消费者的自我聚焦状态对产品审美评价的影响研究

2019-11-08王新新

暨南学报(哲学社会科学版) 2019年9期

黄赞，王新新

一、引言

假设你在照相馆挑选好了几套服装，正准备开始拍摄一本漂亮的写真集。突然，你意识到你的父母、朋友和同事也会看到这本影集。那么，你是否会重新评估这些服装的效果呢？在日常生活中，是否意识到自己的行为可能暴露于他人将使个体的自我聚焦状态发生显著的变化？在意识到可能被暴露于他人的情况下，个体的印象管理动机将更明显，也更加关注他人的评价，并根据他人的评价来改变自己的言行表现；而在不存在这种可能性的时候，个体则较少受到他人的影响，更倾向以自己的感觉和标准进行决策。根据自我聚焦理论(Self-Focused Attention Theory)，前者是公

众自我聚焦，后者是私隐自我聚焦。那么，自我聚焦状态是否会影响个体对产品审美的评价呢？

近年来，美学营销受到企业和学术界越来越多的关注。一方面，产品的美学设计已经成为影响消费者购买决策的重要因素。产品外表的美观程度能够显著地刺激消费者愉悦的情感反应，从而提升消费者对产品的喜爱程度和购买意愿。另一方面，企业间的竞争日益激烈，产品的功能属性趋同化。在此背景下，产品审美设计成为了企业进行差异化竞争的战略手段，能够有效地与竞争对手的产品区别开来，以此形成独特的品牌形象。在之前的研究中，营销学者们较多地关注了视觉因素对审美评价的影响，比如图形元素(点、线、面、颜色)和结构特征(典型性、对称性等)。但是，已有的研究并没有探讨自我聚焦状态(私隐与公众)对产品审美评价的影响。

从本质上来看，两种自我聚焦状态(私隐与公众)之间的差异在于人们是否在意他人对自己的评价以及是否受此影响。当更多地考虑他人眼中的自我之时，人们就会站在他人的角度来审视自己，更加关注自己的外在表现，并使其尽量满足他人的评价标准，这就是公众自我聚焦。相反地，当人们不在乎他人眼中的自我之时，人们就会更看重自己内心的感觉，并使其成为自己的行为或决策依据，这就是私隐自我聚焦。对消费者来说，商品(比如衣服、手机)是重要的印象管理工具，能够表征消费者的品位和身份。比较而言，在公众自我聚焦的状态下，人们具有较高的印象管理动机，在做决策时则倾向于参考并迎合他人的评价标准；而在私隐自我聚焦的状态下，人们则不太考虑他人的影响，更有可能向外界表达自己的感受和价值观。

因此，在进行产品审美评价之时，与公众自我聚焦相比，私隐自我聚焦的消费者将获得较高的流畅性感知。流畅性感知是人们在进行审美体验之时的主观感受——信息流进入和“流过”人们认知系统的难易程度。在进行信息处理之时，人们将获得各种不同的主观体验和感受，包括情绪、情感、元认知感觉(比如，回忆某事的难易程度、感知流畅性等)和身体感觉，并以主观感受形成对客观事物的判断和偏好。因此，相比于自己的感觉和审美标准，他人的审美评价标准具有较高的模糊性和处理难度，由此将显著地降低消费者的审美流畅性感知。由于审美评价具有主观性，流畅性感知越低，消费者对产品的审美评价也越低；反之亦然。基于以上分析，本文提出如下假设：

H1：相较于私隐自我聚焦，公众自我聚焦将显著地降低消费者对产品的审美评价。

H2：在自我聚焦状态和产品审美评价的关系中，流畅性感知起着显著的中介作用。

接下来，本文将进行三个实验研究以验证上述假设。实验一主要是验证主效应，采用单因素组间设计；而实验二依然采用单因素组间设计，再一次检验了主效应，增强了主效应的可靠性，并检验了流畅性感知的中介作用。实验三采用双因素组间设计，通过调节变量两个不同的水平组来观察主效应的变化，目的主要是检验主效应背后的信息处理机制。

