“一”人代言的魅力：品牌代言人數(shù)如何影響消費(fèi)者的品牌態(tài)度*

冉雅璇 劉佳妮 張逸石 衛(wèi)海英

(1中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院, 武漢 430073) (2武漢理工大學(xué)管理學(xué)院, 武漢 430070)

(3暨南大學(xué)管理學(xué)院, 廣州 510632)

“一個(gè)成功的品牌代言, 應(yīng)該是既有助于產(chǎn)品與代言人的交流, 也有助于代言人與消費(fèi)者的交流?！?/p>

——Under Armour公司創(chuàng)始人Kevin Plank

1 問題提出

名人代言是一種“物超所值”的品牌宣傳戰(zhàn)略(Elberse & Verleun, 2012)。許多企業(yè)不惜重金邀請、宣傳和推廣名人代言, 代言人費(fèi)用甚至占營銷費(fèi)用的一半以上。在現(xiàn)今的名人代言實(shí)例中, 品牌為了增強(qiáng)影響力和擴(kuò)大消費(fèi)群體, 越來越傾向于采用兩位或兩位以上名人同時(shí)代言的策略, 即品牌多名人代言(multiple celebrity endorsers)。例如, 勞力士的代言人曾經(jīng)高達(dá)42人, 百事可樂2004年度代言人共有蔡依林等6位名人。然而, 可口可樂2014年放棄全明星代言大陣容, 僅選擇了金秀賢一人代言。那么, 一位代言人還是多位代言人更好？與廣泛存在的品牌多名人代言現(xiàn)象不相稱的是, 學(xué)界對該現(xiàn)象尚缺乏足夠的關(guān)注。

迄今為止, 品牌名人代言研究主要集中于單名人代言, 其中既包括一位名人代言一個(gè)品牌情境,也包括一位名人代言多個(gè)品牌情境。在單名人代言單品牌的前提下, 學(xué)者們考察了代言人特征(黃敏學(xué), 姚舜禹, 劉茂紅, 2018)、代言人和品牌的形象匹配(van der Veen & Song, 2014)、代言人和消費(fèi)者的匹配(Choi & Rifon, 2012)、消費(fèi)者特征(Petty,Cacioppo, & Schumann, 1983)等因素對消費(fèi)者的影響。近年來, 學(xué)者們逐漸將視線投向一位名人代言多個(gè)品牌的現(xiàn)象, 探討了其有效性及溢出效應(yīng)(Chen, Chang, Besherat, & Baack, 2013)。然而, 與以上豐富的品牌單名人代言研究相反, 僅有零星幾項(xiàng)研究涉及到品牌多名人代言(Rice, Kelting, &Lutz, 2012; Thomas & Fowler, 2015; Handriana &Wisandiko, 2017; Um, 2008), 這與極為常見的品牌多名人代言的現(xiàn)象極不相稱。此外, 這些僅有的涉及品牌代言人數(shù)研究的結(jié)論并不一致。品牌代言人數(shù)如何影響消費(fèi)者品牌態(tài)度？其作用機(jī)理是什么？這些重要的問題也尚待解答。因此, 本研究擬針對上述問題, 探討品牌代言人數(shù)對消費(fèi)者態(tài)度的機(jī)制與邊界。

1.1 品牌代言人數(shù)

品牌代言人是“通過在品牌宣傳活動中進(jìn)行陳述, 或以行為來表現(xiàn)品牌形象和特征的人”(Elberse & Verleun, 2012), 是消費(fèi)者與品牌建立關(guān)系的關(guān)鍵載體(Ilicic & Webster, 2013)。對于如何選擇恰當(dāng)?shù)钠放拼匀诉@一問題, 學(xué)界主要呈現(xiàn)了兩種觀點(diǎn)：匹配假說(Match-Up Hypothesis)和信源吸引力模型(Source Attractiveness Model)。前者強(qiáng)調(diào)品牌代言人和品牌的匹配性(Lafferty, Goldsmith, &Newell, 2002), 后者關(guān)注代言人的吸引力因素(Ilicic & Webster, 2013)。然而這些觀點(diǎn)囿于“品牌代言人為一人”的前提, 無法回答品牌代言人數(shù)因素(一人vs.多人)對代言效果的具體作用。

此外, 在僅有的涉及品牌多人代言的研究中,對品牌代言人數(shù)因素的探討也存在不足。首先, 品牌代言人數(shù)這一因素對品牌態(tài)度的直接作用及其內(nèi)部機(jī)制還處于黑箱之中。例如, Rice等(2012)分析了品牌代言人數(shù)、形象一致性和涉入度三種因素的混合作用, Saleem (2007)、Handriana和Wisandiko(2017)同時(shí)操縱了品牌代言人數(shù)和涉入度, 均未檢驗(yàn)品牌代言人數(shù)的直接影響機(jī)理。第二, 現(xiàn)有研究主要基于信息重復(fù)性的視角, 即多位代言人比一位代言人能提供重復(fù)的信息, 該研究視角既與廣告播放重復(fù)(不論一位代言人還是多位代言人)的現(xiàn)實(shí)相悖, 還忽略了人們在感知一人和多人時(shí)的關(guān)鍵差異。已有大量心理學(xué)研究證實(shí), 人數(shù)(一人vs.多人)會引起印象形成速度(Hamilton & Sherman, 1996;Susskind, Maurer, Thakkar, Hamilton, & Sherman,1999)、分享意愿(Barasch & Berger, 2014)以及人際態(tài)度(Small, Loewenstein, & Slovic, 2007)等方面的差異。第三, 有關(guān)“一位代言人還是多位代言人更好”的問題, 現(xiàn)有研究結(jié)論仍存在不一致。一類研究認(rèn)為, 當(dāng)消費(fèi)者涉入度低時(shí), 多人代言比單人代言更優(yōu)。例如, Handriana和Wisandiko (2017)與Saleem(2007)指出, 在消費(fèi)者低涉入度(即對產(chǎn)品不熟悉)的情況下, 多位代言人比一位代言人能帶來更加積極的廣告評價(jià), 而在消費(fèi)者高涉入度的情況下則沒有顯著差異; 類似地, Rice等(2012)發(fā)現(xiàn), 僅當(dāng)消費(fèi)者涉入度較低時(shí), 多人代言(vs.單人代言)的廣告評價(jià)更高。然而, 另一類研究結(jié)論卻與上述結(jié)論相反。例如Thomas和Fowler (2015)發(fā)現(xiàn), 對于低涉入度產(chǎn)品, 單人代言反而比多人代言的廣告評價(jià)更加積極。本研究針對以上問題, 在現(xiàn)有“一人”對“多人”研究的基礎(chǔ)上深入探究品牌代言人數(shù)的有效性, 剖析品牌代言人數(shù)對消費(fèi)者品牌態(tài)度的影響機(jī)制。

1.2 品牌代言人數(shù)與品牌態(tài)度

品牌代言情境為同時(shí)出現(xiàn)于其中的品牌和代言人建立了高度的相關(guān)性。諸多品牌代言的研究從形象轉(zhuǎn)移(Image Transference)視角指出, 消費(fèi)者會自動形成品牌特征和代言人特征的聯(lián)想網(wǎng)絡(luò)。一方面, 消費(fèi)者會憑借品牌線索形成對代言人的特征評價(jià), 如當(dāng)品牌犯錯時(shí), 其代言人往往會被認(rèn)為更加不可信(Louie & Obermiller, 2002); 另一方面, 消費(fèi)者也會根據(jù)代言人特質(zhì)推斷品牌特征, 如年老代言人會使品牌看上去更有“歷史感” (Huber, Meyer,Vogel, Weihrauch, & Hamprecht, 2013)。由此可見,品牌特征和代言人特征可以相互轉(zhuǎn)移并影響。在品牌代言人情境中, 名人的形象會自然轉(zhuǎn)移到品牌身上(Miller & Allen, 2012)。就品牌代言人數(shù)而言, 當(dāng)品牌由一人代言時(shí), 消費(fèi)者會認(rèn)為品牌擁有“一人”的特質(zhì), 而當(dāng)品牌由多人代言時(shí), 消費(fèi)者會感知品牌擁有“多人”的特質(zhì)。

