獨特化需求對虛擬代言人說服效果影響研究

姜 凌，馮 源

(澳門科技大學 商學院，澳門 999078)

一、 引 言

伴隨動畫影像技術(shù)和社交媒體的發(fā)展，虛擬世界的角色在網(wǎng)絡(luò)上走紅(如Instagram網(wǎng)紅“Lil Miquela”)吸引全球粉絲，逐漸成為網(wǎng)絡(luò)關(guān)鍵意見領(lǐng)袖(Key Opinion Leader)。許多傳統(tǒng)行業(yè)的知名品牌商放棄真人代言，轉(zhuǎn)而采用虛擬角色作為品牌代言人開展廣泛的營銷傳播活動。代言的產(chǎn)品涵蓋奢侈品服飾、化妝品和數(shù)碼產(chǎn)品等各種類型。從風格題材與傳播媒介上看，虛擬代言人與以往研究中的卡通角色代言人較為不同。虛擬代言人并非根據(jù)某一產(chǎn)品或品牌而創(chuàng)造的，而是由獨立科技公司通過電腦技術(shù)生成的虛擬人物，且在社交媒體運營一段時間之后擁有了相當知名度。在品牌商意識到其巨大的市場影響力后，便付費給科技公司，聘請?zhí)摂M角色代言其產(chǎn)品。

本文的主要研究目的包括：第一，探討虛擬代言人與真人代言人之間廣告說服力的差異。與真人代言人相比，以往研究認為虛擬代言人更具適應(yīng)性、更易塑造，也更易避免品牌因名人的不利事件與丑聞聯(lián)系起來(Till和Shimp,1998)[1]。當遇到不利信息時，與丑聞無關(guān)的虛擬代言人可有助于捍衛(wèi)和維持消費者對品牌的正面態(tài)度(Folse等,2013)[2]。

此外，在擬人化程度上，虛擬代言人比真人的真實程度低，使得虛擬代言人廣告在眾多的真人廣告中顯現(xiàn)出獨特性。以往研究認為擬人化角色(包括動物擬人或產(chǎn)品商標擬人等)可以產(chǎn)生類似真人對消費者的影響力(Touré-Tillery和Mcgill,2015)[3]，但鮮有將擬人化角色與消費者獨特化需求相關(guān)聯(lián)的研究?；谝饬x遷移理論(Meaning Transfer Model)，代言人的特質(zhì)會通過代言行為投射到被代言的品牌上(Mcgracken,1989)[4]。本文認為，虛擬代言人也會將其獨特的虛擬特質(zhì)遷移到代言品牌上，從而提高代言產(chǎn)品的獨特性。但虛擬代言人與真人代言人在市場溝通上的差異，目前還少有研究關(guān)注。因此本文是對相關(guān)擬人化營銷主題研究的補充。

第二，從消費者獨特化需求的角度探討虛擬代言人的廣告說服力。消費者表達獨特化的需求存在個體差異(Maslach等,1985)[5]。擁有被代言的產(chǎn)品是消費者建立、增強和表達自我身份的方式(Belk,1988)[6]，也表達了消費者的理想自我形象(Huber等,2018)[7]。也就是說，消費者對獨特化商品的偏好可能與其對獨特性的表達需求相關(guān)。結(jié)合虛擬代言人的獨特性，本文認為，消費者獨特化需求的個體差異對虛擬代言人廣告效果產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)。

第三，探討消費者對獨特化需求的差異如何影響消費者的積極情緒。高獨特化需求的消費者渴望表達個性，因此可能對獨特的虛擬代言人廣告更敏感，使其對虛擬代言人產(chǎn)生的情緒反應(yīng)更積極(Paulhus和Lim,1994)[8]。但低獨特化需求的消費者可能擔心獨特化使他們顯得不合群，故對虛擬代言人的態(tài)度較為消極。因此本文認為，代言人類型(虛擬代言人/真人)通過消費者獨特化需求的個體差異，對消費者的積極情緒產(chǎn)生影響，進而影響代言人的廣告說服效果。

第四，發(fā)掘影響虛擬代言人獨特性效果的邊界條件。由于品牌自身的特質(zhì)會影響代言人意義遷移的效果(Bergkvist，2017)[9]。因此虛擬代言人的廣告效果也受到品牌特質(zhì)的影響。對于具有公認稀缺性的奢侈商品，其品牌自身的獨特性將會影響虛擬代言人的獨特性效果，使其與真人代言人的廣告說服力差異不顯著。

本文將擬人化理論、消費者獨特化需求理論與廣告代言人研究相結(jié)合，不單是對廣告領(lǐng)域研究的擴展，也可以幫助營銷業(yè)界根據(jù)品牌特質(zhì)制定更有說服力的廣告策略。

二、 文獻回顧與研究假設(shè)

(一) 虛擬代言人的擬人化和獨特性

廣告中卡通化的人類角色，常被稱為“虛擬代言人(Spokesperson)”，例如麥當勞叔叔、曼秀雷敦小女孩和海爾兄弟等。以往學者對虛擬代言人的研究方向多與名人代言類似，從可愛度(Likability)、懷舊感(Nostalgic)與相關(guān)性(Relevance)的方向探討其營銷效用(Callcott和Alvey,1991;Callcott和Phillips,1996;Garretson和Burton,2005)[10-12]：可愛的擬人化角色能增強消費者對品牌的購買意愿(Callcott和Alvey,1991)[10]，增強消費者對廣告與品牌的關(guān)注程度(Callcott和Phillips,1996)[11]；而懷舊的動畫角色可以增加消費者的感知信任(Callcott和Alvey,1991;Callcott和Phillips,1996)[10-11]；與品牌產(chǎn)品相關(guān)的擬人化代言人能提高品牌知名度和品牌態(tài)度(Garretson和Burton,2005)[12]。