二、实验1：自我聚焦状态对审美评价的影响

(一)实验设计

实验1的目的在于检验H1，采用单因素(自我聚焦状态：私隐与社会)组间设计。

1.实验刺激物

在前期调研中，手机的美观程度被发现是影响购买决策的重要影响因素。并且，手机也是大学生十分关注的日常消费品之一，具有较高的产品熟悉度。因此，实验1选择手机作为实验的产品类型。在这里，实验刺激物的选择需要满足两个条件。第一，为了避免品牌刻板印象效应的影响，实验1需要选择市场知名度适中的手机品牌作为实验刺激物。第二，为了避免被试在实验之前就接触和了解过该手机，实验1需要选择刚上市不久的新产品。最终，实验1选择了某款新上市手机作为实验刺激物。在其官方网站上，实验1下载了多张与该手机相关的宣传图片。这些图片被制作成幻灯片，用来向被试进行展示。为了突出审美特征，实验1较多地使用了手机全貌图片。除此之外，实验1还介绍了该手机的处理器、照相、音乐和屏幕等方面的信息，目的是避免被试怀疑实验研究的真实目的。在幻灯片的最后一页，实验1同时向被试呈现了多张手机全貌图片，目的在于为被试在进行审美心理想象之时提供较丰富的素材。另外，实验1还准备了相关的文字材料。

2.实验过程

实验1的被试是中国某高校的学生。来到实验室后，被试被告知参加某品牌手机的新产品测试。实验开始后，实验员利用幻灯片和必要的文字说明材料向被试介绍该新手机的基本情况。在结束放映之后，幻灯片停留在最后一页。在介绍完手机的基本情况之后，被试需要填写相关变量的测量量表。所有被试需要独立完成实验任务。

3.变量测量

因变量：实验1将被试对手机外观的偏好作为产品审美评价的测量指标，采用七分利克特量表设计(“1”=非常不同意，“7”=非常同意)。具体地，该量表包括“这款手机很漂亮”、“这款手机很吸引人”、“这款手机很讨人喜欢”、“这款手机看起来很舒服”和“我很乐意看到这款手机”五个测项。

自变量：在完成因变量的测量之后，被试需要填写自我聚焦状态量表。自我聚焦状态的测量包括私隐和公众自我聚焦，采用五分利克特量表设计(“1”=非常不同意，“5”=非常同意)。私隐自我聚焦量表包含10个测量题项，分别是“我总是试图了解自己”、“我一般很少意识到自己(R)”、“我经常顺着自己的感觉行事”、“在发呆的时候，我总是在想着自己”、“我很少反省自己(R)”、“通常情况下，我很关注自己的内心感受”、“我经常关注自己的做事动机”、“有时候，我会从不同方面来检查自己”、“我能够把控自己的情绪变化”和“在处理难题之时，我能清楚地了解自己的想法”。公众自我聚焦量表包含7个测量题项，分别是“我比较注意自己的做事方式”、“我很在意自己在别人面前的表现”、“我经常观察自己的行为举止”、“我很在意是否可以给他人留下好印象”、“在临出门的时候，我喜欢照照镜子”、“我在意别人对自己的看法”和“我很在意自己的仪表仪容”。

控制变量：为了控制干扰因素的影响，实验1测量被试的手机产品知识。产品知识的测量采用九分利克特量表设计(“1”=非常不了解，“9”=非常了解)。具体测项为“我比较熟悉和了解手机这种产品”。最后，被试还需报告之前是否使用过该品牌的手机，是否接触过该手机的宣传资料(包括产品网页、电视和平面广告等)、性别和年龄等信息。