一人特質(zhì)和多人特質(zhì)究竟有何感知上的差異？單人積極偏差(Person-Positivity Bias)是解釋個(gè)體面對“一人 vs.多人”的心理差異的經(jīng)典效應(yīng), 指出個(gè)體對一人的評價(jià)會比對多人的評價(jià)更加積極(Sears, 1983)。單人積極偏差理論的提出者 Sears(1983)認(rèn)為, “人格性(Personhood)”是人們對一個(gè)或多個(gè)對象反應(yīng)差異的關(guān)鍵。人格性這一概念原屬哲學(xué)范疇, 是描述作為個(gè)人存在狀態(tài)的變量。一個(gè)由多個(gè)人所組成的群體往往被看作一個(gè)抽象的實(shí)體,其存在狀態(tài)更接近一個(gè)物體而非一個(gè)人, 因此一人具有高人格性而多人具有低人格性。一些有關(guān)道德行為的研究也佐證了該觀點(diǎn)。Critcher和 Dunning(2013)發(fā)現(xiàn), 人們會推斷多人的道德行為是基于規(guī)范或壓力, 而一人的道德行為是基于自我道德意識,可見一人比多人更加自主、更加接近“個(gè)人存在”的感知狀態(tài)。因此, 人格性程度的不同會導(dǎo)致態(tài)度的差異。相比低人格性的“它” (如被視為某件物品或某個(gè)組織的存在), 人們對高人格性的“他/她”(如被視為一個(gè)具體的人的存在)的評價(jià)往往會更高, 也會認(rèn)為更相似、更親近, 更傾向于采用啟發(fā)式加工(Sears, 1983; Iyengar et al., 2013; Critcher & Dunning,2014)。例如在消費(fèi)者與企業(yè)互動情境, 銷售員采用高人格性的單人稱代詞(即“我”)比低人格性的多人稱代詞(即“我們”)會使得顧客滿意和重購意愿更高(Packard, Moore, & McFerran, 2018)。綜上, 由于(1)代言人數(shù)象征的人格性會轉(zhuǎn)移到品牌身上, 且(2)一人比多人的人格性更高, 我們提出, 品牌單人代言比品牌多人代言更能提升消費(fèi)者的品牌態(tài)度。

假設(shè) 1：相比品牌多人代言, 品牌單人代言使消費(fèi)者的品牌態(tài)度更高。

品牌代言人的關(guān)鍵作用在于展現(xiàn)品牌身份, 從而有助于消費(fèi)者與品牌建立關(guān)系, 即自我?品牌聯(lián)結(jié)(self-brand connection) (Park, MacInnis, Priester,Eisingerich, & Iacobucci, 2010; Escalas, 2004)。我們提出, 自我?品牌聯(lián)結(jié)是解釋品牌代言人數(shù)與品牌態(tài)度關(guān)系的關(guān)鍵路徑, 且消費(fèi)者與品牌單人代言(vs.品牌多人代言)的自我?品牌聯(lián)結(jié)更高。一方面,相比于代表“多人”的品牌, 代表“一人”的品牌被認(rèn)為更加穩(wěn)定且唯一, 進(jìn)而更容易與消費(fèi)者建立聯(lián)結(jié)。研究表明, 個(gè)體更容易與一個(gè)人而非多個(gè)人建立關(guān)系(Willis & Todorov, 2010; Susskind et al.,1999), 也更容易與一個(gè)人進(jìn)行溝通(Barasch &Berger, 2014), 甚至更容易原諒一個(gè)人(vs.多個(gè)人)(Newheiser, Sawaoka, & Dovidio, 2012)。正如本文開篇引用Kevin Plank所言“成功的品牌代言……應(yīng)該有助于代言人與普通消費(fèi)者的交流”, 一位代言人比多位代言人更容易與消費(fèi)者建立交流橋梁。另一方面, 由于“一人”比“多人”更加凸顯人格性, 并且人們更愿意與高人格性對象建立親密聯(lián)系(Iyengar et al., 2013), 所以人們與一人代言品牌的聯(lián)結(jié)程度高于與多人代言品牌。諸多擬人化研究也表明, 消費(fèi)者與擬人化品牌的關(guān)系更加親密(Zhou,Kim, & Wang, 2019), 而擬人化可提升人格性程度。因此, 一人代言品牌(vs.多人代言品牌)能增強(qiáng)消費(fèi)者與品牌的自我?品牌聯(lián)結(jié)。

自我?品牌聯(lián)結(jié)是消費(fèi)者將品牌納入自我概念的程度(Escalas, 2004; Escalas & Bettman, 2017), 可以正向促進(jìn)消費(fèi)者對品牌的態(tài)度。大量品牌研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn), 自我?品牌聯(lián)結(jié)可以喚起積極情感、提升品牌認(rèn)同(Park et al., 2010), 甚至在品牌犯錯時(shí)提供保護(hù)機(jī)制(Cheng, White, & Chaplin, 2012)。因此我們認(rèn)為, 自我?品牌聯(lián)結(jié)中介品牌代言人數(shù)對品牌態(tài)度的影響, 且消費(fèi)者與單個(gè)品牌代言人(vs.多個(gè)品牌代言人)的自我?品牌聯(lián)結(jié)程度更高, 進(jìn)而對單人代言(vs.多人代言)的品牌態(tài)度更加積極。我們提出假設(shè)：

假設(shè) 2：自我?品牌聯(lián)結(jié)中介品牌代言人數(shù)(一人vs.多人)對消費(fèi)者的品牌態(tài)度的影響。

由于品牌代言人數(shù)效應(yīng)的邏輯依賴于(1)消費(fèi)者將感知代言人特質(zhì)轉(zhuǎn)移為對品牌特征的評價(jià)以及(2)消費(fèi)者傾向于與象征“一人”身份的品牌建立情感聯(lián)結(jié), 我們指出假設(shè)1和假設(shè)2的成立僅局限于身份象征型產(chǎn)品(identity-signaling product), 即具有身份表征意義的產(chǎn)品(Otterbring, Ringler,Sirianni, & Gustafsson, 2018)。其一, 身份象征型產(chǎn)品會強(qiáng)化代言人和品牌之間的聯(lián)想性(Otterbring et al., 2018; Gao, Winterich, & Zhang, 2016), 從而使消費(fèi)者更容易依據(jù)代言人數(shù)(一人 vs.多人)線索去推斷品牌的特征, 即依賴形象轉(zhuǎn)移路徑去產(chǎn)生品牌態(tài)度。其二, 身份象征型產(chǎn)品具有排他性、優(yōu)越性和獨(dú)特性等屬性(Halevy, Chou, Cohen, &Livingston, 2011), 消費(fèi)者更傾向于將之作為自我概念的一部分, 從而建立自我?品牌聯(lián)結(jié)(Park et al.,2010)。據(jù)此我們認(rèn)為, 品牌單人代言(vs.品牌多人代言)的優(yōu)勢僅存在于身份象征型產(chǎn)品; 對于非身份象征型產(chǎn)品, 消費(fèi)者則不會或較少通過品牌代言人與品牌建立聯(lián)結(jié), 品牌代言人數(shù)對自我?品牌聯(lián)結(jié)的作用會被弱化。我們提出假設(shè)：

假設(shè)3：身份象征型產(chǎn)品(vs.非身份象征型產(chǎn)品)調(diào)節(jié)品牌代言人數(shù)對自我?品牌聯(lián)結(jié)的影響。具體而言, 當(dāng)產(chǎn)品屬于非身份象征型產(chǎn)品時(shí), 品牌代言人數(shù)(單人vs.多人)對自我?品牌聯(lián)結(jié)的影響將會被弱化。

1.3 邊界條件

何時(shí)品牌多人代言優(yōu)于品牌單人代言呢？我們提出, 當(dāng)多位品牌代言人是(或者被描述成)一個(gè)團(tuán)體時(shí), 消費(fèi)者對品牌多人代言的品牌態(tài)度比品牌單人代言時(shí)更高。根據(jù)格式塔(Gestalt)理論, 人們傾向于將一個(gè)畫面中的各個(gè)部分看作一個(gè)整體(K?hler, 1970), 從而加工更加快速、積極。在營銷情境中, 消費(fèi)者也會基于格式塔心理去處理品牌的營銷信息和產(chǎn)品信息(Park, Jaworski, & MacInnis,1986; Cunha, Forehand, & Angle, 2015)。當(dāng)外部線索表明多位品牌代言人為一個(gè)不可分割的團(tuán)體時(shí), 格式塔心理會使消費(fèi)者將多位品牌代言人看作“一個(gè)”整體(whole), 從而當(dāng)作一個(gè)具有完整人格性的對象處理(Weaver, Garcia, & Schwarz, 2012)。依據(jù)形象轉(zhuǎn)移視角, 消費(fèi)者會認(rèn)為這樣的“一個(gè)”團(tuán)體代言的品牌同樣擁有“一人”的特質(zhì), 并認(rèn)為此時(shí)團(tuán)體型多人代言與一人代言類似。

