(北京大學(xué)光華管理學(xué)院, 北京 100871)

1 引言

在廣告中使用代言人來進(jìn)行產(chǎn)品或品牌的推廣是企業(yè)普遍運(yùn)用的一種策略(McCracken, 1989;Money, Shimp, & Sakano, 2006), 企業(yè)使用代言人不僅可以提升消費(fèi)者對企業(yè)的關(guān)注度, 還可以為品牌形象進(jìn)行潤色, 促進(jìn)品牌推廣, 幫助品牌進(jìn)行再定位, 以及強(qiáng)化企業(yè)在全球化競爭中的競爭優(yōu)勢(Erdogan, 1999; Ogunsiji, 2012; Pringle & Binet, 2005)。在一則廣告中采用一個代言人是企業(yè)比較常用的方式, 但是隨著競爭的逐步加劇, 部分企業(yè)開始嘗試采用更新穎的代言形式來吸引消費(fèi)者的目光, 其中兩位或兩位以上代言人在同一則廣告中同時為品牌代言, 即組合代言, 則是近年來的一個重要趨勢(龔艷萍, 許煥, 2015; Saleem, 2007), 例如S.H.E和飛輪海共同代言的蒙牛酸酸乳廣告, 劉燁、趙薇、楊冪、劉璇、謝亞芳五人共同拍攝的拉芳廣告, 吳莫愁、張亮、柯震東、陳曉同時出現(xiàn)在國際餐飲巨頭肯德基的同一則廣告中, 郭富城、蔡依林、羅志祥、黃曉明、吳莫愁在同一則廣告中為百事可樂代言等等。這種代言形式既區(qū)別于單人代言的廣告,也區(qū)別于多位代言人分別在不同廣告中代言同一個產(chǎn)品或品牌的廣告, 因此非常值得研究者關(guān)注。

更進(jìn)一步的, 多位代言人同時出現(xiàn)在一則廣告中, 他們可以以不同的關(guān)系類型組合在一起, 例如百事可樂通過郭富城、蔡依林、羅志祥、黃曉明、吳莫愁等名人在廣告中塑造出動感時尚的品牌形象(圖 1), 這種多位代言人通過在同一則廣告中相互配合, 塑造出合作的氛圍共同傳遞產(chǎn)品或品牌信息的組合代言形式被稱為合作型組合代言; 而柯震東和陳坤在廣告中通過呈現(xiàn)對立競爭的方式為肯德基代言(圖 2), 這種多位代言人通過在廣告中呈現(xiàn)爭斗、競爭、抗?fàn)幍年P(guān)系狀態(tài)來傳遞產(chǎn)品或品牌信息的組合代言形式被稱為沖突型組合代言。這兩種不同的組合代言方式很可能會產(chǎn)生不同的廣告效果, 雖然已經(jīng)在企業(yè)的營銷實(shí)踐中被應(yīng)用, 但尚未引起研究者的關(guān)注。

圖1 合作型組合代言示例

圖2 沖突型組合代言示例

關(guān)于廣告代言人對廣告效果影響的研究很多,但現(xiàn)有研究大多關(guān)注于單人代言, 僅有的一些多人代言的研究也基本集中在多位代言人在不同廣告中出現(xiàn)的情況(Hsu & McDonald, 2002; Rice, Kelting,& Lutz, 2012), 很少涉及上述這種多位代言人同時出現(xiàn)在同一則廣告中的現(xiàn)象。企業(yè)采用多位代言人同時出現(xiàn)在一則廣告里的組合代言廣告, 一方面可以快速增加消費(fèi)群的覆蓋程度(Hsu & McDonald,2002), 另一方面從信號理論(signal theory)的視角(Kirmani, 1990), 同時采用多位代言人伴隨而來的高額代言成本也讓消費(fèi)者更確信企業(yè)產(chǎn)品具備出眾的品質(zhì), 產(chǎn)生更高的品牌評價。而不同的組合形式也可能對廣告效果產(chǎn)生不同的影響, 相對于合作型組合代言, 沖突型組合代言能引起消費(fèi)者更強(qiáng)的情緒喚起(emotional arousal) (Amason, 1996;Peterson & Behfar, 2003), 使消費(fèi)者對廣告感知到更強(qiáng)的生動性(vividness) (Kensinger & Corkin, 2003;Todd, Talmi, Schmitz, Susskind, & Anderson, 2012),而生動性又會有效地提升廣告效果(Bone & Ellen,1992; 范曉屏, 韓洪葉, 孫佳琦, 2013)。因此, 相對于合作型組合代言, 沖突型組合代言會產(chǎn)生更好的廣告效果。但是, 這種作用也不是一定會發(fā)生的,當(dāng)消費(fèi)者的情感強(qiáng)度(affect intensity)較高時, 面對沖突型組合代言, 其情感波動程度更為強(qiáng)烈(Larsen& Diener, 1987), 情緒喚起更為劇烈, 會對廣告產(chǎn)生更高的生動性感知, 從而產(chǎn)生更好的廣告效果;而對于情感強(qiáng)度較低的消費(fèi)者, 這種沖突型組合代言對廣告效果的促進(jìn)作用可能并不明顯。此外, 個體差異較小時更容易產(chǎn)生沖突或競爭, 這種沖突或競爭也會更加強(qiáng)烈(Parker, 1974; Stulp, Kordsmeyer,Buunk, & Verhulst, 2012), 因此, 當(dāng)消費(fèi)者對組合代言中發(fā)生沖突或競爭的代言人們的評價比較相近時, 會覺得這種競爭更加激烈, 也更加合理, 會產(chǎn)生更強(qiáng)的情緒喚起, 增加對廣告生動性的感知,帶來更好的廣告效果; 而當(dāng)消費(fèi)者對代言人們的評價相差較大時, 沖突型組合代言可能并不會產(chǎn)生更好的廣告效果。

基于現(xiàn)有理論和相關(guān)研究, 本研究將通過3個實(shí)驗(yàn)探究：(1)相對于合作型組合代言, 沖突型組合代言是否會產(chǎn)生更好的廣告效果？(2)相對于合作型組合代言, 沖突型組合代言對廣告效果的促進(jìn)作用是否通過消費(fèi)者感知到廣告的生動性作為中介？(3)這種促進(jìn)作用是否會被消費(fèi)者的情感強(qiáng)度調(diào)節(jié)？是否只對情感強(qiáng)度較高的消費(fèi)者有顯著作用？(4)這種促進(jìn)作用是否會被代言人之間的差異程度調(diào)節(jié)？是否只在消費(fèi)者對代言人們的評價差異較小時才有顯著作用？本研究對這些問題的探究不僅對代言人對廣告效果影響的現(xiàn)有研究進(jìn)行了拓展和補(bǔ)充, 還對企業(yè)的營銷實(shí)踐有具體的指導(dǎo)意義。

2 理論框架與研究假設(shè)