從擬人化的角度來看，虛擬代言人其實是一種以人為參照對象的“去擬人化”形象設(shè)計(Guthrie,1995)[13]。當消費者在實體產(chǎn)品廣告中看見虛擬角色時，能直接地感受到與真人代言人的不一致感。這使人產(chǎn)生一種復(fù)雜的感覺：盡管消費者能明顯感知虛擬代言人與真人的差異，但它確實與人類有很多相似性。而這些相似性會觸發(fā)消費者對人類行為的“圖式”(Schema)，即對人類外觀或行為的經(jīng)驗知識框架(Fiske和Linville,1980)[14]。通過圖式的效應(yīng)，使消費者情感從圖式本身轉(zhuǎn)移到觸發(fā)圖式的對象(Garretson和Burton,2005)[12]，從而理解虛擬代言人行為的動機和意向。

所以當通常由真人代言的產(chǎn)品(如汽車、服裝或洗發(fā)水)采用虛擬代言人時，既能讓消費者直接地感受與真人廣告的不一致感，在眾多競爭對手的廣告中脫穎而出；又能讓消費者感知代言人的個性特質(zhì)，從而將該特質(zhì)遷移到被代言的品牌產(chǎn)品意義(Mcgracken,1989)[4]上，為消費者帶來獨特的體驗，強化代言品牌或產(chǎn)品的獨特性。

(二) 獨特化需求的調(diào)節(jié)作用

自我理論(Self-theory)的相關(guān)研究表明，當個體與他人的相似性太高時，可能會對自己的身份產(chǎn)生威脅(Kernis,1984)[15]，從而感受到更消極的情感和更低的自尊心(Fromkin等,1974)[16]。此時，人們會渴望增強將自己與他人區(qū)分開來的需求，即獨特化需求(Snyder和Fromkin,1977)[17]。

雖然人們普遍都會有保持獨特化的需求，但獨特化需求的程度卻因人而異。例如，有些人具有較高的自尊心，在社交場合中不會因為保持獨特的個性而感到害羞或?qū)擂巍Ｋ麄儾⒎遣涣私馊后w共性，而是在清楚地意識群體的共性后，仍選擇堅持獨特的自我(Maslach等,1985)[5]。Bloch(1995)[18]提出，獨特化需求會影響消費者對某個產(chǎn)品外觀的情感和認知反應(yīng)，進而影響他對該產(chǎn)品的購買決策。

相對于低獨特化需求的消費者，高獨特化需求的消費者表達與眾不同的渴望更強烈，而代言人可以作為消費者自我概念的延伸(Belk,1988)[6]，消費者可以通過購買、擁有代言產(chǎn)品表達自我概念的需求(Snyder,1992)[19]。虛擬代言人基于其獨特性，更可能滿足高獨特化需求的消費者對自我概念的表達需求，從而使高獨特化需求的消費者對虛擬代言人的態(tài)度更積極。在虛擬代言人廣告中，獨特化需求將對廣告說服力產(chǎn)生影響。即不同獨特化需求的消費者，對虛擬代言人和真人代言人的廣告會有不同的評價。由此，本文提出以下研究假設(shè)：

H1：代言人類型(真人/虛擬代言人)對消費者的說服效果受消費者獨特化需求的調(diào)節(jié)。具體而言，高獨特化需求的消費者對虛擬代言人(vs.真人代言人)的廣告態(tài)度更積極，低獨特化需求的消費者對不同類型代言人的廣告態(tài)度沒有差異。

(三) 積極情緒的中介作用

擬人化的認知過程是自動觸發(fā)的，這種認知過程會讓人感受輕松、愉快(Labroo等,2008)[20]，能使消費者在自由自在的感覺下接受來自商家的廣告信息(汪濤等，2014)[21]，并通過這種愉悅情緒積極影響消費者對廣告的態(tài)度(Letheren等，2017)[22]。盡管真人的圖式效應(yīng)對人們的影響顯然更強烈，但情感并非只通過一個維度來衡量的。Russell(1980)[23]情感的環(huán)形模型(Circumplex Model of Affect)指出，情感可以被劃分為兩個維度：效價(Valence)和喚起(Arousal)。其中，效價也被稱為愉快度(Pleasant)，指情緒的積極或消極程度；而喚起則是指神經(jīng)激活水平(Activation)，即興奮、警覺、刺激的程度(Russell和Barrett,1999)[24]。情感的喚起會使人們對目標對象的主觀評價更加純粹和極端，即對本來喜歡的人或物評價更好，對本來討厭的評價更差(Paulhus和Lim,1994)[8]。消極或積極的情感狀態(tài)(如愉悅和喚醒)，將影響消費者處理信息的能力(Mehrabian和Russell,1974)[25]，產(chǎn)生趨近(Approach)或回避(Avoidance)的行為變化(Chaney等,2018)[26]。

高獨特化需求的消費者渴望表達個體獨特性，而虛擬代言人的獨特性使其能契合高獨特化需求消費者的心理訴求。相比真人廣告，獨特的虛擬代言人廣告對高獨特化需求消費者的情感喚起程度更高，從而對虛擬代言人廣告產(chǎn)生好感。而低獨特化需求的消費者可能擔心過于獨特會讓他們承擔離群的風險，使他們感受到孤獨(Peplau和Perlman，1982)[27]，并引發(fā)其他消極的后果，如焦慮、憤怒、反社會和自我挫敗等行為(Pickett等，2004)[28]。低獨特化需求的消費者希望表現(xiàn)出自己的規(guī)范化特質(zhì)，而真人代言人廣告更可能符合他們的規(guī)范化需求。因此低獨特化需求的消費者對虛擬代言人的態(tài)度可能不如真人代言人反應(yīng)積極。

