不同购物环境下消费者享乐主义功利主义态度测评.docx
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不同购物环境下消费者享乐主义功利主义态度测评
不同购物环境下消费者享乐主义/功利主义态度测评
1 引言
学术界主要从两大类特征入手区别和定义享乐主义和功利主义，一类是产品的属性特征，享乐主义产品向消费者提供更多体验、乐趣和刺激，功利主义产品主要向消费者提供基本功能和作用[1]；另一类是需求特征，享乐主义消费的不确定性更强[2]。
事实上，学者和企业营销管理人员更关注的是消费者享乐主义/功利主义的消费动机。
持享乐主义消费态度的消费者往往是基于追求变化、情绪因素、象征特征等动机[3]；而持功利主义消费态度的消费者则更加理性，更加追求产品的客观特性[4]。
2005年中国全面开放零售业，各类零售商（购物中心、百货商场、超市等）的竞争越来越激烈。
在多元化消费时代背景下，商家仅提供基本的产品和服务是很难在竞争中取胜的，必须增加消费者的购物认同感才能吸引更多的消费者。
所以商家普遍开始关注消费者在购物过程中的享乐或功利体验，试图辨别并且引导消费者的享乐/功利购物态度，对持不同消费态度的消费者提供差异化的产品和服务。
近年来，中国居民的消费行为在不同层面上开始体现出典型的享乐主义或功利主义的特征。
国内外学者在研究消费者享乐主义/功利主义态度时大多是从产品品牌、产品种类等方面入手测量消费者的态度差异，本研究创新性地研究了购物环境对消费者享乐主义/功利主义态度带来的影响，企业营销管理人员如果能更好地理解消费者购物过程中的享乐主义/功利主义（HED/UT）态度差异，就可以更多地支持商家的促销决策以及其他管理决策。
2 文献综述与问题的提出
消费者享乐主义/功利主义态度测量
1990年Batra和Ahtola开发了测量消费者享乐主义/功利主义态度的语义区分量表[5]。
Batra认为消费者态度是具有二元性质的，因为在消费者购买商品或服务时主要是基于两方面的考虑，一方面是情感方面的满意，另一方面是物品本身实用性方面的满意。
Batra主要研究的是消费者对特定产品品牌的享乐主义/功利主义态度。
1992年Crowley等在Batra和Ahtola研究的基础上，引申到消费者对不同产品类别（而不是具体的产品品牌）的享乐主义/功利主义态度的测量上，并采用Batra和Ahtola的语义区分量表进行测量，结果表明几乎所有的产品类别都表现出较高的享乐主义和功利主义得分[6]，这说明该量表在区分消费者对不同产品大类的享乐主义/功利主义态度时表现不佳。
这是由于享乐主义和功利主义特性并非一个单纬度量表上的两个极端[7]，对于一个产品而言，其往往同时具有一定程度的享乐主义和功利主义特性，对于产品大类这种性质就显得更加明显。
1994年Babin等发展了这一量表，并将其应用于商场购物过程中的享乐主义/功利主义态度的测量[8]。
1997年Spangenberg等开发了一个具有普遍适用性的享乐主义/功利主义选择态度测量量表[9]，他们认为之前的研究都是针对特殊产品或特殊环境的消费者态度测量，其量表的设计虽然有很高的信度和效度，但不具有一般性；他们还认为，消费者的涉入度、情感诉求、认知需求对消费者的享乐主义/功利主义选择也存在影响，因此也应该对这些项目进行测量。
Spangenberg等开发的量表包括了27个子项目的测量变量，具有一定普遍适用性。
2003年Voss等再次发展了一个更具普遍性的测量量表，认为有效性、有益的、功能性、必要性和适用性是测量消费者功利主义态度的5大指标，趣味性、令人兴奋的、令人愉快的、令人激动的、可享受的是测量消费者享乐主义态度的5大指标[7]。
Voss等用这些指标对16个产品类别和与每个产品类别相对应的16个产品品牌的享乐主义/功利主义态度进行了测量和比较。
消费者享乐主义/功利主义评价
2000年Dhar等通过行为试验和现场调查，研究了消费者在放弃选择和获得选择不同环境中对享乐主义/功利主义的偏好，该研究认为消费者在放弃选择决策中对享乐主义的产品有更大的偏好[10]。
O′Curry和Strahilevitz研究了消费者获取可能性和获取模式对消费者享乐主义/功利主义选择的影响，提出在消费者获取商品可能性较小时更偏好于选择享乐主义产品；另外，如果获取可能性保持不变，获取模式也对消费者享乐主义/功利主义选择有影响[11]。
O′Curry和Strahilevitz认为，消费者在将购物过程定义为一个获取战利品的模式时，比仅仅只是为了购买而获取商品更具有享乐主义的倾向。
2002年Kivetz和Simonson提出消费者更容易为自己购买功利主义产品寻找正当的购买理由，而消费者在消费享乐主义产品时更容易产生负罪感，进而需要更严格的说服理由才会购买，并以该理由消除自己的罪恶感[12]。