廣告代言人是指在廣告中通過陳述或行為表現(xiàn)來支持廣告或廣告聲明的個人、人物或組織(Tellis,1997)。Friedman和Friedman (1979)曾從代言人類型的角度將代言人分為專家代言、名人代言及典型消費(fèi)者代言, 但隨著業(yè)界采用代言人形式的日益豐富, 后續(xù)學(xué)者又引入了第三方代言及企業(yè)首席執(zhí)行官代言等新的代言人類型(Dean & Biswas, 2001;Freiden, 1984)。名人代言人是最普遍的代言形式,McCracken (1989)將名人代言人定義為在廣告中用公眾對其的認(rèn)可來代表一種消費(fèi)品使其有吸引力的任何個人?，F(xiàn)有的大部分相關(guān)研究多著眼于名人代言(張紅霞, 張益, 2010), 關(guān)于代言人對廣告效果影響的研究主要涉及代言人的個人特征(Till & Shimp,1998; 張紅霞, 張益, 2010)、代言人與產(chǎn)品或品牌的匹配程度(Friedman & Friedman, 1979; Kamins,1990)、代言人的文化基礎(chǔ)(McCracken, 1989)、代言人的表現(xiàn)和信息呈現(xiàn)(Farrell, Karels, Montfort, &McClatchey, 2000; Till & Shimp, 1998)等等。研究表明, 根據(jù)說服理論(Simons, Berkowitz, & Moyer,1970)、信源吸引力模型(Goldsmith, Lafferty, & Newell,2000; Kahle & Homer, 1985)、信源可靠性模型(Hovland& Weiss, 1951)等理論, 使用代言人可以增強(qiáng)消費(fèi)者對廣告信息的回憶(Friedman & Friedman, 1979),增加廣告的可信度, 使消費(fèi)者對品牌產(chǎn)生積極的態(tài)度(Kamins, 1989), 促使消費(fèi)者更多地選擇被代言的商品(Atkin & Block, 1983; Freiden, 1984)等。

但上述這些研究主要集中在單人代言的廣告,很少涉及到多人代言, 更少關(guān)注多位代言人同時出現(xiàn)在一則廣告中的組合代言廣告。Hsu和McDonald(2002)將多人代言定義為采用多位代言人為同一品牌代言的現(xiàn)象。關(guān)于多人代言的研究很有限, 這些研究大多集中于多位代言人在不同廣告中為產(chǎn)品或品牌代言(Hsu & McDonald, 2002; Rice et al.,2012), 而非多位代言人在同一則廣告中同時代言的現(xiàn)象。例如, Hsu和McDonald (2002)通過分析美國牛奶推廣活動的廣告發(fā)現(xiàn), 產(chǎn)品和不同代言人之間的匹配程度是影響多人代言效果的重要因素; 從歸因理論的視角, Mowen和Brown (1981)認(rèn)為采用多位名人代言可以帶來一致性, 對消費(fèi)者的感知起到積極作用; Rice等人(2012)的研究結(jié)果表明在消費(fèi)者高卷入度(involvement)的情況下, 只有當(dāng)代言人與產(chǎn)品高度匹配時, 多位代言人為品牌代言才會產(chǎn)生積極作用, 在消費(fèi)者低卷入度的情況下, 品牌采用越多的代言人越能提升消費(fèi)者對品牌的態(tài)度;Seno和Lukas (2007)認(rèn)為多人代言可以對企業(yè)的品牌形象和品牌資產(chǎn)有積極作用。

組合代言是指兩位或兩位以上代言人在同一則廣告中同時為產(chǎn)品或品牌代言, 這是近年來廣告代言的重要趨勢(龔艷萍, 許煥, 2015; Saleem,2007), 相關(guān)研究更為少見, 這種逐漸流行的廣告代言方式尚未引起研究者們的充分重視。在僅有的一些研究中, Saleem (2007)發(fā)現(xiàn), 在低卷入度的情況下, 在一則廣告中, 相對于采用單個代言人來說,同時出現(xiàn)多位代言人會使消費(fèi)者產(chǎn)生更積極的廣告態(tài)度、品牌態(tài)度和購買意愿, 在高卷入度的情況下則沒有差異; 國內(nèi)學(xué)者龔艷萍和許煥(2015)的研究發(fā)現(xiàn), 被試激活獨(dú)立型自我建構(gòu)以后, 會傾向于選擇單人代言的產(chǎn)品, 激活關(guān)聯(lián)型自我建構(gòu)以后會傾向于選擇組合代言的產(chǎn)品。

上述這些研究的重點(diǎn)在于對比單人代言與組合代言對廣告效果的影響, 但是在同一則廣告中出現(xiàn)多位代言人時, 他們可以以不同的關(guān)系類型組合在一起, 而不同的關(guān)系類型是否會進(jìn)一步對廣告效果產(chǎn)生不同的影響, 這一點(diǎn)尚未引起研究者的重視。本文認(rèn)為, 根據(jù)代言人之間的關(guān)系可以將組合代言分為合作型組合代言和沖突型組合代言兩類。合作型組合代言是指多位代言人通過在同一則廣告中相互配合, 塑造出合作的氛圍共同傳遞產(chǎn)品或品牌信息, 如百事可樂通過郭富城、蔡依林、羅志祥、黃曉明、吳莫愁等名人在廣告中塑造出動感時尚的品牌形象。沖突型組合代言是指多位代言人通過在廣告中呈現(xiàn)爭斗、競爭、抗?fàn)幍臓顟B(tài)傳遞產(chǎn)品或品牌信息, 如柯震東和陳坤在廣告中通過呈現(xiàn)對立競爭的方式為肯德基代言。研究表明, 沖突同樣可以產(chǎn)生積極的結(jié)果(Amason, 1996; Chen & Ayoko,2012; Peterson & Behfar, 2003)。沖突通常會引發(fā)人們的很多情緒反應(yīng)(Bodtker & Jameson, 2001; Jordan& Troth, 2004), 會增強(qiáng)人們的情緒喚起(emotional arousal), 這里也包括一些積極情緒的喚起, 例如熱情、興奮等(Amason, 1996; Peterson & Behfar, 2003),沖突導(dǎo)致的情緒反應(yīng)也可能會進(jìn)一步對人們的認(rèn)知、態(tài)度和行為產(chǎn)生積極作用(Chen & Ayoko,2012)。情緒是影響廣告效果的重要因素之一(Batra& Ray, 1986; Holbrook & O'Shaughnessy, 1984), 研究表明情緒喚起本身就能對廣告效果產(chǎn)生積極作用(Olney, Holbrook, & Batra, 1991; Singh & Churchill,1987), 通常情緒喚起能增強(qiáng)人們對生動性的感知,從而提升廣告的說服效果(Bone & Ellen, 1992;Coyle & Thorso, 2001; Kensinger & Corkin, 2003;Todd et al., 2012)?；谏鲜隼碛? 我們提出假設(shè)1：

