定位的测试客体。基于他们的选择,我们识别了华为Mate、美的凡帝罗和中兴无线蓝牙耳机的平面广告。为进一步验证其有效性,参考Westjohn等(2012)的研究,邀请103名被试回答测项:这则平面广告表现出一种全球性的感觉(采用Likert七级量表进行衡量)。结果表明,华为Mate、中兴无线蓝牙耳机和美的凡帝罗平面广告的全球性感知分别为5.38、5.43和5.14,显著高于3.50这个中间值(t值均高于1.96)。
(二)抽样方法及样本
本文采用在线的方式对数据进行收集,利用线上专业调研平台“问卷星”发放和回收问卷。我们设定了两大标准来保证问卷的有效性:第一,记录被试完成问卷的时间,对完成时间过短的问卷进行剔除;第二,分析问卷选项之间的逻辑关系,如果选项之间存在较强的逻辑关系,但却出现较为明显的矛盾选择,则判断为无效问卷。最终,一共收取问卷410份。依据上述两个甄别标准,剔除了78份无效问卷,保留有效问卷332份,问卷有效率为80.98%。其中,华为Mate为117份,美的凡帝罗为102份,中兴无线蓝牙耳机为113份,三个品类的问卷数量大体相当。在总体有效样本中,男性占45.2%,女性占54.8%;25—39岁年龄段占大部分,比重为72.9%;被试有良好的受教育水平,本科及以上学历占74.4%;月收入万元以下者居多,占72.0%。
(三)测量
因涉及三个不同的品类,我们设计了三个版本的问卷。除测试客体不同外,不同版本问卷的测项内容保持一致。具体地,将测试客体的平面广告及简介置于卷首位置,然后测量本文所涉及的关键变量,最后收集被试的背景信息。其中,对于消费者世界主义的测量,参考Cleveland等(2014)的研究,测项包括:我喜欢观察生活在其他文化中的人,看看我能从他们身上学习什么;我有兴趣进一步了解生活在其他国家的人;我喜欢与来自其他文化和国家的人交流思想;我喜欢学习了解其他文化的生活方式;我喜欢和其他国家的人交往,学习他们独特的观点和方法。对于全球神话追求的测量,参考Strizhakova等(2011)的研究,测项包括:拥有这个产品让我感觉自己属于某种更宏大的群体;拥有这个产品让我有一种归属于全球市场的感觉;拥有这个产品让我感觉到自己是一名全球性公民。对于调节聚焦的测量,参考Westjohn等(2016)的研究。其中,预防聚焦的测项包括:我担心犯错误;我经常考虑如何才能防止生活中的失利;我主要把自己视为履行义务、承担责任和职责的人。促进聚焦的测项包括:我经常想象我将如何实现我的愿望和抱负;我主要把自己视为追求自我理想,努力实现抱负、志向和愿望的人;当我看到我有机会获得我喜欢的东西时,我会马上兴奋起来;我感觉我已经在生活中取得了进步。以上测量语句均采用Likert七级量表进行衡量。对于态度偏好的测量(GCCP态度),参考Shepherd等(2015)以及Kubat和Swaminathan(2015)的研究,采用−3到3分的等级评分方式,测项内容包括:不喜欢/喜欢;负面态度/正面态度;没有好感/有好感。考虑到被试对母品牌的熟悉度和个人特征有可能影响他们对全球消费者文化定位的偏好,本研究的控制变量包括母品牌熟悉度、性别(男=1,女=0)、受教育水平(分6个档次)、年龄(分7个档次)及收入水平(分12个档次)。
四、实证结果(一)描述性统计
首先,计算文中所涉变量的平均值,得到各变量的组合分数。然后,对各变量进行描述性统计,包括变量间的相关系数、各变量的均值和标准差及Cronbach’s ɑ(信度良好,Cronbach’s ɑ值均达到大于0.7的标准),具体参见表1。
构念 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 |
1. 消费者世界主义 | 1 | |||||||||
2. 全球神话追求 | 0.483** | 1 | ||||||||
3. GCCP态度 | 0.411** | 0.657** | 1 | |||||||
4. 预防聚焦 | 0.353** | 0.260** | 0.281** | 1 | ||||||
5. 促进聚焦 | 0.343** | 0.313** | 0.348** | 0.564** | 1 | |||||
6. 品牌熟悉度 | 0.425** | 0.517** | 0.423** | 0.251** | 0.410** | 1 | ||||
7. 收入水平 | 0.061 | 0.009 | 0.068 | −0.021 | −0.017 | 0.034 | 1 | |||
8. 受教育水平 | 0.066 | 0.032 | 0.031 | 0.092 | 0.082 | 0.047 | 0.302** | 1 | ||
