楊 洋，方 正，江明華

1 引言

贊助是以金錢或物質(zhì)的形式對(duì)某一特定活動(dòng)進(jìn)行投資，而它所獲得的回報(bào)是活動(dòng)產(chǎn)生的商機(jī)［14］。國(guó)際著名贊助中介機(jī)構(gòu)（International Event Group，IEG）的2013年度報(bào)告指出，企業(yè)贊助支出連增10年，已高達(dá)533億美元；贊助體育活動(dòng)是最主要的贊助形式，占總體贊助支出的67%［15］，成 為 企 業(yè) 提 升 品 牌 資 產(chǎn) 的 重 要 手 段［1，2，16］。 瑞 士ISL公司測(cè)算，贊助體育賽事的效果是普通廣告的3倍。一般而言，1億美元贊助奧運(yùn)可以提升3%的品牌知名度，而等額廣告僅能提升1%。因此，賽事贊助從企業(yè)營(yíng)銷的戰(zhàn)術(shù)工具，上升到企業(yè)戰(zhàn)略的高度［17］。

賽事質(zhì)量和贊助匹配是影響賽事贊助效果的關(guān)鍵，起到提升品牌資產(chǎn)的作用［3］。企業(yè)選擇贊助對(duì)象時(shí)，往往“魚與熊掌不能兼得”，贊助高質(zhì)量賽事還是高匹配賽事，是企業(yè)的兩難選擇?？墒牵瑢W(xué)界卻存在截然相反的觀點(diǎn)。Simmons和Becker－Olsen（2006）認(rèn)為，贊助匹配更重要，只有高贊助匹配才能提升品牌資產(chǎn)，低贊助匹配甚至?xí)：放贫ㄎ?、弱化品牌資產(chǎn)［18］。于此相反，Smith（2004）認(rèn)為，賽事質(zhì)量更重要，即使贊助匹配較低，高質(zhì)量賽事依然能夠較大幅度提升品牌資產(chǎn)［19］。盡管徐玖平和朱洪軍（2009）［3］發(fā)現(xiàn)賽事質(zhì)量和贊助匹配存在交互作用，并且，賽事質(zhì)量對(duì)品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)大于贊助匹配，但沒有進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，也沒有解釋其原因。以上研究結(jié)論的矛盾一方面，阻礙賽事贊助理論的進(jìn)一步完善；另一方面，給企業(yè)賽事贊助造成了困惑，需要加以解決。

本研究認(rèn)為，忽視了消費(fèi)者贊助信息處理特征可能導(dǎo)致了這一矛盾。調(diào)節(jié)聚焦理論指出，規(guī)避型消費(fèi)者更善于處理節(jié)點(diǎn)信息，而趨近型消費(fèi)者更善于處理關(guān)系信息［20，21］。因此，規(guī)避型和趨近型消費(fèi)者對(duì)贊助信息的聚焦點(diǎn)不同，可能導(dǎo)致了賽事質(zhì)量和贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的影響存在差異。本研究在賽事贊助研究中首次引入調(diào)節(jié)聚焦理論，分析調(diào)節(jié)聚焦的作用機(jī)制，來(lái)解決現(xiàn)有研究結(jié)論的矛盾，為企業(yè)的賽事贊助提供理論借鑒。

2 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

2.1 賽事贊助對(duì)品牌資產(chǎn)的影響

贊助是提升品牌意識(shí)和品牌形象的有效途徑［22］，其目的是提升品牌資產(chǎn)［23］。品牌資產(chǎn)是品牌以往的營(yíng)銷努力形成的品牌知識(shí)對(duì)消費(fèi)者反應(yīng)的改變［24］。Cornwell等（2005）認(rèn)為，贊助可以通過(guò)強(qiáng)化認(rèn)知效果、情感效果和行為效果提升品牌資產(chǎn)［25］。有學(xué)者進(jìn)一步指出，即使品牌記憶模糊，贊助依然能夠形成有利的品牌聯(lián)想［26］。因此，贊助已經(jīng)成為企業(yè)管理品牌資產(chǎn)的重要工具［27］。賽事贊助提升品牌資產(chǎn)的作用受到多種因素的影響，其中賽事質(zhì)量和 贊 助 匹 配 最 為 關(guān) 鍵［3，18，28］。

賽事質(zhì)量是消費(fèi)者對(duì)被贊助賽事的質(zhì)量感知［3］。類似 概念 還 有 事 件 質(zhì) 量［29］、事 件 地 位［28］和 活 動(dòng) 影 響 力［4］。雖然以上命名存在差異，但是它們的內(nèi)涵十分接近，都突出賽事水平、社會(huì)影響力和消費(fèi)者關(guān)注程度等。賽事質(zhì)量的作用可以從說(shuō)服理論和暈輪效應(yīng)來(lái)理解。首先，說(shuō)服理論指出，信源可信賴性是影響說(shuō)服力的關(guān)鍵［30］。賽事質(zhì)量越高，信源可信賴性越強(qiáng)，其說(shuō)服效果越好。其次，暈輪效應(yīng)指出，人們對(duì)認(rèn)知對(duì)象的正面印象能夠泛化到相關(guān)實(shí)物，進(jìn)而增加對(duì)它們的評(píng)價(jià)［31］。這種現(xiàn)象廣泛存在于贊助活動(dòng)、明星代言人等領(lǐng)域。賽事質(zhì)量可以形成消費(fèi)者對(duì)贊助品牌的良好印象［32，33］，通過(guò)形象轉(zhuǎn)移提升品牌資產(chǎn)［29］。徐玖平和朱洪軍（2009）以北京奧運(yùn)為背景研究賽事質(zhì)量對(duì)品牌資產(chǎn)的影響，發(fā)現(xiàn)賽事質(zhì)量能夠正向影響品牌產(chǎn)品感知質(zhì)量、品牌聯(lián)想和品牌體驗(yàn)［3］。

贊助匹配是賽事贊助領(lǐng)域研究最多的概念。贊助匹配是品牌與賽事之間的關(guān)聯(lián)性或相似性［34］。匹配常用來(lái)指受眾對(duì)贊助商和贊助對(duì)象之間關(guān)聯(lián)感知的相似性，與關(guān)聯(lián)、相關(guān)及適合等術(shù)語(yǔ)有著密切聯(lián)系［1］。贊助匹配的作用在于關(guān)聯(lián)賽事和品牌圖示，提升形象轉(zhuǎn)移效果。圖示理論是分析賽事贊助作用的理論基礎(chǔ)［35］。圖示是存在于個(gè)體記憶網(wǎng)絡(luò)中的認(rèn)知結(jié)構(gòu)，表征與認(rèn)知對(duì)象、概念或刺激相關(guān)的信息［36］。當(dāng)贊助信息暴露在消費(fèi)者面前時(shí)，消費(fèi)者會(huì)從記憶網(wǎng)絡(luò)中提取并匹配品牌圖示和賽事圖示，進(jìn)而評(píng)價(jià)贊助關(guān)系的適當(dāng)性［35，37］。企業(yè)圖示與賽事圖示匹配程度越高，消費(fèi)者對(duì)賽事的認(rèn)知和情感越容易向品牌轉(zhuǎn)移，進(jìn)而提升品牌資產(chǎn)［38］。贊助匹配程度越高，贊助效果越好，已 經(jīng) 成 為 學(xué) 者 們 的 共 識(shí)［1，3，5，6，18，34，39，40］。 不 僅 如 此 ，Wakefield和 Bennett（2010）［41］還證實(shí)，即使消費(fèi)者不能從記憶中直接提取贊助信息，贊助匹配也能夠觸發(fā)贊助品牌與贊助對(duì)象的感知關(guān)聯(lián)，增加贊助效果。

盡管如此，學(xué)者們對(duì)賽事質(zhì)量和贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的影響存在較大分歧。Simmons和Becker－Olsen（2006）認(rèn)為贊助匹配更重要，只有高贊助匹配才能提升品牌資產(chǎn)，低贊助匹配甚至?xí)：放贫ㄎ弧⑷趸放瀑Y產(chǎn)［18］。Smith（2004）卻認(rèn)為，只要賽事質(zhì)量較高，即使贊助匹配較低，贊助也能大幅度地提升品牌資產(chǎn)［19］。徐玖平和朱洪軍（2009）則發(fā)現(xiàn)，賽事質(zhì)量和贊助匹配存在交互作用，賽事質(zhì)量對(duì)品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)大于贊助匹配［3］，但沒有進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，也沒有解釋其原因。以上研究結(jié)論間的矛盾困擾了企業(yè)，需要正面回答。