雖然團(tuán)體型多人代言與一人代言象征的品牌形象均為“一個(gè)”, 但是團(tuán)體型多人代言更加凸顯完整性和不可分割性的線索, 這些線索可以提升代言對象的人格性程度。有關(guān)整體偏差(Bias for the Whole)的研究指出, 消費(fèi)者傾向于維護(hù)完整性, 難以容忍完整性受到破壞(Mishra, Mishra, &Nayakankuppam, 2006)。相較于有缺陷的對象, 完整對象的擬人性程度也更高(White, Lin, Dahl, &Ritchie, 2016)。在單個(gè)對象被視為一個(gè)不完整的對象時(shí), 人們對于表達(dá)完整意義的多個(gè)對象往往比單個(gè)對象表現(xiàn)更積極、更正面的態(tài)度。因此, 相較于團(tuán)體中的某一位代言人, 消費(fèi)者會更加偏好于一個(gè)完整的代言人團(tuán)體。值得指出的是, 這種現(xiàn)象同樣在產(chǎn)品組合中得到體現(xiàn), 即當(dāng)多個(gè)產(chǎn)品的組合被視為一個(gè)完整的整體時(shí), 該組合(vs.單個(gè)產(chǎn)品)能提升消費(fèi)者偏好(Shaddy & Fishbach, 2016; Evers, Inbar,& Zeelenberg, 2014), 這種現(xiàn)象被稱為組合匹配效應(yīng)(set-fit effect)。綜上, 由于(1)團(tuán)體型多人代言與一人代言均能反映品牌擁有“一個(gè)”身份, 且(2)團(tuán)體型多人代言比一人代言的人格性更高, 所以相比一人代言和非團(tuán)體型多人代言, 團(tuán)體型多人代言能強(qiáng)化品牌與消費(fèi)者之間的價(jià)值——自我?品牌聯(lián)結(jié),進(jìn)而提升品牌態(tài)度。我們提出假設(shè)：

假設(shè) 4：當(dāng)多位品牌代言人為一個(gè)團(tuán)體時(shí), 消費(fèi)者對品牌多人代言的品牌態(tài)度高于品牌單人代言。

1.4 當(dāng)前研究

本研究首先開展了一項(xiàng)預(yù)實(shí)驗(yàn)以驗(yàn)證代言人數(shù)效應(yīng)的假設(shè)前提, 即當(dāng)品牌由一人代言時(shí), 消費(fèi)者會認(rèn)為品牌擁有“一人”的特質(zhì), 而當(dāng)品牌由多人代言時(shí), 消費(fèi)者會感知品牌擁有“多人”的特質(zhì)。隨后, 我們將開展 4個(gè)實(shí)驗(yàn)驗(yàn)證研究假設(shè)。其中, 實(shí)驗(yàn)1檢驗(yàn)品牌代言人數(shù)對品牌態(tài)度的影響以及自我?品牌聯(lián)結(jié)的中介作用; 實(shí)驗(yàn) 2通過測量被試與品牌之間已有的自我?品牌聯(lián)結(jié), 采用機(jī)制型調(diào)節(jié)(moderation-of-process approach; Spencer, Zanna, &Fong, 2005)的方法再次驗(yàn)證自我?品牌聯(lián)結(jié)的機(jī)理;實(shí)驗(yàn)3檢驗(yàn)了品牌代言人數(shù)的局限條件; 實(shí)驗(yàn)4最后驗(yàn)證了團(tuán)體型多人品牌代言的邊界條件。

2 預(yù)實(shí)驗(yàn)：品牌代言人數(shù)對品牌特質(zhì)推斷的影響

2.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與流程

預(yù)實(shí)驗(yàn)的目的為了驗(yàn)證本研究的假設(shè)前提, 即品牌代言人數(shù)會影響到消費(fèi)者對品牌特征推斷。實(shí)驗(yàn)采用 4(服裝[五人代言], 化妝品[兩人代言], 珠寶[單人代言], 手表[單人代言])的組內(nèi)設(shè)計(jì)。為避免已有品牌認(rèn)知, 4個(gè)品牌均采用了虛擬品牌, 其中服裝品牌名為TP Shop, 化妝品名為Caring More,珠寶品牌名為J.Estina, 手表品牌名為TeWise。

53名在校本科生(Mage= 20.32歲,SD= 1.25)參與了此次實(shí)驗(yàn)。被試首先被告知“以下為服裝品牌TP Shop的最新宣傳照”, 并觀看了包含5位代言人的宣傳照。然后, 被試依次評價(jià)了“TP Shop品牌風(fēng)格很專一”、“TP Shop品牌風(fēng)格很多元”、“TP Shop品牌可以適合某一類人”、“TP Shop品牌可以適合很多不同的人” (1 = “非常不同意”, 7 = “非常同意”),并評價(jià)“如果TP Shop品牌擁有人格, TA是” (1 =“可以代表一個(gè)人的身份特質(zhì)”, 7 = “可以代表多個(gè)人的身份特質(zhì)”)。為了排除品牌和代言人的影響,被試還對代言人熟悉度和品牌熟悉度均進(jìn)行了評價(jià)(1 = “非常陌生”, 7 = “非常熟悉”)。由于本實(shí)驗(yàn)為組內(nèi)設(shè)計(jì), 被試?yán)^續(xù)對化妝品品牌Caring More、珠寶品牌J.Estina和手表品牌TeWise依次進(jìn)行了評價(jià), 流程和問項(xiàng)與服裝品牌TP Shop相同。最后, 被試報(bào)告了人口基本信息且猜測實(shí)驗(yàn)?zāi)康摹?/p>

2.2 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

所有被試都未猜出實(shí)驗(yàn)?zāi)康?。描述性?shù)據(jù)結(jié)果見表1。為了對比風(fēng)格專一性和風(fēng)格多元性、適合某一類人和適合不同的人的得分差異, 我們采用配對樣本t檢驗(yàn)。結(jié)果顯示, 對于多人代言的品牌, 被試認(rèn)為的風(fēng)格更加多元化[TP Shop:t(52) = 4.09,p< 0.001; Caring More:t(52) = 11.90,p< 0.001]且更加適合不同的人[TP Shop:t(52) = 6.84,p< 0.001;Caring More:t(52) = 2.30,p= 0.026], 而單人代言的品牌被認(rèn)為更加風(fēng)格更加專一化[J.Estina:t(52) =4.12,p< 0.001; TeWise:t(52) = 5.56,p< 0.001]且更加適合某一類人[J.Estina:t(52) = 10.99,p< 0.001;TeWise:t(52) = 10.38,p< 0.001]。此外, 以“4”為對比值的單樣本 t檢驗(yàn)表明, 多人代言品牌被認(rèn)為更加代表多個(gè)人的身份特質(zhì)[TP Shop:t(52) = 5.80,p< 0.001; Caring More:t(52) = 10.27,p< 0.001], 單人代言品牌則被認(rèn)為更加代表一個(gè)人的身份特質(zhì)[J.Estina:t(52) = ?2.78,p= 0.008; TeWise:t(52) =?8.69,p< 0.001]。將品牌熟悉度和代言人熟悉度作為協(xié)變量, 以上對比結(jié)果不會發(fā)生改變。因此, 預(yù)實(shí)驗(yàn)支持了代言人數(shù)的形象轉(zhuǎn)移觀點(diǎn), 即當(dāng)品牌由一(多)個(gè)人代言時(shí), 品牌會被認(rèn)為擁有“一人” (“多人”)的身份。

表1 預(yù)實(shí)驗(yàn)描述性數(shù)據(jù)結(jié)果

3 實(shí)驗(yàn)1：品牌代言人數(shù)的基礎(chǔ)效應(yīng)

3.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)1旨在檢驗(yàn)品牌代言人數(shù)對消費(fèi)者的品牌態(tài)度的影響(假設(shè) 1)和自我?品牌聯(lián)結(jié)的中介作用(假設(shè) 2)。為了彌補(bǔ)以往研究設(shè)計(jì)的不足, 實(shí)驗(yàn) 1還包括兩點(diǎn)設(shè)計(jì)：第一, 為了避免Rice等(2012)、Thomas和 Fowler (2015)研究中的簡單暴露效應(yīng),本實(shí)驗(yàn)的品牌多人代言組采用了3位代言人在一則廣告同時(shí)出現(xiàn)的設(shè)計(jì); 第二, Handriana和Wisandiko(2017)研究中的品牌單人代言僅選擇了品牌多人代言中的一位代言人, 難以排除特定代言人自身特質(zhì)的影響, 因此本實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)了 3個(gè)品牌單人代言組,包括了品牌多人代言中的每一位代言人。

