鐘佳玲 陳 潔 劉玉琦 韋俊龍

(上海交通大學 安泰經(jīng)濟與管理學院，上海 200030)

1 文獻回顧與研究假設(shè)

1.1 炫耀性品牌使用對品牌態(tài)度的影響

炫耀性品牌使用，指的是消費者利用品牌使用吸引他人注意的一種行為，例如吹噓炫耀或者通過提及品牌名來顯示自己的身份。在社交媒體中，人們通過發(fā)布內(nèi)容進行炫耀性品牌使用，例如一張擺著引人注目的姿勢展示某品牌的照片。

雖然炫耀性品牌使用有違于謙虛的社會準則，相對于低炫耀性品牌使用，高炫耀性品牌使用會讓消費者對炫耀者的行為動機做出歸因，認為其別有用心，從而產(chǎn)生相對負面的品牌態(tài)度。但通過觀察發(fā)現(xiàn)，在微博等社交媒體上，許多時尚博主、網(wǎng)紅在進行炫耀性品牌使用和展示時，卻常常得到粉絲們的熱情互動和正面評價。這種高炫耀性品牌使用反而促進了積極的品牌態(tài)度。為什么會出現(xiàn)這種逆轉(zhuǎn)呢？本文認為，特定的社交媒體情境(如人際相似性、專業(yè)性)可能會激活個體的正面動機歸因，從而影響到炫耀性品牌使用對品牌態(tài)度的效應。因此，本文將從更具實踐借鑒意義的視角，探究情境變量(人際相似性和專業(yè)性)對炫耀性品牌使用影響品牌態(tài)度的調(diào)節(jié)作用；同時基于社交媒體情境帶來的變化，探究炫耀性品牌使用和情境變量(人際相似性和專業(yè)性)影響品牌態(tài)度的中介解釋機制。

1.2 炫耀性品牌使用和人際相似性對品牌態(tài)度的交互效應

人際相似性是指與自己的地位、價值觀、興趣、需求的相似性，相似的人會從類似的角度去看問題、評價事物。在實驗操控中，一般通過人口統(tǒng)計特征的相似性，如性別、年齡、地理位置、教育背景等進行操控。基于社交媒體豐富的信息展示功能，個體可以在社交媒體上非常便捷地通過對方的檔案資料信息、標簽信息等方式感知和識別出對方和自己的人際相似性。高人際相似性會增加個體對對方的喜歡，相似的人的觀點也會更有說服力。具有高人口統(tǒng)計學特征人際相似性的社會關(guān)系，被認為更可信賴，更有幫助對方的動機。

因此，本文認為，在觀察者和品牌使用者具有低人際相似性的情況下，高炫耀性品牌使用的行為有違謙虛的社會準則，相比于高炫耀性品牌使用，觀察者對于低炫耀性品牌使用者的正面動機歸因較強，認為其是真的喜歡或覺得有用而分享這一品牌，從而對品牌態(tài)度產(chǎn)生積極的影響。因此，炫耀性品牌使用度越低，觀察者品牌態(tài)度越正面。在觀察者和品牌使用者具有高人際相似性的情況下，觀察者對炫耀性品牌使用者更容易產(chǎn)生信任，將其識別為可信賴的。此時，品牌使用的炫耀性越高，觀察者越認為品牌使用者是真的喜歡或覺得有用而使用和分享這一品牌，對品牌使用者的正面動機歸因越強，從而對品牌態(tài)度產(chǎn)生積極的影響。因此，炫耀性品牌使用度越高，觀察者品牌態(tài)度越正面。據(jù)此提出假設(shè)一：

H1a：當具有較低的人際相似性時，相比于低炫耀性品牌使用，消費者觀察到高炫耀性品牌使用行為后，對該品牌的品牌態(tài)度更負面。

H1b：當具有較高的人際相似性時，相比于低炫耀性品牌使用，消費者觀察到高炫耀性品牌使用行為后，對該品牌的品牌態(tài)度更正面。

H2：個體對品牌使用者的正面動機歸因是炫耀性品牌使用和人際相似性交互影響品牌態(tài)度的中介變量。

1.3 炫耀性品牌使用和專業(yè)性對品牌態(tài)度的交互效應

專業(yè)性是指品牌使用者能夠提供正確信息的能力。接受者感知到的信息來源者能夠提供正確信息的能力是衡量專業(yè)性更有意義的視角。和人際相似性一樣，個體也可以在社交媒體上非常便捷地通過對方的檔案資料信息、標簽信息等方式感知和識別出對方的專業(yè)性。高專業(yè)性可以提高接受者的有用性感知，對接受者產(chǎn)生更高的說服力。信息來源的專業(yè)性對接受者行為具有顯著的正效應。在沒有直接社會關(guān)系的社交媒體情境中，消費者對于信源的評價就提供了相對有用和直接的線索。當信源被認定是專業(yè)的、值得信任的時，人們認為對方發(fā)出的即可能是重要的稀缺信息，這種高度值得信賴的人會被無條件信任。