本研究認(rèn)為，以上矛盾可能是由于忽視了消費(fèi)者調(diào)節(jié)聚焦的差異。調(diào)節(jié)聚焦理論指出，規(guī)避型消費(fèi)者更善于處理節(jié)點(diǎn)信息，而趨近型消費(fèi)者更善于處理關(guān)系信息［20，21］。具體到賽事贊助，規(guī)避型消費(fèi)者可能更傾向于聚焦賽事質(zhì)量，而趨近型消費(fèi)者更傾向于聚焦贊助匹配，導(dǎo)致賽事質(zhì)量和贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的相對(duì)影響強(qiáng)度不同。本研究詳細(xì)闡釋調(diào)節(jié)聚焦在賽事贊助影響品牌資產(chǎn)過(guò)程中的調(diào)節(jié)作用。

2.2 調(diào)節(jié)聚焦對(duì)贊助效果的調(diào)節(jié)作用

調(diào)節(jié)聚焦理論是由美國(guó)哥倫比亞大學(xué)心理學(xué)教授Higgins在20世紀(jì)末提出的，用來(lái)探索人類內(nèi)在動(dòng)機(jī)。調(diào)節(jié)聚焦理論突破以往認(rèn)識(shí)行為動(dòng)機(jī)的享樂原則，創(chuàng)新性地提出行為動(dòng)機(jī)來(lái)自人類追求快樂和避免痛苦兩方面的天性，進(jìn)而區(qū)分出規(guī)避型（Prevention）和趨近型（Promotion）兩類調(diào)節(jié)聚焦。前者更關(guān)注并傾向于規(guī)避負(fù)面結(jié)果，后者更關(guān)注并傾向于達(dá)成正面結(jié)果［42］。調(diào)節(jié)聚焦理論得到學(xué)界普遍支持，影響深遠(yuǎn)，成為人格學(xué)、動(dòng)機(jī)學(xué)、行為學(xué)和社會(huì)學(xué)等領(lǐng)域的研究熱點(diǎn)。調(diào)節(jié)聚焦的不同導(dǎo)致了消費(fèi)者聚焦點(diǎn)、評(píng)價(jià)和決策的差異。Aaker和Lee（2001）［43］首次將調(diào)節(jié)聚焦理論引入消費(fèi)者行為領(lǐng)域，此后調(diào)節(jié)聚焦成為研究消費(fèi)者評(píng)價(jià)和決策的重要理論視角。

有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)者的信息聚焦點(diǎn)和處理方式受到調(diào)節(jié)聚焦的顯著影響。與趨近型消費(fèi)者相比，規(guī)避型消費(fèi)者擁有的認(rèn)知能力更少，思考事物間深層次關(guān)聯(lián)的能力較弱，主要聚焦于具體節(jié)點(diǎn)；與此相反，趨近型消費(fèi)者擁有的認(rèn)知能力更多，善于加工事物之間的深層次關(guān)聯(lián)信息，主要聚焦于事物間的關(guān)聯(lián)［21，22］。在相關(guān)領(lǐng)域中，吳川、張黎和鄭毓煌等（2012）發(fā)現(xiàn)，規(guī)避型消費(fèi)者更重視母品牌質(zhì)量，而趨近型消費(fèi)者更重視母品牌與延伸產(chǎn)品之間的匹配［7］。因?yàn)?，趨近型消費(fèi)者更善于處理關(guān)系信息，更容易提取母品牌與延伸品牌之間的匹配信息［8］。也就是說(shuō)，在評(píng)價(jià)包含兩個(gè)信息點(diǎn)及其關(guān)系信息時(shí)，節(jié)點(diǎn)信息對(duì)規(guī)避型消費(fèi)者的影響強(qiáng)度更大，而節(jié)點(diǎn)間的關(guān)系信息對(duì)趨近型消費(fèi)者的影響強(qiáng)度更大。

賽事贊助與之類似，同樣存在信息節(jié)點(diǎn)及其關(guān)系。賽事是主要信息節(jié)點(diǎn)，匹配是贊助品牌與賽事的關(guān)系。有學(xué)者證實(shí)，當(dāng)信息類型與消費(fèi)者調(diào)節(jié)聚焦一致時(shí)，信息加工更流暢，消費(fèi)者評(píng)價(jià)更高［9，44］，因此，規(guī)避型消費(fèi)者理解深層關(guān)系的能力相對(duì)較弱，更多地聚焦賽事質(zhì)量；賽事質(zhì)量信息與其調(diào)節(jié)聚焦類型更加一致，對(duì)品牌資產(chǎn)的影響強(qiáng)度大于贊助匹配。相反，趨近型消費(fèi)者更善于理解深層關(guān)系信息，更多地聚焦贊助匹配；贊助匹配信息與其調(diào)節(jié)聚焦類型更加一致，對(duì)品牌資產(chǎn)的影響強(qiáng)度大于賽事質(zhì)量。也就是說(shuō)，調(diào)節(jié)聚焦會(huì)調(diào)節(jié)賽事質(zhì)量和贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的相對(duì)影響強(qiáng)度。據(jù)此，本研究提出假設(shè)H1：

H1消費(fèi)者調(diào)節(jié)聚焦會(huì)調(diào)節(jié)賽事質(zhì)量和贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的相對(duì)影響強(qiáng)度

H1a：對(duì)于規(guī)避型消費(fèi)者，與贊助匹配相較而言，賽事質(zhì)量對(duì)品牌資產(chǎn)的影響強(qiáng)度更大

H1b：對(duì)于趨近型消費(fèi)者，與賽事質(zhì)量相較而言，贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的影響強(qiáng)度更大

2.3 調(diào)節(jié)聚焦的作用機(jī)制

Simmons和Becker－Olsen（2006）研究贊助對(duì)品牌資產(chǎn)的影響時(shí)，識(shí)別出贊助態(tài)度和定位清晰度兩個(gè)中介變量，發(fā)現(xiàn)它們具有完全中介作用［18］。他們認(rèn)為，與高水平贊助匹配相比，低水平贊助匹配會(huì)增加認(rèn)知加工和批判性思考，進(jìn)而降低贊助態(tài)度，弱化贊助提升品牌資產(chǎn)的作用；同時(shí)，低水平贊助匹配還會(huì)干擾消費(fèi)者對(duì)品牌定位的理解，降低定位清晰度，進(jìn)而弱化贊助提升品牌資產(chǎn)的作用［18］。Olson（2010）［45］和劉英，張劍渝和杜青龍（2014）［5］的研究均證實(shí)了贊助態(tài)度的中介作用。

盡管如此，Simmons和Becker－Olsen（2006）并沒研究它們?cè)谫愂沦|(zhì)量和品牌資產(chǎn)之間的中介作用。不過(guò)，Olson（2010）［45］證實(shí)了贊助態(tài)度在贊助對(duì)象態(tài)度和品牌資產(chǎn)之間的中介作用；李建軍（2009）［4］指出，贊助態(tài)度在活動(dòng)影響強(qiáng)度和品牌資產(chǎn)之間具有中介作用。活動(dòng)影響強(qiáng)度指體育活動(dòng)或項(xiàng)目本身的影響范圍大小、影響程度強(qiáng)弱、影響持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)短以及被媒體和公眾的關(guān)注程度，與賽事質(zhì)量的內(nèi)涵高度相關(guān)。一般而言，質(zhì)量較高的賽事，影響范圍大、程度強(qiáng)、持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)。因此，贊助態(tài)度在賽事質(zhì)量和品牌資產(chǎn)之間同樣具有中介作用。據(jù)此，本文提出假設(shè)H2：

H2：贊助態(tài)度和定位清晰度會(huì)中介賽事質(zhì)量和贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的影響

H2a：贊助態(tài)度在賽事質(zhì)量和品牌資產(chǎn)之間具有中介作用

H2b：贊助態(tài)度在贊助匹配和品牌資產(chǎn)之間具有中介作用

H2c：定位清晰度在贊助匹配和品牌資產(chǎn)之間具有中介作用

那么，調(diào)節(jié)聚焦是調(diào)節(jié)賽事質(zhì)量和贊助匹配對(duì)中介變量的影響，還是調(diào)節(jié)中介變量對(duì)品牌資產(chǎn)的影響？這關(guān)系到調(diào)節(jié)聚焦的作用機(jī)制。上文分析指出，調(diào)節(jié)聚焦的作用在于調(diào)節(jié)消費(fèi)者對(duì)贊助信息的聚焦和處理。進(jìn)一步說(shuō)，規(guī)避型消費(fèi)者更傾向于聚焦賽事質(zhì)量，加工賽事質(zhì)量信息更流暢；趨近型消費(fèi)者更傾向于聚焦贊助匹配，加工贊助匹配信息更流暢。也就是說(shuō)，調(diào)節(jié)聚焦主要影響消費(fèi)者對(duì)賽事贊助信息的處理。因此，本文推測(cè)，調(diào)節(jié)聚焦對(duì)賽事贊助的作用機(jī)制是，調(diào)節(jié)賽事質(zhì)量和贊助匹配對(duì)贊助態(tài)度和定位清晰度的影響，而非調(diào)節(jié)贊助態(tài)度和定位清晰度對(duì)品牌資產(chǎn)的影響。據(jù)此，本文提出研究假設(shè)H3：