綜上所述，本文認為高獨特化需求的消費者對虛擬代言人更容易產(chǎn)生較高的情緒喚起，從而對虛擬代言人廣告產(chǎn)生更積極的說服效果；而低獨特化需求的消費者則對真人代言人廣告的情緒反應(yīng)更積極。由此提出以下研究假設(shè)：

H2：獨特化需求和代言人類型(真人/虛擬代言人)的交互作用，通過積極情緒的中介對廣告說服效果產(chǎn)生影響。

(四) 品牌獨特性的調(diào)節(jié)作用

意義遷移模型認為，不同的代言人具有不同的意義符號(例如社會階層、個人審美偏好和價值觀等)。當某個代言人與商品一起出現(xiàn)在廣告中，該代言人所具有的意義符號就會遷移到商品上，為商品賦予該意義符號。而消費者可以通過購買、擁有該商品從而獲得這種象征意義的符號(Mcgracken,1989)[4]。消費者還可以進一步通過在社群中使用這個具有象征意義的商品，以展示內(nèi)在自我或獲得社會認同(王殿文等，2018)[29]。因此獨特的虛擬代言人不但能激活高獨特化需求消費者的積極情緒，還能為代言商品賦予獨特的意義。

另一方面，品牌聯(lián)想涉及對品牌形象和使用情境的關(guān)聯(lián)(Keller,1993)[30]。新穎、稀缺或使用者較少的產(chǎn)品可以幫助消費者開拓、增強自我概念和社會形象，滿足消費者對獨特化的需求(Tian等,2001;Wu和Lee,2016)[31-32]。而奢侈品因售價昂貴、使用者數(shù)量少等特征，天然就能滿足獨特化商品的公認線索(Bozkurt和Gligor,2019)[33]。名人特質(zhì)轉(zhuǎn)移(Celebrity Trait Transference)的相關(guān)研究表明，如果品牌已經(jīng)與某種特質(zhì)相關(guān)聯(lián)，則廣告代言人可以加強這種特質(zhì)，但難以改變或創(chuàng)建新的特質(zhì)(Bergkvist，2017)[9]。由于奢侈品牌本身就已經(jīng)代表著商品的獨特性，這就可能會稀釋虛擬代言人獨特性對廣告效果的影響，使虛擬代言人與真人廣告的效果趨向一致。由此，本文提出以下研究假設(shè)：

圖1 研究模型

H3：虛擬代言人在大眾品牌廣告中，對高獨特化需求的消費者說服力要比真人代言人的說服力更強；而對于奢侈品牌，不同類型代言人對高獨特化需求與低獨特化需求的消費者的廣告說服效果沒有差異。

根據(jù)以上文獻回顧與假說推導，本文提出研究模型，如圖1所示。

三、 實驗設(shè)計與假設(shè)檢驗

(一) 實驗一：消費者獨特化需求的調(diào)節(jié)作用

在實驗一中，本文檢驗不同類型代言人對不同獨特化需求的被試的說服效果是否有差異(H1)。具有不同獨特化需求水平的被試在閱讀由虛擬代言人或真人代言人的在線廣告后，對某教育品牌廣告進行評估。實驗一預(yù)測高獨特化需求的被試更能被虛擬代言人說服(相對于真人代言人)，但是低獨特化需求的被試對這兩種類型代言人都有相似的反應(yīng)。

1．刺激物設(shè)計及操控檢驗。實驗一的目的是驗證兩種代言人類型之間說服效果的差異。圖片通過網(wǎng)絡(luò)圖片搜尋，在選擇圖片時，為減少代言人年齡與性別對廣告效果的影響，本文選擇虛擬角色和真人都是女性且年齡相似的圖片作為實驗刺激物。為排除“凝視”對實驗的影響(Hortensius和Cross,2018)[34]，所有廣告代言人(真人/虛擬代言人)均直視前方。本文刪除了所有文字和任何徽標，并且對圖片背景進行刪減，避免其他內(nèi)容對受試者的感覺造成影響。同時為了控制品牌影響，本文使用了自設(shè)的虛擬品牌。最終在真人和虛擬代言人的實驗廣告圖片中，代言人與廣告文字都以同一布局呈現(xiàn)：圖片正中是一名穿著校服的女高中生作為廣告代言人，在代言人圖片的上方是虛擬品牌“科文補習社”的產(chǎn)品商標，作為本次廣告宣傳的品牌。在真人被試組中，廣告代言人為真人模特；而在虛擬代言人被試組中，廣告代言人為虛擬角色。

接下來，通過網(wǎng)絡(luò)問卷平臺邀請了66名被試進行了預(yù)測試(男性34名，女性32名，平均年齡22.83歲)。被試分別觀看一組真人和虛擬代言人圖片。然后為了避免代言人吸引力和熟悉程度對消費者感知的干擾，被試將以7分量表，對代言人的吸引力(Attractiveness)和熟悉程度(Familiarity)進行評估。本文還詢問被試能否區(qū)分虛擬與真人代言人。