9. 年龄 | 0.077 | 0.214** | 0.166** | 0.046 | 0.100 | 0.215** | 0.051 | −0.071 | 1 | |
10. 性别 | −0.059 | −0.165** | −0.133* | 0.009 | −0.054 | −0.079 | 0.202** | 0.124* | −0.108* | 1 |
M | 5.692 | 5.489 | 6.080 | 5.536 | 5.837 | 5.790 | 3.858 | 3.837 | 3.325 | 0.452 |
SD | 1.099 | 1.247 | 0.987 | 1.119 | 0.911 | 1.090 | 2.138 | 0.653 | 0.944 | 0.498 |
Cronbach’s ɑ | 0.865 | 0.838 | 0.862 | 0.724 | 0.777 | 0.820 | − | − | − | − |
注:*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001。将所涉变量的相应数值转换成1−7后再进行计算。 |
(二)中介效应检验
本文采用Baron和Kenny(1986)所推荐的步骤检验中介效应,结果如表2所示。首先,构建自变量对因变量产生影响的模型M1。结果显示,在控制了相关变量后,消费者世界主义对态度偏好的影响依然显著(β=0.249,p<0.001)。因此,假设H1得到验证。然后,构建自变量对中介变量产生影响的模型M2。在控制了相关变量后,消费者世界主义显著正向影响全球神话追求(β=0.363,p<0.001)。最后,构建模型M3,把自变量和中介变量一起纳入模型,检验两者共同对因变量的影响。在考虑了相关控制变量后,全球神话追求显著影响态度偏好(β=0.439,p<0.001),而消费者世界主义对态度偏好的影响虽存在(β=0.090,p<0.05),但与模型M1相比,无论在显著性上,还是在系数大小上,均在较大程度上减弱。这表明全球神话追求部分中介了消费者世界主义对全球消费者文化定位偏好的影响效应。因此,假设H2得到验证。
预测变量 | M1(GCCP态度) | M2(全球神话追求) | M3(GCCP态度) | |||
Step 1 | Step 2 | Step 1 | Step 2 | Step 1 | Step 2 | |
控制变量: | ||||||
品牌熟悉度 | 0.360*** | 0.254*** | 0.555*** | 0.400*** | 0.360*** | 0.078 |
收入水平 | 0.032 | 0.027 | 0.002 | −0.007 | 0.032 | 0.030 |
受教育水平 | 0.015 | −0.001 | 0.058 | 0.036 | 0.015 | −0.017 |
年龄 | 0.069 | 0.074 | 0.131* | 0.139* | 0.069 | 0.014 |
性别 | −0.218* | −0.196* | −0.302* | −0.269* | −0.218* | −0.078 |
自变量: | ||||||
消费者世界主义 | − | 0.249*** | − | 0.363*** | − | 0.090* |
中介变量: | ||||||
全球神话追求 | − | − | − | − | − | 0.439*** |
R2 | 0.199 | 0.261 | 0.293 | 0.376 | 0.199 | 0.453 |
F值 | 16.190 | 19.172 | 27.051 | 32.689 | 16.190 | 38.334 |
注:*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001。表中所示为非标准化系数。 |
(三)调节效应检验
本文采用Muller等(2005)提出的有调节的中介模型,检验预防聚焦和促进聚焦是否显著调节消费者世界主义对全球消费者文化定位偏好影响效应的第二阶段,并识别其调节方向。
1. 预防聚焦调节效应检验