2005年Okada研究了消费者在不同消费决策模式下（单独决策/联合决策）和不同支付模式下（支付时间/支付金钱）的不同选择[13]。
消费者在联合决策模型中更倾向于功利主义选择，另外消费更喜欢为享乐主义产品支付时间，为功利主义产品支付金钱[14]。
邢姗姗等研究了功利性产品和享乐性产品对消费者知觉价值和购买意愿之间的干扰效果[15]。
韩小芸等指出，满足消费者的正面情感可以带来消费满意[16]。
中国学者主要研究消费者情感对消费满意的影响关系，但总体来说相关研究还较少。
研究内容
事实上，产品类别和购物环境是影响消费者享乐主义/功利主义选择的两大纬度。
Holbrook和Hirschman根据享乐/功利成分将产品分为4个类型，即低享乐低功利型产品（如低涉入度的产品）、低享乐高功利型产品（如保险等）、低功利高享乐型产品（如艺术/文化产品等）、高享乐高功利型产品（如汽车等）[17]。
Thaler将消费者购买环境分为享乐型（高情感介入）和功利型（工业产品购买等），两种购物环境的享乐性/功利性是相对而言的[18]。
本研究主要探讨在产品享乐性/功利性特征大体一致时，购物环境的差异对享乐主义/功利主义态度的影响，因此选取两种不同的但具有典型代表意义的零售购物环境，测量中国消费者在不同购物环境下享乐主义/功利主义态度的差异。
选定的购物环境为购物中心（相对享乐型）和百货商场（相对功利型），二者的联系在于都是零售业，并且零售的商品有共同点，即购买的产品都是衣物、鞋、包等商场中常见的商品。
二者的区别在于，购物中心除销售商品外，通常还有饭店和其他商业设施，例如特色餐饮、电影院、游戏场所等，并有公用的停车场，因此享乐性相对更强一些；百货商场主要是购物的场所，不含其他商业设施，功利性相对更强一些。
本研究首先对消费者享乐主义/功利主义选择态度进行测量，通过因子分析得出享乐主义/功利主义两大态度因子，并说明消费者在购物过程中两种购物态度兼有，但会以某一态度为主，然后对消费者享乐主义/功利主义选择态度进行评价。
利用两大态度因子得分矩阵，以购物环境为影响因素，运用方差分析比较均值，得出两组购物环境下享乐主义/功利主义差异程度，并分析常见的人口统计学变量（性别、年龄等）的态度差异。
3消费者享乐主义/功利主义选择态度测量
方法
采用Voss等的研究结论[7]，开发了态度测量问卷测量消费者购物过程中的享乐主义/功利主义态度，采用7分制，-3代表非常不赞同，0代表没有偏好，3代表非常赞同。
问卷针对每一个变量设计1个～2个问题，共18个问题，测量享乐主义态度有10个问题（标示为HED[，1]～HED[，10]），测量功利主义态度有8个问题（标示为UT[，1]～UT[，8]），详细调查问卷见表1。
为提高受访者回答问卷的认真程度，对每份有效的问卷都发放奖品。
共回收有效问卷200份，其中学生样本142份。
在购物中心购物的填表人79人，在百货商场购物的填表人121人；男性79位，女性121位；高中及以下学历12人，大专学历22人，本科学历90人，研究生及以上学历76人；20岁及以下12人，20岁～30岁175人，30岁及以上13人；月收入2000元及以下的122人（含有部分学生样本，大多数学生收入较低或者没有收入），2000元～5000元的52人，5000元及以上的26人。
表1 问项设计
Table1 Questionnaire
实证分析
首先进行探索性因子分析，使用主成分提取法，并令特征值大于2（如果取特征值大于1，则会得到3个因子。
因为不能更好地对3个因子进行解释，而且第3个因子所涵盖的信息量较少，所以限定了取较高特征值的要求），得到两个潜因子，旋转后的因子载荷值见表2。
根据载荷矩阵对两个因子进行命名，第一个因子命名为享乐因子，第二个因子命名为功利因子。
整个问卷的KMO值为，巴特里特检验的P值为（卡方值为1，说明该问卷适合进行因子分析[19]。
问卷问题的设计主要基于Voss等的已有研究[9]，并结合消费者访谈的结论修改而成，所以问卷的内容效度是可以保证的。
删除因子载荷在以下的问项后，两大因子共解释％的方差。
两个因子的一致性查验Cronbach′sα系数值别离为和，Price指出Cronbach′α大于时数据具有良好的靠得住性[20]，这说明问卷的设计具有较好的信度（靠得住性）。
本研究利用AMOS进行验证性因子分析，查验两因子模型的信度和效度（见图1）。
潜因子与各变量的相关系数均大于，说明了各变量与潜因子之间的相关性较强。
e[，2]～e[，17]别离代表测量误差，误差项箭头上的数值为标准化后的误差平方估量值。
测量模型验证性因子分析的结果显示，各观测变量的标准化因子载荷均大于（见表2），符合因子载荷大于的标准，说明各因子对测量模型具有较强的解释能力。