區(qū)分真人與虛擬代言人的得分均值為4.182，單樣本t檢驗結(jié)果t(65)=18.820,p=0.001，有顯著差異，也就是被試能區(qū)分真人與虛擬代言人。兩組代言人在吸引力和熟悉程度的數(shù)據(jù)統(tǒng)計結(jié)果上沒有顯著差異(吸引力：M虛擬=4.061,M真人=4.121,t(65)=-0.327,p=0.745；熟悉程度：M虛擬=2.955,M真人=3.030,t(65)=-0.415,p=0.679)，并且被試的性別、年齡、受教育程度和職業(yè)對實驗結(jié)果的影響均不顯著(ps>0.05)。

2．實驗步驟。實驗一采用雙因素組間實驗設(shè)計(獨特化需求與代言人類型)，其中獨特化需求是一個用前人量表測試而得的連續(xù)變量，代言人類型則為操控的廣告圖片(代言人類型:真人/虛擬代言人)。通過問卷平臺募集136名被試參與了這一實驗(男性52名，女性84名，平均年齡22.91歲)。

被試首先完成獨特化需求量表，共3個題項，包括“當一般人群中流行我擁有的某個產(chǎn)品時，我就會減少使用這個產(chǎn)品”“我經(jīng)常會試圖避免一般人群購買我知道的某個產(chǎn)品或品牌”“每個人都會定期購買的產(chǎn)品，對我而言沒有多大價值”(Tian等，2001)[31]。被試被隨機分配到兩種實驗條件之一(n虛擬=68,n真人=68)，被試會讀到：“下圖是‘科文’中學補習中心計劃使用的新廣告，請對該廣告進行評價”。

觀看廣告后，被試將以7分量表，填答對品牌的態(tài)度和行為意圖，具體測量題項包括：(1)對該補習中心的印象；(2)對該補習中心課程質(zhì)量的信心；(3)向他人推薦該補習中心的可能性。此外，為了避免代言人吸引力和熟悉程度對研究結(jié)果的干擾，被試需要回答：(1)你認為該代言人的吸引力如何；(2)你對該代言人的熟悉程度。最后，由于個體擬人化傾向有可能受到相關(guān)經(jīng)驗的影響(Epley等,2007)[35]，我們還詢問了被試與虛擬經(jīng)驗相關(guān)的問題，包括：(1)是否有虛擬游戲的經(jīng)歷；(2)每周游戲時間；(3)游戲齡。

3．結(jié)果分析。被試對于兩種類型代言人的吸引力和熟悉程度評估與預(yù)測試的結(jié)果類似，不同類型代言人之間的吸引力和熟悉程度沒有顯著差異(吸引力：M虛擬=3.985,M真人=4.044,t(134)=-0.249,p=0.804；熟悉程度：M虛擬=3.574,M真人=3.417,t(134)=0.330,p=0.742)。

在本實驗中，獨特化需求題項的得分越低，表示被試對獨特化的需求越低(α=0.760,M=4.657,SD=0.892)，本文將被試對品牌的態(tài)度和行為意圖的3個題項加總后算得平均值，形成廣告說服效果指數(shù)(α=0.664,M=4.248,SD=0.956)。相關(guān)性分析表明，被試的性別、年齡、受教育程度、職業(yè)及游戲經(jīng)驗不會對廣告說服效果產(chǎn)生顯著影響(ps>0.05)。

本實驗采用SPSS軟件與PROCESS插件對獨特化需求在代言人類型與廣告說服效果間的調(diào)節(jié)效應(yīng)進行分析(Hayes，2018)[36]：(1)代言人類型(0=虛擬代言人，1=真人)；(2)獨特化需求；(3)代言人類型×獨特化需求的雙向交互作用(Two-way Interaction)。其中自變量為代言人的類型(虛擬變量，虛擬代言人=0，真人代言人=1)，獨特化需求為調(diào)節(jié)變量，因變量為廣告說服效果。

結(jié)果表明，代言人類型的主效應(yīng)顯著(β=1.888,t(132)=2.309,p=0.023)，真人代言人的說服效果優(yōu)于虛擬代言人。獨特化需求主效顯著(β=0.676,t(132)=6.095,p=0.000)。代言人類型、獨特化需求的交互效應(yīng)達到顯著水平，(β=-0.423,t(132)=-2.472,p=0.015)，置信區(qū)間(LLCI=-0.762，ULCI=-0.085)不包含0。加入乘積項后，R2增加同樣達到顯著水平(p=0.015)，說明獨特化需求的調(diào)節(jié)作用存在。

圖2 實驗一中代言人類型×獨特化需求對廣告說服力的交互效應(yīng)

接下來，使用Johnson Neyman檢驗(Johnson和Neyman,1936)[37]來進一步計算調(diào)節(jié)效應(yīng)的規(guī)模范圍并繪制交互作用示意圖(參見圖2)。調(diào)節(jié)變量(獨特化需求)Johnson-Neyman的p<0.05點出現(xiàn)在5.328。在圖2中，陰影部分為顯著區(qū)域。這表明獨特化需求高于5.328的消費者(圖2陰影部分)，對虛擬代言人的說服效果比真人代言人更好；而獨特化需求低于5.328的消費者，代言人類型對廣告說服效果的影響沒有顯著差異。

4.討論。實驗一的分析結(jié)果支持了H1，證明了代言人類型對不同獨特化需求的消費者的影響存在顯著差異。與真人代言人相比，虛擬代言人對高獨特化需求消費者的說服效果更積極；而低獨特化需求的消費者對兩種類型代言人的廣告態(tài)度沒有顯著差異。接下來，本文將通過實驗二來繼續(xù)探討：消費者獨特化需求和代言人類型的交互作用是通過何種路徑影響廣告說服效果。