實(shí)驗(yàn)采用單因素4水平(品牌代言人數(shù)：一人A vs.一人B vs.一人C vs.三人)組間設(shè)計(jì), 其中品牌單人代言有一位女性(包括A、B、C三人), 而品牌多人代言有三位女性。為了控制消費(fèi)者原有的消費(fèi)者?企業(yè)關(guān)系、企業(yè)熟悉度和代言人性別等干擾變量的影響, 本研究的實(shí)驗(yàn)操縱采用虛擬的女性服裝企業(yè)“Classy Katti”和虛擬的代言人宣傳照(如圖1所示), 宣傳照中包含企業(yè)logo和名稱。為了保證被試對產(chǎn)品有一定的初始購買可能性, 且由于虛擬企業(yè)為女性服裝, 本次實(shí)驗(yàn)招募對象僅限于女性。210名在校大學(xué)生參與本次實(shí)驗(yàn), 排除 2名男性被試, 剩余208名女性被試。采用G*Power 3.1計(jì)算樣本量的power值(Faul, Erdfelder, Buchner, & Lang,2009), 選擇單因素方差分析, 當(dāng)組數(shù)為 4、效應(yīng)量(f)為 0.4、顯著性水平為0.05時(shí), 樣本量為208的power值為0.99, 超過基本水平0.80。

圖1 實(shí)驗(yàn)1實(shí)驗(yàn)材料1 實(shí)驗(yàn)材料依次為一人A、一人B、一人C、三人。

3.2 預(yù)實(shí)驗(yàn)

預(yù)實(shí)驗(yàn)是一個(gè)課堂實(shí)驗(yàn), 共 94名本科學(xué)生(Mage= 20.97歲,SD= 1.04)參與。預(yù)實(shí)驗(yàn)是3(代言人A vs.代言人B vs.代言人C)的組內(nèi)設(shè)計(jì), 旨在驗(yàn)證被試對品牌代言人與普通人的評價(jià)差異。被試首先觀看代言人圖片, 然后評價(jià)“假設(shè)你對一名普通人的喜愛程度為 0, 你對圖中人物的喜愛程度是” (?3 = “非常不喜歡”, 0 = “與對普通人態(tài)度無差異”, 3 = “非常喜歡”)和“你對圖中人物的熟悉程度是” (1 = “非常不熟悉”, 7 = “非常熟悉”), 最后匯報(bào)年齡和性別。以0為檢驗(yàn)值的單樣本t檢驗(yàn)顯示, 被試對代言人A [M代言人A= 1.65,SD= 1.09;t(93) =14.74,p< 0.001]、代言人 B [M代言人B= 1.47,SD=0.95;t(93) = 15.03,p< 0.001]、代言人 C [M代言人C=1.62,SD= 1.31;t(93) = 11.95,p< 0.001]的喜愛程度顯著高于普通人。并且, 一系列配對 t檢驗(yàn)結(jié)果表明, 被試對 A、B、C三人的喜愛程度和熟悉程度均無顯著差異(ts < 1.43,ps > 0.16)。

3.3 實(shí)驗(yàn)流程

被試被隨機(jī)分配到4個(gè)實(shí)驗(yàn)組中, 首先閱讀實(shí)驗(yàn)引導(dǎo)語。為了隱藏實(shí)驗(yàn)真實(shí)目的, 引導(dǎo)語將問卷介紹為“女性服裝廣告市場調(diào)查”。隨后, 被試將閱讀一段Classy Katti企業(yè)的介紹：“Classy Katti成立于 1995年, 專門針對女性市場推出高質(zhì)量的國際時(shí)裝系列, 包括優(yōu)雅知性的都市時(shí)裝和休閑便裝等?！北辉嚱酉聛碛^看了Classy Katti的夏季宣傳照,并依次匯報(bào)了品牌態(tài)度(1 = “非常差/非常不喜歡/非常負(fù)面”, 7 = “非常好/非常喜歡/非常積極”;α=0.94)、品牌選擇(“如果我需要購買女裝, 我對Classy Katti會是”, 1 = 選擇, 2 = 拒絕, 3 = 不確定)、自我?品牌聯(lián)結(jié)(1 = “我感覺與Classy Katti很疏遠(yuǎn)/Classy Katti與我非常不接近”, 7 = “我感覺與Classy Katti很親密/Classy Katti與我非常接近”;r=0.85,p< 0.001; Park, Eisingerich, & Park, 2013)。為了排除代言人和品牌的可能影響, 被試評價(jià)了對Classy Katti的熟悉程度(1 = “非常陌生”, 7 = “非常熟悉”)和知名程度(1 = “非常不知名”, 7 = “非常知名”)以及對代言人的喜愛程度(1 = “非常不喜歡”,7 = “非常喜歡”)和知名程度(1 = “非常不知名”, 7 =“非常知名”), 以及代言人和品牌的形象匹配程度(1 = “非常不匹配”, 7 = “非常匹配”)。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后,被試回憶了廣告中有幾位女性, 然后報(bào)告了人口基本信息且猜測實(shí)驗(yàn)?zāi)康摹?/p>

3.4 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

操縱檢驗(yàn)。所有被試都未猜出本實(shí)驗(yàn)?zāi)康?。在剔?7位未通過注意力問項(xiàng)的被試數(shù)據(jù)后, 得到201份有效數(shù)據(jù), 被試的平均年齡為22.67歲(SD=2.77)。作為品牌代言人數(shù)的操縱檢驗(yàn), 三人代言組中有 96.42% (54/56)被試回憶正確, 一人代言組中有 97.24% (141/145)被試回憶正確, 兩組被試的回憶準(zhǔn)確率無顯著差異, χ2(1) = 0.09,p= 0.761。該結(jié)果既表明品牌代言人數(shù)的操縱成功, 也說明兩組被試的涉入度無差異。

主效應(yīng)。以品牌態(tài)度為因變量, 單因素方差分析的結(jié)果發(fā)現(xiàn)品牌代言人數(shù)的主效應(yīng)顯著,F(3,197) = 3.39,p= 0.019,= 0.05。組間對比顯示, 品牌三人代言組的被試(M三人= 4.49,SD= 1.53)對Classy Katti品牌的評價(jià)均顯著低于品牌一人A代言組[M一人A= 5.09,SD= 1.13;F(1, 197) = 5.08,p=0.026,= 0.05]、品牌一人 B 代言組[M一人B= 5.11,SD= 1.17;F(1, 197) = 5.00,p= 0.028,= 0.05]和品牌一人C代言組[M一人C= 5.21,SD= 1.25;F(1,197) = 6.63,p= 0.011,= 0.06], 且三個(gè)品牌單人代言組之間無顯著差異(Fs < 0.26,ps > 0.607)。該結(jié)果表明, 品牌單人代言對消費(fèi)者品牌態(tài)度的影響顯著高于品牌多人代言, 假設(shè)1得到支持。

對于品牌選擇(1 = 選擇, 2 = 拒絕, 3 = 不確定), 一人代言組(61.38%選擇, 11.72%拒絕, 26.90%不確定)與三人代言組(42.86%選擇, 12.5%拒絕,44.64%不確定)的概率分布呈顯著差異, χ2(2) = 6.48,p= 0.039。將品牌選擇重新編碼為類似于連續(xù)變量的分值(3 = 選擇, 2 = 不確定, 1 = 拒絕), 獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)表明一人代言組的得分邊緣顯著性高于三人代言組,t(199) = 1.77,p= 0.079。該結(jié)果從品牌選擇的角度再次支持了假設(shè)1。

中介分析。接下來, 本研究采用 Preacher和Hayes (2008)的中介分析模型(Model 4, Bootstrapping 1000次), 對假設(shè)2提出的自我?品牌聯(lián)結(jié)的中介作用進(jìn)行了檢驗(yàn), 如圖2所示。將品牌代言人數(shù)轉(zhuǎn)為虛擬變量(?1 = 三人, 1 = 一人), 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 自我?品牌聯(lián)結(jié)在品牌代言人數(shù)(單人 vs.多人)對品牌態(tài)度的影響中的中介路徑顯著(非直接路徑效應(yīng) =0.26,SE= 0.08, 95% CI: [0.1034, 0.4179]), 支持假設(shè)2。

圖2 Bootstrapping中介分析

控制因素。4組被試的品牌熟悉度、品牌知名度、代言人喜愛程度、代言人知名度均無顯著差異Fs < 1.44,p> 0.231; 4組被試認(rèn)為代言人和品牌的匹配程度也無差異,F(3, 197) = 0.33,p= 0.804,=0.01; 將這 5個(gè)控制變量作為協(xié)變量也不會改變品牌代言人數(shù)對品牌態(tài)度的主效應(yīng)結(jié)果,F(3, 192) =8.21,p< 0.001,= 0.11。