H3：消費(fèi)者調(diào)節(jié)聚焦通過(guò)調(diào)節(jié)賽事質(zhì)量和贊助匹配對(duì)中介變量的影響進(jìn)而影響品牌資產(chǎn)

H3a：與趨近型消費(fèi)者相較而言，賽事質(zhì)量對(duì)規(guī)避型消費(fèi)者贊助態(tài)度的影響強(qiáng)度更大

H3b：與規(guī)避型消費(fèi)者相較而言，贊助匹配對(duì)趨近型消費(fèi)者贊助態(tài)度的影響強(qiáng)度更大

H3c：與規(guī)避型消費(fèi)者相較而言，贊助匹配對(duì)趨近型消費(fèi)者定位清晰度的影響強(qiáng)度更大

H3d：贊助態(tài)度對(duì)品牌資產(chǎn)的影響在規(guī)避型和趨近型消費(fèi)者之間沒有顯著差異

H3e：定位清晰度對(duì)品牌資產(chǎn)的影響在規(guī)避型和趨近型消費(fèi)者之間沒有顯著差異

3 研究1：調(diào)節(jié)聚焦的調(diào)節(jié)作用

3.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

研究1重點(diǎn)分析調(diào)節(jié)聚焦對(duì)賽事贊助的調(diào)節(jié)作用，比較賽事贊助對(duì)規(guī)避型和趨近型消費(fèi)者品牌資產(chǎn)影響強(qiáng)度的差異，即檢驗(yàn)假設(shè)H1。研究1采用3（賽事質(zhì)量：高、中、低）×2（贊助匹配：高、低）×2（調(diào)節(jié)聚焦：趨近型、規(guī)避型）的組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。情景實(shí)驗(yàn)是消費(fèi)者行為研究中的常用方法，能夠較好操控消費(fèi)者的情景反應(yīng)，并減少無(wú)關(guān)變量 的 干 擾［46］，在 賽 事 贊 助 研 究 中 廣 泛 采 用［3，5，10，40，47］。

3.2 刺激物設(shè)計(jì)

研究1刺激物以英利贊助世界杯為背景，這出于4方面考慮。1）足球賽事具有廣泛影響力、消費(fèi)者較為熟悉，有利于排除賽事熟悉程度的干擾；2）世界杯是僅次于奧運(yùn)會(huì)的世界大型賽事，知曉程度較高，可以剔除賽事知曉程度的干擾；3）英利在國(guó)內(nèi)較少進(jìn)行營(yíng)銷推廣，可以剔除企業(yè)前期營(yíng)銷活動(dòng)的干擾；4）英利品牌知曉度相對(duì)較低，沒有形成較為固化的品牌知識(shí)，便于實(shí)驗(yàn)操控。研究1共設(shè)計(jì)賽事質(zhì)量、贊助匹配、調(diào)節(jié)聚焦三種刺激物。

1.賽事質(zhì)量。研究1以足球世界杯、歐洲杯和亞洲杯3大賽事為備選刺激物。與正式實(shí)驗(yàn)樣本來(lái)自同一總體的36名本科生參加了前測(cè)，采用9點(diǎn)likert量表測(cè)量賽事質(zhì)量（量表與正式實(shí)驗(yàn)一致）。以賽事質(zhì)量5個(gè)題項(xiàng)均值作為變量評(píng)分，方差分析顯示，足球世界杯的賽事質(zhì)量顯著高于歐洲杯［世界杯的賽事質(zhì)量均值X＝7.88，歐洲杯的賽事質(zhì)量均值X＝6.42；F（1，23）＝133.67，P＜0.01］和亞洲杯［足球世界杯的賽事質(zhì)量均值X＝7.88，亞洲杯的賽事質(zhì)量均值X＝5.42；F（1，21）＝340.18，P＜0.01］，且歐洲杯的賽事質(zhì)量顯著高于亞洲杯［歐洲杯的賽事質(zhì)量均值X＝6.42，亞洲杯的賽事質(zhì)量均值X＝5.42；F（1，22）＝52.70，P＜0.01］。因此，足球世界杯、歐洲杯和亞洲杯的賽事質(zhì)量評(píng)價(jià)存在顯著差異，分別作為質(zhì)量較高、居中和較低的賽事。

2.贊助匹配。研究1通過(guò)刺激物操控英利的贊助匹配。賽事贊助可以分為提供資金和提供產(chǎn)品兩種形式［48］。Simmons和Becker－Olsen（2006）指出，在贊助活動(dòng)中使用贊助商產(chǎn)品可以提升贊助匹配［18］。因?yàn)椋a(chǎn)品匹配是贊助匹配的重要維度［1］。也就是說(shuō)，可以通過(guò)英利產(chǎn)品在賽事中的使用情況來(lái)操控贊助匹配。根據(jù)這一思路，在低贊助匹配刺激物中，僅介紹英利的概況和主營(yíng)業(yè)務(wù)；在高贊助匹配刺激物中，增加說(shuō)明“英利為全部比賽城市提供了27套光伏發(fā)電系統(tǒng)，同時(shí)為體育場(chǎng)內(nèi)的媒體中心和大本營(yíng)設(shè)置了8～15個(gè)太陽(yáng)能充電站”。與正式實(shí)驗(yàn)樣本來(lái)自同一總體的33名本科生參加了前測(cè)實(shí)驗(yàn)，采用9點(diǎn)likert量表測(cè)量贊助匹配（量表與正式實(shí)驗(yàn)一致）。以贊助匹配4個(gè)題項(xiàng)均值作為變量評(píng)分，方差分析顯示，高贊助匹配刺激物的匹配評(píng)價(jià)顯著高于低贊助匹配刺激物（高匹配刺激物的贊助匹配均值X＝3.70，低匹配刺激物的贊助匹配均值X＝2.56；F（1，31）＝61.58，P＜0.01）。因此，刺激物能成功操控贊助匹配。

3.調(diào)節(jié)聚焦。研究1采用兩種方式操控調(diào)節(jié)聚焦以提升操控效果。首先借鑒Wan、Hong和Sterntha（2009）［49］在華人地區(qū)成功采用過(guò)的方式，先請(qǐng)被試填寫他們認(rèn)為重要的課程，然后，回答實(shí)驗(yàn)操控問(wèn)題。對(duì)于規(guī)避型實(shí)驗(yàn)組，請(qǐng)被試填寫他們?cè)谠撜n程中想避免的問(wèn)題和采取的行動(dòng)；對(duì)于趨近型實(shí)驗(yàn)組，請(qǐng)他們填寫在該課程中想達(dá)到的學(xué)習(xí)效果和采取的行動(dòng)。然后，參照張黎、鄭毓煌和吳川（2011）［8］研究，請(qǐng)被試進(jìn)行詞語(yǔ)連線測(cè)試，連接英文單詞和對(duì)應(yīng)的中文意思。對(duì)于規(guī)避型實(shí)驗(yàn)組，提供3組每組4個(gè)共12個(gè)有規(guī)避含義的英文單詞和對(duì)應(yīng)中文；對(duì)于趨近型實(shí)驗(yàn)組，提供3組每組4個(gè)共12個(gè)趨近含義的英文單詞和對(duì)應(yīng)中文。

3.3 量表設(shè)計(jì)

研究1主要采用成熟量表。賽事質(zhì)量測(cè)量綜合借鑒徐 玖 平 和 朱 洪 軍 （2009）［3］、Gwinner（1997）［29］、Ko 等（2011）［33］等的量表，采用5個(gè)題項(xiàng)測(cè)量。贊助匹配測(cè)量綜合借鑒 Simmons等（2006）［18］和 Olson（2010）［45］的量 表，采用4個(gè)題項(xiàng)測(cè)量。品牌資產(chǎn)測(cè)量綜合借鑒Simmons和Becker－Olsen（2006）［18］以及 Yoo、Donthu和 Lee（2000）［50］的量表，采用5個(gè)題項(xiàng)測(cè)量。

3.4 數(shù)據(jù)分析

3.4.1 樣本概況

共有280名本科生參加正式實(shí)驗(yàn)。學(xué)生樣本同質(zhì)性較高，能夠較好地降低個(gè)體差異的干擾，被廣泛應(yīng)用到消費(fèi) 者 行 為 研 究 中 ，在 贊 助 研 究 中 較 為 普 遍［5，51，52］。 刪 除 誤判贊助對(duì)象和英利主營(yíng)業(yè)務(wù)的樣本，共得到有效樣本269個(gè)。男生102名，女生167名，女生占62.1%，但是，女生比例不會(huì)干擾研究結(jié)果，因?yàn)橘愂沦|(zhì)量［男生的賽事質(zhì)量均值X＝6.42，女生的賽事質(zhì)量均值X＝6.24；F（1，267）＝0.594，P＝0.44］、贊助匹配［男生的贊助匹配均值X＝3.14，女生的贊助匹配均值X＝3.25；F（1，267）＝0.590，P＝0.44］、品牌資產(chǎn)［男生的品牌資產(chǎn)均值X＝5.29，女生的品牌資產(chǎn)均值X＝5.36；F（1，237）＝0.493，P＝0.483］均不存在性別差異。