(二) 實驗二：積極情緒的中介效應(yīng)

在實驗二中，本文將同時驗證H1和H2。與實驗一相似，不同獨特化需求水平的被試在觀看了由虛擬代言人或真人代言人的在線廣告后，對一個手機廣告進行了評估。實驗二預(yù)測獨特化需求和代言人類型通過積極情緒(被調(diào)節(jié)的中介作用)對廣告說服效果產(chǎn)生影響。

1.預(yù)測試與操控檢驗。本文選擇了在市場真實投放的廣告中，同時運用了真人代言人和虛擬代言人的廣告產(chǎn)品。廣告所用的虛擬代言人均為女性角色，包括游戲角色和動畫角色。本文采用了三組虛擬代言人與真人的對比廣告作為刺激物，包括食品(快餐)、數(shù)碼產(chǎn)品(智能手機)、日用品(洗發(fā)水)三組。

通過從網(wǎng)絡(luò)問卷平臺隨機找到65名被試(男性20名，女性45名，平均年齡32.3歲)。讓他們分別觀看廣告圖片，每位被試分別看到3組廣告的6張圖片，圖片中同一產(chǎn)品的廣告有虛擬代言人也有真人代言人兩種。本文請被試評價兩組代言人的吸引力和熟悉程度。

方差分析結(jié)果顯示，只有智能手機組的廣告，真人與虛擬代言人在吸引力和熟悉程度上沒有顯著差異(熟悉程度：M虛擬=5.200,M真人=5.123,t(64)=0.404,p=0.687；吸引力：M虛擬=5.569,M真人=5.831,t(64)=-1.590,p=0.117)，并且被試性別、年齡、受教育程度和職業(yè)對實驗結(jié)果的影響均不顯著(Ps>0.05)。由此智能手機組的兩張廣告圖片將在正式測試中使用。同時為排除品牌熟悉度、品牌偏好等方面造成的影響，在正式實驗中使用虛擬品牌作為廣告中的品牌名稱。廣告圖片中真人代言人和虛擬代言人外形相似，姿勢均以單手持智能手機靠近臉部展示，并采用背景為白色以避免其他干擾因素。

2.正式實驗。實驗二采用雙因素組間實驗設(shè)計(獨特化需求與代言人類型)，其中獨特化需求是一個測得的連續(xù)變量，代言人類型則為操控的廣告圖片(真人/虛擬代言人)。實驗通過在線進行，302名被試參與了這一實驗(男性189名，女性113名，平均年齡24.3歲)。被試首先完成產(chǎn)品獨特化需求量表，共3個題項，量表來源與實驗一相同[33]。隨后被試被隨機分配到兩種智能手機廣告的實驗條件之一(n虛擬=150,n真人=152)。

首先填答積極情緒的問題，參考Tamir和Robinson(2007)[38]的積極情緒問卷，從快樂、愉悅和熱情3個題項進行測量。然后再通過4個題項，評估被試對產(chǎn)品的態(tài)度和行為意圖來衡量廣告說服力：(1)產(chǎn)品的印象；(2)產(chǎn)品的喜愛程度；(3)購買產(chǎn)品的可能性。最后，為了避免代言人吸引力和熟悉程度對人性化感知的干擾，被試繼續(xù)回答：(1)你認為該代言人的吸引力如何；(2)你對代言人熟悉程度。

3.實驗結(jié)果。根據(jù)假說推論，消費者的獨特化需求影響不同類型代言人廣告的說服效果，因為獨特化需求高的消費者更可能會留意虛擬代言人與眾不同的特質(zhì)。虛擬代言人更可能對高獨特化需求的消費者產(chǎn)生與低獨特化需求消費者不同的廣告效果。

操控檢驗：不同類型代言人之間的吸引力和熟悉程度沒有顯著差異(吸引力：M虛擬=4.878,M真人=5.008,t(300)=-0.964,p=0.336；熟悉程度：M虛擬=4.961,M真人=4.973,t(300)=-0.074,p=0.941)。相關(guān)性分析表明，被試的性別、年齡、受教育程度和職業(yè)在兩種類型代言人廣告說服效果和積極情緒產(chǎn)生的影響均不顯著(ps>0.05)。

(1)獨特化需求的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本文算出獨特化需求題項得分的均值，形成獨特化需求指數(shù)(α=0.776,M=4.915,SD=1.151)，將被試對產(chǎn)品的態(tài)度和行為意圖的題項得分的均值，構(gòu)成廣告說服效果指數(shù)(α=0.796,M=5.045,SD=1.078)。為了檢驗獨特化需求對廣告代言人說服效果的調(diào)節(jié)效應(yīng)(假說一)，本實驗采用SPSS軟件與PROCESS插件對獨特化需求在代言人類型與廣告說服效果間的調(diào)節(jié)效應(yīng)進行分析(Hayes,2018)[36]，代言人類型(0=虛擬代言人，1=真人)。

分析結(jié)果與假說推論一致，代言人類型的主效應(yīng)邊際顯著(β=0.770,t(298)=1.897,p=0.059)，獨特化需求主效應(yīng)顯著(β=0.425,t(298)=7.213,p=0.000)。代言人類型與獨特化需求的交互效應(yīng)達到顯著水平(β=-0.182,t(298)=-2.255,p=0.025)，置信區(qū)間(LLCI=-0.340，ULCI=-0.023)不包含0。加入乘積項后，R2增加同樣達到顯著水平(p=0.025)，說明獨特化需求的調(diào)節(jié)作用存在。