H1：相對于合作型組合代言, 沖突型組合代言會產(chǎn)生更好的廣告效果。

在廣告效果的研究中, 生動性(vividness)是影響廣告效果的重要因素, Nisbett和Ross (1980)認(rèn)為當(dāng)信息在情緒上是有趣的、具體的、由形象引發(fā)的,在感知、時間、空間的維度上是很直接的, 這種信息就具備了生動性。很多研究都表明廣告中生動的內(nèi)容會增強(qiáng)廣告的說服效果, 提升消費(fèi)者的廣告態(tài)度、品牌態(tài)度和購買意愿等(Bone & Ellen, 1992;Coyle & Thorso, 2001; Fortin & Dholakia, 2005)。范曉屏等人(2013)的研究從精細(xì)加工可能性模型的角度論證了, 生動性即使無法通過核心路徑(central route)提升消費(fèi)者對廣告陳述的理解程度, 從而改變消費(fèi)者對廣告的態(tài)度, 也可以從外圍路徑(peripheral route)提升消費(fèi)者的廣告態(tài)度。沖突能增強(qiáng)人們的情緒喚起(emotional arousal), 而情緒喚起能夠加強(qiáng)人們感知到的生動性, 這一點(diǎn)在心理學(xué)和神經(jīng)學(xué)上都得到了證實(shí)(Kensinger & Corkin, 2003;Todd et al., 2012)。基于上述理由, 我們提出假設(shè)2：

H2：沖突型組合代言對廣告效果的促進(jìn)作用由消費(fèi)者感知到的廣告生動性中介, 即相對于合作型組合代言, 沖突型組合代言讓消費(fèi)者感知到的廣告生動性更強(qiáng), 從而產(chǎn)生更好的廣告效果。

消費(fèi)者的個性特征(personality trait)也會影響廣告效果(Haugtvedt, Petty, & Cacioppo, 1992; Moore,Harris, & Chen, 1995), 其中消費(fèi)者的情感強(qiáng)度(affect intensity)會影響很多與情感或情緒相關(guān)的作用(Larsen & Diener, 1987)。情感強(qiáng)度是指個體在面臨相同的刺激時, 情感或情緒變化的差異程度, 面對同樣的情感或情緒性刺激, 情感強(qiáng)度較強(qiáng)的個體往往會產(chǎn)生更強(qiáng)的情感或情緒反應(yīng)(Larsen & Diener,1987)。情感強(qiáng)度較高的個體也更容易被與情感或情緒變化相關(guān)的廣告訴求說服(Zhang, Sun, Liu, &Knight, 2014)。因此, 對于情感強(qiáng)度較高的消費(fèi)者,在面對沖突型組合代言時, 由于其情感波動程度更為強(qiáng)烈, 情緒喚起更為劇烈, 會對廣告產(chǎn)生更高的生動性感知, 從而產(chǎn)生更好的廣告效果; 而對于情感強(qiáng)度較低的消費(fèi)者, 這種沖突型組合代言對廣告效果的促進(jìn)作用可能并不明顯?；谏鲜隼碛? 我們提出假設(shè)3：

H3：對于情感強(qiáng)度較高的消費(fèi)者, 沖突型組合代言比合作型組合代言能產(chǎn)生更好的廣告效果; 對于情感強(qiáng)度較低的消費(fèi)者, 沖突型組合代言和合作型組合代言之間的廣告效果沒有顯著差異。

代言人的個人特征同樣會影響廣告效果(Till &Shimp, 1998; 張紅霞, 張益, 2010), Ohanian (1990)在信源吸引力模型及信源可靠性模型的基礎(chǔ)上, 通過因子分析的方式提取出吸引力、可信度及專業(yè)性這3個代言人的個人特征中對廣告效果產(chǎn)生影響的主要維度。吸引力是指消費(fèi)者感知到的代言人的外表所具有的吸引力, 即代言人外在的魅力及令人喜好、吸引消費(fèi)者注意力的特性; 可信度是指消費(fèi)者感知到的代言人誠實(shí)、可靠的品質(zhì); 專業(yè)性是指消費(fèi)者感知到的代言人對代言產(chǎn)品所掌握的相關(guān)專業(yè)知識的程度。通常情況下, 消費(fèi)者會通過這3個維度來評價代言人, 而當(dāng)有多位代言人同時出現(xiàn)的時候, 消費(fèi)者對每一位代言人的評價可能存在差異。無論是動物還是人類, 個體還是群體, 當(dāng)彼此在能力或資源等方面差異比較小的時候更容易產(chǎn)生沖突或競爭, 而且他們之間的沖突或競爭會更加強(qiáng)烈(Parker, 1974; Stulp et al., 2012)。因此, 當(dāng)消費(fèi)者對組合代言中發(fā)生沖突或競爭的代言人們的評價比較相近時, 會覺得這種競爭更加激烈, 也比較合理, 會產(chǎn)生更強(qiáng)的情緒喚起, 從而增加對廣告生動性的感知, 帶來更好的廣告效果; 而當(dāng)消費(fèi)者對代言人們的評價相差較大時, 感知到的競爭激烈程度和合理性就會下降, 沖突型組合代言對廣告效果的促進(jìn)作用可能并不明顯。基于上述理由, 我們提出假設(shè)4：

H4：當(dāng)消費(fèi)者對組合代言中代言人們的評價相差較小時, 沖突型組合代言比合作型組合代言能產(chǎn)生更好的廣告效果; 當(dāng)消費(fèi)者對組合代言中代言人們的評價相差較大時, 沖突型組合代言和合作型組合代言之間的廣告效果沒有顯著差異。

3 預(yù)實(shí)驗(yàn)

3.1 預(yù)實(shí)驗(yàn)1：篩選與代言人匹配的產(chǎn)品

同時出現(xiàn)在同一則廣告中的代言人可以是原有組合(幾位代言人在進(jìn)行廣告代言之前即為一個組合, 如鳳凰傳奇), 也可以是新建組合(幾位代言人在進(jìn)行廣告代言之前并不是一個組合, 只是在本次廣告代言中臨時成為一個“組合”, 如百事可樂通過郭富城、蔡依林、羅志祥、黃曉明、吳莫愁等名人在廣告中打造出動感時尚的代言人組合)。本研究主要探究組合代言中代言人關(guān)系類型(合作型組合代言 vs.沖突型組合代言)對廣告效果的影響, 然而在原有組合代言的情況中, 由于代言人組合在為品牌代言前就已經(jīng)作為一個固定組合開展公共活動, 消費(fèi)者認(rèn)知中存在該組合是高度合作的固有認(rèn)知, 因此本文將主要通過新建組合探究組合代言中代言人關(guān)系類型對廣告效果的影響。