3.4.2 操控檢驗(yàn)

1.賽事質(zhì)量操控成功。足球世界杯的賽事質(zhì)量顯著高于歐洲杯［世界杯的賽事質(zhì)量均值X＝7.60，歐洲杯的賽事質(zhì)量均值X＝6.28；F（1，179）＝49.81，P＜0.01］和亞洲杯［足球世界杯的賽事質(zhì)量均值X＝7.60，亞洲杯的賽事質(zhì)量均值X＝5.19；F（1，169）＝220.53，P＜0.01］，并且歐洲杯的賽事質(zhì)量顯著高于亞洲杯［歐洲杯的賽事質(zhì)量均值X＝6.28，亞洲杯的賽事質(zhì)量均值X＝5.19；F（1，184）＝38.25，P＜0.01］。

2.贊助匹配操控成功。高贊助匹配刺激物的匹配評(píng)價(jià)顯著高于低贊助匹配刺激物（高匹配刺激物的贊助匹配均值X＝3.84，低匹配刺激物的贊助匹配均值X＝2.44；F（1，267）＝175.08，P＜0.01）。

3.調(diào)節(jié)聚焦操控成功。參考Sengupta和Zhou（2007）［53］檢驗(yàn)調(diào)節(jié)聚焦操控效果的方法。詢問(wèn)“你在用心經(jīng)營(yíng)一段友誼時(shí)，最看重下面6條中的哪3條”，并提供規(guī)避型和趨近型表述各3條。選擇一條規(guī)避型表述得1分，選擇一條趨近型表述不得分，因此，總分最高3分，最低0分。規(guī)避型組總得分顯著高于趨近型組（規(guī)避型消費(fèi)者的調(diào)節(jié)聚焦均值X＝1.69，趨近型消費(fèi)者的調(diào)節(jié)聚焦均值X＝1.03；F（1，267）＝76.00，P＜0.01）。

4.情緒狀態(tài)影響不顯著。實(shí)驗(yàn)過(guò)程中被試的情緒狀態(tài)會(huì)干擾實(shí)驗(yàn)結(jié)果［54］，本研究采用 Yeo和 Park（2006）［54］的情緒量表，以2個(gè)題項(xiàng)平均值作為情緒狀態(tài)評(píng)分，12個(gè)實(shí) 驗(yàn) 組 的 情 緒 狀 態(tài) 沒 有 顯 著 差 異 ［max情緒狀態(tài)＝6.74，min清醒狀態(tài)＝6.02；F（1，257）＝0.67，P＝0.77］。

3.4.3 測(cè)量質(zhì)量

首先是量表信度。賽事質(zhì)量、贊助匹配、品牌資產(chǎn)的信度依次為0.92、0.91、0.91，因此量表信度較高。其次是量表效度。對(duì)研究變量的題項(xiàng)進(jìn)行探索性因子分析，以特征值大于1為標(biāo)準(zhǔn)，共提取3個(gè)因子，累積方差解釋量為76.48%。因子和對(duì)應(yīng)題項(xiàng)的旋轉(zhuǎn)后因子載荷范圍為0.79～0.92。驗(yàn)證性因子分析顯示，測(cè)量模型擬合較好，χ2＝141.02，df＝74，χ2／df＝1.91，RMSEA＝0.058，NFI＝0.97，RNI＝0.96，NNFI＝0.98，CFI＝0.98。題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷在0.72～0.92之間，大于0.55，因此，量表收斂效度較高。每一潛變量平均變異萃取量根的范圍為0.84～0.93，潛變量相關(guān)系數(shù)的范圍為0～0.47。因此，每一個(gè)潛變量平均萃取量根均大于該潛變量與其他變量的相關(guān)系數(shù)，說(shuō)明量表區(qū)別效度較高（表1）。

3.4.4 假設(shè)檢驗(yàn)

研究1檢驗(yàn)假設(shè)H1。H1推測(cè)調(diào)節(jié)聚焦會(huì)調(diào)節(jié)賽事質(zhì)量和贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的相對(duì)影響強(qiáng)度。如表2所示，對(duì)于規(guī)避型消費(fèi)者，賽事質(zhì)量對(duì)品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)為0.45，贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)為0.35，前者大于后者；對(duì)于趨近型消費(fèi)者，賽事質(zhì)量對(duì)品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)為0.21，贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)為0.58，后者大于前者。這與研究假設(shè)一致。研究1進(jìn)一步驗(yàn)證以上結(jié)果的顯著性。本研究參照 Olsen（2007）［55］和金立?。?007）［11］的方法，借助結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)顯著路徑的相對(duì)大小，即檢驗(yàn)賽事質(zhì)量和贊助匹配到品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)差異的顯著程度。約束賽事質(zhì)量和贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)路徑系數(shù)等同。對(duì)于規(guī)避型消費(fèi)者，Δχ2（1）＝0.39，差異不顯著，賽事質(zhì)量和贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)沒有顯著差別，即H1a沒有得到支持；對(duì)于趨近型消費(fèi)者，Δχ2（1）＝10.86，差異顯著，因此贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)顯著大于賽事質(zhì)量，即H1b得到支持。也就是說(shuō)，對(duì)于規(guī)避型消費(fèi)者，賽事質(zhì)量對(duì)品牌資產(chǎn)的影響強(qiáng)度大于贊助匹配，但不顯著；對(duì)于趨近型消費(fèi)者，贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的影響強(qiáng)度大于賽事質(zhì)量，并且具有顯著差異。綜合以上結(jié)果，調(diào)節(jié)聚焦會(huì)調(diào)節(jié)賽事質(zhì)量和贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的相對(duì)影響強(qiáng)度，H1得到支持。

表1 本研究研究1中潛變量相關(guān)矩陣一覽表Table 1 Correlation Matrix of Latent Variables in Study 1

表2 本研究研究1中路徑系數(shù)等同性檢驗(yàn)一覽表Table 2 Equality Test of Path Coefficients in Study 1

3.5 小結(jié)

研究1結(jié)果顯示，賽事質(zhì)量和贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)在規(guī)避型和趨近型消費(fèi)者之間存在差異。對(duì)于趨近型消費(fèi)者，贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)大于賽事質(zhì)量，并且存在顯著差異。對(duì)于規(guī)避型消費(fèi)者，賽事質(zhì)量對(duì)品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)大于贊助匹配，但沒有發(fā)現(xiàn)顯著差異。因此，調(diào)節(jié)聚焦會(huì)調(diào)節(jié)賽事質(zhì)量和贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的相對(duì)影響強(qiáng)度。盡管如此，研究1存在3個(gè)局限：1）沒有檢驗(yàn)假設(shè) H2和 H3；2）贊助匹配通過(guò)品牌描述操控，并沒有采用兩個(gè)高、低匹配的不同品牌；3）調(diào)節(jié)聚焦操控不全面，消費(fèi)者調(diào)節(jié)聚焦具有情景性和特質(zhì)性兩類，研究1操控了情景性調(diào)節(jié)聚焦，沒有測(cè)量特質(zhì)性調(diào)節(jié)聚焦。盡管兩類調(diào)節(jié)聚焦在影響消費(fèi)者評(píng)價(jià)時(shí)具有一致性［12］，為了增強(qiáng)研究結(jié)果的可靠性，研究2將測(cè)量特質(zhì)性調(diào)節(jié)聚焦，再次驗(yàn)證調(diào)節(jié)聚焦對(duì)賽事贊助效果的影響。

4 研究2：調(diào)節(jié)聚焦的作用機(jī)制

研究2在研究1的基礎(chǔ)上，從3個(gè)方面完善：1）增加測(cè)量贊助態(tài)度和定位清晰度，以檢驗(yàn)假設(shè)H2和H3；2）采用兩個(gè)品牌操控贊助匹配；3）通過(guò)測(cè)量獲得消費(fèi)者特質(zhì)性調(diào)節(jié)聚焦。

4.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

研究2的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與研究1一致，采用3（賽事質(zhì)量：高、中、低）×2（贊助匹配：高、低）×2（調(diào)節(jié)聚焦：趨近型、規(guī)避型）的組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。

4.2 刺激物設(shè)計(jì)

