能力—动机—外部激励框架以及消费者参与创造的利己动因

第二节　研究一:能力—动机—外部激励框架以及消费者参与创造的利己动因

一、研究设计

(一)研究目的与模型

1.研究目的

本研究首先检查能力—动机—外部激励模型在消费者创造性研究领域中的适用性，具体而言，我们通过实验设计检查自我效能、认知需求动机、企业对创造活动的激励对于消费创造意愿的影响。

除了认知需求动机之外，在本研究中，我们还将检查独特性产品需求和独特性体验需求两种利己动机对消费者创造意愿的影响。同时，我们还通过实验检查两种独特性动机对于消费者创造意愿的不同影响机制。

2.研究模型与假设

本研究的研究模型见图6-2。如图所示，我们的研究假设为:

假设1:在消费者创造性行为中，消费者的认知需求对创造意

图6-2　研究一框架图

愿不产生显著影响，但消费者的自我效能和创造激励对创造意愿分别产生显著的正面影响。

假设2:在消费者创造性行为中，消费者的独特性产品需求对创造意愿产生显著的正面影响。

假设3:在消费者创造性行为中，消费者的独特性体验需求对创造意愿产生显著的正面影响。

假设4a:消费者独特性产品需求与企业的创造激励行为产生交互作用，当企业对消费者提供了创造激励时，消费者独特性产品需求对创造意愿的正面影响就会较强。

假设4b:消费者独特性体验需求与企业的创造激励行为产生交互作用，当企业对消费者提供了创造激励时，消费者独特性体验需求对创造意愿的正面影响就会较强。

假设5:消费者独特性产品需求与对企业的信任程度产生交互作用，当消费者对企业的信任程度较高时，消费者独特性产品需求对创造意愿的正面影响会较强。

(二)实验设计

1.实验设计

为检验上述假设，我们采用实验设计的方法。研究的思路是通过向被试者提供一个经过控制的场景描述，检验不同的消费者在该场景中的创造意愿程度。实验的前提条件是设计一个所有被试者都能够理解并且可能面临的消费场景，在该场景中他们将做出与企业共同创造或者不创造的选择。

经过预测试，我们形成了一个关于个人发型设计的实验场景。实验采用了一个2(企业提供的创造激励:有，无)×2(服务关系:长，短)的被试间设计来操纵环境变量。由于产品的环境涉入度(即同一产品在不同的环境下对于同一消费者可能具有不同的重要程度，比如日常的发型设计和重要场合前的发型设计对于某一个体而言的重要性可能不同)以及合作企业的替代选择(即消费者认为其他企业可以满足其需求的程度)都可能影响到消费者的创造意愿，在本研究设计中我们将其作为控制变量，使其保持恒定。

本研究数据通过问卷调查进行收集。问卷要求参与者首先填写有关自我效能、认知需求、独特性产品需求、独特性体验需求的测量量表，然后提供给参与者上述场景，对场景中的操纵变量进行检查，并要求参与者回答一个开放式问题，即想象在上述场景中自己可能采取的行为，然后填写创造意愿量表。最后收集了一些参与者的基本信息，包括性别、年龄等。

2.研究被试

被试者从中国某所大学的学生中征集而来。被试者为了获得所选课程的平时成绩而自愿参加该项研究。140人参与了实验，剔除掉不完整和不合格的问卷，实际的参与人数为127人，74%为女性。

3.操纵检查

问卷中设计了两组两个问项的五级语义差异量表来分别检查两个实验变量的有效性:创造激励(我感受到/未感受到;很强/很弱;α=0.96);关系(长期建立的关系/刚刚建立的关系;经常的关系/临时的关系;α=0.92)。实验变量的有效性采用方差分析加以验证。结果显示，两个实验变量都得到了有效的操纵:创造激励(M=4.53 vs 2.60;F(1，125)=313.32，p＜0.001);关系(M=3.67 vs 2.53;F(1，125)=22.73，p＜0.001)。