在后續(xù)的正式實(shí)驗(yàn)中, 我們將通過兩位假定的男性代言人進(jìn)行廣告模擬(僅使用語句進(jìn)行描述,以避免具體形象的干擾)。采用假定的代言人的目的是排除消費(fèi)者對真實(shí)代言人的固有喜好程度對研究結(jié)果的影響。兩段關(guān)于代言人的描述是根據(jù)影視明星黃曉明以及體育運(yùn)動員林丹進(jìn)行改寫的。代言人A是一位中國內(nèi)地著名的男演員, 畢業(yè)于北京電影學(xué)院, 外形俊朗, 并有很強(qiáng)的人格魅力, 曾主演過眾多知名的影視劇作品, 曾獲得中國電影金雞獎、中國電影華表獎、大眾電影百花獎最佳男主角獎等獎項(xiàng), 深受廣大粉絲的喜愛。代言人B是一位中國著名的運(yùn)動員, 外形俊朗, 競技水平優(yōu)異, 同時具備很好的人格魅力, 曾在奧運(yùn)會、世錦賽、世界杯、亞運(yùn)會等多項(xiàng)重大賽事中獲得所從事項(xiàng)目的冠軍, 擁有大量的粉絲和崇拜者。

匹配假說認(rèn)為廣告的有效性取決于名人形象所傳遞的信息與代言產(chǎn)品信息的一致性, 即名人形象或個性與產(chǎn)品的匹配程度(match-up), 只有代言人與產(chǎn)品是匹配的, 廣告的效果才能提升(Forkan,1980; Kahle & Homer, 1985; Kamins, 1990)。代言人與產(chǎn)品相匹配不僅能通過強(qiáng)化聯(lián)想等途徑直接提升消費(fèi)者對廣告的評價(劉丁己, 江明華, 張建君,2006), 還能提升消費(fèi)者在看過廣告后對品牌信息的回憶程度(Misra & Beatty, 1990), 不同的產(chǎn)品需要與不同類型的代言人相匹配。因此, 為避免代言人與產(chǎn)品間的匹配程度影響本研究想探究的問題,我們在正式實(shí)驗(yàn)之前先篩選出3種與兩位代言人的匹配程度都較高的產(chǎn)品作為正式實(shí)驗(yàn)的對象。

本研究的兩項(xiàng)預(yù)實(shí)驗(yàn)是通過問卷星在線進(jìn)行的, 共招募了29名被試, 其中男性16人, 女性13人, 平均年齡 27.45歲, 平均月可支配收入 11261.21元, 職業(yè)一項(xiàng)為開放式問題, 被試主要為金融、銷售、財(cái)務(wù)、行政、咨詢等方面的從業(yè)人員, 有5人為學(xué)生。本文采用劉丁己等人(2006)的代言人——產(chǎn)品匹配程度測量方法進(jìn)行產(chǎn)品篩選, 共有 29位被試參與了我們的實(shí)驗(yàn)。我們首先為被試列出兩位假定廣告代言人A和B的描述材料, 在每段材料下有運(yùn)動球鞋、西服、手機(jī)、馬桶、香水、插座、有機(jī)食品、可口可樂、跑車、筆記本電腦、運(yùn)動球拍、運(yùn)動蛋白粉這12種產(chǎn)品, 12種產(chǎn)品均無品牌信息,以避免品牌效應(yīng)等既有因素的影響。然后采用7點(diǎn)量表(1 = 完全不匹配, 7 = 完全匹配)讓被試對兩位代言人與 12種不同產(chǎn)品間的代言匹配程度進(jìn)行評分。最后, 我們篩選出了西服(MA= 5.21,t(28) =4.34,p< 0.001, Cohen'sd= 1.14;MB= 5.66,t(28) =5.62,p< 0.001, Cohen'sd= 1.48)、跑車(MA= 5.45,t(28) = 5.77,p< 0.001, Cohen'sd= 1.52;MB= 4.90,t(28) = 3.00,p= 0.006, Cohen'sd= 0.79)、香水(MA=4.72,t(28) = 2.18,p= 0.038, Cohen'sd= 0.58;MB=5.21,t(28) = 6.65,p< 0.001, Cohen'sd= 1.75)這3種與代言人A和B均較為匹配的產(chǎn)品, 通過單樣本t檢驗(yàn), 三者與兩人匹配度得分均顯著大于 4, 這 3種產(chǎn)品將被用于接下來的正式實(shí)驗(yàn)。

3.2 預(yù)實(shí)驗(yàn)2：檢驗(yàn)代言人關(guān)系類型的操縱

本研究后續(xù)的正式實(shí)驗(yàn)將采用兩段廣告描述(僅使用語句進(jìn)行描述, 以避免具體形象的干擾)對合作型組合代言及沖突型組合代言進(jìn)行操縱, 為了確保所使用的廣告描述確實(shí)能使消費(fèi)者產(chǎn)生組合代言人間為合作型或沖突型關(guān)系的感知, 在正式實(shí)驗(yàn)前, 我們通過預(yù)實(shí)驗(yàn)對被試關(guān)于兩段廣告描述的感知進(jìn)行操縱檢驗(yàn)。其中, 合作型組合代言被描述成兩位代言人在廣告中相互配合, 向消費(fèi)者展示產(chǎn)品, 描述產(chǎn)品功能或特點(diǎn), 共同代言, 向消費(fèi)者推薦產(chǎn)品; 沖突型組合代言被描述成兩位代言人在廣告中呈現(xiàn)相互對抗的狀態(tài), 向消費(fèi)者展示產(chǎn)品, 描述產(chǎn)品功能或特點(diǎn)的同時競爭該產(chǎn)品的代言人。采用競爭代言人的方式來建立沖突型關(guān)系, 可以避免爭搶、沖撞等其他沖突方式可能帶來的其他情節(jié)性的干擾因素, 兩位代言人在合作型組合代言和沖突型組合代言中事實(shí)上都是雙雙代言了該產(chǎn)品, 只是在沖突型組合代言的廣告中加入競爭的沖突因素。共有 29位被試參與了我們的實(shí)驗(yàn), 我們首先向被試提供關(guān)于兩位代言人及廣告內(nèi)容的描述材料, 并要求被試在閱讀上述材料后, 在7點(diǎn)量表上(1 = 極度沖突, 7 = 極度合作)對兩位代言人在廣告中的關(guān)系進(jìn)行評分。實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明, 對于合作型組合代言的廣告描述被試的關(guān)系感知為5.86 (t(28) = 10.13,p< 0.001, Cohen'sd= 2.66), 對于沖突型組合代言的廣告描述被試的關(guān)系感知為 3.14 (t(28) = 2.79,p= 0.009, Cohen'sd= 0.73), 通過單樣本t檢驗(yàn), 兩種廣告描述得分分別與4有顯著差異, 說明兩種廣告描述均能有效地使被試產(chǎn)生合作或沖突的關(guān)系感知, 操縱是有效的。

4 實(shí)驗(yàn)1：代言人關(guān)系類型對廣告效果的影響

4.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

本實(shí)驗(yàn)采用單因素(代言人關(guān)系類型：合作型組合代言 vs.沖突型組合代言)組間設(shè)計(jì), 通過問卷星在線進(jìn)行, 共有99名被試參與了本次實(shí)驗(yàn), 其中男性52人, 平均年齡26.04歲, 他們被隨機(jī)分入兩個實(shí)驗(yàn)組。

