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一、研究方法

本研究采用問卷形式的實(shí)驗(yàn)方法，采用代祺等人的研究范式，在其編制的《同齡群體影響青少年品牌態(tài)度和購買意愿改變過程的調(diào)查問卷》基礎(chǔ)上進(jìn)行了修改，增加了同齡群體性別（男、女）這一變量。問卷分為前測和后測兩個部分，前測部分包括產(chǎn)品評價(jià)、購買意愿和自我一致性三個分量表，后測部分包括產(chǎn)品評價(jià)和購買意愿兩個分量表，各量表項(xiàng)目均采用七級記分法記分。根據(jù)代祺等人對各種產(chǎn)品的屬性測量，選擇了運(yùn)動鞋作為實(shí)驗(yàn)的刺激，這類產(chǎn)品屬于功能型產(chǎn)品，為大學(xué)生所熟悉。

1.被試被試選取在校大學(xué)生，采用隨機(jī)分層抽樣方法，共發(fā)放問卷120份，收回有效問卷82份。

2.實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)采用被試內(nèi)的前后測設(shè)計(jì)，實(shí)驗(yàn)自變量為同齡群體的性別（男、女）、同齡群體的反饋意見（正、負(fù)），自變量均為被試間變量，實(shí)驗(yàn)為混合設(shè)計(jì)。實(shí)驗(yàn)因變量為被試在產(chǎn)品評價(jià)和購買意愿兩個維度的分?jǐn)?shù)改變量。由于影響從眾行為的因素很多，為了控制產(chǎn)品因素和個人因素等無關(guān)變量的影響，根據(jù)代祺等人的研究，對被試的“自我一致性”進(jìn)行測量，作為控制變量。

3.實(shí)驗(yàn)程序分發(fā)問卷后，先請被試仔細(xì)觀察產(chǎn)品的圖片，并閱讀產(chǎn)品的詳細(xì)介紹。接下來請被試填寫產(chǎn)品評價(jià)、購買意愿量表、自我一致性評定量表。給予被試實(shí)驗(yàn)控制———同齡群體（男、女）的反饋意見（正、負(fù)），再請被試填寫產(chǎn)品評價(jià)、購買意愿量表。

二、結(jié)果與分析

以各條件的平均值替換缺失值后，采用SPSS11.5軟件分別對量表進(jìn)行信度、效度、項(xiàng)目區(qū)分度的檢驗(yàn)，并進(jìn)行方差分析。

1.信度分析采用Cronbachα一致性系數(shù)對問卷的信度進(jìn)行檢驗(yàn)，α系數(shù)為0.9771，因此該量表具有很高的信度。

2.項(xiàng)目區(qū)分度檢驗(yàn)以27%作為高低分組的界限，選出總分高低兩組，對高低兩組各項(xiàng)目的分?jǐn)?shù)進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果所有項(xiàng)目的p值均達(dá)到小于0.002的顯著水平，表明各項(xiàng)目都具有良好的區(qū)分度。

3.因素分析對量表前測部分和后測部分分別進(jìn)行因素分析。該量表前測部分的KMO值為0.876，Bartlett球形檢驗(yàn)顯著性水平為0.000，表明項(xiàng)目之間相關(guān)性很好，可以對該部分進(jìn)行因素分析。對前測部分各項(xiàng)目得分進(jìn)行探索性因素分析，抽取特征值大于1的因素3個，占總方差的73.82%，能解釋項(xiàng)目的大部分差異。對因素負(fù)荷矩陣作Pormax斜交旋轉(zhuǎn)后，各因素負(fù)荷分布顯示：因素1包括了購買意愿和自我一致性兩個維度的項(xiàng)目，因素2和因素3則都是產(chǎn)品評價(jià)維度的項(xiàng)目，其中因素2偏重對產(chǎn)品的主觀評價(jià)，因素3偏重客觀評價(jià)。后測部分的KMO值為0.892，Bartlett球形檢驗(yàn)顯著性水平為0.000，表明項(xiàng)目之間相關(guān)性很好，可以對該部分進(jìn)行因素分析。對后測部分各項(xiàng)目得分進(jìn)行探索性因素分析，抽取特征值大于1的因素2個，占總方差的82.05%，能解釋項(xiàng)目的大部分差異。對因素負(fù)荷矩陣作Pormax斜交旋轉(zhuǎn)后，各因素負(fù)荷分布顯示：因素1包括了購買意愿維度的所有項(xiàng)目和產(chǎn)品評價(jià)維度中主觀評價(jià)的項(xiàng)目，因素2包括了產(chǎn)品評價(jià)維度客觀評價(jià)的項(xiàng)目。

