（宁夏大学新华学院 750021）

引言

当今，儿童已越来越多的参与到家庭购买队伍中。生活中，可以看到在购买儿童产品时，儿童对父母进行纠缠，导致家长被动购买并产生了内疚感。那么，产生内疚感与哪些家庭购买决策因素有关呢？如何减少家长的内疚感呢？

目前，有关儿童参与家庭消费的研究有：厦门大学周静（2007），以我国城市家庭为对象，构建了儿童课外培训班家庭购买决策模型，以此来考察家庭状况、家庭生活形态和家庭决策方式在购买过程中的影响[1]；西南财经大学张恩碧、董明、邢文庆（2012），研究了城市满巢期核心家庭子女对家庭消费决策影响力分析[2]；中国计量学院的郭小钗（2010），研究了中国学龄儿童对家庭购买决策影响力[3]。以上文献主要是从子女对家庭购买决策影响力因素进行研究，但未进一步对购买后的内疚行为进行研究。

营销中，目前有从产品属性、服务质量、品牌关系、顾客感知价值等角度研究购后行为，但并未对内疚行为进行深入阐述。还有一些研究是从自我馈赠[4]，消费者旅游过程中的冲动性购买[5]，消费者在与企业销售人员建立了深入的联系后却没有购买所引起的购后内疚[6]及消费者内疚变化机制研究[7]。总的来看，现有研究忽略了儿童参与消费品购买后，家长因被动购买而带来的内疚行为研究。

本文旨在通过实证研究，在子女影响家庭消费决策的因素基础上，进一步探讨与家长被动购买内疚行为的关系，一方面补充了理论研究，另一方面帮助家长认识到对儿童加强消费教育的重要性及尽量减少购后内疚行为，同时也为企业开展产品定位提供参考依据。

一、研究的方法

本次调查，以银川市3-12岁儿童父母为研究对象，发放问卷430份，有效问卷396份，问卷有效率为92.09%。本文参照子女影响家庭消费决策的因素，通常可以分为三大类:子女本身的因素、父母或家庭因素、决策过程 (Mangleburg 1989；Talpade1990)，进一步深入研究子女在选择产品种类时，影响城市家长满足儿童消费需求的被动购买内疚行为的家庭消费决策因素。具体因素涉及：儿童购买产品参与度、儿童年龄、家庭月收入、家长性别、家长教育程度与家长满足儿童消费需求的被动购买内疚度之间的关系。

(一)选择目标产品预测试

享乐品和实用品是营销学消费者行为研究公认的一种对产品或服务的分类[8]。消费者对产品性质的感知有享乐性和实用性之分[9][10]。为了选择合适的调查分类产品及家长较为熟悉的儿童产品，防止偏差过大，共对23名测试者进行了纸质问答。首先，介绍享乐品和实用品的定义，享乐品是指“能让人在情感和感官体验上获得美或感性的愉悦、幻想和乐趣”的产品或服务[11]。实用品性产品则是“更多地基于理性认知、工具性的、目标导向的、能完成某种功能或实际任务”的产品或服务[12]。接着，要求被试分别列出几种为儿童购买的享乐品和实用品。最后，根据列举的频率，分别选取玩具作为享乐品的研究产品，选取课外培训类产品作为实用品的研究产品。

（二）量表设计

针对不同的产品类别，分别设计了儿童参与家庭购买的参与度量表。每个参与度量表涉及6个题目，分别为：1.在购买产品时，您的孩子通常会在购买现场；2.在购买 产品时，您的孩子会说出他的想法和意见；3.在购买__产品时，孩子自己做挑选；4.在购买__产品时，您很重视孩子的看法和意见；5.在购买时，意见出现分歧，您会以孩子的意见为主；6.在购买__产品时，若您的孩子购买欲望强烈，您会给予购买[13]。

表1 样本构成分布（作者绘制）

针对不同的产品类别，分别设计了内疚度量表。每个内疚度量表涉及3个题目，分别为1.当您在孩子纠缠下，进行了被动购买__产品，您会感觉内疚；2.当您在孩子的纠缠下，进行了被动购买__产品，您会感觉不安；3.当您在孩子纠缠下，进行了被动购买__产品时，您会感觉自责[14]。

以上量表均采用Likert量表7分法评分，分数由低到高，1代表非常不同意，7代表非常同意。

二、结果与分析

（一）描述性统计

如表1样本构成分布（作者绘制）

（二）信效度分析

1.量表的信度。分别对两种产品的“参与度量表”与“内疚度量表”两个因素构念信度检验。

表2 可靠性统计（作者绘制）

表2是“参与度量表”与“内疚度量表”两个因素构念信度检验分析，各类产品的的“参与度量表”与“内疚度量表”两个因素构念信度均大于0.7，因此可信度高。

2.因素分析。分别对两种产品进行儿童参与度和家长被动购买的内疚度进行因子分析，采取KMO和Bartlett的球形检验度，抽取特征值大于1或 限定因子萃取个数，采用最大方差法，取消小系数绝对值为0.4。删除与预设构面不同的题目，删除因素负荷量过低的题目 （＜0.6），删除交叉负荷量过高的题目（＞0.4）。