(二)结果分析

参考前人的研究，实验1运用中位数切分法对自我聚焦状态量表的测量得分进行了分组处理，分别被分成高和低私隐(社会)自我聚焦组。实验1将同时落入高社会和低私隐自我聚焦组的被试编码为公众自我聚焦组，而将同时落入低社会和高私隐自我聚焦组的被试编码为私隐自我聚焦组。另外，实验1还需要排除那些曾经使用过该品牌手机或接触过该新款手机宣传资料的被试。实验1获得66份有效样本，其中男性26人占总人数的39.4%，女性40人占总人数的60.6%，平均年龄20.98岁，年龄范围为19～23岁。

首先，检验自变量的差异程度。实验1分别将私隐自我聚焦(α=0.85)和公众自我聚焦(α=0.83)对自我聚焦状态组别进行单因素方差分析。结果显示，私隐自我聚焦(

(1，65)=182.70，

<0.01，

Cohen

’

=3.34)和公众自我聚焦(

(1，65)=105.67，

<0.01，

Cohen

’

=2.53)存在显著的差异，且具有完全相反的大小方向。具体地，就私隐自我聚焦的测量来说，私隐自我聚焦组的被试(

=4.17，

=0.52，

=31)显著地大于公众自我聚焦组的被试(

=2.09，

=0.71，

=35)；就公众自我聚焦的测量来说，私隐自我聚焦组的被试(

=2.04，

=0.63)显著地小于公众自我聚焦组的被试(

=3.96，

=0.87)。实验1还分别将私隐和公众自我聚焦对人口统计信息(性别和年龄)进行了单因素方差分析，没有发现二者对自我聚焦状态有显著影响。因此，实验1对自我聚焦状态的分组能够满足研究要求。其次，检验控制变量的差异程度。实验1将产品知识对自我聚焦状态进行了单因素方差分析。结果显示，在私隐自我聚焦组(

=7.12，

=0.78)与公众自我聚焦组(

=6.94，

=0.97)之间，产品知识没有显著差异(

(1，65)=0.71，

>0.1，

Cohen

’

=0.20)。因此，被试的产品知识不会显著地影响实验结果。最后，检验因变量的差异程度。实验1将产品审美评价(α=0.97)对自我聚焦状态组别进行了单因素方差分析。结果显示，在不同组别中，被试的产品审美评价存在着显著的差异(

(1，65)=9.38，

<0.01，

Cohen

’

=0.75)。具体地，私隐自我聚焦组被试的产品审美评价(

=5.43，

=1.21)显著地大于公众自我聚焦组被试的产品审美评价(

=4.53，

=1.18)。这说明，消费者的自我聚焦状态显著地影响了被试的产品审美评价。具体地，相较于公众自我聚焦的消费者，私隐自我聚焦的消费者能够获得更高的产品审美评价。此外，实验1还分别将被试的产品审美评价对人口统计信息(性别和年龄)进行了单因素方差分析，并没有发现二者对产品审美评价存在显著的影响作用。实验结果支持了本研究的假设1。

(三)讨论与小结

实验1将自我聚焦状态处理成消费者的个性特质，验证了H1。接下来，本文将检验主效应的中间机制。在实验2中，本文将操控被试的自我聚焦状态，以检验主效应的可靠性。

三、实验2：流畅性感知的中介作用

实验2的主要目的在于 :(1)通过对自我聚焦状态的操控，并重复实验1的发现，以检验主效应的可靠性；(2)检验心理模拟过程中的流畅性感知是否起到中介作用。

(一)实验设计

实验2采用单因素(自我聚焦状态：私隐与社会)组间设计。与实验1一样，实验2也采用某新款手机的宣传资料作为实验刺激物。

1.实验过程

图1 自我聚焦状态的操控

实验2操控了被试的自我聚焦状态。具体操控程序参考了前人的研究。实验2仍然以新产品测试的名义进行。被试是中国某高校的学生。首先，被试被领到一个正在放映幻灯片的教室。在私隐自我聚焦组，幻灯片的内容为以“‘我’为背景”的图片；在公众自我聚焦组，幻灯片的内容为以“‘我’为主角”的图片(具体请见图1)。除此之外，两个组别的实验条件没有任何区别。在指导被试找到合适的座位坐下之后，实验员表示该教室可能正在被使用，需要确认是否可以在此进行。接着，实验员打电话确认教室的使用情况。打电话的过程大概持续五分钟左右。实验2就是利用实验员打电话的时间让被试接受和处理了用来激发不同自我聚焦状态的图片信息。并且，利用更换教室的方法避免被试认为实验操控与新产品测试任务存在联系。在更换教室之后，实验过程与实验1完全相同。