實(shí)驗(yàn)1中我們采用的產(chǎn)品是由預(yù)實(shí)驗(yàn)1篩選出來的西服。我們首先向兩組被試呈現(xiàn)某品牌一款西服的產(chǎn)品信息和圖片(無品牌信息, 避免已有品牌偏好的干擾), 接下來要求兩組被試閱讀預(yù)實(shí)驗(yàn) 1中關(guān)于兩位假定代言人的描述, 了解代言人的信息,隨后將采用預(yù)實(shí)驗(yàn)2中的廣告描述進(jìn)行代言人關(guān)系類型的操縱, 合作型組合代言組的被試看到合作型的關(guān)系描述, 兩位代言人呈配合狀態(tài)推薦該西服,沖突型組合代言組的被試看到?jīng)_突型的關(guān)系描述,兩位代言人呈對抗?fàn)顟B(tài)推薦該西服, 并為成為該西服的代言人而相互競爭。接下來, 被試被要求根據(jù)以上產(chǎn)品、代言人和廣告描述的信息, 對廣告效果進(jìn)行評分, 我們用廣告態(tài)度、產(chǎn)品態(tài)度及購買意愿來衡量廣告效果, 量表均為以往文獻(xiàn)中使用過的成熟量表(Baker & Churchill, 1977; Friedman & Friedman,1979; Shamdasani, Stanaland, & Tan, 2001), 張紅霞和張益(2010)通過因子分析證明其翻譯的量表有較高的信度和效度, 能有效在中國情景下使用, 并用來衡量廣告效果。最后, 我們要求被試對廣告生動性進(jìn)行評分, 本文采用Marks (1973)關(guān)于生動性感知評測的量表進(jìn)行測量。實(shí)驗(yàn)中的量表均采用7點(diǎn)量表。

4.2 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

廣告效果。分析結(jié)果表明, 用來衡量廣告效果的廣告態(tài)度、產(chǎn)品態(tài)度及購買意愿的所有條目具有較高的內(nèi)部一致性信度(Cronbach’s α = 0.95), 通過因子分析(KMO= 0.93,p< 0.001), 抽取一個因子的解釋量為 63.01%, 因此我們將這些條目評分的均值作為廣告效果的得分。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)的結(jié)果表明, 沖突型組合代言組廣告效果的得分要顯著高于合作型組合代言組(M合= 4.86,M沖= 5.39,t(97) =2.94,p= 0.004, Cohen'sd= 0.59)。

廣告生動性感知的中介作用。根據(jù) Baron和Kenny (1986)的建議, 我們檢驗(yàn)了被試感知到的廣告生動性是否中介了代言人關(guān)系類型(合作型組合代言vs.沖突型組合代言; 其中, 合作型組合代言 = 0,沖突型組合代言 = 1)與廣告效果的得分。結(jié)果表明：直接效應(yīng)方面, 代言人關(guān)系類型直接預(yù)測了廣告效果的得分(β = 0.53,p= 0.004); 間接效應(yīng)方面,代言人關(guān)系類型預(yù)測了感知到的廣告生動性得分(β = 0.55,p= 0.008), 而感知到的廣告生動性得分又進(jìn)一步預(yù)測了廣告效果的得分(β = 0.56,p<0.001); 更重要的是, 控制了感知到的廣告生動性得分后, 代言人關(guān)系類型對廣告效果得分的預(yù)測作用消失了(β = 0.23, p= 0.120) (圖 3)。Sobel testz=2.48,p= 0.013。進(jìn)一步應(yīng)用bootstrapping的分析方法, 對于間接效應(yīng)的大小, 95%的置信區(qū)間為(0.07,0.58), 不包括 0, 說明間接效應(yīng)顯著(Preacher &Hayes, 2004; Preacher, Rucker, & Hayes, 2007)。

圖3 廣告生動性感知的中介作用(實(shí)驗(yàn)1)

4.3 討論

本實(shí)驗(yàn)的結(jié)果支持了H1與H2, 即相對于合作型組合代言, 沖突型組合代言會產(chǎn)生更好的廣告效果; 沖突型組合代言對廣告效果的促進(jìn)作用由消費(fèi)者感知到的廣告生動性中介, 相對于合作型組合代言, 沖突型組合代言會讓消費(fèi)者感知到的廣告生動性更強(qiáng), 從而產(chǎn)生更好的廣告效果。但是, 沖突型組合代言對廣告效果的這種促進(jìn)作用并不是一定會發(fā)生的, 在實(shí)驗(yàn) 2中, 我們將驗(yàn)證消費(fèi)者情感強(qiáng)度可能起到的調(diào)節(jié)作用, 并使用一個新的產(chǎn)品類別,從而使我們的研究結(jié)論可以被推廣到更多的產(chǎn)品選擇情境中。

5 實(shí)驗(yàn)2：情感強(qiáng)度的調(diào)節(jié)作用

5.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)2采用2(代言人關(guān)系類型：合作型組合代言vs.沖突型組合代言) × 2(情感強(qiáng)度：高vs.低)的組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 其中代言人關(guān)系類型是組間操縱的,而情感強(qiáng)度則是采用直接測量的方法, 然后基于中位數(shù)區(qū)分將被試分為高情感強(qiáng)度組和低情感強(qiáng)度組。實(shí)驗(yàn)通過問卷星在線進(jìn)行, 共有91名被試參與了本次實(shí)驗(yàn), 其中男性41人, 平均年齡27.07歲。

在實(shí)驗(yàn)2中我們采用的產(chǎn)品是由預(yù)實(shí)驗(yàn)1篩選出來的跑車。我們首先對被試進(jìn)行情感強(qiáng)度的測量,采用 Larsen和 Diener (1987)的量表, 要求被試對“我高興時是一種精神煥發(fā)、充滿活力的狀態(tài)”等陳述進(jìn)行評分, 進(jìn)而對消費(fèi)者的情感強(qiáng)度進(jìn)行測量,國內(nèi)學(xué)者曾對其進(jìn)行翻譯并進(jìn)行信度檢測, 確保了中文版本量表有效(Zhang et al., 2014)。接下來我們向兩組被試呈現(xiàn)某品牌一款跑車的產(chǎn)品信息和圖片(無品牌信息, 避免已有品牌偏好的干擾), 然后要求被試閱讀預(yù)實(shí)驗(yàn)1中關(guān)于兩位假定代言人的描述, 了解代言人的信息, 隨后將采用預(yù)實(shí)驗(yàn) 2中的廣告描述進(jìn)行代言人關(guān)系類型的操縱, 操縱方式與實(shí)驗(yàn)1相類似, 將廣告中的產(chǎn)品替換為某品牌的一款跑車。接下來, 被試同樣被要求根據(jù)以上產(chǎn)品、代言人和廣告描述的信息, 對廣告效果(廣告態(tài)度、產(chǎn)品態(tài)度及購買意愿)和廣告生動性進(jìn)行評分。實(shí)驗(yàn)中的量表均采用7點(diǎn)量表。