(三)关键概念测量

1.自我效能感的测量

一般自我效能感测量量表最初由Schwarzer(1981)开发，其后他与张建新(1994)开发了一般自我效能感量表的中文版。曾荣侠(2004)在其基础上建构了大学生一般自我效能感测量量表，共8个项目，由单因素构成，同质信度为0.86。考虑到本研究样本全部取样自大学生，我们采用大学生一般自我效能感测量量表，用五级李克特量表进行测量(以下各量表除非特别注明，都用五级李克特量表测量)。本研究随机抽取80名大学生进行量表修订(以下各量表的修订样本同此)，经主成分因素分析只抽取出一个有效因子，总方差解释量为52.87%，因子载荷值均高于0.65，总体一致性(Crobachα)信度为0.87，说明本量表是可以接受的。

2.认知需求的测量

我们采用Cacioppo等(1984)根据其最初的包括34项目的认知需求量表而修订完成的18项目的认知需求测量短表。该量表由单因素构成，总体一致性信度为0.84。张晋萍(2004)在研究中采用了认知需求测量短表的中文译本对国内学生样本进行分析。在我们的量表修订中，经主成分因素分析只抽取出一个有效因子，总方差解释量为57%，因子载荷值均高于0.7，总体一致性信度为0.84，说明本量表是可以接受的。

3.消费者独特性产品需求的测量

我们采用Lynn和Harris(1997)开发的独特消费产品需求量表，共8个项目，单因素构成，总体一致性信度为0.78。由于国内目前还没有学者对该量表进行过检验，我们采用双向互译法确定了该量表的中文译本。量表检验发现，两个项目影响了量表的整体内部一致性，并且经专家检查也确定该两项与量表测量构念的相关性较低，删除掉该两项后，主成分因素分析只抽取出一个有效因子，总方差解释量为54.80%，因子载荷值均高于0.7，总体一致性(Crobachα)信度为0.83，说明本量表是可以接受的。

4.消费者独特性体验需求的测量

我们采用Mehrabian和Russell(1974)开发的唤醒水平寻求趋向量表(AST)来测量。AST在很多研究中被用来测量个体主动寻求最适宜刺激水平的趋向(Steemkamp and Baumgartner，1992; Raju，1980)，这与我们对于消费者独特性体验的概念界定是一致的。AST共包括40个项目，同质信度为0.87，尽管从因素分析中抽取了5个主要因子，但Mehrabian和Russell认为所有40个项目都只用于测量一个单独的特征。鉴于AST在国内也未被使用，我们进行了与前述同样的量表检验和修订程序。修订后的量表留下12个项目，主成分因素分析抽取出3个与独特性体验需求构念更为一致的主要因子，总方差解释量为58.18%，因子载荷值均高于0.5，总体一致性信度为0.84，说明本量表是可以接受的。

5.消费者创造意愿的测量

我们采用自己开发的消费者创造意愿量表对该构念进行测量。自己开发量表的原因有两点:一是现有文献中并没有现成的关于消费者创造意愿的测量量表;二是根据本研究对消费者创造性的定义，消费者的创造意愿应该是有着具体的企业指向和情景指向的，因此，我们构建的创造意愿量表也是特定于我们的实验场景的。通过焦点访谈，我们确定了在前述实验场景中所有可能发生的创造性行为方式，归纳合并相似项后形成了包括5个项目的量表。探索性因素分析只抽取出一个因子，总方差解释量为63.81%，因子载荷值均高于0.7，总体一致性(Crobachα)信度为0.85。使用后来的研究样本进行了验证性因素分析，结果证实了其单维性，所有拟合指标均达到或接近理想水平(x²/df=1.63，GFI=0.98，AGFI= 0.93，CFI=0.99，NFI=0.98，RMSEA=0.06)，说明本量表的测量结果是有效可信的。

6.消费者对企业信任程度的测量

由于信任被认为是嵌入在关系中的(Beccerra and Gupta，1999)，我们希望通过操纵实验场景中的关系变量来影响消费者对于实验场景中的服务人员的信任度。被试者要求在阅读完场景描述后想象自己对场景中服务人员的信任程度，我们采用两个五级语义差异量表来检查消费者对服务人员的能力和服务的信任程度，总体一致性信度为0.95。