實(shí)驗(yàn)小結(jié)。實(shí)驗(yàn)1驗(yàn)證了假設(shè)1和假設(shè)2, 即消費(fèi)者面對一位品牌代言人比面對多位品牌代言人產(chǎn)生的自我?品牌聯(lián)結(jié)更高, 從而帶來更強(qiáng)的品牌態(tài)度。然而, 實(shí)驗(yàn) 1有所不足：第一, 代言人和被試僅限女性; 第二, 雖然我們排除了一位品牌代言人的個(gè)體差異的影響, 但是未排除多位品牌代言人可能帶來的感知多樣性的作用。因此, 實(shí)驗(yàn)2將一方面彌補(bǔ)以上兩點(diǎn)不足, 改善實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 另一方面通過操作先驗(yàn)自我?品牌聯(lián)結(jié), 進(jìn)一步證實(shí)品牌代言人數(shù)效應(yīng)的內(nèi)部機(jī)制。

4 實(shí)驗(yàn)2：先驗(yàn)自我?品牌聯(lián)結(jié)的調(diào)節(jié)作用

4.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn) 2的目的在于通過測量被試的先驗(yàn)自我?品牌聯(lián)結(jié), 即消費(fèi)者與品牌已有的聯(lián)結(jié)狀態(tài), 試圖采用調(diào)節(jié)的方法再次驗(yàn)證自我?品牌聯(lián)結(jié)的中介作用, 并排除其他可能的替代性解釋。實(shí)驗(yàn)2在設(shè)計(jì)上主要包括以下改動：(1)與實(shí)驗(yàn)1不同, 實(shí)驗(yàn)2采用的多人代言廣告為多位代言人在不同廣告出現(xiàn);(2)實(shí)驗(yàn)材料同時(shí)包括男女品牌代言人, 具體見圖 3;(3)被試包括男性和女性; (4)單人代言組中重復(fù)呈現(xiàn)同一位代言人廣告4次, 而多人代言組中呈現(xiàn)不同代言人廣告4次, 從而抵消重復(fù)暴露效應(yīng); (5)采用真實(shí)品牌Baume & Mercier2前測(N = 31)發(fā)現(xiàn), Baume & Mercier的品牌知名度中等, 適合作為測量先驗(yàn)自我?品牌聯(lián)結(jié)的刺激物。。因此, 實(shí)驗(yàn)2為單因素5水平(品牌代言人數(shù)：單女A vs.單女B vs.單男A vs.單男B vs.四人)被試間設(shè)計(jì), 249名在校本科生參與本次實(shí)驗(yàn)。選擇G*Power 3.1的單因素方差分析, 當(dāng)組數(shù)為5、效應(yīng)量(f)為0.4、顯著性水平為0.05時(shí), 樣本量為249的 power值為 0.99,超過基本水平0.80。

圖3 實(shí)驗(yàn)2實(shí)驗(yàn)材料

4.2 實(shí)驗(yàn)流程

被試被告知參與一個(gè)“手表廣告評價(jià)調(diào)查”的實(shí)驗(yàn)中, 隨后被隨機(jī)分配到 5個(gè)實(shí)驗(yàn)組中, 流程如圖4。所有被試首先閱讀一段Baume & Mercier的品牌介紹, 介紹頁呈現(xiàn)時(shí)間為10秒, 并被要求隨后觀看幾張產(chǎn)品宣傳照。在4個(gè)單人代言組中, 被試觀看4張相同的廣告; 在4人代言組中, 被試觀看4張不同的廣告。廣告呈現(xiàn)時(shí)間限定為 3秒, 每個(gè)廣告之間暫停 1秒, 并文字提示下一頁繼續(xù)觀看Baume & Mercier廣告。然后, 被試對品牌態(tài)度、先驗(yàn)自我?品牌聯(lián)結(jié)進(jìn)行了評價(jià)。品牌態(tài)度測量問項(xiàng)與實(shí)驗(yàn)1相同(α= 0.92); 由于自我?品牌聯(lián)結(jié)反映了自我在品牌中的彰顯程度(“me-ness in the brand”; Park et al., 2013), 所以先驗(yàn)自我?品牌聯(lián)結(jié)測量采用Aron, Aron和Smollan (1992)提出的自我與他人包含程度量表(Inclusion of Other in the Self)。接著, 被試回答是否認(rèn)識代言人(如果認(rèn)識并填寫代言人名字)、對代言人的熟悉程度(1 = “非常陌生”, 7 = “非常熟悉”), 以及對 Baume & Mercier產(chǎn)品的感知多樣化(1 = “非常單一”, 7 = “非常多樣”)和感知質(zhì)量(1 = “非常差”, 7 = “非常好”)。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后, 被試匯報(bào)了人口基本信息, 并被詢問了實(shí)驗(yàn)?zāi)康摹?/p>

4.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

主效應(yīng)。首先, 沒有被試猜出實(shí)驗(yàn)的直接目的。然后剔除4位未通過注意力問項(xiàng)的被試數(shù)據(jù), 剩下245份有效數(shù)據(jù)(62%女性), 平均年齡為 21.29歲(SD= 2.61)。以品牌態(tài)度為因變量的單因素方差分析顯示, 品牌代言人數(shù)的主效應(yīng)顯著,F(4, 240) =3.54,p= 0.008,= 0.06。具體而言, 相比于四人代言(M四人= 3.95,SD= 1.57), 單女 A [M單女A= 4.96,SD= 1.00;F(1, 240) = 13.45,p< 0.001,= 0.13]、單女 B [M單女B= 4.67,SD= 1.47;F(1, 240) = 5.33,p= 0.023,= 0.05]、單男 A [M單男A= 4.56,SD=1.09;F(1, 240) = 4.86,p= 0.030,= 0.05]、單男 B[M單男B= 4.80,SD= 1.67;F(1, 240) = 6.81,p= 0.010,= 0.07]代言宣傳引起的品牌態(tài)度均更高。

調(diào)節(jié)分析。為了檢驗(yàn)先驗(yàn)自我?品牌聯(lián)結(jié)的調(diào)節(jié)作用, 我們將品牌代言人數(shù)(單人vs.四人)編碼為虛擬變量(單人代言 = 1, 四人代言 = 2)。以品牌態(tài)度為因變量, 品牌代言人數(shù)、先驗(yàn)自我?品牌聯(lián)結(jié)以及兩者的交互項(xiàng)為自變量的回歸分析顯示：模型顯著[R2= 0.19,F(3, 241) = 18.94,p< 0.001], 品牌代言人數(shù)(= ?2.52,t= ?5.52,p< 0.001)、先驗(yàn)自我?品牌聯(lián)結(jié)(= ?0.40,t= ?2.69,p= 0.008)及兩者交互作用(= 0.52,t= 4.45,p< 0.001)均顯著, 見圖5。我們使用簡單斜率分析(simple slope analysis),進(jìn)一步檢驗(yàn)在不同的先驗(yàn)自我?品牌聯(lián)結(jié)水平(Mean ± 1SD)下代言者人數(shù)的作用差異：對于高先驗(yàn)自我?品牌聯(lián)結(jié)(M= 5.44)的被試, 單人代言與四人代言產(chǎn)生的品牌態(tài)度無顯著差異(= 0.28,t=0.26,p= 0.798); 而對于低先驗(yàn)自我?品牌聯(lián)結(jié)(M=1.84)的被試, 單人代言比四人代言的品牌態(tài)度更高(= ?1.57,t= ?2.31,p= 0.022)。以上結(jié)果說明,品牌代言人效應(yīng)僅發(fā)生在消費(fèi)者與品牌的已有情感聯(lián)結(jié)較低的情況。

圖4 實(shí)驗(yàn)2流程示意圖4 多人代言組中4張廣告圖隨機(jī)呈現(xiàn)。

圖5 品牌代言人數(shù)與先驗(yàn)自我?品牌聯(lián)結(jié)的交互作用

替代性解釋和控制因素。品牌代言人數(shù)對感知質(zhì)量的主效應(yīng)不顯著,F(1, 240) = 1.06,p= 0.376,= 0.02; 但對感知產(chǎn)品多樣性存在邊緣性顯著差異,F(1, 240) = 2.18,p= 0.072,= 0.04; 且四人代言廣告比另外 4個(gè)單人代言廣告的感知產(chǎn)品多樣性均更高,Fs > 2.81,p< 0.097。但是, 感知產(chǎn)品多樣性并不中介代言人數(shù)(1 = 單人代言, 2 = 多人代言)對品牌態(tài)度的影響(非直接路徑效應(yīng) = ?0.02,SE= 0.06, 95% CI: [?0.0278, 0.2926]); 將感知多樣性作為協(xié)變量進(jìn)行以品牌態(tài)度為因變量的單因素協(xié)方差分析, 效應(yīng)結(jié)果未發(fā)生改變,F(4, 239) =4.44,p= 0.002,= 0.07。并且, 5組被試對代言人的熟悉程度無顯著性差異, 也不對結(jié)果造成影響。此外, 4個(gè)單人代言組之間的品牌態(tài)度無顯著差異,ps > 0.11; 不同代言人性別也不會引起品牌態(tài)度的差異,t(198) = 0.63,p= 0.532; 被試性別與代言人性別的交互作用也不顯著,F(1, 196) = 0.70,p=0.404。