参考Muller等(2005)建议的步骤,首先,构建自变量、调节变量及两者交互作用对因变量产生影响的模型M1,自变量的影响系数需显著,但并不要求交互作用显著。结果如表3所示,在控制相关变量后,消费者世界主义显著正向影响态度偏好(β=0.216,p<0.001),而其与预防聚焦的交互作用并不能产生显著影响(β=0.023,p>0.05)。然后,构建自变量、调节变量及两者交互作用对中介变量产生影响的模型M2,自变量的影响系数需显著。在模型M2中,消费者世界主义显著正向影响全球神话追求(β=0.342,p<0.001)。最后,构建自变量、调节变量、中介变量,以及调节变量分别与自变量及中介变量的交互作用对因变量产生影响的模型M3,中介变量与调节变量的交互作用需显著。在模型M3中,全球神话追求与预防聚焦的交互作用显著负向影响态度偏好(β=−0.102,p<0.001)。上述三个模型的结果验证了预防聚焦在中介机制第二阶段起到的负向调节效应,即显著负向调节全球神话追求对全球消费者文化定位偏好的影响效应。因此,本文所提出的假设H3得到验证。
预测变量 | M1(GCCP态度) | M2(全球神话追求) | M3(GCCP态度) | |||
Step 1 | Step 2 | Step 1 | Step 2 | Step 1 | Step 2 | |
控制变量: | ||||||
品牌熟悉度 | 0.360*** | 0.237*** | 0.555*** | 0.391*** | 0.360*** | 0.079 |
收入水平 | 0.032 | 0.034 | 0.002 | −0.003 | 0.032 | 0.036 |
受教育水平 | 0.015 | −0.022 | 0.058 | 0.024 | 0.015 | −0.051 |
年龄 | 0.069 | 0.069 | 0.131* | 0.136* | 0.069 | 0.019 |
性别 | −0.218* | −0.214* | −0.302* | −0.279* | −0.218* | −0.092 |
自变量: | ||||||
消费者世界主义 | − | 0.216*** | − | 0.342*** | − | 0.074 |
调节变量: | ||||||
预防聚焦 | − | 0.124** | − | 0.073 | − | 0.084* |
自变量×调节变量: | ||||||
消费者世界主义×预防聚焦 | − | 0.023 | − | 0.009 | − | 0.086** |
中介变量: | ||||||
全球神话追求 | − | − | − | − | − | 0.427*** |
中介变量×调节变量: | ||||||
全球神话追求×预防聚焦 | − | − | − | − | − | −0.102*** |
R2 | 0.199 | 0.278 | 0.293 | 0.380 | 0.199 | 0.483 |
F值 | 16.190 | 15.518 | 27.051 | 24.727 | 16.190 | 29.992 |
注:*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001。将所涉连续变量中心化,表中所示为非标准化系数。 |
进一步地,进行简单效应分析,计算调节变量不同水平上中介机制过程不同阶段的影响效应。具体地,以高于和低于调节变量均值一个标准差计算影响效应,分析结果如表4所示。
水平/差异 | 第一阶段效应 | 第二阶段效应 | 间接效应 |
低 | 0.332 | 0.541 | 0.180 |
高 | 0.352 | 0.313 | 0.110 |
差异 | 0.020 | −0.228 | −0.070 |
注:第一阶段效应为:模型M2中的自变量影响系数+自变量与调节变量的交互项影响系数×调节变量(±SD);第二阶段效应为:模型M3中的中介变量影响系数+中介变量与调节变量的交互项影响系数×调节变量(±SD);间接效应为两阶段效应的乘积;差异为调节变量不同水平上的效应之差。 |
在中介机制第一阶段,预防聚焦高组的影响效应为0.352,低组的影响效应为0.332,两者效应差异并不明显。与此不同,在中介机制第二阶段,预防聚焦高组的影响效应为0.313,而低组的影响效应高达0.541,两者差异达到了−0.228。进一步地,结合第一阶段影响效应和第二阶段影响效应,预防聚焦高组的间接效应比低组的间接效应弱,两者差异为−0.070。这个结果与上述系数分析一致,进一步验证了假设H3。
2. 促进聚焦调节效应检验
同样地,采用有调节的中介模型对促进聚焦的调节效应进行检验,分析结果如表5所示。
预测变量 | M1(GCCP态度) | M2(全球神话追求) | M3(GCCP态度) | |||
Step 1 | Step 2 | Step 1 | Step 2 | Step 1 | Step 2 | |
控制变量: | ||||||