5.2 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

分析結(jié)果表明, 情感強(qiáng)度的所有條目具有較高的內(nèi)部一致性信度(Cronbach’s α = 0.85), 通過因子分析(KMO= 0.81,p< 0.001), 抽取一個因子的解釋量為 69.72%, 因此我們將這些條目評分的均值作為被試情感強(qiáng)度的得分, 并根據(jù)該得分的中位數(shù)區(qū)分得到兩個組, 其中得分高于中位數(shù)的被試是高情感強(qiáng)度組, 而得分低于中位數(shù)的被試則是低情感強(qiáng)度組。

廣告效果。通過2(代言人關(guān)系類型：合作型組合代言vs.沖突型組合代言)2(情感強(qiáng)度：高vs.低)的ANOVA分析發(fā)現(xiàn)兩者對于廣告效果(Cronbach’s α = 0.95)的交互作用是顯著的,F(3, 87) = 4.25,p=0.008。進(jìn)一步的, 代言人關(guān)系類型對廣告效果的主效應(yīng)是顯著的,F(1, 89) = 6.15,p= 0.015, Cohen'sd=0.53; 情感強(qiáng)度對廣告效果的主效應(yīng)也是顯著的,F(1, 89) = 8.59,p= 0.004, Cohen'sd= 0.62。具體來看, 當(dāng)被試的情感強(qiáng)度較高時, 沖突型組合代言組廣告效果的得分要顯著高于合作型組合代言組(M合=5.05,M沖= 5.49;F(1, 42) = 4.24,p= 0.046, Cohen'sd= 0.64); 當(dāng)被試的情感強(qiáng)度較低時, 合作型組合代言組與沖突型組合代言組的廣告效果得分沒有顯著差異(M合= 4.71,M沖= 4.95;F(1, 45) = 0.73,p= 0.397) (圖 4)。

圖4 不同情感強(qiáng)度下代言人關(guān)系類型對廣告效果的影響

廣告生動性感知的中介作用。研究結(jié)果表明：直接效應(yīng)方面, 代言人關(guān)系類型(合作型組合代言vs.沖突型組合代言; 其中, 合作型組合代言 = 0,沖突型組合代言 = 1)直接預(yù)測了廣告效果的得分(β = 0.44,p= 0.015); 間接效應(yīng)方面, 代言人關(guān)系類型預(yù)測了感知到的廣告生動性得分(β = 0.58,p=0.003), 而感知到的廣告生動性得分又進(jìn)一步預(yù)測了廣告效果的得分(β = 0.61,p< 0.001); 更重要的是, 控制了感知到的廣告生動性得分后, 代言人關(guān)系類型對廣告效果得分的預(yù)測作用消失了(β = 0.10,p= 0.505) (圖 5)。Sobel testz= 2.82,p= 0.005。進(jìn)一步應(yīng)用bootstrapping的分析方法, 對于間接效應(yīng)的大小, 95%的置信區(qū)間為(0.15, 0.57), 不包括 0,說明間接效應(yīng)顯著。

圖5 廣告生動性感知的中介作用(實(shí)驗(yàn)2)

5.3 討論

實(shí)驗(yàn)2的結(jié)果再一次支持了H1和H2, 并且進(jìn)一步還支持了 H3, 即對于情感強(qiáng)度較高的消費(fèi)者,沖突型組合代言比合作型組合代言能產(chǎn)生更好的廣告效果; 對于情感強(qiáng)度較低的消費(fèi)者, 相對于合作型組合代言, 沖突型組合代言對廣告效果并沒有顯著的促進(jìn)作用。這說明, 在考慮廣告效果時, 消費(fèi)者的個人特征不容忽視, 特別是其自身情感強(qiáng)度的高低能夠調(diào)節(jié)組合代言中代言人關(guān)系類型對廣告效果的影響。此外, 在實(shí)驗(yàn) 2中, 廣告生動性感知的中介作用也再一次得到了支持。除了消費(fèi)者的情感強(qiáng)度等特征有可能影響兩種代言人關(guān)系類型對廣告效果的作用之外, 兩位代言人的特征也有可能影響這一作用的效果, 在實(shí)驗(yàn)3中我們將驗(yàn)證代言人之間的差異程度這一變量可能起到的調(diào)節(jié)作用, 并再一次更換產(chǎn)品種類。

6 實(shí)驗(yàn)3：代言人差異程度的調(diào)節(jié)作用

6.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)3采用2(代言人關(guān)系類型：合作型組合代言vs.沖突型組合代言) × 2(代言人差異程度：大vs.小)的組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 其中代言人關(guān)系類型是組間操縱的, 而代言人差異程度則是采用直接測量的方法, 然后基于中位數(shù)區(qū)分將被試分為代言人差異程度大組和代言人差異程度小組。實(shí)驗(yàn)通過問卷星在線進(jìn)行, 共有 102名被試參與了本次實(shí)驗(yàn), 其中男性45人, 平均年齡25.75歲。

在實(shí)驗(yàn)3中我們采用的產(chǎn)品是由預(yù)實(shí)驗(yàn)1篩選出來的香水。我們首先向兩組被試呈現(xiàn)某品牌一款香水的產(chǎn)品信息和圖片(無品牌信息, 避免已有品牌偏好的干擾), 然后要求被試閱讀預(yù)實(shí)驗(yàn) 1中關(guān)于兩位假定代言人的描述, 了解代言人的信息。接下來, 我們采用Ohanian (1990) 開發(fā)的名人代言人量表, 要求被試對兩位代言人分別從吸引力、可信度及專業(yè)性這三個方面進(jìn)行評價。隨后, 我們采用預(yù)實(shí)驗(yàn)2中的廣告描述進(jìn)行代言人關(guān)系類型的操縱,操縱方式與實(shí)驗(yàn)1相類似, 將廣告中的產(chǎn)品替換為某品牌的一款香水。接下來, 被試同樣被要求根據(jù)以上產(chǎn)品、代言人和廣告描述的信息, 對廣告效果(廣告態(tài)度、產(chǎn)品態(tài)度及購買意愿)和廣告生動性進(jìn)行評分。實(shí)驗(yàn)中的量表均采用7點(diǎn)量表。

6.2 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

分析結(jié)果表明, 評價代言人特征(吸引力、可信度及專業(yè)性)的所有條目具有較高的內(nèi)部一致性信度(Cronbach’s α = 0.94), 通過因子分析(KMO=0.92,p< 0.001), 抽取一個因子的解釋量為69.22%,因此我們將這些條目評分的均值作為被試對該代言人評價的得分, 將代言人A和代言人B的評價得分相減, 并取絕對值, 作為代言人差異程度的得分,并根據(jù)該得分的中位數(shù)區(qū)分得到兩個組, 其中得分高于中位數(shù)的被試是代言人差異程度大組, 而得分低于中位數(shù)的被試則是代言人差異程度小組。