因此，本文認為，在炫耀性品牌使用者具有低專業(yè)性的情況下，高炫耀性品牌使用的行為有違于謙虛的社會準則，相比于高炫耀性品牌使用，觀察者對于低炫耀性品牌使用者的正面動機歸因較強，認為其是真的喜歡或覺得有用而分享這一品牌，從而對品牌態(tài)度產(chǎn)生積極的影響。因此，炫耀性品牌使用度越低，觀察者的品牌態(tài)度更正面；在炫耀性品牌使用者具有高專業(yè)性的情況下，觀察者認為對方發(fā)出的可能是重要的稀缺信息，對其信任度更高。此時，品牌使用的炫耀性越高，觀察者越能識別出品牌使用者是真的喜歡或覺得有用而使用和分享這一品牌，對品牌使用者的正面動機歸因越強，從而對品牌態(tài)度產(chǎn)生積極的影響。因此，炫耀性品牌使用度越高，觀察者品牌態(tài)度更正面。據(jù)此提出假設(shè)二：

H3a：當品牌使用者具有低專業(yè)性時，相比于低炫耀性品牌使用，消費者觀察到高炫耀性品牌使用行為后，對該品牌的品牌態(tài)度更負面。

H3b：當品牌使用者具有高專業(yè)性時，相比于低炫耀性品牌使用，消費者觀察到高炫耀性品牌使用行為后，對該品牌的品牌態(tài)度更正面。

H4：個體對品牌使用者的正面動機歸因是炫耀性品牌使用和專業(yè)性交互影響品牌態(tài)度的中介變量。

2 實驗一：炫耀性品牌使用、人際相似性對品牌態(tài)度的交互效應

2.1 實驗設(shè)計與方法

實驗一采用2(炫耀性品牌使用：高vs低)×2(人際相似性：高vs低)實驗設(shè)計，采用組間對比法。被試被隨機分配到實驗的四組中，92名學生(女44名，年齡均值 = 21.34，SD= 1.99)參與本次實驗。

2.1.1炫耀性品牌使用操控

參考Ferraro等的操控方法。高炫耀性品牌使用組被試將被展示如下新浪微博圖文信息：品牌使用者用戶名是“用戶0832945721”，頭像是普通風景圖片；所發(fā)布的圖片是在綠草地背景下一人手持iPhone 7 Plus鋼琴黑色手機，手機背面朝上，能顯著觀察到手機的雙攝像頭和“iPhone”字樣，手部比例較小，沒有明顯的性別特征；文字是“下課啦～ 我愛我的iPhone 7 Plus啊”。低炫耀性品牌使用組被展示如下新浪微博無圖的文字信息：品牌使用者用戶名是“用戶0832945721”，頭像是普通風景圖片，文字內(nèi)容是“下課啦～ 我愛我的iPhone 7 Plus啊”。

2.2.2人際相似性操控

參考Suls等的操控方法。高相似性組中，被試看到的信息品牌使用者用戶檔案信息與被試類似：年齡23歲，性別同被試，所在地上海，職業(yè)學生，學校同被試；低相似組中，被試看到的信息品牌使用者用戶檔案信息與被試差異較大：年齡36/35歲，性別不同于被試，所在地哈爾濱/昆明，職業(yè)為培訓師/專業(yè)教練，學校無。

2.2.3品牌態(tài)度

參考Ferraro等的操控方法，采用李克特7級量表對四個問項進行測量并取均值?！澳卸嘞矚g這位用戶所展示的Apple品牌？(1=非常不喜歡，7=非常喜歡)”“您對這位用戶展示的Apple品牌感覺如何(1=非常不令人愉悅，7=非常令人愉悅)”“您對這位用戶展示的Apple品牌印象如何？(1=非常不好，7=非常好)”“您覺得這位用戶展示的Apple有吸引力嗎？(1=非常沒有吸引力，7=非常有吸引力)”(α= 0.936)。

2.2.4品牌使用者正面動機歸因

采用李克特7級量表對兩個問項進行測量并取均值。“您認為該用戶展示Apple品牌是因為以下原因嗎？”回答：“真心喜歡而分享給他人”“覺得有用而分享給他人”(1=完全不是，7=完全是)(α= 0.933)。