2.变量测量

因变量：实验2测量了被试的产品审美评价和流畅性感知。产品审美评价的测量方法与实验1一致。在完成产品审美评价的测量之后，被试被要求回忆其进行产品审美判断的过程及细节，并据此填写流畅性感知量表。流畅性感知的测量采用九分利克特量表设计(“1”=非常不同意，“9”=非常同意)。该量表包括六个测项：“我能够想象我使用该款手机的情景”、“在进行想象之时，我感觉较容易”、“我不需要花费较多的时间进行想象”、“生动形象”、“动态有活力”和“包含较多细节”。

自变量：在测量因变量之后，被试需要填写自我聚焦状态量表。与实验1不同，实验2使用情景自我聚焦状态量表来测量自我聚焦状态，采用七分利克特量表设计(“1”=非常不同意，“7”=非常同意)。该量表测量了被试由于外界环境因素所激发的自我聚焦状态。与实验1所用量表相比，情景自我聚焦状态量表更适合实验2。与实验1一样，情景自我聚焦状态的测量也包括私隐和公众自我聚焦量表。私隐自我聚焦量表有三个测量题项，分别是“刚才，我比较关注我内心的感觉”、“刚才，我更多地想到了属于自己的生活”和“刚才，我能够意识到自己内心最真实的感觉”。公众自我聚焦量表有三个测量题项，分别是“刚才，我很在意自己在别人面前的表现”、“刚才，我能意识到自己留给他人的印象”和“刚才，我很在意别人对我的看法和评价”。

控制变量：实验2还测量了被试的产品知识、是否拥有品牌使用经历、是否接触过手机宣传资料、性别和年龄等。最后，实验2还要求被试回答是否觉得整个过程存在异常之处，目的是排除那些猜测到实验目的的样本。所有被试皆独立完成整个实验过程。

(二)结果分析

在排除那些拥有品牌使用经历，或接触过该手机宣传资料，或觉得实验过程存在异常之处的被试之后，实验2获得73份有效样本，其中男性23人占总人数的31.5%，女性50人占总人数的68.5%，平均年龄为21.12岁，年龄范围为19～23岁。

首先，检验实验操控。实验2分别将私隐自我聚焦(α=0.77)和公众自我聚焦(α=0.83)对自我聚焦状态组别进行了单因素方差分析。分析结果显示，在两个组别中，私隐自我聚焦(

(1，72)=67.55，

<0.01，

Cohen

’

=1.92)和公众自我聚焦(

(1，72)=121.29，

<0.01，

Cohen

’

=2.18)存在显著的差异，且具有完全相反的大小方向。具体地，就私隐自我聚焦量表来说，私隐自我聚焦组的被试(

=5.39，

=1.26，

=35)显著地大于公众自我聚焦组的被试(

=3.05，

=1.17，

=38)；就公众自我聚焦量表来说，私隐自我聚焦组的被试(

=2.76，

=1.13)显著地小于公众自我聚焦组的被试(

=5.34，

=1.23)。此外，实验2还分别将私隐和公众自我聚焦对人口统计信息(性别和年龄)进行了单因素方差分析，并没有发现二者对自我聚焦状态存在显著的影响作用。因此，实验2对自我聚焦状态的操控能够满足研究要求。其次，检验控制变量的差异程度。实验2将产品知识对自我聚焦状态进行了单因素方差分析。结果显示，在私隐自我聚焦组(

=6.34，

=1.26)与公众自我聚焦组(

=6.58，

=1.18)之间，被试的产品知识不存在显著差异(

(1，72)=0.69，

>0.1，

Cohen

’