二、数据分析

(一)模型分析

我们采用分层多元回归分析来检验假设1至假设5。为了更清楚地检查本研究中的三种理论基础——一般创造性理论、独特性理论、OSL理论对于消费者创造性的解释力度，我们逐次地引入各理论所支持的不同的变量，形成了四个不同的模型。描述性统计量和皮尔逊相关矩阵见表6-2。

表6-2　　　　　　描述性统计量和皮尔逊相关矩阵

注:表中*、＊＊分别表示显著性水平为0.05和0.01。

如表6-3所示，模型1引入了一般创造性理论所支持的自我效能、创造激励和认知需求变量作为自变量。由于性别差异可能对创造意愿产生影响，我们将其作为控制变量。模型2在模型1原有变量的基础上引入了消费者独特性产品需求变量。模型3在模型2的基础上引入了消费者独特性体验需求变量。模型4在模型3的基础上引入信任变量，以及消费者独特性产品需求和独特性体验需求分别与创造激励和信任的交互作用。

表6-3　　　　　　以创造意愿为因变量的分层回归分析结果

注:表格中输入值是标准化回归系数及其显著性水平，其中+、*、＊＊、＊＊＊分别表示显著性水平为0.1、0.05、0.01和0.001。

所有四个模型中各变量的VIF值均小于2，消除了多重共线性的可能性。QQ图和Kolmogorov Smirnov检验说明了每个变量的数据都符合正态性假设。为了避免引入交互项而导致标准化回归系数出现偏差的问题，我们按照Fredmarich(1982)提供的方法对所有引入模型的变量进行了标准化处理。

四个模型的检验结果均在0.001的水平下显示出统计上的显著性。总回归方程在不存在交互项的情况下(模型3)解释了全部变异的73%，在引入交互作用项的情况下(模型4)解释了全部变异的82%。从标准化回归系数来看，创造激励对创造意愿的解释力度最高(β=0.65)，其次分别是独特性产品需求(β=0.31)、独特性体验需求与创造激励的交互作用(β=0.29)、独特性体验需求(β=0.13)、独特性产品需求与信任的交互作用(β=0.08)。

控制变量(性别)在四个模型中都不显著，因此我们在本书不作专门阐述。创造激励在所在模型中都对创造意愿具有正向显著影响，而认知需求在四个模型中均不显著。自我效能在模型1中表现出了对创造意愿的显著影响，而在模型2、模型3、模型4中，当控制了独特性产品需求和体验需求变量对创造意愿的作用之后，自我效能对创造意愿的解释作用不再显著。考虑到自我效能与独特性产品需求和体验需求具有显著的相关性(见表6-2)，我们认为自我效能可能通过影响上述两种需求变量而对因变量产生间接影响。假设1得到部分支持。模型1解释了全部变异的46.16%，说明一般创造性理论所提出的框架对于消费者创造意愿具有一定的解释能力。

模型2引入了独特性产品需求变量后，经过调整的决定系数增加到0.72。分层F检验显示，两个决定系数值的差异在0.001水平上是显著的，新增的独特性产品需求变量解释了13%的变异。这说明独特性产品需求增加了模型的预测能力，也证实了独特性需求理论在解释消费者创造意愿的变异方面具有独立的贡献。检验结果表明，独特性产品需求对于创造意愿的正向影响是显著的(β= 0.51，p＜0.001)。假设2得到支持。

模型3在模型2的基础上引入了消费者独特性体验需求变量，此时，经过调整的决定系数增加到0.73。分层F检验显示，两个决定系数值的差异在0.05水平上是显著的，新增的独特性体验需求变量解释1%的变异。这说明独特性体验需求增强了模型的预测能力，也证实了最适宜刺激水平理论对于解释消费者创造意愿的变异具有独立的贡献。并且，独特性产品需求和独特性体验需求在该模型中对于创造性意愿的正向影响是显著的(β=0.47，p＜0.001;β=0.16，p＜0.001)。假设2、假设3得到支持。