4.方差分析利用SPSS11.5統(tǒng)計(jì)分析軟件包，對前測和后測的數(shù)據(jù)進(jìn)行方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，群體性別與反饋意見的交互作用不顯著，F(xiàn)（1，77）=0.76，p=0.386；群體性別的作用也不顯著，F(xiàn)（1，77）=0.31，p=0.581；同齡群體的反饋意見對被試的態(tài)度改變作用顯著，F(xiàn)（1，77）=13.09，p=0.001，當(dāng)反饋意見為正面信息時，被試的態(tài)度改變分?jǐn)?shù)差異不顯著，當(dāng)反饋意見為負(fù)面信息時，后測分?jǐn)?shù)顯著低于前測分?jǐn)?shù)。表明當(dāng)接受到群體的負(fù)面意見時，被試對產(chǎn)品的評價(jià)顯著降低，出現(xiàn)從眾現(xiàn)象。我們認(rèn)為，只在群體負(fù)面意見的條件下出現(xiàn)從眾行為，反映了大學(xué)生在做出消費(fèi)決策時普遍具有風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的心理。將自我一致性分量表的總分按照高低排列，以總?cè)藬?shù)的27%為分界，將被試分為高自我一致性和低自我一致性兩組，其中，高組有被試有23名，低組有被試26名。對高自我一致性組的數(shù)據(jù)進(jìn)行方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在產(chǎn)品評價(jià)維度，沒有顯著效應(yīng)：群體性別的作用不顯著，F(xiàn)（1，17）=2.35，p=0.144；反饋意見的作用不顯著，F(xiàn)（1，17）=2.90，p=0.107；交互作用也不顯著，F(xiàn)（1，17）=0.07，p=0.801。在購買意愿維度，發(fā)現(xiàn)反饋意見的作用顯著，F(xiàn)（1，17）=4.58，p=0.047，當(dāng)群體給予正反饋意見時，后測的分?jǐn)?shù)高于前測的分?jǐn)?shù)；當(dāng)群體給予負(fù)反饋意見時，后測的分?jǐn)?shù)低于前測的分?jǐn)?shù)；群體性別的作用不顯著，F(xiàn)（1，17）=0.18，p=0.682；交互作用也不顯著，F(xiàn)（1，17）=0.60，p=0.448。表明被試對產(chǎn)品的評價(jià)隨同齡群體的評價(jià)變化而變化，出現(xiàn)從眾現(xiàn)象。對低自我一致性組的數(shù)據(jù)進(jìn)行方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在產(chǎn)品評價(jià)維度，群體性別的作用不顯著，F(xiàn)（1，21）=0.01，p=0.993；反饋意見的作用不顯著，F(xiàn)（1，21）=0.37，p=0.552；交互作用也不顯著，F(xiàn)（1，21）=1.17，p=0.292；前后測的作用顯著，F(xiàn)（1，21）=13.34，p=0.001，不論群體性別和反饋意見為何種條件，后測分?jǐn)?shù)始終顯著低于前測分?jǐn)?shù)。具體表現(xiàn)為：當(dāng)反饋意見為正面信息時，被試對產(chǎn)品的評價(jià)改變不顯著，但呈下降趨勢；當(dāng)反饋意見為負(fù)面信息時，被試對產(chǎn)品的評價(jià)顯著下降。在購買意愿維度，沒有發(fā)現(xiàn)顯著效應(yīng)：群體性別的作用不顯著，F(xiàn)（1，21）=0.39，p=0.541；反饋意見的作用不顯著，F(xiàn)（1，21）=0.30，p=0.593；交互作用也不顯著，F(xiàn)（1，21）=0.39，p=0.541。

三、結(jié)論

本研究采用問卷形式的實(shí)驗(yàn)方法，采用代祺等人的研究范式，探討同齡群體的性別（男、女）、同齡群體的反饋意見（正、負(fù)）對大學(xué)生消費(fèi)行為的影響。通過對量表數(shù)據(jù)進(jìn)行方差分析的結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在總分水平，群體的反饋意見對大學(xué)生態(tài)度改變的作用顯著，表明大學(xué)生在消費(fèi)這類產(chǎn)品時會出現(xiàn)從眾現(xiàn)象；在購買意愿維度，自我一致性高的大學(xué)生受到群體反饋意見的影響，即當(dāng)群體給予正面反饋意見時，大學(xué)生對產(chǎn)品的購買意愿顯著提高，當(dāng)群體給予負(fù)面反饋意見時，大學(xué)生對產(chǎn)品的購買意愿顯著降低，表現(xiàn)出明顯的從眾行為。

作者：董繼華樓婧單位：武漢紡織大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院國網(wǎng)山西省電力公司管理培訓(xùn)中心