圖3 實驗二中代言人類型×獨特化需求對廣告說服效果的交互效應(yīng)

然后，使用Johnson-Neyman檢驗(Johnson和Neyman,1936)[37]來進一步計算調(diào)節(jié)效應(yīng)的規(guī)模范圍并繪制交互作用示意圖(參見圖3)。調(diào)節(jié)變量(獨特化需求)Johnson-Neyman的p<0.05點出現(xiàn)在5.299。在圖3中，陰影部分為顯著區(qū)域。這一結(jié)果表明，獨特化需求高于5.299的消費者，對虛擬代言人的說服效果比真人代言人更好(圖3陰影部分)；而獨特化需求低于5.299的消費者，代言人類型對說服效果的影響沒有顯著差異。

(2)積極情緒：被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。本文將積極情緒題項得分均值組成積極情緒指數(shù)(α=0.773,M=5.018,SD=1.168)。為了分析代言人類型和獨特化需求對積極情緒的影響，本文對以下指數(shù)進行回歸分析：(1)代言人類型(0=虛擬代言人，1=真人)；(2)獨特化需求；(3)代言人類型×獨特化需求的雙向交互作用。其中自變量為代言人的類型，獨特化需求為調(diào)節(jié)變量，因變量為積極情緒。

結(jié)果表明，代言人類型對積極情緒的主效應(yīng)(β=1.975,t(298)=4.391,p=0.000)，獨特化需求的主效應(yīng)(β=0.554,t(298)=8.492,p=0.000)以及代言人類型×獨特化需求的交互作用均顯著(β=-0.361,t(298)=-4.048,p=0.000)。結(jié)果表明中介檢驗中系數(shù)a顯著。

Johnson-Neyman檢驗結(jié)果參見圖4，調(diào)節(jié)變量(獨特化需求)Johnson-Neyman的p<0.05點出現(xiàn)在4.914和6.376(圖4陰影部分為顯著區(qū)域)。這一結(jié)果表明，獨特化需求低于4.914的消費者(圖4右側(cè)陰影部分)對真人代言人的積極情緒比虛擬代言人更強烈。獨特化需求在4.914到6.376之間的消費者，代言人類型對積極情緒的影響沒有顯著差異；而獨特化需求高于6.376的消費者(圖4左側(cè)陰影部分)，對虛擬代言人的評價比真人代言人更積極。

圖4 實驗二中代言人類型×獨特化需求對積極情緒的交互效應(yīng)

接下來，進一步檢驗積極情緒對代言人說服效果被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)(H2)。如圖5所示，積極情緒對廣告說服力的直接效果顯著(β=-0.231,t(299)=15.277,p=0.000)。代言人類型、獨特化需求、積極情緒和廣告說服效果的有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)的判定指標Index=-0.213，不為0，且95%的置信區(qū)間[-0.364,-0.072]，不包含0，Bootstrapping積極情緒中介效應(yīng)顯著。獨特化需求和代言人類型對廣告效果的交互影響，經(jīng)積極情緒的中介，系數(shù)c’顯著，即直接效應(yīng)顯著。且實驗二的中介效應(yīng)分析的所有系數(shù)均顯著，且系數(shù)a與系數(shù)b乘積為-0.361×0.589=-0.213，系數(shù)c’為-0.231，兩者同號，遮掩效應(yīng)的情況被排除(參見圖5)，積極情緒的中介效應(yīng)(H2)得證。

圖5 實驗二被調(diào)節(jié)的中介檢驗結(jié)果

進一步按照均值、均值加減一個標準差，區(qū)分了低、中、高三種獨特化需求程度，分析消費者不同的獨特化需求水平下，代言人類型對廣告效果影響中積極情緒的中介效應(yīng)，數(shù)據(jù)結(jié)果表明，對于低獨特化需求的消費者(M-1 SD=3.764)，積極情緒對真人代言人的廣告效果有顯著積極影響(β=0.364,95%置信區(qū)間為[0.148,0.598])。同樣，對于獨特化需求處于均值(M=4.915)的消費者，積極情緒對真人代言人的廣告效果有顯著積極影響(β=0.119,95%置信區(qū)間為[0.003,0.236])。然而對于高獨特化需求的消費者(M+1 SD=6.067)，積極情緒對不同類型代言人的廣告效果影響不顯著(β=-0.127,95%置信區(qū)間為[-0.306,0.046])。

4.討論。本實驗在不同產(chǎn)品類型和廣告圖片刺激物下復(fù)制了實驗一的結(jié)果(H1)，并驗證了我們關(guān)于消費者積極情緒的中介作用的假說(H2)。另外，實驗二的實驗廣告圖片取自市場中真實投放的虛擬代言人和真人代言人的產(chǎn)品廣告，且選取了與實驗一不同的產(chǎn)品類別，以擴展研究結(jié)果的外部效度。中介分析表明，獨特化需求與不同類型代言人的交互作用，通過消費者產(chǎn)生的積極情緒對代言人廣告說服效果產(chǎn)生影響。

(三) 實驗三：對品牌獨特性感知的操控

實驗三關(guān)注品牌獨特性的潛在影響。具有不同獨特化需求的被試在觀看虛擬代言人或真人的服飾廣告圖片后，對廣告說服效果進行評估。在此實驗中，本文試圖比較大眾品牌與奢侈品牌中不同類型代言人的廣告說服效果。具體而言，本文通過操控品牌的奢侈度(品牌名稱及單價)引起消費者對品牌獨特化特質(zhì)的感知。