用标准化因子载荷和各观测变量的测量误差方差对潜在变量的综合信度进行计算，计算的结果介于～之间，符合Fornell和Larcker的建议值[21]，说明观测变量的量表内部具有较好的一致性信度。
测量模型的集聚效度能够从潜在变量的平均变异抽取量进行判断，表2中2个潜变量的平均变异抽取量均高于Fornell和Larcker建议的的最低标准[21]，因此测量模型的集聚效度较为理想。
图1 享乐主义/功利主义态度测量验证性因子分析
Figure1 ConfirmatoryFactorAnalysisofHED/UTAttitudeMeasurement
从图1能够看出，消费者享乐主义/功利主义态度偏向不同是很明显的，但并非完全替代（相关系数为，说明享乐主义和功利主义并非是一个单纬气宇表上的两个极端，对于一种消费行为而言，其往往同时具有必然程度的享乐主义特性和功利主义特性，但二者有相对偏重的问题。
因此本研究以为，消费者在决策制定的进程中兼具享乐主义和功利主义目标，但会偏重于某个目标。
某消费者在享乐主义态度问项中的分值较高，说明对于本次调研的消费行为来讲，该消费者更偏向于享乐主义态度；反之，则更偏向于功利主义态度。
因此本研究结论表明，消费者在购物进程中虽然享乐主义和功利主义态度兼有，但仍会以某一态度为主。
4 消费者享乐主义/功利主义选择态度评价
方法
根据已有的调查问卷数据，利用因子分析得出享乐主义/功利主义两大因子得分矩阵，通过方差分析不同购物环境下享乐主义/功利主义的态度差异是否明显。
实证分析
首先，明确两种购物环境对消费者的享乐主义/功利主义的影响差异是否明显（方差分析中的显著性检验P值小于，认为均值差异显著）。
采用方差分析，以商场类型为影响因素，选取享乐因子和功利因子得分为因变量，得出表3。
由表3可知，不同购物环境使消费者享乐主义态度的差异明显（P值为，但对功利主义态度影响不大（P值为，享乐因子均值差异见图2。
由于购物中心包含很多其他的商业设施（餐饮、娱乐等），因此会更加吸引享乐主义态度强烈的消费者进行消费，而对于持有功利主义态度的消费者来说，去购物中心或是去百货商场购物基本没有差异。
图2购物环境享乐因子均值图
商场类型
Figure2 HEDMeansPlotsofShoppingEnvironment
分别以性别、年龄、学历和月收入为影响因素，测量享乐因子和功利因子中各影响因素间的差异是否明显，发现性别变量在两个因子上的差异均显著（P值均为；在年龄因素上，功利主义态度差异显著，但不强烈（P值为；在学历因素上，享乐主义态度差异明显（P值为；在月收入因素上，功利主义态度差异明显（P值为；其他情况的P值均大于，表明这些情况下的消费者态度差异不显著。
图3为享乐主义态度差异明显的因素均值比较，可以发现女性的享乐主义态度更明确，随着学历的增高享乐主义态度越来越不明显。
图4为功利主义态度差异明显的因素均值比较，可以发现男性的功利主义态度更明确，20岁～30岁的消费者和月收入居中的消费者功利主义态度较弱，消费态度更趋于不理性。
5 结论与建议
本研究在一定程度上说明不同消费者群体的享乐主义/功利主义态度有差异，购物环境的差异对消费者行为有着明显的影响，消费者本身的特征（性别、年龄、收入和学历等）也是影响消费者购物态度和行为的因素。
图3性别和学历享乐因子均值图
Figure3 HEDMeansPlotsofGenderandEducationalLevel
图4性别、年龄和收入功利因子均值图
Figure4 UTMeansPlotsofGender,AgeandIncome
本研究得出以下结论。
（1）在购物中心（相对享乐）购物环境下，更容易吸引持有享乐主义态度的消费者；
（2）男性和女性的享乐主义/功利主义态度有着显著差异；
（3）随着学历的增高，消费者的享乐主义态度逐渐下降（消费更加理性）；
（4）20岁～30岁之间的消费者功利主义态度明显较低（消费不理性）；
（5）月收入较低或者持中的消费者功利主义态度明显较弱（消费不理性），而随着收入的增加消费更加趋于功利主义（消费理性）。
营销人员必须了解消费者特征和心理对购买行为的影响。
本研究的实践意义在于，依据消费者享乐主义/功利主义态度差异进行市场细分，对选择不同消费态度的人群采用对应的促销策略，依据消费者的享乐主义/功利主义态度差异改变销售环境。
本研究是一种探索性研究，主要是基于两类特定的消费环境，所有本研究的普遍概括性还需要进一步完善。
本研究只选择了两类相似但享乐性/功利性有相对差异的购物环境，可以进一步研究其他类别的零售购物环境（如大卖场、超市、专卖店等）、其他类别的产品以及其他影响因素对消费者选择态度的影响和消费者享乐主义/功利主义态度对购买决策过程满意的影响等。
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