實(shí)驗(yàn)小結(jié)。實(shí)驗(yàn)2既重復(fù)驗(yàn)證了單人代言比多人代言的優(yōu)勢, 還彌補(bǔ)了實(shí)驗(yàn)1在樣本選擇、實(shí)驗(yàn)材料和實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)方面的不足。此外, 實(shí)驗(yàn)測量了被試的先驗(yàn)自我?品牌聯(lián)結(jié), 分析其調(diào)節(jié)品牌代言人數(shù)的作用——即當(dāng)先驗(yàn)自我?品牌聯(lián)結(jié)高時(shí), 品牌代言人數(shù)效應(yīng)消失。該結(jié)果表明了自我?品牌聯(lián)結(jié)在品牌代言人數(shù)效應(yīng)中的關(guān)鍵作用, 進(jìn)一步佐證了自我?品牌聯(lián)結(jié)的解釋機(jī)制。

5 實(shí)驗(yàn) 3：身份象征型產(chǎn)品的邊界條件

5.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)3旨在分析品牌代言人數(shù)效應(yīng)成立的前提條件, 即僅針對于身份象征型產(chǎn)品, 一人代言比多人代言更有效。本實(shí)驗(yàn)采用真實(shí)品牌(比速汽車)和真實(shí)代言人(一位代言人：黃曉明; 三位代言人：黃曉明、許巍、吉克雋逸); 其中身份象征型廣告詞為“至尊所行, 唯有比速”, 非身份象征型廣告詞為“隨性所行, 唯有比速”。實(shí)驗(yàn)材料見圖6所示。該實(shí)驗(yàn)為2(品牌代言人數(shù)：單人vs.多人) × 2(產(chǎn)品類型：身份象征型 vs.非身份象征型)組間因子設(shè)計(jì),161名在校本科生參與本次實(shí)驗(yàn)。選擇G*Power 3.1的雙因素方差分析, 當(dāng)組數(shù)為4、自由度為1、效應(yīng)量(f)為0.25、顯著性水平為0.05時(shí), 樣本量為161的power值為0.88, 超過基本水平0.80。

圖6 實(shí)驗(yàn)3實(shí)驗(yàn)材料

5.2 實(shí)驗(yàn)流程

被試被隨機(jī)分配到4個(gè)實(shí)驗(yàn)組中, 觀看一則比速汽車廣告。然后被試評價(jià)品牌態(tài)度(α= 0.91)和自我?品牌聯(lián)結(jié)(r= 0.57,p< 0.001), 測量問項(xiàng)與實(shí)驗(yàn)1一致。為了檢驗(yàn)操縱是否成功, 被試回答了產(chǎn)品的身份象征感知(“比速汽車能象征消費(fèi)者的身份”;1 = “非常不同意”, 7 = “非常同意”)。并且, 為了控制被試對真實(shí)品牌和真實(shí)代言人偏好的差異, 本實(shí)驗(yàn)測量了被試對品牌的熟悉程度(1 = “非常不熟悉”,7 = “非常熟悉”)和對代言人的喜愛程度(1 = “非常不喜歡”, 7 = “非常喜歡”)。被試最后匯報(bào)了人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息并猜測了實(shí)驗(yàn)?zāi)康摹?/p>

5.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

操縱檢驗(yàn)。所有被試都沒猜出實(shí)驗(yàn)?zāi)康摹?名被試未通過注意力問項(xiàng), 其數(shù)據(jù)在后續(xù)分析中被刪去, 剩下 158份有效數(shù)據(jù)(58.22%女性), 平均年齡為20.91歲(SD= 3.40)。以身份象征感知為因變量的 t檢驗(yàn)表明, 被試認(rèn)為“至尊所行, 唯有比速”廣告(M= 4.54,SD= 1.28)的身份象征感知比“隨性所行, 唯有比速”廣告(M= 3.71,SD= 0.96)更高,t(156)= 4.61,p< 0.001。并且, 2(品牌代言人數(shù)) × 2(產(chǎn)品類型)對身份象征感知的雙因素方差僅表明了產(chǎn)品類型的主效應(yīng)顯著[F(1, 154) = 21.06,p< 0.001, ηp2= 0.12], 品牌代言人數(shù)[F(1, 154) < 1,p= 0.57]及其兩者交互作用[F(1, 154) < 1,p= 0.68]都不顯著, 由此說明自變量(品牌代言人數(shù))不會對調(diào)節(jié)變量(身份象征型產(chǎn)品)造成影響。以上分析產(chǎn)品類型的實(shí)驗(yàn)操縱成功。

主效應(yīng)。品牌態(tài)度作為因變量, 2(品牌代言人數(shù)) × 2(產(chǎn)品類型)的雙因素方差分析顯示：品牌代言人數(shù)的主效應(yīng)[F(1, 154) = 5.99,p= 0.016,=0.04]和兩者的交互作用[F(1, 154) = 4.24,p= 0.041,= 0.03]均顯著, 產(chǎn)品類型的主效應(yīng)不顯著,F(1,154) < 1,p= 0.55。進(jìn)一步的組間對比表明, 對于身份象征型廣告, 一人代言比三人代言的品牌態(tài)度更高[M身份象征?單人= 4.65,SD= 1.07 vs.M身份象征?三人=3.88,SD= 1.24;F(1, 154) = 8.72,p= 0.004,=0.10], 而對于非身份象征型廣告, 一人代言與三人代言之間無顯著差異[M非身份象征?單人= 4.40,SD=0.84 vs.M非身份象征?三人= 4.33,SD= 1.13;F(1, 154) <1,p= 0.77]。

中介分析。將品牌代言人數(shù)(0 = 一人, 1 = 三人)和產(chǎn)品類型(0 = 非身份象征型, 1 = 身份象征型)標(biāo)記為虛擬變量, 被調(diào)節(jié)的中介分析模型(Model 8, Bootstrapping 1000次; Preacher & Hayes,2008)的結(jié)果表明自我?品牌聯(lián)結(jié)的間接效應(yīng)顯著(非直接路徑效應(yīng) = ?0.57,SE= 0.29, 95% CI:[?1.1519, ?0.0459])。當(dāng)產(chǎn)品為非身份象征型時(shí), 自我?品牌聯(lián)結(jié)的中介作用不顯著(非直接路徑效應(yīng) =0.03,SE= 0.18, 95% CI: [?0.3643, 0.3360]); 而當(dāng)產(chǎn)品為身份象征型, 自我?品牌聯(lián)結(jié)的中介作用顯著(非直接路徑效應(yīng) = ?0.55,SE= 0.23, 95% CI:[?0.9845, ?0.1223])。該結(jié)果進(jìn)一步說明, 身份象征產(chǎn)品能讓消費(fèi)者與產(chǎn)品建立情感聯(lián)結(jié), 是品牌代言人數(shù)發(fā)揮作用的基礎(chǔ)條件。最后, 2(品牌代言人數(shù)) ×2(產(chǎn)品類型)對品牌熟悉度和代言人喜愛度均無任何效應(yīng),Fs < 1.30,p> 0.26; 將兩個(gè)變量作為協(xié)變量, 品牌態(tài)度作為因變量的 2(品牌代言人數(shù)) ×2(產(chǎn)品類型)協(xié)方差分析仍存在效應(yīng)(品牌代言人數(shù)主效應(yīng),F(1, 152) = 6.28,p= 0.013,= 0.04; 交互效應(yīng),F(1, 152) = 4.25,p= 0.041,= 0.03)。

實(shí)驗(yàn)小結(jié)。本實(shí)驗(yàn)探討了品牌代言人數(shù)效應(yīng)成立的前提條件, 即一位品牌代言人比多位品牌代言人更有效的情況僅適用于身份象征型產(chǎn)品。消費(fèi)者更容易與身份象征型產(chǎn)品建立情感聯(lián)結(jié), 在這種情況下品牌單人代言(vs.品牌多人代言)帶來的高自我?品牌聯(lián)結(jié)更加凸顯, 對品牌態(tài)度的影響也更明顯, 假設(shè)3得到驗(yàn)證。由此, 身份象征型產(chǎn)品的邊界作用從側(cè)面再次證實(shí)了自我?品牌聯(lián)結(jié)的解釋機(jī)制。