廣告效果。通過2(代言人關(guān)系類型：合作型組合代言vs.沖突型組合代言)×2(代言人差異程度：大vs.小)的 ANOVA分析發(fā)現(xiàn)兩者對于廣告效果(Cronbach’s α = 0.96)的交互作用是顯著的,F(3, 98) =4.55,p= 0.005。進(jìn)一步的, 代言人關(guān)系類型對廣告效果的主效應(yīng)是顯著的,F(1, 100) = 4.68,p= 0.033,Cohen'sd= 0.41; 代言人差異程度對廣告效果的主效應(yīng)也是顯著的,F(1, 100) = 5.97,p= 0.016,Cohen'sd= 0.47。具體來看, 當(dāng)被試對代言人的評價差較小時, 沖突型組合代言組廣告效果的得分要顯著高于合作型組合代言組(M合= 5.22,M沖=5.82;F(1, 54) = 8.57,p= 0.005, Cohen'sd= 0.79);當(dāng)被試對代言人的評價差較大時, 合作型組合代言組與沖突型組合代言組的廣告效果得分沒有顯著差異(M合= 4.89,M沖= 5.16;F(1, 44) = 0.85,p=0.373) (圖 6)。

圖6 不同代言人差異程度下代言人關(guān)系類型對廣告效果的影響

廣告生動性感知的中介作用。研究結(jié)果表明：直接效應(yīng)方面, 代言人關(guān)系類型(合作型組合代言vs.沖突型組合代言; 其中, 合作型組合代言 = 0,沖突型組合代言 = 1)直接預(yù)測了廣告效果的得分(β = 0.40,p= 0.033); 間接效應(yīng)方面, 代言人關(guān)系類型預(yù)測了感知到的廣告生動性得分(β = 0.59,p<0.001), 而感知到的廣告生動性得分又進(jìn)一步預(yù)測了廣告效果的得分(β = 0.68,p< 0.001); 更重要的是, 控制了感知到的廣告生動性得分后, 代言人關(guān)系類型對廣告效果得分的預(yù)測作用消失了(β =–0.01,p= 0.967) (圖 7)。Sobel testz= 3.40,p<0.001。進(jìn)一步應(yīng)用bootstrapping的分析方法, 對于間接效應(yīng)的大小, 95%的置信區(qū)間為(0.21, 0.70),不包括0, 說明間接效應(yīng)顯著。

圖7 廣告生動性感知的中介作用(實(shí)驗(yàn)3)

6.3 討論

實(shí)驗(yàn)3的結(jié)果再一次支持了H1和H2, 并且進(jìn)一步還支持了 H4, 即當(dāng)消費(fèi)者對組合代言中代言人們的評價相差較小時, 沖突型組合代言比合作型組合代言能產(chǎn)生更好的廣告效果; 當(dāng)消費(fèi)者對組合代言中代言人們的評價相差較大時, 沖突型組合代言對廣告效果并沒有顯著的促進(jìn)作用。這說明, 多位代言人同時出現(xiàn)在一則廣告中, 代言人之間的差異程度是非常重要的影響因素, 消費(fèi)者對組合代言中代言人們的評價差異能夠調(diào)節(jié)代言人關(guān)系類型對廣告效果的影響。同樣, 在實(shí)驗(yàn) 3中, 廣告生動性感知的中介作用也再一次得到了支持。

7 總討論

7.1 研究結(jié)論與理論貢獻(xiàn)

本文深入探究了當(dāng)多位代言人同時出現(xiàn)在一則廣告中進(jìn)行組合代言時, 不同的代言人關(guān)系類型(合作型組合代言 vs.沖突型組合代言)對廣告效果(廣告態(tài)度、產(chǎn)品態(tài)度及購買意愿)的影響, 通過 3個實(shí)驗(yàn)對假設(shè)進(jìn)行了驗(yàn)證, 實(shí)驗(yàn)結(jié)果支持了我們的研究假設(shè)。在實(shí)驗(yàn)1中, 我們發(fā)現(xiàn)相對于合作型組合代言, 沖突型組合代言能有效地提升廣告效果,這種作用是由消費(fèi)者感知到的廣告生動性的程度中介的; 在實(shí)驗(yàn) 2中, 我們探究了消費(fèi)者自身的情感強(qiáng)度可能起到的調(diào)節(jié)作用, 只有對情感強(qiáng)度相對較高的消費(fèi)者, 沖突型組合代言所起到的積極作用才較為顯著; 在實(shí)驗(yàn) 3中, 我們驗(yàn)證了組合代言中代言人之間的差異程度可能起到的調(diào)節(jié)作用, 沖突型組合代言只有在消費(fèi)者對代言人們的評價差異較小時才能更有效地提升廣告效果。

本文的研究結(jié)果對廣告效果的相關(guān)理論研究有重要的發(fā)展和補(bǔ)充。首先, 之前的研究很少關(guān)注多位代言人同時代言同一產(chǎn)品或品牌的廣告, 更少涉及到多位代言人同時出現(xiàn)在一則廣告中的組合代言, 而這種廣告實(shí)踐已經(jīng)在業(yè)界出現(xiàn), 并且逐漸發(fā)展出了不同的組合形式, 我們的研究彌補(bǔ)了這方面的研究空白。多位代言人可以在同一條廣告中以不同的關(guān)系出現(xiàn), 組合代言中代言人關(guān)系類型很可能對廣告效果產(chǎn)生不同的影響, 相對于合作型組合代言, 沖突型組合代言能引起消費(fèi)者更強(qiáng)的情緒喚起(emotional arousal) (Amason, 1996; Peterson &Behfar, 2003), 使消費(fèi)者對廣告感知到更強(qiáng)的生動性(vividness) (Kensinger & Corkin, 2003; Todd et al.,2012), 而生動性又會有效地提升廣告效果(Bone &Ellen, 1992; 范曉屏等, 2013), 我們的研究結(jié)論為上述理論提供了充分的支持。

另外, 在以往的研究中, 沖突往往會帶來不和諧、抵觸、混亂等負(fù)面的影響(Blake & Mouton, 1984;Thomas, 1992), 但是也有研究顯示沖突也可能具有增強(qiáng)信任、促進(jìn)問題解決、提升決策質(zhì)量等積極作用, 同時也有可能喚起一些積極的情緒(Amason,1996; Baron, Fortin, Frei, Hauver, & Shack, 1990; Chen& Ayoko, 2012; Cosier, 1978)。本研究的結(jié)果表明,在組合代言的廣告中, 代言人間呈現(xiàn)爭斗、競爭、抗?fàn)幍年P(guān)系狀態(tài)傳遞產(chǎn)品或品牌信息會使得廣告更加生動, 從而增強(qiáng)廣告效果, 這也體現(xiàn)了沖突的積極作用。再者, 關(guān)于廣告效果的研究中, 很少涉及到?jīng)_突這一因素的影響, 我們的研究將沖突引入廣告效果的研究領(lǐng)域, 拓寬了廣告的研究范圍, 也使得沖突的重要作用引起關(guān)注。