品牌熟悉度 | 0.360*** | 0.213*** | 0.555*** | 0.386*** | 0.360*** | 0.049 |
收入水平 | 0.032 | 0.033 | 0.002 | −0.003 | 0.032 | 0.035 |
受教育水平 | 0.015 | −0.015 | 0.058 | 0.032 | 0.015 | −0.029 |
年龄 | 0.069 | 0.068 | 0.131* | 0.135* | 0.069 | 0.013 |
性别 | −0.218* | −0.201* | −0.302* | −0.277* | −0.218* | −0.080 |
自变量: | ||||||
消费者世界主义 | − | 0.218*** | − | 0.349*** | − | 0.067 |
调节变量: | ||||||
促进聚焦 | − | 0.175** | − | 0.073 | − | 0.144** |
自变量×调节变量: | ||||||
消费者世界主义×促进聚焦 | − | 0.040 | − | 0.042 | − | 0.000 |
中介变量: | ||||||
全球神话追求 | − | − | − | − | − | 0.430*** |
中介变量×调节变量: | ||||||
全球神话追求×促进聚焦 | − | − | − | − | − | 0.031 |
R2 | 0.199 | 0.284 | 0.293 | 0.380 | 0.199 | 0.468 |
F值 | 16.190 | 16.000 | 27.051 | 24.744 | 16.190 | 28.278 |
注:*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001。将所涉连续变量中心化,表中所示为非标准化系数。 |
数据结果显示,尽管促进聚焦在方向上可以强化中介机制第二阶段的影响效应,但其不具显著性。具体而言,在模型M1中,消费者世界主义及其与促进聚焦的交互作用分别显著(β=0.218,p<0.001)和不显著(β=0.040,p>0.05)影响全球消费者文化定位偏好。在模型M2中,消费者世界主义显著影响全球神话追求(β=0.349,p<0.001)。但在模型M3中,全球神话追求与促进聚焦的交互作用并不能显著正向影响态度偏好(β=0.031,p>0.05)。因此,本文所提出的假设H4得到验证。
表6的简单效应分析进一步证实了上述结果。不管在中介机制第一阶段效应上,还是在第二阶段效应上,促进聚焦高组和低组的差异均不大,进而使间接效应也基本保持一致。
水平/差异 | 第一阶段效应 | 第二阶段效应 | 间接效应 |
低 | 0.311 | 0.402 | 0.125 |
高 | 0.387 | 0.458 | 0.177 |
差异 | 0.076 | 0.056 | 0.052 |
注:不同阶段效应及其差异的计算方法同预防聚焦一致。 |
本文对中国品牌实施全球消费者文化定位战略进行了实证研究,构建起以消费者世界主义、全球神话追求和全球消费者文化定位偏好为主的中介机制模型。通过实证分析,本文发现消费者世界主义通过促进中国消费者对全球神话的追求,而正向影响他们对全球消费者文化定位的偏好。在此基础上,本文把调节聚焦理论引入中介机制模型,探究其所产生的调节效应。结果表明,预防聚焦负向调节中介机制第二阶段的效应,而促进聚焦的调节效应并不显著。
(一)理论贡献
第一,本文结合中国品牌特点和社会发展背景等因素,论证了中国品牌实施全球消费者文化定位战略的可行性,从侧面证实了该定位战略可克服品牌原产国效应。需要指出的是,尽管Alden等(1999)在其种子论文中曾明确新兴市场的品牌同样可以实施该定位战略,但研究者对其吸引力持谨慎态度(Zhou和Belk,2004),其中一个主要原因可能是新兴市场的品牌所内蕴的负面原产国效应。实际上,现有研究在探究该定位战略的消费者态度时,一般以发达市场品牌(Westjohn等,2012)或虚拟品牌(Gammoh等,2011)为载体。在本文中,结合近年来中国品牌在全球市场上的优异表现等背景,我们专门以中国品牌为研究客体,验证了其实施全球消费者文化定位战略同样可有效吸引消费者。从这个角度分析,本文拓展了全球消费者文化定位的研究范畴。进一步地,由此延伸,我们认为对发达市场和新兴市场的品牌进行比较,探究消费者评价这两类品牌实施全球消费者文化定位战略的差异,可产生更多有价值的新洞见。