模型4显示，独特性产品需求与创造激励的交互作用不显著(β=0.02，p=0.59)，拒绝了假设4a;而独特性体验需求与创造激励存在着显著的交互作用，并且与创造意愿正相关(β=0.29，p＜0.001)，假设4b得到支持。独特性产品需求与信任存在着显著的交互作用，并且与创造意愿正相关(β=0.08，p＜0.1)，而独特性体验需求与信任之间的交互作用不显著(β=－0.01，p= 0.76)。假设5得到支持。另外，模型中信任的主效应不显著，说明信任只是通过影响独特性产品需求与创造意愿之间关系的调节因子，而并不独立地影响创造意愿。但创造激励的主效应显著，说明创造激励除了对独特性体验需求与创造意愿之间的关系进行调节之外，还独立地影响创造意愿。这与假设1所描述的激励对创造意愿的直接影响是一致的。分层F检验显示，两个决定系数值的差异在统计上是显著的(p＜0.001)，说明模型中的交互项增加了回归方程的预测能力。

(二)交互作用项分析

为了识别独特性产品需求与信任、独特性体验需求与创造激励的交互作用模式，我们根据信任变量的分值将其分为高低两组，平均数一个标准差以上的为高信任组，平均数一个标准差以下的为低信任组(Cohen and Cohen，1983)，绘制高低信任下独特性产品需求以及在有无激励下独特性体验需求对创造意愿的回归曲线。从图6-3中可以看出，高信任度增强了独特性产品需求与创造意愿之间的关系，即信任程度越高，独特性产品需求越高，创造意愿越高;信任程度越低，独特性产品需求越低，创造意愿越低，假设5得到支持。同样，图6-4也表现了存在激励的条件下，独特性体验需求与创造意愿的正向关系得到增强，假设4b得到支持。

三、结论

本研究的目的是检查一般创造性理论框架在消费者创造性研究中的适用性，并探索消费者参与创造的独特的利己动因。具体而言，我们检验了能力—动机—环境汇合框架在消费者创造活动中的应用。然后，我们使用了两个来自心理学和消费者行为研究中的理论——独特性需求与最适宜刺激水平理论来扩展消费者创造性的理论。研究表明，一般创造性理论的能力—动机—环境的研究框架以及独特性需求与最适宜刺激水平理论也适用于消费者

图6-3　高低信任组中独特性产品需求对创造意愿的回归效应

图6-4　有无激励组中独特性体验需求对创造意愿的回归效应

注:除了无激励组中独特性体验需求对创造意愿的回归系数不显著之外，其余的回归系数均显著(p＜0.001)。

创造性研究，但是其中部分元素和内容发生了变化，主要表现在以下几个方面:

(一)自我效能感对消费者创造意愿的影响

从能力评价来看，消费者的自我效能感对创造意愿产生了显著的影响。自我效能感越强，创造意愿就越强。但是，自我效能感对创造意愿的影响不一定是直接作用的，虽然自我效能感与创造意愿之间有显著的正相关关系，但它同时也与认知需求、独特性产品需求以及独特性体验需求显著相关。心理学也有研究认为，自我效能部分地通过影响动机因素(如认知需求)间接地影响创造意愿(Bandura，1993;Schunk，1987)。在我们的数据分析中也发现了这种间接作用的存在。在分解的回归分析中(即将独特性产品需求和体验需求分别与自我效能感一起引入回归方程)，我们发现，自我效能感对创造意愿的主效应不显著，主要是因为独特性产品需求变量介入了自我效能对创造意愿的影响，即自我效能感高的人会产生更高的独特性产品需求，如此使得其参与创造的意愿更高。而独特性体验需求并未对自我效能感对创造意愿的影响产生显著的中介作用，在不引入独特性产品需求的回归模型中，自我效能感、独特性体验需求分别对创造意愿产生显著的直接影响。独特性产品需求的中介作用可以解释为，个人对自我能力较高的主观评价直接产生了将自己表现为与他人不同的个体的动机，这种展现独特自我的动机甚至完全吸收了个人的主观能力感知对创造意愿的直接影响作用，因为这种消费者独特性需求本身就隐含了他对自身能力的一种主观肯定，即认为自己不仅需要并且能够显示出与他人的不同，因此自我效能感对创造意愿的影响通过独特性产品需求体现出来。而对于独特性体验需求而言，消费者只是要获得一种新鲜的体验，此时消费者对自己能力的评价独立于独特性体验需求对创造意愿产生影响，即不论消费者是否肯定自己的能力，他都有可能为了获得新鲜或刺激的体验而进行创造活动。