此外, 之前的研究對于生動性(vividness)對廣告效果的影響也存在著一些爭議, 雖然很多研究都表明廣告中生動的內(nèi)容會增強(qiáng)廣告的說服效果, 提升消費(fèi)者的廣告態(tài)度、品牌態(tài)度和購買意愿等(Bone & Ellen, 1992; Coyle & Thorso, 2001; Fortin& Dholakia, 2005), 但也有部分研究發(fā)現(xiàn)生動性對廣告效果或在溝通說服過程中并沒有顯著作用(Kisielius & Sternthal, 1986; Taylor & Thompson,1982)。本研究的結(jié)果表明, 生動性中介了沖突型組合代言對廣告效果的促進(jìn)作用, 廣告內(nèi)容、情節(jié)設(shè)置、人物關(guān)系等帶來的較高的生動性感知確實(shí)可以提高廣告效果, 也進(jìn)一步支持了以往的研究結(jié)論。本文還驗(yàn)證了消費(fèi)者自身的情感強(qiáng)度和組合代言中代言人之間的差異程度可能起到的調(diào)節(jié)作用, 這充分體現(xiàn)了消費(fèi)者的個性特征和代言人的自身特征對廣告效果的重要影響(Haugtvedt et al., 1992;Till & Shimp, 1998), 這些特征很有可能會影響到代言人關(guān)系類型等因素對廣告效果的作用。

7.2 營銷啟示

隨著市場競爭的日益激烈, 企業(yè)在廣告實(shí)踐中不斷推陳出新, 不斷出現(xiàn)新的代言方式, 多位代言人同時出現(xiàn)在一則廣告中的組合代言已經(jīng)成為很多企業(yè)進(jìn)行廣告宣傳的選擇, 而多位代言人在廣告中的組合方式也可以有所不同。本研究探究了組合代言中代言人關(guān)系類型對廣告效果的影響, 可以幫助企業(yè)更好地進(jìn)行組合代言廣告的設(shè)計(jì)和代言人的選擇, 提高廣告效果。具體而言, 根據(jù)我們的研究結(jié)論, 通常情況下, 相對于合作型組合代言, 沖突型組合代言能夠使廣告內(nèi)容更生動, 能對消費(fèi)者的廣告態(tài)度、產(chǎn)品態(tài)度和購買意愿等廣告效果有促進(jìn)作用。因此, 企業(yè)可以在廣告設(shè)計(jì)上, 使幾位代言人在廣告中適當(dāng)?shù)爻尸F(xiàn)爭斗、競爭、抗?fàn)幍汝P(guān)系狀態(tài)來呈現(xiàn)產(chǎn)品, 傳遞產(chǎn)品或品牌信息, 讓廣告更生動, 效果更佳。此外, 本研究還發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者自身的情感強(qiáng)度可以調(diào)節(jié)上述影響, 雖然企業(yè)不能測量每位消費(fèi)者的情感強(qiáng)度, 但是根據(jù)產(chǎn)品特征可以大致確定消費(fèi)者的范圍, 不同性別、年齡、職業(yè)的消費(fèi)者可能在情感強(qiáng)度上會有大致相同的趨勢, 可以根據(jù)這些變量來判斷是否需要選擇沖突型組合代言。另外, 我們的研究還發(fā)現(xiàn)組合代言中代言人之間的差異程度可能起到的調(diào)節(jié)作用, 企業(yè)如果要使用沖突型組合代言, 那么在選擇代言人的時候就應(yīng)該選擇在消費(fèi)者心目中評價較為相當(dāng)?shù)拇匀讼嗷コ尸F(xiàn)沖突狀態(tài), 才能更好地發(fā)揮沖突型組合代言對廣告效果的提升作用。

7.3 研究局限與未來研究方向

在本研究中, 為了排除消費(fèi)者對真實(shí)代言人的固有喜好程度對研究結(jié)果的影響, 我們采用的是兩位假定的代言人, 并且為了操作方便, 同時避免具體形象的影響, 我們對代言人信息和廣告內(nèi)容的呈現(xiàn)都采用的是語言描述的形式。但在實(shí)際生活中大多數(shù)廣告均以圖片或視頻的形式呈現(xiàn), 因此可以進(jìn)一步采用其他方式來呈現(xiàn)代言人和廣告信息來驗(yàn)證上述效應(yīng)。此外, 本研究中對沖突型組合代言的操縱只采用了一種沖突形式, 即兩位代言人呈對抗?fàn)顟B(tài)推薦某產(chǎn)品, 相互為成為該產(chǎn)品的代言人而競爭, 事實(shí)上能構(gòu)成沖突的方式有很多, 可以嘗試爭搶、比拼等其他沖突形式來驗(yàn)證上述效應(yīng)。再者, 不僅限于名人代言的關(guān)系中, 我們認(rèn)為上述效應(yīng)在采用動畫人物等虛擬代言人時也可以成立, 而且沖突同樣也可以在廣告情節(jié)的設(shè)置上, 或其他沖突點(diǎn)上,而非人物關(guān)系上, 這些還有待于進(jìn)一步探究。

另外, 除了消費(fèi)者的情感強(qiáng)度和代言人之間的差異程度之外, 還可能存在其他的調(diào)節(jié)變量。例如,以往研究表明, 消費(fèi)者的卷入度(involvement)會影響很多因素對廣告效果的作用(Kahle & Homer,1985; Rice et al., 2012), Saleem (2007)發(fā)現(xiàn), 在低卷入度的情況下, 在一則廣告中, 相對于采用單個代言人來說, 同時出現(xiàn)多位代言人會有更好的廣告效果, 但是在高卷入度的情況下則沒有差異。因此,當(dāng)消費(fèi)者的卷入度較高時, 廣告效果可能會更多的受到產(chǎn)品和代言人自身特征等較核心的要素的影響, 而由沖突型組合代言帶來的生動性提升所起到的作用則會相對不太顯著。再例如, 根據(jù)自我構(gòu)建理論(self-construal theory),獨(dú)立型自我建構(gòu)(independent self-construal)的個體傾向于將自我看作是與他人相分離的獨(dú)立實(shí)體, 強(qiáng)調(diào)自主、獨(dú)特的個體, 依存型自我建構(gòu)(interdependent self-construal) 的個體傾向于將自我看作是周圍社會關(guān)系中的一部分, 強(qiáng)調(diào)自我和他人的聯(lián)結(jié)(Markus & Kitayama, 1991)。獨(dú)立型自我者在做出購買決策時注重產(chǎn)品的獨(dú)特性,而依存型自我者注重產(chǎn)品的合群性(Lee & Kacen,2008)。因此, 對于獨(dú)立型自我構(gòu)建的個體, 沖突型組合代言可能會產(chǎn)生更好的廣告效果, 而對于依存型自我建構(gòu)的個體, 他們可能反而更偏愛合作型組合代言的廣告或產(chǎn)品。組合代言中代言人關(guān)系類型對廣告效果的影響可能受到類似變量的調(diào)節(jié), 還有待進(jìn)一步的驗(yàn)證。

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