=0.19)。因此，被试的产品知识不会影响实验结果。紧接着，检验因变量的差异程度。实验2将产品审美评价(α=0.96)对自我聚焦状态组别进行了单因素方差分析。结果显示，在不同组别中，被试的产品审美评价存在着显著的差异(

(1，73)=7.42，

<0.01，

Cohen

’

=0.64)。具体地，私隐自我聚焦组被试的产品审美评价(

=5.60，

=1.21)显著地大于公众自我聚焦组的被试(

=4.85，

=1.12)。此外，实验2还分别将被试的产品审美评价对人口统计信息(性别和年龄)进行了单因素方差分析，并没有发现二者对自我聚焦状态存在显著的影响作用。检验结果说明，消费者的自我聚焦状态显著地影响了被试的产品审美评价，支持了假设1。

图2 中介作用的检验结果

最后，检验流畅性感知的中介作用。实验2用回归的方法检验了流畅性感知的中介作用。其中，自我聚焦状态(虚拟变量：“0”=公众自我聚焦，“1”=私隐自我聚焦)为自变量，流畅性感知为中介变量，产品审美评价为因变量，性别和年龄为协变量。根据Preacher和Hayes提出的中介检验程序，实验2估计了模型的回归系数(见图2)。回归结果显示，自我聚焦状态对产品审美评价的直接效应系数为0.31(

=0.12，

<0.01)。但是，在加入中介变量(流畅性感知)之后，自变量对因变量的影响系数为0.12，不再具有显著性(

=0.12，

>0.1)。实验2对中介作用的显著性进行了Sobel检验。中介效应的Sobel系数为2.59，具有显著性(

<0.01)。另外，中介作用的整体效应系数为0.187 6(

=0.076 4)，99%的置信区间为(0.035 0，0.434 8)，不包括零。由此判断，在自我聚焦状态与产品审美评价的关系中，流畅性感知的中介作用显著。因此，假设2得到了验证。

(三)讨论与小结

实验2检验了自我聚焦状态对产品审美评价的主效应，以及流畅性感知在这一影响关系中的中介作用。与实验1不同，实验2运用已有研究中的成熟方法操控了被试的自我聚焦状态。对实验结果的分析显示，自我聚焦状态能够显著地影响消费者的产品审美评价，重复了实验1中的发现。实验2还表明，在自我聚焦状态与产品审美评价的因果关系中，被试的流畅性感知起着显著的中介作用。研究假设之所以成立的内在机制是：与私隐自我聚焦的消费者相比，公众自我聚焦的消费者更加容易受到他人评价和意见的影响。尽管假设得到了支持，但是前面的实验并没有检验这一内在机制是否成立。为此，本研究设计了实验3。

四、实验3：外部参考标准的影响作用——对信息处理机制的检验

实验3的目的在于检验外部审美参考标准(他人的评价和标准)对不同自我聚焦状态消费者的影响程度是否相同。在被试对产品进行审美评价之前，实验3主动向被试提供可供参考的产品审美评价标准(高与低)。实验3的预测是，相比于私隐自我聚焦的被试，公众自我聚焦的被试将更容易受到外部参考标准的影响。

(一)实验设计

实验3采用2(自我聚焦状态：私隐与社会)×2(外部参考标准：高与低)的组间设计。实验3也采用了实验1所使用的实验刺激物。参考前人的研究,在正式实验开始前一个星期，实验3测量了被试的私隐和公众自我聚焦，并使用中位数切分法将被试分成私隐和公众自我聚焦组。自我聚焦状态的测量量表与实验1完全一致。在正式实验之前测量自变量能够降低被试猜测实验目的的可能性，提高实验结果的可靠性。