表3 因素分析（作者绘制）

表3为因素分析，依据Kaiser(1974)的观点，因玩具产品的kmo在.7-0.8之间，表示题项变量间的关系是适中的，还算适合进行因素分析；课外培训产品的KMO在.8-.9之间，表示题项变量间的关系是良好的，题项变量间适合进行因素分析；两种产品的Bartlett的球形检验均为P=.000＜0.05，达到显著水平；两种产品的二个公共因子累计方差贡献率，即萃取出的两个因素可解释全量表题项的能力均大于50%。二者的效度亦达到要求。

（三）结果分析

1.儿童参与度与家长被动购买的内疚度关系

H1a：对于玩具产品，儿童参与度与家长被动购买的内疚度相关。

H1b：对于课外培训产品，儿童参与度与家长被动购买的内疚度相关。

表4 相关性（作者绘制）

表4为积差相关分析，可以发现：

对于玩具、课外培训产品，两个变量间的Pearson相关系数大小均介于-1至+1之间，显著性概率值均为P＜0.05，假设H1a、H1b均成立，且儿童参与度与家长被动购买的内疚度有显著的负向关系。

2.儿童年龄与家长被动购买内疚度的关系

H2a：对于玩具产品，儿童年龄与家长被动购买内疚度有显著关系

H2b：对于课外培训产品，儿童年龄与家长被动购买内疚度有显著关系

分别对玩具、课外培训产品进行方差分析，经Levene同质性检验后，整体检验F值均未显著（P＞0.05），则假设H2a、H2b不成立，即儿童年龄与家长被动购买内疚度无显著关系。

3.家庭月收入与家长性别的交互作用对被动购买内疚度的影响

H3a：对于玩具，家庭月收入与家长性别的交互作用影响被动购买内疚度

H3b：对于课外培训产品，家庭月收入与家长性别的交互作用影响被动购买内疚度

先对假设H3a进行检验，采用方差分析法，方差齐性检验结果显示各组的方差差异不显著F(9,386)=0.824，p=0.595＞0.05，方差具有齐性，可以进行交互效应检验，检验结果如表5所示：家庭月收入与家长性别对玩具被动购买内疚度的主效应均不显著（P家庭月收入=0.06； P家长性别=0.664），但家庭月收入与家长性别对玩具被动购买内疚度的交互效应十分显著F（4,386）=3.069，P=0.016＜0.05，即假设H3a成立:对于玩具，家庭月收入与家长性别的交互作用影响被动购买内疚度。

表5 主体间效应的检验（作者绘制）

在二者交互效应显著的基础上，还需进一步的简单效应分析，以检验各组均值的差异是否显著。分析结果表明：性别在家庭收入为15000元—20000元时，有显著性 （F=4.33，P=0.038＜0.05），母亲被动购买玩具内疚度显著高于父亲被动购买玩具内疚度（M母亲内疚度=3.602，M父亲内疚度=2.839）；家庭收入对于父亲有显著性（F=4.16，P=0.003＜0.05），家庭月收入在 8000 元以下，父亲被动购买玩具内疚度最高（M父亲内疚度=4.213）；在家庭月收入在15000-20000元，父亲被动购买玩具内疚度最低（M父亲内疚度=2.839）。均值图见图1。

图1：均值图（作者绘制）

再对假设 H3b进行检验，采用方差分析法，方差齐性检验结果显示各组的方差差异不显著F(9,386)=1.300，p=0.235＞0.05，方差具有齐性，可以进行交互效应检验，检验结果，家庭月收入与对课外培训被动购买内疚度有显著效应 （P课外培训=0.000＜0.005）,父母性别对课外培训被动购买内疚度的主效应不显著（P课外培训=0.811），且家庭月收入与家长性别对课外培训被动购买内疚度的交互效应不显著 F（4,386）=1.599，P=0.174＞0.05，即假设H3a不成立。

因家庭月收入与课外培训被动购买内疚度有显著效应（P课外培训=0.000＜0.005），且收入有五个组别，需进一步进行事后多重比较，如表6：

表6 多重比较（作者绘制）

4.15000-20000 1.8000以下 -1.10310*.21683.000 2.8000-10000 -.59526*.19716.023 3.10000-15000 -.56977*.18343.017 5.20000以上 -.16501.23072.953 1.8000以下 -.93810*.24821.002 2.8000-10000 -.43025.23122.340 3.10000-15000 -.40476.21963.350 4.15000-20000.16501.23072.953 5.20000以上