實驗三旨在擴展本文理論框架的邊界條件。由于奢侈品本身就能與獨特化產(chǎn)生聯(lián)系，故有可能削弱奢侈品廣告中虛擬代言人對高獨特化需求消費者的影響。此外，實驗二通過使用虛擬品牌廣告試圖使內(nèi)部效度的控制更嚴格，而實驗三則使用真實品牌廣告以進一步提高外部效度。

1.刺激物設(shè)計及操控檢驗。為了確定正式實驗中使用的奢侈品牌和大眾品牌，本文請10名消費者在常見的個人產(chǎn)品——服飾類產(chǎn)品中列出哪些是典型的奢侈品服裝品牌，哪些是典型的大眾服裝品牌。被試對奢侈品評估價格均高于3000元人民幣，大眾品牌評估價格低于1500元人民幣，如果不滿足則排除在備選品牌之外。這10名消費者列舉了如下服裝品牌：路易威登、普拉達和愛馬仕為典型奢侈服裝品牌；H&M、Zara和優(yōu)衣庫是典型的大眾服裝品牌。根據(jù)被試所列品牌的出現(xiàn)頻次，本文選擇了頻次最多的奢侈品牌中普拉達為測試品牌，Zara為大眾品牌。

第二步，對代言人進行預(yù)測試，本文設(shè)計了兩張對應(yīng)的圖片，分別為虛擬代言人(虛擬網(wǎng)紅“l(fā)il Miquela”)和真人代言人(網(wǎng)絡(luò)模特)作為廣告中的代言人，圖片通過網(wǎng)絡(luò)搜尋所得，并根據(jù)實驗品牌進行修改。在實驗廣告圖片中代言人的均穿著相同的帶英文藝術(shù)字體的黑色襯衣，并都保持垂直站立姿勢，展示出上半身衣服圖樣。

預(yù)實驗階段通過從網(wǎng)絡(luò)問卷平臺隨機找到72名被試(男性28名，女性44名，平均年齡=21.3歲)。每位將隨機看到1張圖片，詢問被試對代言人在吸引力、熟悉程度和產(chǎn)品態(tài)度的評價。被試對代言人的吸引力和熟悉程度的數(shù)據(jù)統(tǒng)計結(jié)果上沒有顯著差異(熟悉程度：M虛擬=3.892,M真人=3.686，t(70)=0.670，p=0.505；吸引力：M虛擬=4.378,M真人=4.714，t(70)=-0.926，p=0.358)，且被試性別、年齡、受教育程度和職業(yè)對實驗結(jié)果的影響均不顯著(Ps>0.05)。

2.實驗過程。實驗三采用三因素組間實驗設(shè)計(獨特化需求、代言人類型、品牌類型)，其中獨特化需求是一個測得的連續(xù)變量，代言人類型、產(chǎn)品類型則為操控變量(代言人類型：真人/虛擬；品牌類型：奢侈品牌/大眾品牌)。通過網(wǎng)上問卷平臺，募集了300名有過奢侈品購買經(jīng)驗的被試參與了這一實驗(男性118名，女性182名，平均年齡21.8歲)。被試被隨機分配到四種實驗條件之一(n奢侈虛擬=75,n奢侈真人=75,n大眾虛擬=75,n大眾真人=75)。實驗三步驟與實驗二步驟相似。首先，被試將完成獨特化需求量表。其次，被試被隨機分配到四種實驗條件之一，在每種實驗條件下被試會看到其中一幅圖片。在奢侈品類別中，被試將讀到“普拉達(Prada)是著名的意大利奢侈品牌，該品牌服飾價格均高于3000元人民幣”；在大眾品類別中，被試將讀到“颯拉(Zara)是著名的西班牙時裝快消品牌，該品牌服飾價格均低于1500元人民幣”。再次，被試對刺激物廣告進行評價。依次回答對廣告的積極情緒的題項，品牌產(chǎn)品的態(tài)度和行為意圖來衡量廣告說服力題項，包括(1)對品牌的態(tài)度；(2)對產(chǎn)品的喜好；(3)購買產(chǎn)品的可能性。最后，為了控制干擾變量，完成對代言人的感知吸引力程度和熟悉程度，以及對品牌的熟悉程度的量表。本文還調(diào)查被試曾經(jīng)購買奢侈品的經(jīng)驗，包括購買次數(shù)、購買頻率、金額等。

圖6 實驗三中代言人類型×獨特化需求×品牌類型的三階調(diào)節(jié)效應(yīng)

3.實驗結(jié)果。被試對代言人的熟悉程度和感知吸引力沒有顯著差異(熟悉程度：M真人=3.954,M虛擬=3.872,t(298)=0.452,p=0.652;吸引力:M真人=3.862,M虛擬=4.108,t(298)=-1.305,p=0.193)。此外，被試在購買奢侈服飾的次數(shù)、購買頻率、金額等均無顯著差異(ps>0.05)。

與實驗二相似，本文用相關(guān)題項的均值構(gòu)成被試的獨特化需求指數(shù)(α=0.804,M=4.389,SD=0.906)，并將對產(chǎn)品的態(tài)度和行為意圖的題項構(gòu)成廣告說服力指數(shù)(α=0.765,M=4.930,SD=1.035)。相關(guān)性分析表明，被試的性別、年齡、受教育程度和職業(yè)不會對廣告說服效果產(chǎn)生顯著影響(ps>0.05)。