1.賽事質(zhì)量。徐玖平和朱洪軍（2009）［3］研究賽事贊助對(duì)品牌資產(chǎn)的影響時(shí)，將奧運(yùn)會(huì)作為高質(zhì)量賽事刺激物，將亞運(yùn)會(huì)作為低質(zhì)量賽事刺激物。為了擴(kuò)大賽事質(zhì)量的變異，研究2增加同為綜合性賽事的全運(yùn)會(huì)。與正式實(shí)驗(yàn)樣本來(lái)自同一總體的44名本科生參加了賽事質(zhì)量刺激物前測(cè)。以賽事質(zhì)量5個(gè)題項(xiàng)均值作為賽事質(zhì)量評(píng)分，方差分析顯示，奧運(yùn)會(huì)的賽事質(zhì)量顯著高于亞運(yùn)會(huì)［奧運(yùn)會(huì)的賽事質(zhì)量均值X＝7.52，亞運(yùn)會(huì)的賽事質(zhì)量均值X＝6.38；F（1，29）＝12.97，P＜0.01］和全運(yùn)會(huì)［奧運(yùn)會(huì)的賽事質(zhì)量均值X＝7.52，全運(yùn)會(huì)的賽事質(zhì)量均值X＝5.43；F（1，39）＝55.61，P＜0.01］，并且亞運(yùn)會(huì)的賽事質(zhì)量顯著高于全運(yùn)會(huì)［亞運(yùn)會(huì)的賽事質(zhì)量均值X＝6.38，全運(yùn)會(huì)的賽事質(zhì)量均值X＝5.43；F（1，27）＝5.90，P＜0.05］。因此，奧運(yùn)會(huì)、亞運(yùn)會(huì)和全運(yùn)會(huì)的賽事質(zhì)量評(píng)價(jià)存在顯著差異，分別作為賽事質(zhì)量較高、居中和較低的賽事。

2.贊助匹配。研究2通過(guò)前測(cè)實(shí)驗(yàn)找到兩個(gè)贊助匹配較高和較低的品牌。由于品牌熟悉度、品牌喜歡度、贊助歷史、品牌聲譽(yù)可能會(huì)干擾贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的影響，需要加以控制，因此，需要滿足兩個(gè)條件。一是與體育賽事的贊助匹配存在顯著差異；二是品牌熟悉度、品牌喜歡度、品牌聲譽(yù)的評(píng)分適中，并且贊助歷史較少。研究2初步找出12個(gè)備選品牌，分別為李寧、特步、德爾惠、耐克、銳步、茵寶、華為、長(zhǎng)城汽車、海信、三星、福特、惠而浦，共有26名與正式實(shí)驗(yàn)來(lái)自同一總體的本科生參加前測(cè)實(shí)驗(yàn)。通過(guò)配對(duì)樣本t檢驗(yàn)，得到295組檢驗(yàn)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)德爾惠和海信較為滿足要求。德爾惠的贊助匹配顯著高于海信（德爾惠的贊助匹配均值X＝6.11，海信的的贊助匹配均值X＝4.37；t＝3.32，P＜0.01）；同時(shí)，被試對(duì)兩個(gè)品牌的熟悉度（德爾惠的品牌熟悉度均值X＝4.48，海信的品牌熟悉度均值X＝4.78；t＝1.44，P＝0.16）、喜歡度（德爾惠的品牌喜歡度均值X＝5.07，海信的品牌喜歡度均值X＝5.63；t＝－1.53，P＝0.14）和企業(yè)聲譽(yù)（德爾惠的品牌聲譽(yù)均值X＝5.63，海信的品牌聲譽(yù)均值X＝5.93；t＝－1.16，P＝0.26）適中，贊助歷史較少（德爾惠的贊助歷史均值X＝3.74，海信的贊助歷史均值X＝3.93；t＝－0.68，P＝0.50），并且品牌間沒有顯著差異。因此，研究2將德爾惠和海信分別作為高贊助匹配和低贊助匹配刺激物。

3.調(diào)節(jié)聚焦。研究二通過(guò)測(cè)量獲得消費(fèi)者調(diào)節(jié)聚焦，因此，沒有設(shè)計(jì)調(diào)節(jié)聚焦刺激物。

4.3 量表設(shè)計(jì)

研究2的量表與研究1相同，僅增加測(cè)量調(diào)節(jié)聚焦、贊助態(tài)度和定位清晰度，并采用9點(diǎn)likert量表進(jìn)行測(cè)量。調(diào)節(jié)聚焦測(cè)量借鑒 Higgins（2001）［42］的量表，采用11個(gè)題項(xiàng)測(cè)量。參照Yeo和Park（2006）［54］的做法，實(shí)驗(yàn)2天后，請(qǐng)被試填答調(diào)節(jié)聚焦問(wèn)卷。贊助態(tài)度采用Simmons和Becker－Olsen（2006）［18］的 量 表，采 用4個(gè) 題 項(xiàng) 測(cè) 量。 定 位清 晰 度 同 樣 采 用 Simmons和 Becker－Olsen（2006）［18］的 量表，采用4個(gè)題項(xiàng)測(cè)量。為了降低測(cè)量順序效應(yīng)的干擾，研究2參照 Simmons和 Becker－Olsen（2006）［18］的做法，采用平衡設(shè)計(jì)。一半問(wèn)卷先測(cè)贊助態(tài)度和定位清晰度，后測(cè)品牌資產(chǎn)；另一半問(wèn)卷先測(cè)品牌資產(chǎn)，再測(cè)贊助態(tài)度和定位清晰度。

4.4 數(shù)據(jù)分析

4.4.1 樣本概況

共有320名本科生參加正式實(shí)驗(yàn)，刪除未填學(xué)號(hào)樣本①本研究以學(xué)號(hào)為關(guān)鍵字段合并前后兩次調(diào)查的數(shù)據(jù)，只有兩次調(diào)查都準(zhǔn)確填寫學(xué)號(hào)才能合并數(shù)據(jù)，因此漏填序號(hào)問(wèn)卷予以刪除。、誤判賽事舉辦地樣本②本研究測(cè)量“第30屆奧運(yùn)會(huì)在倫敦舉辦（第16屆亞運(yùn)會(huì)在廣州舉辦）”作為甄別題項(xiàng)，如果被試評(píng)分低于6分，說(shuō)明被試認(rèn)為的賽事舉辦地點(diǎn)與刺激物描述不符，則為隨意填答問(wèn)卷、誤判贊助品牌主營(yíng)業(yè)務(wù)樣本③本研究測(cè)量“德爾惠（海信）主要經(jīng)營(yíng)體育相關(guān)產(chǎn)品”作為甄別題項(xiàng)，如果高贊助匹配組評(píng)分低于6分或低贊助匹配組高于4分，說(shuō)明被試認(rèn)為的贊助品牌主營(yíng)業(yè)務(wù)與刺激物描述不符，則為隨意填答問(wèn)卷。，剩余有效樣本298個(gè)。男生110名，女生188名，女生占63.1%，比例較高。但是女生比例較高不會(huì)干擾實(shí)驗(yàn)結(jié)果，因?yàn)橘愂沦|(zhì)量［男生的賽事質(zhì)量均值X＝6.41，女生的賽事質(zhì)量均值X＝6.40；F（1，296）＝0.002，P＝0.96］、贊助匹配［男生的贊助匹配均值X＝5.50，女生的贊助匹配均值X＝5.27；F（1，296）＝1.12，P＝0.29］、贊助態(tài)度［男生的贊助態(tài)度均值X＝5.55，女生的贊助態(tài)度均值X＝5.74；F（1，296）＝0.93，P＝0.34］、定位清晰度［男生的定位清晰度均值X＝5.02，女生的定位清晰度均值X＝5.18；F（1，296）＝0.81，P＝0.37］、品牌資產(chǎn)［男生的品牌資產(chǎn)均值X＝5.03，女生的品牌資產(chǎn)均值X＝5.21；F（1，296）＝0.75，P＝0.37］均不存在性別差異。

4.4.2 操控檢驗(yàn)

1.賽事質(zhì)量操控成功。以賽事質(zhì)量5個(gè)題項(xiàng)的平均值作為變量評(píng)分，方差分析顯示，奧運(yùn)會(huì)的賽事質(zhì)量顯著高于亞運(yùn)會(huì)［奧運(yùn)會(huì)的賽事質(zhì)量均值X＝7.35，亞運(yùn)會(huì)的賽事質(zhì)量均值X＝6.27；F（1，197）＝25.72，P＜0.01］和全運(yùn)會(huì)［奧運(yùn)會(huì)的賽事質(zhì)量均值X＝7.35，全運(yùn)會(huì)的賽事質(zhì)量均值X＝5.68；F（1，188）＝57.52，P＜0.01］，亞運(yùn)會(huì)的賽事質(zhì)量顯著高于全運(yùn)會(huì)［亞運(yùn)會(huì)的賽事質(zhì)量均值X＝6.27，全運(yùn)會(huì)的賽事質(zhì)量均值X＝5.68；F（1，205）＝9.66，P＜0.05］。

2.贊助匹配操控成功。以贊助匹配4個(gè)題項(xiàng)均值作為變量評(píng)分，方差分析顯示，德爾惠的贊助匹配顯著高于海信［德爾惠的贊助匹配均值X＝5，82，海信的贊助匹配均值X＝4.87；F（1，296）＝23.78，P＜0.01］。