6 實(shí)驗(yàn)4：團(tuán)體型多人代言的優(yōu)勢

6.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)4目的在于：(1)檢驗(yàn)多位代言人的團(tuán)體因素在品牌代言人數(shù)效應(yīng)中的作用; (2)與前3個(gè)實(shí)驗(yàn)使用代言人圖片的方式不同, 本實(shí)驗(yàn)采用文字的方式展現(xiàn)代言人人數(shù)。該實(shí)驗(yàn)為3(品牌代言：單人代言 vs.團(tuán)體型多人代言 vs.非團(tuán)體型多人代言)組間因子設(shè)計(jì), 103名在校本科生參與本次實(shí)驗(yàn)。選擇G*Power 3.1的單因素方差分析, 當(dāng)組數(shù)為3、效應(yīng)量(f)為 0.4、顯著性水平為 0.05時(shí), 樣本量為 102(102是最接近103的3的倍數(shù))的power值為0.95,超過基本水平0.80。

6.2 實(shí)驗(yàn)流程

被試被隨機(jī)分配到3個(gè)實(shí)驗(yàn)組中, 首先觀看一則華露洗發(fā)水的產(chǎn)品廣告。接著, 被試被告知品牌代言的相關(guān)信息。單人代言組和團(tuán)體型多人代言組的被試均閱讀到：“HERO是一個(gè)新興說唱組合, 由Hara、Edd、Rebecca、Osborn組成, 由一首《YES》成名曲獲得2018年年度新人組合獎。”接著, 單人代言組被試被告知“近來, 華露洗發(fā)水邀請 HERO組合中的Hara擔(dān)任其品牌代言人”; 團(tuán)體型多人代言組被試則被告知“近來, 華露洗發(fā)水邀請 HERO組合擔(dān)任其品牌代言人”。非團(tuán)體型多人代言則被告知“Hara、Edd、Rebecca、Osborn是 4名新興的說唱歌手, 4人均獲得2018年年度新人提名獎。近來, 華露洗發(fā)水邀請4人共同擔(dān)任其品牌代言人。”接著, 被試對品牌態(tài)度(α= 0.93)、自我?品牌聯(lián)結(jié)(r= 0.85,p< 0.001)進(jìn)行了評價(jià)。兩個(gè)變量的測量與實(shí)驗(yàn)1一致。為了檢驗(yàn)團(tuán)體性, 僅兩個(gè)多人代言組的被試評價(jià)了其感知團(tuán)體性(1 = “非常不像一個(gè)團(tuán)體”, 7 = “非常像一個(gè)團(tuán)體”)。為了排除平均效應(yīng)5平均效應(yīng)指相比單個(gè)事物(或人), 多個(gè)事物(或人)會產(chǎn)生平均效應(yīng), 從而使得多個(gè)事物(或人)的評價(jià)更低。的影響, 本實(shí)驗(yàn)測量了被試對代言人的知名度的評價(jià)(1 = “非常不知名”, 7 = “非常知名”)。最后, 被試匯報(bào)了基本人口統(tǒng)計(jì)信息, 并猜測了實(shí)驗(yàn)?zāi)康摹?/p>

6.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

操縱檢驗(yàn)。有1名被試提到實(shí)驗(yàn)可能與代言人的團(tuán)體信息相關(guān), 7名被試未通過注意力問項(xiàng), 2名被試漏填問項(xiàng)(其中 1名為拒絕匯報(bào)性別信息), 這些被試數(shù)據(jù)在后續(xù)分析中被刪去, 剩下 93份有效數(shù)據(jù)(46.24%女性), 被試的平均年齡為 19.59歲(SD= 4.80)。首先, 以感知團(tuán)體性為因變量, 2(團(tuán)體型多人代言vs.非團(tuán)體型多人代言)的單因素方差分析表明“HERO是一個(gè)新興說唱組合”的介紹使得 4位代言人更像一個(gè)團(tuán)體[M團(tuán)體型多人= 4.55,SD= 1.41 vs.M非團(tuán)體型多人= 2.47,SD= 1.20;F(1, 59) = 38.54,p< 0.001,= 0.40], 實(shí)驗(yàn)材料操縱成功。

主效應(yīng)。然后, 以 3品牌代言(單人代言 vs.團(tuán)體型多人代言vs.非團(tuán)體型多人代言)為自變量、品牌態(tài)度為因變量的單因素方差分析結(jié)果表明主效應(yīng)顯著,F(2, 90) = 12.54,p< 0.001,= 0.22。組間對比顯示, 品牌團(tuán)體型多人代言(M團(tuán)體型多人= 5.58,SD= 0.91)引起的品牌態(tài)度得分高于品牌單人代言(M非群體型多人= 4.06,SD= 1.46) [團(tuán)體型多人 vs.單人,F(1, 90) = 7.71,p< 0.01,= 0.11]和品牌非團(tuán)體型多人代言(M單人= 4.85,SD= 1.15) [團(tuán)體型多人vs.非團(tuán)體型多人,F(1, 90) = 24.14,p< 0.001,=0.29], 而品牌單人代言引起的品牌態(tài)度高于非團(tuán)體型多人,F(1, 90) = 5.80,p= 0.019,= 0.09。

中介分析。由于自變量為三水平分類變量, 我們將團(tuán)體型多人代言組作為參照組(團(tuán)體型多人代言組 = 0), 單人代言組和非團(tuán)體型多人代言組為啞變量, 采用Hayes和Preacher (2014)的中介分析模型(Model 4, Boostrapping 5000次)驗(yàn)證自我?品牌聯(lián)結(jié)的中介效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 自我?品牌聯(lián)結(jié)在兩組中的間接效應(yīng)顯著(團(tuán)體型多人代言組vs.單人代言組：非直接路徑效應(yīng) = ?0.65,SE= 0.22, 95%CI: [?1.1203, ?0.2546]; 團(tuán)體型多人代言組 vs.非團(tuán)體型多人代言組：非直接路徑效應(yīng) = ?0.80,SE=0.24, 95% CI: [?1.2915, ?0.3615]), 由此進(jìn)一步證實(shí)了自我?品牌聯(lián)結(jié)的中介作用。另外, 代言人的整體感知知名度無顯著差異,F(2, 90) = 1.53,p=0.22, 且不改變已有結(jié)果。

實(shí)驗(yàn)小結(jié)。實(shí)驗(yàn)4一方面通過文字描述的方式再次驗(yàn)證了本研究結(jié)論, 另一方面發(fā)現(xiàn)了代言人數(shù)效應(yīng)的逆轉(zhuǎn)情況——當(dāng)多位代言人為一個(gè)群體時(shí),品牌多人代言比品牌單人代言更有效, 假設(shè)4得到驗(yàn)證。原因在于人們傾向于保護(hù)一個(gè)群體的完整性,當(dāng)完整性被破壞時(shí)(如群體中的一個(gè)人代言), 人們的評價(jià)會更低。

7 討論

本研究驗(yàn)證了品牌代言人數(shù)(一人 vs.多人)因素對消費(fèi)者品牌態(tài)度的影響, 及其心理機(jī)制和邊界條件。本研究共進(jìn)行了4個(gè)層層遞進(jìn)的實(shí)驗(yàn), 通過更換企業(yè)背景、多人廣告類型、代言人展示方式、代言人性別和被試性別等設(shè)計(jì), 揭示了品牌代言人數(shù)效應(yīng)。本研究發(fā)現(xiàn)品牌單個(gè)代言人比品牌多個(gè)代言人引起的消費(fèi)者品牌態(tài)度更高, 消費(fèi)者和品牌的自我?品牌聯(lián)結(jié)是主要機(jī)制, 該效應(yīng)僅局限于身份象征型產(chǎn)品, 且多位代言人的群體形象會逆轉(zhuǎn)主效應(yīng)。研究結(jié)論不僅豐富了現(xiàn)有理論文獻(xiàn), 也為營銷代言實(shí)踐提供了有益參考。