在實驗三的獨特化需求，代言人類型與品牌類型三階調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(Three-way Interaction)中，代言人類型(0=虛擬代言人，1=真人)，品牌類型(0=奢侈品牌，1=大眾品牌)。實驗三分析結(jié)果表明，獨特化需求×品牌類型的交互作用顯著(β=0.647,t(292)=3.641,p=0.000)，代言人類型×品牌類型的交互作用顯著(β=2.293,t(292)=2.161,p=0.032)。與假說推斷相符，獨特化需求×代言人類型×品牌類型的三階調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著(β=-0.651,t(292)=-2.703,p=0.007)。被調(diào)節(jié)的調(diào)節(jié)效應(yīng)的等效測試(Equivalent tests)中，R2增加達到顯著水平(p=0.007)，說明獨特化需求，代言人類型與品牌類型三階調(diào)節(jié)用存在。

接下來針對兩種品牌類型，分別使用Johnson-Neyman技術(shù)繪制交互關(guān)系圖，以識別自變量(代言人類型)對因變量(廣告說服力)的影響效應(yīng)中，調(diào)節(jié)變量(獨特化需求和品牌類型)范圍內(nèi)的區(qū)域。在圖6中，陰影部分為顯著區(qū)域。結(jié)果表明:(1)在奢侈品牌廣告下，沒有顯著區(qū)域(參見圖6A，沒有陰影部分)；(2)在大眾品牌廣告下，高獨特化需求的被試，虛擬代言人的說服力要比真人代言人的說服力更強(即獨特化需求高于4.538的被試，圖6B陰影部分)。

4.討論。實驗三驗證了在獨特化需求與代言人類型對廣告說服效果的交互影響中，品牌類型的調(diào)節(jié)作用(H3)。此外，實驗一和實驗二中使用虛擬的品牌作為刺激物，而在實驗三中采用真實存在的品牌，擴展了本研究的外部效度。研究表明，虛擬代言人在大眾品牌廣告中對高獨特化需求的被試的說服力要比真人代言人的說服力更強，但這種影響在奢侈品牌廣告中差異卻不顯著。

四、 結(jié)論、意義與展望

(一) 研究結(jié)論

虛擬代言人與以往研究中的卡通角色代言較為不同，它是伴隨電腦成像技術(shù)和社交媒體傳播而形成的虛擬人物，給消費者帶來虛實之間的獨特體驗。本文考察虛擬代言人對消費者的廣告說服效果，進一步拓展了現(xiàn)有代言人廣告的研究，也為學者們進一步開展虛擬代言人研究提供了新思路。

此外，與以往代言人廣告相比，本文在探討代言人類型與說服效果的關(guān)系時，不僅考慮了消費者獨特化需求對廣告說服效果的影響，還對比了虛擬代言人在三種類型產(chǎn)品(補習中心，手機和服裝)的廣告說服效果，及內(nèi)在影響路徑。

最后，檢測了本文研究結(jié)論的邊界條件：通過加入品牌類型(奢侈品牌與大眾品牌)進行對比檢驗。研究發(fā)現(xiàn)在大眾品牌廣告中，虛擬代言人對高獨特化需求的消費者說服力要比真人代言人更強，然而這種調(diào)節(jié)效應(yīng)在奢侈品牌廣告中差異不顯著。

(二) 實踐意義

虛擬代言人有助品牌煥發(fā)新機，吸引年輕的消費者。目前在商業(yè)實踐中已有很多品牌采用虛擬偶像作為品牌代言人。品牌商可以基于大數(shù)據(jù)分類來識別不同消費者對獨特化的偏好，例如消費者對小眾商品的搜索、瀏覽和購買的記錄。通過識別高/低獨特性需求的消費者，針對不同的獨特化需求，推送有差異化的廣告。對于獨特化需求高的消費者，可以使用虛擬代言人進行市場溝通以達到更好的說服效果。實踐中已有不少互聯(lián)網(wǎng)商家通過在網(wǎng)頁中植入人工智能程序，實現(xiàn)根據(jù)消費者偏好記錄來即刻產(chǎn)生不同的廣告推送圖片與內(nèi)容。此外，商家還要考慮代言商品自身特性與虛擬角色特性是否相符。獨特性取決于的公認線索的商品(例如奢侈商品)有可能會使虛擬代言人的廣告效果不顯著。最后，形象授權(quán)一直是歐美動漫企業(yè)收入的重要來源，我國的動漫形象授權(quán)推廣亦在近年間有重大發(fā)展。本文鼓勵虛擬角色設(shè)計者以代言廣告的方式拓展業(yè)務(wù)范圍，例如與企業(yè)推出合作款商品。這不但有利于企業(yè)銷售商品，還有利于增加虛擬角色的知名度，提升商業(yè)價值。

(三) 研究展望

本文在一定程度上補充了虛擬代言人的相關(guān)研究，但就當前的實際應(yīng)用而言，仍具有一定的局限性。虛擬代言人有很多類型，包括不同性別、年齡段和種族等，還有不同畫風、角色的身體比例等。這些都可以在未來的研究中做進一步探討。

另一方面，盡管在三個實驗中，真人和虛擬代言人吸引力與感知熟悉程度評分相類似，然而這兩個因素的細分指標，如吸引力中的可愛、高級和優(yōu)雅等變量也可能使消費者對具體產(chǎn)品的態(tài)度和購買意向產(chǎn)生影響，未來研究中會進一步考慮代言人具體特質(zhì)的影響。

最后，本文實驗均只向被試呈現(xiàn)平面圖片，沒有考慮虛擬代言人在視頻或者游戲互動中的情景。在真實情景中，虛擬代言人可能會在視頻和游戲中以動態(tài)方式出現(xiàn)，那其角色動作的流暢程度就可能成為影響人們態(tài)度的因素之一。