3.調(diào)節(jié)聚焦操控成功。本研究參照Yeo和Park（2006）［54］的方法，將調(diào)節(jié)聚焦反向題項(xiàng)翻轉(zhuǎn)后，計(jì)算11個(gè)題項(xiàng)的均值作為變量評(píng)分，并進(jìn)行排序，評(píng)分較高的一半為規(guī)避型，評(píng)分較低的一半為趨近型。規(guī)避型被試的調(diào)節(jié)聚焦得分顯著高于趨近型被試［規(guī)避型消費(fèi)者的調(diào)節(jié)聚焦均值X＝5.48，趨近型消費(fèi)者的調(diào)節(jié)聚焦均值X＝4.17；F（1，296）＝425.91，P＜0.01］。

4.情緒狀態(tài)影響不顯著。以情緒狀態(tài)2個(gè)題項(xiàng)平均值作為情緒狀態(tài)評(píng)分，方差分析顯示，12個(gè)實(shí)驗(yàn)組被試的情緒狀 態(tài) 沒 有 顯 著 差 異 ［max情緒狀態(tài)＝6.98，min清醒狀態(tài)＝6.15；F（1，286）＝0.98，P＝0.47］。

4.4.3 測(cè)量質(zhì)量

1.量表信度，賽事質(zhì)量、贊助匹配、贊助態(tài)度、定位清晰度、品牌資產(chǎn)的內(nèi)部一致性信度依次為0.93、0.94、0.93、0.82、0.95；逆轉(zhuǎn)反向題項(xiàng)后規(guī)避型和趨近型的調(diào)節(jié)聚焦的內(nèi)部一致性信度依次為0.91、0.90。因此，賽事贊助量表和調(diào)節(jié)聚焦量表的信度都較高。

2.量表效度。對(duì)全部研究變量的題項(xiàng)進(jìn)行探索性因子分析，以特征值大于1為標(biāo)準(zhǔn)，共提取7個(gè)因子，累積方差解釋量為78.67%。因子和對(duì)應(yīng)題項(xiàng)的旋轉(zhuǎn)后因子載荷范圍為0.64～0.92。驗(yàn)證性因子分析顯示，測(cè)量模型擬合較好，χ2＝1250.71，df＝443，χ2／df＝2.82，RMSEA＝0.078，NFI＝0.92，RNI＝0.91，NNFI＝0.94，CFI＝0.94。題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷在0.74～0.94之間，大于0.55，量表收斂效度較高。每一潛變量平均變異萃取量根的范圍為0.79～0.90，潛變量相關(guān)系數(shù)的范圍為－0.14～0.44。因此，每一個(gè)潛變量平均萃取量根均大于該潛變量與其他變量的相關(guān)系數(shù)，說(shuō)明量表區(qū)別效度較高（表3）。

表3 本研究研究2中潛變量相關(guān)系數(shù)矩陣一覽表Table 3 Equality Test of Path Coefficients in Study 2

4.4.4 假設(shè)檢驗(yàn)

首先，再次檢驗(yàn)假設(shè)H1。如表4所示，對(duì)于規(guī)避型消費(fèi)者，賽事質(zhì)量對(duì)品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)為0.38，贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)為0.27，前者大于后者；對(duì)于趨近型消費(fèi)者，賽事質(zhì)量對(duì)品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)為0.21，贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)為0.47，后者大于前者。與研究假設(shè)和研究1結(jié)果一致。研究2采用與研究1同樣的方法檢驗(yàn)差異的顯著性。約束賽事質(zhì)量和贊助匹配到品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)相等后，對(duì)于規(guī)避型消費(fèi)者，Δχ2（1）＝1.20，差異不顯著；對(duì)于趨近型消費(fèi)者，Δχ2（1）＝6.11，差異顯著。也就是說(shuō)，對(duì)于規(guī)避型消費(fèi)者，盡管賽事質(zhì)量對(duì)品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)大于贊助匹配，但差異不顯著，即H1a再次沒有得到支持；對(duì)于趨近型消費(fèi)，贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)顯著大于賽事質(zhì)量，即H1b再次得到支持。綜合以上結(jié)果，調(diào)節(jié)聚焦會(huì)調(diào)節(jié)賽事質(zhì)量和贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的影響強(qiáng)度，H1再次得到支持。

第二，檢驗(yàn)假設(shè)H2。為了檢驗(yàn)贊助態(tài)度和定位清晰度在賽事贊助影響品牌資產(chǎn)過(guò)程中的中介作用，本文借鑒Simmons和 Becker－Olsen（2006）［18］采用結(jié)構(gòu)方程檢驗(yàn)中介作用的操作方法，采用Baron和 Kenny（1986）［56］建議的程序和標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行檢驗(yàn)。首先估計(jì)無(wú)中介變量模型M1，模型擬合較好，路徑系數(shù)均顯著（γ1＝0.18，P＜0.01；γ1＝0.43，P＜0.01），因此，賽事質(zhì)量和贊助匹配到品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)顯著；然后估計(jì)自變量－中介變量模型 M2，模型擬合較好，路徑系數(shù)均顯著（γ3＝0.23，P＜0.01；γ4＝0.47，P＜0.01；γ5＝0.41，P＜0.01；β1＝0.63，P＜0.01；β3＝0.32，P＜0.01），因此，賽事質(zhì)量到贊助態(tài)度、贊助匹配到贊助態(tài)度、贊助匹配到定位清晰度的路徑系數(shù)均顯著。最后估計(jì)自變量－中介變量－因變量模型 M3，模型擬合較好，γ1和γ2不再顯著，其他路徑系數(shù)依然顯著。根據(jù)Baron和Kenny（1986）建議的判斷中介效應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)，贊助態(tài)度和定位清晰度在賽事質(zhì)量和贊助匹配影響品牌資產(chǎn)的過(guò)程中具有完全中介效應(yīng)。同時(shí)，無(wú)論是規(guī)避型消費(fèi)者（模型M4、模型 M5、模型 M6），還是趨近型消費(fèi)者（模型M7、模型 M8、模型 M9），均得到一致結(jié)果，具體見表5。因此，假設(shè)H2、H2a和H2b得到支持。

表4 本研究調(diào)節(jié)聚焦的調(diào)節(jié)作用一覽表Table 4 The Moderation Effect of Regulatory Focus

表5 本研究中介效應(yīng)檢驗(yàn)一覽表Table 5 Mediation Test

第三，檢驗(yàn)假設(shè)H3。研究2采用結(jié)構(gòu)方程的多樣本比較來(lái)檢驗(yàn) H3。參照牛永革、趙平和王良錦（2010）［13］的檢驗(yàn)方法和標(biāo)準(zhǔn)，本研究依次約束結(jié)構(gòu)模型的以下路徑在兩類調(diào)節(jié)聚焦被試間等同，“賽事質(zhì)量－＞贊助態(tài)度”（檢驗(yàn) H3a）、“贊助匹配－＞贊助態(tài)度”（檢驗(yàn) H3b）、“贊助匹配－＞定位清晰度”（檢驗(yàn) H3c）、“贊助態(tài)度－＞品牌資產(chǎn)”（檢驗(yàn)H3d）、“定位清晰度－＞品牌資產(chǎn)”（檢驗(yàn)H3e）。如果約束模型與非約束模型的Δχ2（1）顯著，那么，可以確認(rèn)路徑系數(shù)在規(guī)避型和趨近型樣本之間存在顯著差異。如表6所示，約束“賽事質(zhì)量－＞贊助態(tài)度”等同后，Δχ2（1）＝1.41，路徑系數(shù)差異不顯著；也就是，賽事質(zhì)量對(duì)贊助態(tài)度的路徑系數(shù)在規(guī)避型和趨近型消費(fèi)者間沒有顯著差異，即H3a沒有得到支持。約束“贊助匹配－＞贊助態(tài)度”等同后，Δχ2（1）＝15.89，路徑系數(shù)差異顯著；也就是，與規(guī)避型消費(fèi)者相較而言，贊助匹配對(duì)趨近型消費(fèi)者贊助態(tài)度的路徑系數(shù)更大，即H3b得到支持。約束“贊助匹配－＞定位清晰度”等同后，Δχ2（1）＝10.78，路徑系數(shù)差異顯著；也就是，與規(guī)避型消費(fèi)者相較而言，贊助匹配對(duì)趨近型消費(fèi)者定位清晰度的路徑系數(shù)更大，即H3c得到支持。約束“贊助態(tài)度－＞品牌資產(chǎn)”等同后，Δχ2（1）＝1.41，路徑系數(shù)差異不顯著；也就是，贊助態(tài)度對(duì)品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)在規(guī)避型和趨近型消費(fèi)者之間沒有顯著差異，即H3d得到支持。約束“定位清晰度－＞品牌資產(chǎn)”等同后，Δχ2（1）＝0.06，路徑系數(shù)差異不顯著；也就是，定位清晰度對(duì)品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)在規(guī)避型和趨近型消費(fèi)者之間沒有顯著差異，即H3e得到支持。綜合以上結(jié)果，消費(fèi)者調(diào)節(jié)聚焦通過(guò)調(diào)節(jié)賽事質(zhì)量和贊助匹配對(duì)中介變量的影響進(jìn)而影響品牌資產(chǎn)，因此假設(shè)H3得到支持。