(二)创造动机对于消费者创造意愿的影响

从消费者的创造动机来看，认知需求并未对消费者创造意愿产生显著影响，而独特性产品需求和独特性体验需求显著影响了消费者的创造意愿，独特性产品需求和独特性体验需求越强，消费者创造意愿越强。

1.认知需求对消费者创造意愿的影响

研究结果说明了一般创造性理论中的认知视角在消费者创造性研究领域中的局限性。因为绝大多数的消费者并未把消费过程看作是有意识地了解、分析和解释现象和问题的工作过程，所以认知需求作为一种人们希望了解现实世界并对其进行合理解释的需求(Cohen，Stotl and Wolfe，1955)，在消费过程中并未对创造意愿产生显著的影响。

2.独特性产品需求和独特性体验需求对创造意愿的影响

独特性产品需求和独特性体验需求对创造意愿的显著影响分别说明了独特性需求理论和最适宜刺激水平理论对于消费者创造性研究的贡献。尽管独特性产品需求与独特性体验需求之间存在着一定的相关性，但二者仍有本质的差异。研究发现，独特性产品需求对创造意愿的影响效应部分受到消费者对企业信任程度的调节作用，消费者对企业信任程度较高时，独特性产品需求与创造意愿的关系更强，但信任程度并未对独特性体验需求和创造意愿的关系构成调节作用。这是因为独特性产品需求的实现要依靠社会参照过程来完成，即消费者通过获得具有他人认可的独特性象征的产品来表现独特的自我，因此，消费者在决定是否通过创造活动来满足这种动机时，需要考虑企业能否帮助其提供独特产品的能力，如果消费者相信企业具有这种能力，就更加愿意进行创造活动。而独特性体验需求的实现只是一种自我参照的过程，即消费者对体验过程的个人预期决定了其动机大小，消费者关心的是创造的过程是否新鲜有趣，而不是创造的结果是否能被大家看作是独特的产品。

(三)企业创造激励对消费者创造意愿的影响

从环境因素来看，企业提供的创造激励对消费者的创造意愿产生了显著的影响，这种影响表现在两个方面，一是对创造意愿产生直接的影响，二是通过调节独特性体验需求与创造意愿的关系而形成间接影响。与一般创造性理论研究的结果一致，我们的研究发现，在存在创造激励的情景中，消费者的创造意愿显著较强，而且创造激励对于创造意愿具有较强的预测作用。由于创造激励直接作用于个人，可能会影响消费者个人对创造活动的预期和感知，所以，我们提出创造激励会调节消费者的自我参照过程的假设，也就是说，对于具有独特性产品需求和独特性体验需求的消费者，他们对创造活动的理解和评价，部分或全部取决于自己形成的自我意象或者自我感知，当创造激励提高了个人对创造活动的自我意象和自我感知时，具有独特性产品需求和体验需求的消费者会更加愿意按照创造激励的指向，即通过创造活动来满足自己的需求。然而，研究表明，创造激励只调节了独特性体验需求对创造意愿的关系，对独特性产品需求和创造意愿的关系并未发生调节作用。合理的解释是创造激励只是影响了消费者个人对于创造过程而非创造结果的预期和感知。创造激励表明了企业希望与消费者共同创造的积极意愿，却并未反映出企业实现创造成果的能力，因此它会使消费者感觉到未来的创造过程是令人期待和使人愉快的，但并不一定让消费者感觉到创造出来的产品是令人满意和理想的，从而那些寻求最适宜刺激水平的消费者会更加愿意通过创造来获得新鲜的体验，而那些寻求独特产品的消费者却并未表现出更强烈的创造倾向。