表6中，就“课外培训类产品被动购买内疚度”而言，可以发现：

1.“8000元以下”家庭收入组群体显著高于 “15000-20000元”家庭收入组；

2.“8000元以下”家庭收入组群体显著高于“20000元以上”家庭收入组；

3.“8000-10000元”家庭收入组显著高于“15000-20000元”家庭收入组；

4.“10 000-15000元”家庭收入组显著高于 “15000-20000元”家庭收入组；

4.家庭月收入与家长教育程度的交互作用影响被动购买内疚度

H4a：对于玩具，家庭月收入与家长教育程度的交互作用影响被动购买内疚度。

H4b：对于课外培训产品，家庭月收入与家长教育程度的交互作用影响被动购买内疚度。

先对假设H4a进行检验，采用方差分析法，方差齐性检验结果显示方差差异不显著F(9,386)=0.585，p=0.810＞0.05，方差具有齐性，可以进行交互效应检验，检验结果如表7所示：家长教育程度对玩具被动购买内疚度的主效应不显著P家长教育程度=0.875，家庭月收入对玩具被动购买内疚度的主效应显著P家庭月收入=0.041，但家长教育程度与家庭月收入的交互效应显著F（4,386）=2.558，P=0.038＜0.05。即假设 H4a成立：对于玩具，家庭月收入与家长教育程度的交互作用影响被动购买内疚度。

表7 主体间效应的检验（作者绘制）

在二者交互效应的显著基础上，进一步简单效应分析。结果表明：家长教育程度在不同家庭月收入中无显著效应；家庭月收入对于教育程度为大专及以下的父母有显著性 （F=3.14，P=0.015＜0.05），家庭月收入在20000元以上，被动购买玩具内疚度最高（M=3.917），家庭月收入在15000-20000元，被动购买玩具内疚度最低（M=2.489）。均值图见图2。

图2：均值图（作者绘制）

再对假设H4b进行检验，采用方差分析法，方差齐性检验结果显示各组的方差差异不显著F(9,386)=1.545，p=0.13＞0.05，方差具有齐性，可以进行交互效应检验，检验结果：家庭月收入与对课外培训被动购买内疚度有显著效应 （P课外培训=0.000＜0.005）,因事后多重比较已在对假设 H3b检验时进行分析，在此不重复；家长教育程度对课外培训被动购买内疚度的主效应不显著（P课外培训=0.337），且家庭月收入与家长教育程度对课外培训被动购买内疚度的交互效应不显著F（4,386）=2.175，P=0.071＞0.05，即假设 H4b不成立。

三、讨论和建议

（一）家长应给予孩子正确消费观引导，从而减少购买内疚感

各类琳琅满目的产品，对孩子的吸引力是非常大的，家长不能随着孩子的性子，无节制的给予满足，否则会造成孩子日益膨胀的虚荣心及无情无尽的物质欲望，将来缺少吃苦精神和独立自主精神。同时，对于玩具、课外培训产品，儿童参与度与家长被动购买有显著的负相关。因此,为了减少内疚感，家长应与孩子事前共同制定购买计划、购买规则并共同遵守，形成良好的购物习惯。

（二）在面对儿童消费方面，父母双方应保持共同的消费观

通过分析表明：对于玩具产品，家庭月收入与家长性别的交互作用影响被动购买内疚度。性别在家庭收入为15000元—20000元时，母亲被动购买玩具内疚度显著高于父亲被动购买玩具内疚度。家庭月收入在8000元以下，父亲被动购买玩具内疚度最高；在家庭月收入在15000-20000元，父亲被动购买玩具内疚度最低。因此，父母在面对儿童消费时，应尽量保持共同的消费观，营造良好的和睦家庭氛围及共同理性的消费观，减少被动购买内疚度。

（三）家长根据家庭经济状况，采取合理消费

就“课外培训类产品被动购买内疚度”而言，家庭月收入与被动购买内疚度有显著效应。可以发现：1.“8000元以下”家庭收入组群体显著高于“15000-20000元”家庭收入组；2.“8000元以下”家庭收入组群体显著高于 “20000元以上”家庭收入组；3.“8000-10000元”家庭收入组显著高于“15000-20000元”家庭收入组；4.“10 000-15000元”家庭收入组显著高于 “15000-20000元”家庭收入组；那么，在购买实用品课外培训类产品时，家长应根据家庭经济情况，与孩子进行有效的沟通，采取与家庭收入相匹配的支出，避免或减少被动购买而内疚。

（四）企业在设计儿童产品方面，进行合理的定位

对于玩具产品，家庭月收入与家长教育程度的交互作用影响被动购买内疚度；对于课外培训类产品，家庭月收入与被动购买内疚度存在显著效应。因此，企业应考虑不同家庭收入的市场，在保证产品质量的基础上，满足不同消费者的需求或满足某一阶层消费群体，进行合理定位，建立良好企业形象。