表6 本研究調(diào)節(jié)聚焦作用機(jī)制的檢驗(yàn)一覽表Table 6 Test of The Mechanisms of Regulatory Focus

4.5 小結(jié)

研究2再次驗(yàn)證了H1，H1a依然沒有得到支持，假設(shè)H1b再次得到支持。與研究1結(jié)果一致。研究2發(fā)現(xiàn)調(diào)節(jié)聚焦的作用機(jī)制是調(diào)節(jié)聚焦改變了賽事質(zhì)量和贊助匹配對(duì)中介變量的影響強(qiáng)度，而非調(diào)節(jié)兩者對(duì)品牌資產(chǎn)的影響，假設(shè) H2、H2a、H2b、H3、H3b、H3c、H3d、H3e得到支持，H3a沒有得到支持。

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

賽事質(zhì)量和贊助匹配是影響贊助效果的關(guān)鍵變量［3，18，28］。然而，學(xué)者們對(duì)賽事質(zhì)量和贊助匹配提升品牌資產(chǎn)的認(rèn)識(shí)存在分歧。本研究通過(guò)引入調(diào)節(jié)聚焦理論解決了現(xiàn)有研究中的矛盾，推進(jìn)賽事贊助研究，為企業(yè)選擇賽事提供理論借鑒。本研究發(fā)現(xiàn)：

1.賽事質(zhì)量和贊助匹配都具有提升品牌資產(chǎn)的作用，但是調(diào)節(jié)聚焦會(huì)調(diào)節(jié)它們對(duì)品牌資產(chǎn)的影響強(qiáng)度。對(duì)于趨近型消費(fèi)者，贊助匹配對(duì)品牌資產(chǎn)的影響強(qiáng)度大于賽事質(zhì)量，并且差異顯著。對(duì)于規(guī)避型消費(fèi)者，賽事質(zhì)量對(duì)品牌資產(chǎn)的影響強(qiáng)度大于贊助匹配，但沒發(fā)現(xiàn)顯著差異；可能是因?yàn)橄M(fèi)者對(duì)刺激物中的賽事較為熟悉，賽事信息加工程度較低，弱化了調(diào)節(jié)聚焦的作用。

2.贊助態(tài)度和定位清晰度在賽事贊助中具有中介作用。本研究證實(shí)贊助態(tài)度和定位清晰度在賽事贊助影響品牌資產(chǎn)的過(guò)程中具有完全中介效應(yīng)。一方面，還證實(shí)了贊助態(tài)度在賽事質(zhì)量影響品牌資產(chǎn)過(guò)程中的中介作用；另一方面，再次驗(yàn)證了Simmons和Becker－Olsen（2006）［18］的結(jié)論。本研究結(jié)論增進(jìn)了對(duì)賽事贊助影響品牌資產(chǎn)的中介機(jī)制的認(rèn)識(shí)。

3.揭示了調(diào)節(jié)聚焦影響賽事贊助效果的作用機(jī)制。本研究深入分析了調(diào)節(jié)聚焦的作用機(jī)制，發(fā)現(xiàn)調(diào)節(jié)聚焦通過(guò)改變賽事質(zhì)量和贊助匹配對(duì)贊助態(tài)度和定位清晰度的影響強(qiáng)度，進(jìn)而影響品牌資產(chǎn)，而非調(diào)節(jié)兩者對(duì)品牌資產(chǎn)的影響。本研究揭示了調(diào)節(jié)聚焦影響賽事贊助效果的作用機(jī)理，進(jìn)一步深化了賽事贊助理論。

5.2 建議

1.賽事贊助對(duì)不同調(diào)節(jié)聚焦類型的消費(fèi)者的影響強(qiáng)度不同，贊助商在進(jìn)行賽事贊助之前，需要先分析目標(biāo)市場(chǎng)的消費(fèi)者調(diào)節(jié)聚焦類型，進(jìn)而確定優(yōu)先贊助哪類賽事。

2.贊助匹配對(duì)趨近型消費(fèi)者的影響強(qiáng)度更大；目標(biāo)市場(chǎng)以趨近型消費(fèi)者為主的企業(yè)，應(yīng)重點(diǎn)選擇贊助匹配較高的賽事。對(duì)于規(guī)避型消費(fèi)者，賽事質(zhì)量對(duì)品牌資產(chǎn)的路徑系數(shù)大于贊助匹配；目標(biāo)市場(chǎng)以規(guī)避型消費(fèi)者為主的企業(yè)，應(yīng)側(cè)重于選擇贊助質(zhì)量較高的賽事。

3.研究1證實(shí)在賽事中使用贊助商產(chǎn)品可以起到提升贊助匹配的作用。贊助品牌，特別是贊助匹配較低的贊助品牌，可以考慮通過(guò)向賽事提供相關(guān)產(chǎn)品或服務(wù)，提升贊助匹配水平，進(jìn)而獲得提升品牌資產(chǎn)的更好效果。

4.本研究證實(shí)情景性和特質(zhì)性調(diào)節(jié)聚焦的影響具有一致性。因此，一方面，企業(yè)可以通過(guò)優(yōu)化贊助推廣策略，觸發(fā)有利的消費(fèi)者調(diào)節(jié)聚焦，進(jìn)而提升賽事贊助效果。例如，紅色會(huì)觸發(fā)消費(fèi)者產(chǎn)生規(guī)避型調(diào)節(jié)聚焦，而藍(lán)色會(huì)觸發(fā)消費(fèi)者產(chǎn)生趨近型調(diào)節(jié)聚焦［57］。如果賽事質(zhì)量更高，企業(yè)可以多選擇紅色背景呈現(xiàn)贊助信息；如果贊助匹配更高，企業(yè)可以更多選擇藍(lán)色背景呈現(xiàn)贊助信息。另一方面，企業(yè)可以通過(guò)識(shí)別目標(biāo)市場(chǎng)的特質(zhì)性調(diào)節(jié)聚焦特質(zhì)是規(guī)避型還是趨近型，進(jìn)而確定賽事贊助的重點(diǎn)。

5.3 研究局限

本研究還存在3點(diǎn)局限。一是沒有考慮多品牌贊助的情況。現(xiàn)實(shí)中，一個(gè)賽事往往有多個(gè)甚至十余個(gè)贊助商，因此，未來(lái)研究需要進(jìn)一步驗(yàn)證多贊助商情況下調(diào)節(jié)聚焦的作用。二是主要采用的學(xué)生樣本。為了提高實(shí)驗(yàn)內(nèi)部效度，本研究采用同質(zhì)性較高的學(xué)生樣本，以后研究可以考慮采用非學(xué)生樣本來(lái)擴(kuò)展研究結(jié)論的外部效度。三是未研究賽事熟悉度。賽事刺激物主要為熟悉度較高的賽事，這可能導(dǎo)致H1a沒有得到支持。以后研究可以考慮在不同賽事熟悉度的情況下，再次檢驗(yàn)調(diào)節(jié)聚焦對(duì)賽事贊助效果的影響。

［1］盧長(zhǎng)寶.匹配與體育贊助事件的選擇：基于品牌資產(chǎn)的實(shí)證研究［J］.體育科學(xué)，2009，29（8）：82－89.

［2］吳延年，萬(wàn)翠琳.從態(tài)度的構(gòu)成預(yù)測(cè)贊助效益的實(shí)證分析——以中國(guó)體育品牌贊助廣州亞運(yùn)會(huì)為例［J］.體育科學(xué)，2011，31（9）：19－26.

［3］徐玖平，朱洪軍.賽事贊助對(duì)企業(yè)品牌資產(chǎn)影響的實(shí)證研究［J］.體育科學(xué)，2009，28（9）：45－50.

［4］李建軍.活動(dòng)影響力與贊助品牌的關(guān)系——以聯(lián)想和安踏為例［J］.體育科學(xué)，2009（1）：92－96.

［5］劉英，張劍渝，杜青龍.贊助匹配對(duì)賽事贊助品牌評(píng)價(jià)的影響研究——解釋水平理論視角［J］.體育科學(xué)，2014，34（4）：70－77.

［6］樸勇慧.賽事贊助對(duì)企業(yè)品牌形象影響的實(shí)證研究——競(jìng)爭(zhēng)贊助行為的調(diào)節(jié)作用［J］.體育科學(xué)，2011，31（10）：21－34.

［7］吳川，張黎，鄭毓煌，等.調(diào)節(jié)聚焦對(duì)品牌延伸的影響：母品牌類型、母品牌與延伸產(chǎn)品匹配類型的調(diào)節(jié)作用［J］.南開管理評(píng)論，2012，15（6）：51－61.

［8］張黎，鄭毓煌，吳川.消費(fèi)者的調(diào)節(jié)聚焦對(duì)品牌延伸評(píng)價(jià)的影響［J］.營(yíng)銷科學(xué)學(xué)報(bào)，2011，7（7）：15－34.