7.1 理論意義

首先, 本研究關(guān)注到品牌代言人數(shù)(單人 vs.多人)因素, 既推進(jìn)了品牌代言方面文獻(xiàn), 也拓寬了人數(shù)研究的范疇。一方面, 現(xiàn)有品牌代言研究集中于品牌單人代言情境(Bartz, Molchanov, & Stork,2013), 僅少量研究將視線投向品牌代言人數(shù)——即單個(gè)品牌有多個(gè)代言人的情況。本研究專注于品牌代言人數(shù)因素, 試圖拓寬學(xué)者們對于品牌代言有效性因素的考慮范圍, 從而啟發(fā)未來研究在考察“企業(yè)如何邀請代言人”這一問題上, 將“代言人數(shù)”作為重要的前因變量納入理論框架的整體考慮中。另一方面, 本研究將觀察對象的數(shù)量(一人vs.多人)具體到品牌代言情境, 推進(jìn)了人數(shù)研究。在心理學(xué)領(lǐng)域, 已有大量研究發(fā)現(xiàn)觀察對象的數(shù)量(一人 vs.多人)會系統(tǒng)性地影響人們對該對象的評價(jià)(Hamilton & Sherman, 1996; Susskind et al., 1999),進(jìn)而衍生出一些著名的發(fā)現(xiàn), 如個(gè)人?群體斷點(diǎn)(individual-group discontinuity) (Insko, Schopler,Hoyle, Dardis, & Graetz, 1990; Schopler & Insko,1992)、可識別受害者效應(yīng)(identifiable victim effect)(Small et al., 2007; Slovic, 2010)。近年研究逐漸從具體研究背景擴(kuò)充該類研究, 如眾籌(Galak, Small& Stephen, 2011)、送禮(Steffel & Le Boeuf, 2014)、顧客互動(Niculescu, Payne, & Krishnan, 2013)和信息分享(Barasch & Berger, 2014)。本研究順應(yīng)人數(shù)研究文獻(xiàn), 補(bǔ)充研究背景和研究思路。

其次, 本研究探討了品牌代言人數(shù)對消費(fèi)者品牌態(tài)度的作用效應(yīng), 進(jìn)一步完善了品牌代言人數(shù)效應(yīng)的已有結(jié)論。有限的幾篇品牌代言人數(shù)研究(Rice et al., 2012; Handriana & Wisandiko, 2017; Saleem,2007; Thomas & Fowler, 2015)存在結(jié)論不一致, 本研究試圖統(tǒng)一已有研究結(jié)論, 指出產(chǎn)品類型(身份象征型 vs.非身份象征型)和多位代言人的形式(團(tuán)體vs.非團(tuán)體)會直接影響一位品牌代言人還是多位品牌代言人更優(yōu)。僅對于身份象征型產(chǎn)品, 消費(fèi)者對一位代言人會比對多位代言人品牌態(tài)度更高。并且, 當(dāng)多位代言人被介紹為一個(gè)團(tuán)體時(shí), 多位代言人比一位代言人更能提升品牌態(tài)度。

最后, 本研究提出自我?品牌聯(lián)結(jié)的解釋機(jī)制,豐富了自我?品牌聯(lián)結(jié)相關(guān)文獻(xiàn)。消費(fèi)者與品牌的關(guān)系一直是一個(gè)經(jīng)典研究領(lǐng)域, 如何強(qiáng)化品牌關(guān)系是學(xué)界和業(yè)界持續(xù)關(guān)注的問題?，F(xiàn)有研究提出了自我?品牌聯(lián)結(jié)的影響因素, 主要包括消費(fèi)者個(gè)體因素(如自我價(jià)值感)和社會影響因素(如代際溝通、分享方式) (Chaplin & John, 2005; Shen & Sengupta,2018)。本研究從企業(yè)因素角度發(fā)現(xiàn), 品牌代言人數(shù)可以影響消費(fèi)者的自我?品牌聯(lián)結(jié), 且一位代言人比多位代言人更容易與消費(fèi)者建立交流橋梁?？梢?本研究結(jié)論拓寬了自我?品牌聯(lián)結(jié)前因研究范疇。

7.2 實(shí)踐啟示

本研究結(jié)論為企業(yè)有效實(shí)施品牌代言人戰(zhàn)略提供了實(shí)踐依據(jù)。首先, 企業(yè)在進(jìn)行品牌代言人戰(zhàn)略前, 應(yīng)充分考慮代言人數(shù)因素, 達(dá)到品牌收益最大化的目的。本研究結(jié)果表明, 一般情況下企業(yè)選擇一位品牌代言人優(yōu)于多位品牌代言人, 更能提升品牌態(tài)度。其原因在于, 一位品牌代言人比多位品牌代言人更能提升消費(fèi)者與品牌的情感聯(lián)結(jié), 能為品牌定位戰(zhàn)略提供切入點(diǎn)。其次, 一位品牌代言人更優(yōu)的情況僅適用于身份象征型產(chǎn)品, 如手表、服飾、汽車等。諸多實(shí)踐案例也表明, 奢侈品牌傾向于采取品牌單人代言策略。例如, 奢侈品牌迪奧(Dior)邀請楊穎作為其中國區(qū)代言人。此外, 奢侈品牌也有邀請多位品牌代言人的情況, 如勞力士(Rolex)品牌的代言人曾經(jīng)一度高達(dá) 42人。本研究結(jié)果顯示, 當(dāng)多位品牌代言人被描述為一個(gè)團(tuán)體時(shí),品牌多人代言策略可以優(yōu)于品牌單人代言策略。企業(yè)可以邀請一個(gè)團(tuán)體, 如游戲王者榮耀邀請五月天代言、游戲海島奇兵邀請快樂家族(包括何炅、謝娜、李維嘉、吳昕和杜海濤五人)代言, 或者將多位品牌代言人宣傳為一個(gè)團(tuán)體, 如百事可樂將其代言人統(tǒng)稱為“百事家族”, 甚至可以通過外部線索將多位品牌代言人“包裝”為一個(gè)整體, 如勞力士邀請的42位品牌代言人均為運(yùn)動員、德芙巧克力在廣告中將代言人楊穎和李易峰“組 CP”6網(wǎng)絡(luò)用語, 即組成couple的意思。。因此, 當(dāng)企業(yè)擬邀請多位名人作為品牌代言人時(shí), 應(yīng)考慮多位品牌代言人之間的匹配性。總體來講, 企業(yè)應(yīng)全面分析產(chǎn)品特性和目標(biāo)人群(如高身份需求型消費(fèi)者), 針對性地考慮品牌代言人。

7.3 研究局限與展望

本研究也存在一定的局限性, 有待后續(xù)研究的進(jìn)一步完善與探討。第一, 本研究聚焦的品牌代言人均為真實(shí)名人, 未涉及到虛擬品牌代言人情況,如M&M豆的黃豆子和紅豆子。由于品牌代言人數(shù)效應(yīng)的關(guān)鍵機(jī)制——自我?品牌聯(lián)結(jié)是一種人際關(guān)系, 因此品牌代言人數(shù)效應(yīng)能否同樣適用到虛擬品牌代言人情境, 還有待于進(jìn)一步探究。第二, 實(shí)驗(yàn)2中發(fā)現(xiàn)代言人數(shù)對感知多樣性有一定作用, 未來研究可以進(jìn)一步探討代言人數(shù)對產(chǎn)品感知多樣性的影響。第三, 實(shí)驗(yàn)4僅對比了具有團(tuán)體身份的單人代言和團(tuán)體型多人代言的差異, 未來研究可以直接測量單人代言和團(tuán)體型多人代言的區(qū)別效應(yīng)。第四,本研究旨在揭示品牌代言人數(shù)對消費(fèi)者品牌態(tài)度的作用, 而已有研究表明品牌代言會影響到消費(fèi)者對代言人的感知和評價(jià)(Ilicic & Webster, 2013)。那么品牌代言人數(shù)會影響消費(fèi)者對代言人的感知身份嗎？會影響消費(fèi)者對代言人其他代言廣告的評價(jià)嗎？這些有趣問題有待于未來研究關(guān)注。最后,本研究聚焦于揭示品牌代言人數(shù)因素的主效應(yīng), 僅提出了產(chǎn)品類型和多位代言人形式的邊界條件, 然而品牌代言情境的其他諸多因素對本研究結(jié)果可能造成影響。在此, 本研究對群體因素的可能作用做出展望, 希望為后續(xù)研究起到啟發(fā)作用。我們推測以下兩類群體因素可能影響品牌代言人數(shù)效應(yīng)。其一, 對于具有集體標(biāo)簽的群體型產(chǎn)品, 此時(shí)多位代言人與品牌的形象更一致, 由此多人代言可能比一人代言更優(yōu)。其二, 當(dāng)環(huán)境形成明顯的群體壓力和社會規(guī)范時(shí), 多人代言象征的社會輿論可能會促進(jìn)消費(fèi)者的偏好。未來研究可以針對這兩類因素對品牌代言人數(shù)效應(yīng)進(jìn)行拓展。除此之外, 品牌關(guān)系類型(如交換型關(guān)系vs.伙伴型關(guān)系)、消費(fèi)者價(jià)值觀(獨(dú)立型 vs.互依型)等都可能對品牌代言人數(shù)效應(yīng)造成一定影響, 未來研究可以探討這些因素和品牌代言人數(shù)的交互作用。