第二,本文厘清了消费者世界主义驱动全球消费者文化定位偏好的内在机制。作为一个在全球化背景下衍生的新兴构念,消费者世界主义已被研究者运用到诸多研究主题上,如消费者世界主义、国家认同与消费者民族中心主义在预测国内外产品偏好上的差异(Zeugner-Roth等,2015),消费者世界主义与创新性行为倾向(Riefler等,2012),以及消费者世界主义与特定品类偏好(Cleveland等,2009)等。需要指出的是,上述研究尽管对该构念所引发的行为意向进行了预测,但并没有揭示其中的影响机制。本文回应了Bartsch等(2016)关于倡导学界深入探究某个心理倾向构念驱动消费者行为意向的内在逻辑的呼吁。结合全球品牌化相关研究,本文引入全球神话追求作为解释消费者世界主义驱动全球消费者文化定位偏好的中介变量,且实证研究也验证了所引入的中介变量的有效性。因此,本文进一步在全球品牌化研究领域深化了消费者世界主义这个新兴构念研究,揭示了其内在驱动机制。
第三,本文把调节聚焦理论纳入全球消费者文化定位战略的消费者态度研究,拓展了全球品牌化研究领域有关调节变量的研究。特别地,结合中国本土文化特征,本文阐述和验证了预防聚焦和促进聚焦在中介机制中所产生的差异化调节效应。这有助于进一步在理论上厘清这两个经典构念的性质差异。基于中国集体主义文化追求“中庸之道”和强调安全、顺从等特点,本文提出预防聚焦与中国文化价值观在某种程度上存在一致性,而促进聚焦则与之相斥。因而,预防聚焦比促进聚焦对中国消费者消费模式的影响更为深刻。在实证研究中,本文也证实了预防聚焦可显著负向调节消费者世界主义对全球消费者文化定位偏好影响效应的第二阶段,而促进聚焦的调节效应尽管在方向上符合我们的预测,但并不具有显著性。因此,本文为从中国本土文化内部视角而非现有研究的普适性视角理解这两个构念提供了新的洞见。
(二)实践意义
基于本研究我们提出,在中国综合国力提升和本土消费者对中国品牌逐渐产生自信的背景下,实施全球消费者文化定位战略是吸引世界主义者的重要手段。现阶段来自世界各地的信息更容易获取,特别是数字化的发展推动了全球信息的跨国界流动,这些因素促进了本土消费者世界主义观念的形成。为应对这一新趋势,营销者可基于Alden等(1999)所提出的消费者文化定位框架,从语言、美学风格和故事主题上融入全球元素以构建全球消费者文化定位。但需明确的是,消费者世界主义促使中国消费者偏好全球消费者文化定位的内在机制在于驱动他们追求品牌所内蕴的全球神话。这意味着中国消费者偏好该定位的关键在于他们可以感受到其中的全球神话。因而,并不是随意融入全球元素就能取得良好的成果。从品牌真实性和可信性的视角分析,全球消费者文化定位需有牢固的文化支撑作为根基。否则,缺乏令人信服的全球文化资本,会导致非驴非马,引起消费者吐槽和抵制。
进一步地,实施全球消费者文化定位战略需考虑中国社会独特的行为规范。在集体主义文化氛围中,本土消费者更容易形成相依自我,注重构建和谐的人际关系。在处事方式上,强调“度”,倾向于不偏不倚、不温不火、“执两取中”(潘煜等,2014)。结合这些特殊的文化背景,本文发现相比于促进聚焦,预防聚焦对本土消费者的消费模式有更为深刻的影响,它负向调节着全球神话追求对全球消费者文化定位偏好的影响效应。这表明预防聚焦可作为提升全球消费者文化定位战略实施效率的细分变量。对于高预防聚焦的本土消费者而言,追求全球神话这种外来文化资本与其目标不兼容。因此,营销者应把有限的资源投入到低预防聚焦的本土消费群体中,以进一步提高全球消费者文化定位战略的经济效益。
(三)研究局限与展望
本文存在一些局限,需做进一步探究。第一,伴随中国软硬实力的提升,本土消费者逐渐由过去的崇洋媚外转向文化认同和文化自信。但本文只考虑了预防聚焦和促进聚焦,而没有把反映这一新趋势的调节变量纳入模型。未来的研究可引入文化认同(He和Wang,2015)等变量,考察其在消费者世界主义对全球消费者文化定位偏好的影响过程中如何发挥调节效应。第二,本文仅考虑了中国本土消费者,而没有考虑生活在海外市场中的中国消费者。一方面,相对于本土消费者,海外市场中的消费者有可能对母国文化有更高的偏好,对带有母国文化特征而非外来文化特征的品牌有更高的评价(Guzmán和Paswan,2009)。从这个角度分析,消费者世界主义对全球消费者文化定位偏好的影响效应有可能减弱。另一方面,相比于本土消费者,海外市场中的消费者有更多的机会接触到源于世界各地的事物,因而他们持有更为开放的心态。从这个角度分析,消费者世界主义对全球消费者文化定位偏好的影响效应有可能增强。因此,对海外市场中的消费者和本土消费者进行比较研究,有助于剖析本文结论的跨文化差异。
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