［9］彭璐珞，孫魯平，彭泗清.“減價(jià)30%”還是“打7折”？一個(gè)基于調(diào)節(jié)匹配理論的促銷框架效應(yīng)［J］.營(yíng)銷科學(xué)學(xué)報(bào)，2012，8（2）：99－114.

［10］劉鳳軍，李強(qiáng).消費(fèi)者感知的企業(yè)體育贊助動(dòng)機(jī)與購(gòu)買意愿關(guān)系的實(shí)證研究［J］.營(yíng)銷科學(xué)學(xué)報(bào)，2011，7（2）：67－80.

［11］金立印.本土網(wǎng)站品牌資產(chǎn)及其形成機(jī)制——基于網(wǎng)站內(nèi)容的實(shí)證研究［J］.營(yíng)銷科學(xué)學(xué)報(bào)，2007，3（3）：31－49.

［12］汪玲，林暉蕓，逄曉鳴.特質(zhì)性與情境性調(diào)節(jié)定向匹配效應(yīng)的一致性［J］.心理學(xué)報(bào)，2011，43（5）：553－560.

［13］牛永革，趙平，王良錦.獨(dú)特的銷售主張感知維度研究［J］.管理科學(xué)，2010，23（3）：41－52.

［14］MEENAGHAN T.Sponsorship–legitimising the medium［J］.Eur J Market，1991，25（11）：5－10.

［15］IEG.Sponsorship Outlook：Spending Increase is Double Edged Sword，IEG Special Report［R］.Chicago：IEG，2013.

［16］HALL T，TODD S Y，KENT A.Does your sponsor affect my perception of the event？The role of event sponsors as signals［J］.Sport Market Q，2011，20（3）：138－147.

［17］MEENAGHAN T.Measuring sponsorship performance：challenge and direction［J］.Psychol Market，2013，30（5）：385－393.

［18］SIMMONS C J，BECKER－OLSEN K L.Achieving marketing objectives through social sponsorships［J］.J Market，2006，70（4）：154－169.

［19］SMITH G.Brand image transfer through sponsorship：a consumer learning perspective［J］.J Market Manage，2004，20（3－4）：457－474.

［20］ZHU R，MEYERS－LEVY J.Exploring the cognitive mechanism that underlies regulatory focus effects［J］.J Consumer Res，2007，34（1）：89－96.

［21］FRIEDMAN R S，F(xiàn)?RSTER J.The influence of approach and avoidance motor actions on creative cognition［J］.J Exp Soc Psychol，2002，38（1）：41－55.

［22］KELLER K L.Building，Measuring，and Managing Brand Equity［M］.2nd ed.Upper Saddle River：Prentice－Hall，2003.

［23］CROMPTON J L.Conceptualization and alternate operationalizations of the measurement of sponsorship effectiveness in sport［J］.Leisure Stud，2004，23（3）：267－281.

［24］KELLER K L.Conceptualizing，measuring，and managing customer－based brand equity［J］.J Market，1993，57（1）：1－22.

［25］CORNWELL T B，PRUITT S W，CLARK J M.The relationship between major－league sports’official sponsorship announcements and the stock prices of sponsoring firms［J］.J A－cademy Market Sci，2005，33（4）：401－412.

［26］HERRMANN J，WALLISER B，KACHA M.Consumer consideration of sponsor brands they do not remember Taking a wider look at the memorisation effects of sponsorship［J］.Int J Advertis，2011，30（2）：259－281.

［27］JAVALGI R G，TRAYLOR M B，GROSS A C，et al.Awareness of sponsorship and corporate image：An empirical investigation［J］.J Advertis，1994，23（4）：47－58.

［28］SPEED R，THOMPSON P.Determinants of sports sponsorship response［J］.J Academy Market Sci，2000，28（2）：226.

［29］GWINNER K.A model of image creation and image transfer in event sponsorship［J］.Int Market Rev，1997，14（3）：145－158.

［30］HEMSLEY G D，DOOB A N.The effect of looking behavior on perceptions of a communicator＇s credibility［J］.J Appl Soc Psychol，1978，8（2）：136－142.

［31］BALZER W K，SULSKY L M.Halo and performance appraisal research：A critical examination.［J］.J Appl Psychol，1992，77（6）：975－985.

［32］KO Y J，PASTORE D L.Current issues and conceptualizations of service quality in the recreation sport industry.［J］.Sport Market Q ，2004，13（2）：158－166.

［33］KO Y J，ZHANG J，CATTANI K，et al.Assessment of event quality in major spectator sports［J］.Manag Service Q，2011，21（3）：304－322.

［34］HAN S，KIM J C A H，DAVIS J A，et al.The effectiveness of image congruence and the moderating effects of sponsor motive and cheering event fit in sponsorship［J］.Int J Advertis，2013，32（2）：301－317.

［35］COPPETTI C，WENTZEL D，TOMCZAK T，et al.Improving incongruent sponsorships through articulation of the sponsorship and audience participation［J］.J Market Communications，2009，15（1）：17－34.

［36］FISKE S T，LINVILLE P W.What does the schema concept buy us？［J］.Personal Soc Psychol Bulletin，1980，6（4）：543－557.

［37］ROY D P，CORNWELL T B.Brand equity’s influence on responses to event sponsorships［J］.J Product Brand Manage，2003，12（6）：377－393.

［38］PERACCHIO L A，TYBOUT A M.The moderating role of prior knowledge in schema－based product evaluation［J］.J Consumer Res，1996：177－192.

［39］BECKER－OLSEN K，SIMMONS C J.When do social sponsorships enhance or dilute equity？Fit，message source，and the persistence of effects［J］.Advances Consumer Res，2002，29（1）：287.

［40］CLOSE A G，LACEY R.Fit Matters？Asymmetrical Impact for Effectiveness on Sponsors and Event Marketers［J］.Sport Market Q，2013，22：71－82.

［41］WAKEFIELD K L，BENNETT G.Affective intensity and sponsor identification［J］.J Advertis，2010，39（3）：99－111.

［42］HIGGINS E T，F(xiàn)RIEDMAN R S，HARLOW R E，et al.A－chievement orientations from subjective histories of success：Promotion pride versus prevention pride［J］.Eur J Soc Psychol，2001，31（1）：3－23.

［43］AAKER J L，LEE A Y.“I”seek pleasures and “we”avoid pains：The role of self‐regulatory goals in information processing and persuasion［J］.J Consumer Res，2001，28（1）：33－49.

［44］AVNET T，HIGGINS E T.How regulatory fit affects value in consumer choices and opinions［J］.J Market Res，2006，43（1）：1－10.

［45］OLSON E L.Does sponsorship work in the same way in different sponsorship contexts？［J］.Eur J Market，2010，44（1／2）：180－199.

［46］BREWER M B.Research design and issues of validity［M］／／REIS H，JUDD C.Handbook of Research Methods in Social and Personality Psychology.Cambridge：Cambridge University Press，2000.

［47］QUESTER P，PLEWA C，PALMER K，et al.Determinants of community‐based sponsorship impact on self‐congruity［J］.Psychol Market，2013，30（11）：996－1007.

［48］CARRILLAT F A，D＇ASTOUS A.The sponsorship－advertising interface：is less better for sponsors？［J］.Eur J Market，2012，46（3／4）：562－574.

［49］WAN E W，HONG J，STERNTHAL B.The effect of regulatory orientation and decision strategy on brand judgments［J］.J Consumer Res，2009，35：1026－1038.

［50］YOO B，DONTHU N，LEE S.An examination of selected marketing mix elements and brand equity［J］.J Academy Market Sci，2000，28（2）：195－211.

［51］UHRICH E，KOENIGSTORFER J，GROEPPEL－KLEIN A.Leveraging sponsorship with corporate social responsibility［J］.J Busin Res，2013，67（9）：2023－2029.

［52］PRENDERGAST G P，POON D，WEST D C.Match game linking sponsorship congruence with communication outcomes［J］.J Advertis Res，2010，50（2）：214－226.

［53］SENGUPTA J，ZHOU R.Understanding impulsive eaters’choice behaviors：the motivational influences of regulatory focus［J］.J Market Res，2007，XLIV（May）：297－308.

［54］YEO J，PARK J.Effects of parent－extension similarity and self regulatory focus on evaluations of brand extensions［J］.J Consumer Psychol，2006，16（3）：272－282.

［55］OLSEN O S.Repurchase loyalty：the role of involvement and satisfaction［J］.Psychol Market，2007，24（4）：315－341.

［56］BARON R M，KENNY D A.The moderator– mediator variable distinction in social psychological research：Conceptual，strategic，and statistical considerations.［J］.J Personal Soc Psychol，1986，51（6）：1173－1182.

［57］MEYERS－LEVY J，ZHU R.The influence of ceiling height：the effect of priming on the type of processing people use［J］.J Consumer Res，2007，34（2）：174－186.