实验3的被试是中国某高校的学生。在正式实验开始后，被试被告知参加手机新产品的测试活动。并且，该测试活动已经获得一些样本数据。因为公司管理层希望较全面地掌握消费者对手机新产品的评价，所以还需要获取一些新的样本数据。私隐和公众自我聚焦组分别被随机平均分配至审美参考标准高和低的两个实验条件组。在审美参考标准高的实验条件组，被试被告知已有样本对新产品的评价较高，特别是对产品美观程度评价甚高；在审美参考标准低的实验条件组，被试被告知已有样本对新产品的评价不太高，特别是对产品美观程度的评价较低。除此之外，实验3与实验1的实验过程完全一致。实验3测量了被试的审美评价和产品知识，测量方法与实验1一致。另外，被试还需要报告是否拥有品牌使用经历、是否接触过手机宣传资料、性别和年龄等。所有被试皆独立完成整个实验过程。

(二)结果分析

在排除不符合研究要求的被试之后，实验3获得134份有效样本，其中男性58人占总人数的43.3%，女性76人占总人数的56.7%，平均年龄为21.20岁，年龄范围为19～24岁。

首先，检验自我聚焦状态的差异程度。实验3分别将私隐自我聚焦(α=0.81)和公众自我聚焦(α=0.85)对自我聚焦状态组别进行了单因素方差分析。分析结果显示，在两个组别中，私隐自我聚焦(

(1，133)=368.38，

<0.01，

Cohen

’

=3.32)和公众自我聚焦(

(1，133)=275.87，

<0.01，

Cohen

’

=2.88)存在显著的差异，且具有完全相反的大小方向。具体地，就私隐自我聚焦量表来说，私隐自我聚焦组的被试(

=3.70，

=0.43，

=65)显著地大于公众自我聚焦组的被试(

=2.24，

=0.45，

=69)；就公众自我聚焦量表来说，私隐自我聚焦组的被试(

=2.21，

=0.55)显著地小于公众自我聚焦组的被试(

=3.99，

=0.68)。此外，实验3还分别将私隐和公众自我聚焦对参考标准(高与低)和人口统计信息(性别和年龄)进行了单因素方差分析，并没有发现它们对被试的自我聚焦状态存在显著的影响作用。因此，实验3对被试自我聚焦状态的分组能够满足验证研究假设的要求。其次，检验控制变量的差异程度。实验3分别将产品知识对自我聚焦状态组别和参考标准进行了单因素方差分析。结果显示，在私隐自我聚焦组(

=6.87，

=1.17)与公众自我聚焦组(

=6.80，

=1.21)之间，被试的产品知识没有显著差异(

(1，133)=0.11，

>0.1，

Cohen

’

=0.06)。在高审美参考标准组(

=6.91，

=1.19)与低审美参考标准组(

=6.76，

=1.20)之间，被试的产品知识也没有显著差异(

(1，133)=0.53，

>0.1，

Cohen

’

=0.13)。二者对产品知识的交互作用也不显著。因此，被试的产品知识不会显著地影响实验结果。最后，检验自我聚焦状态和外部参考标准的交互效应。实验3将审美评价对自我聚焦状态和外部参考标准进行了双因素方差分析。结果显示，二者对产品审美评价的交互效应显著(

(1,133)=10.18，

<0.01，偏

=0.07)。具体地，在公众自我聚焦组，高外部参考标准组被试的产品审美评价(

=5.37，

=0.97)显著地高于低外部参考标准组的产品审美评价(

=4.18，

=0.98)，

(1，64)=24.21，

<0.01，

Cohen

’

=1.22)；但是，在私隐自我聚焦组，外部参考标准对被试的产品审美评价不再具有显著的影响作用(

=5.29，

=0.91；

=5.15，

=0.97)，

(1，68)=0.34，

>0.1，

Cohen

’

=0.15)。由此可判断，自我聚焦状态显著地调节了外部参考标准对产品审美评价的影响作用。具体地，对于公众自我聚焦的被试来说，外部参考标准显著地影响了产品审美评价；但是，对于私隐自我聚焦的被试来说，外部参考标准对产品审美评价的影响不显著。因此，实验结果支持了之前的预测。

(三)讨论与小结

与私隐自我聚焦的消费者相比，公众自我聚焦的消费者更加容易受到他人评价和意见的影响。实验3的逻辑是，如果这个内在机制是成立的，那么外部参考标准的变化(不)能够显著地影响(私隐)公众自我聚焦的消费者对产品的审美评价。实验3的结果表明，研究假设的内在机制是成立的。

五、结论与讨论

(一)主要结论

在不同使用场景下，消费者对产品的态度和评价是不同的。借鉴已有研究，本研究将使用场景划分为两类：私隐场景和社交场景。在此基础上，本文从自我聚焦状态的角度研究了在两种场景下消费者的审美评价是否存在差异。本研究一共进行了三个实验研究。实验1对自变量采用了测量的方式，主要验证了自我聚焦状态对产品审美评价的主效应(H1)。实验2则操控了被试的自我聚焦状态，重复了实验1中的结果，并检验了中介作用(H2)。实验3则采用了一个双因素的交互实验设计，主要是验证了主效应背后的内在机制。研究发现，相比于公众自我聚焦的消费者，私隐自我聚焦的消费者对产品审美评价将更高。在这一关系之间，流畅性感知起着显著的中介作用。这是因为，相比于公众自我聚焦的消费者，私隐自我聚焦的消费者将更多地关注自己的想法和感觉，因而具有较高的流畅性感知。

(二)理论贡献

首先，本研究丰富了审美营销的研究。在美学营销的研究中，学者们较多地关注了产品的设计因素(比如，图形元素和结构特征)，而没有探讨消费者的自我聚焦状态对产品审美评价的影响作用。在已有理论的基础上，本文利用三个实验研究检验了自我聚焦状态对产品审美评价的影响作用和内在机制。

其次，本文能够推动自我聚焦理论在营销学领域的应用研究。很早之前，营销学者们就开始关注消费者自我聚焦状态在营销学领域的影响作用。例如，自我聚焦状态显著地影响消费者的商品评价、印象管理动机和虚荣消费行为。但是，学者们尚未研究自我聚焦状态对产品审美评价的影响。本研究能够加深学者们对消费者自我聚焦状态的认识，推动该理论在营销学领域的应用。

(三)营销建议

首先，消费者自我意识是影响产品审美体验的重要因素。根据本文的研究发现，在面对相同的产品之时，相比于公众自我聚焦的消费者，私隐自我聚焦的消费者能够获得较高的产品审美体验。因此，为了有效地提升消费者的产品审美体验，营销人员应该采取措施激发消费者的私隐自我意识。为了提升消费者的产品审美体验，营销人员应该仔细地考虑各种环境因素的设置。

其次，营销人员应该重视流畅性感知对消费者购买行为的影响作用。流畅性感知是人们对信息处理情况的一种综合认知，人们不但关注引起流畅性感知差异的原因所在，也能依靠流畅性感知迅速地做出决策。根据本文的研究发现，流畅性感知在自我意识和产品审美体验之间的因果关系中起着显著的中介作用。因此，为了提升消费者的产品审美体验，营销人员必须关注消费者的流畅性感知。不仅如此，流畅性感知还能影响消费者对产品其他属性和特征的认知和评价，比如广告评价、选择意愿等。

(四)研究局限及未来方向

首先，本文的实证研究全部是实验室研究，能够确保研究结论的内部效度。但是，研究结论的外部效度如何呢？比如，在现实的消费环境下，消费者自我聚焦状态对产品审美评价的影响关系是否依然存在？这些问题都有待开展更多的现场研究来进行检验。

其次，如何在营销实践中应用研究结论。在心理学研究中，镜子、摄像头和旁观者常被用来操控被试的自我聚焦状态。那么，营销人员是否可以在卖场使用这些因素以提升消费者对产品的审美评价呢？是否还有其他环境因素可以利用呢？这也是将来的一个研究方向。

暨南学报(哲学社会科学版)

2019年9期