2.2.5炫耀性品牌使用操控檢驗

采用李克特7級量表對三個問項進行測量并取均值?！澳J為該用戶有多炫耀”“您認為該用戶發(fā)布的這條信息有多炫耀”“您認為該用戶發(fā)布這條信息的行為有多炫耀”(1=一點也不炫耀，7=非常炫耀)(α= 0.938)。

2.2.6人際相似性操控檢驗

采用李克特7級量表對三個問項進行測量并取均值?！案鶕?jù)該用戶的檔案信息，您認為該用戶和您有多大程度的相似性？(1=一點也不相似，7=非常相似)”“根據(jù)該用戶的檔案信息，您認為該用戶和您像嗎？(1=一點也不像，7=非常像我)”“根據(jù)該用戶的檔案信息，您認為該用戶和您的共同點多嗎？(1=幾乎沒有共同點，7=很多共同點)”(α= 0.967)。

2.2.7自我-品牌聯(lián)系與品牌熟悉度等控制變量

自我-品牌聯(lián)系參考Escalas等的測量方法，采用李克特7級量表進行測量：“Apple品牌反映了我是什么樣的人”“我愿意用Apple品牌做自己的個人標簽”“像人與人之間的關(guān)系一樣，我與Apple品牌有情感上的聯(lián)系”“Apple品牌能夠向別人表達我是什么樣的人”“Apple品牌有助于我成為我想成為的那類人”“我認為Apple品牌和我很搭”“Apple品牌很適合我”(1=非常不同意，7=非常同意)(α= 0.916)；品牌熟悉度、購買經(jīng)歷和品牌的自我表達程度，采用李克特7級量表進行測量：“您對Apple這個品牌熟悉嗎(1=非常不熟悉，7=非常熟悉)”“您擁有過Apple品牌的產(chǎn)品嗎(如iPhone、iPad等)(1=完全沒有過，7=有過很多)” “請問您覺得，人們使用Apple品牌多大程度上可以向他人表達自己？(1=一點也不可以，7=非常可以)”。

2.2 實驗結(jié)果與討論

方差分析結(jié)果顯示，個體對高炫耀性品牌使用的感知炫耀性品牌使用打分顯著更高(M高炫耀性品牌使用= 5.38 >M低炫耀性品牌使用= 4.12，F(xiàn)(1，90)= 18.32，p< 0.001，ηp2= 0.17)；個體對高相似性的感知相似性打分顯著更高(M高相似性= 4.93 >M低相似性= 1.76，F(xiàn)(1，90)= 114.12，p< 0.001，ηp2= 0.56)，操控檢驗通過。將品牌態(tài)度作為因變量，炫耀性品牌使用和相似性作為自變量，F(xiàn)檢驗結(jié)果顯示，均不存在主效應，交互效應顯著(F(1，88)= 14.40，p< 0.01，ηp2= 0.14)。在高相似情況下，個體對高炫耀性品牌使用的品牌態(tài)度(M= 4.80，SD= 0.87)高于低炫耀性品牌使用(M= 3.73，SD= 1.39)(F(1，88)= 5.65，p< 0.05，ηp2= 0.06)；在低相似情況下，個體對低炫耀性品牌使用的品牌態(tài)度(M= 4.77，SD= 0.28)高于高炫耀性品牌使用(M= 3.60，SD= 0.26)(F(1，88)= 9.36，p< 0.005，ηp2= 0.10)，如圖1所示。H1a、H1b得到驗證?？刂谱晕移放坡?lián)系，交互效應依然顯著(F(1，87)= 17.46，p< 0.001，ηp2=0.17)。進一步，控制品牌熟悉度、產(chǎn)品購買經(jīng)驗、品牌能否表達自己后，交互效應依然顯著(F(1，85)= 14.89，p< 0.001，ηp2= 0.15)。

圖1 實驗一交互效應結(jié)果

在中介模型中，炫耀性品牌使用×相似性交互預測了品牌使用者正面動機歸因(B= 2.50，t= 3.99，p< 0.001)。如圖2所示，在因變量模型中，品牌使用者正面動機歸因預測了品牌態(tài)度(B= 0.52，t= 6.13，p< 0.001)，炫耀性品牌使用×相似性對品牌態(tài)度的交互預測不顯著(B= 0.94，t= 1.74，NS)。在低相似條件下，品牌使用者正面動機歸因是交互效應的中介(間接影響的效應是-0.75，95%置信區(qū)間不包括 0 [-1.42，-0.29])。在高相似條件下，品牌使用者正面動機歸因是交互效應的中介(間接影響的效應是0.54，95%置信區(qū)間不包括 0 [0.11，1.13])。進一步，高階的交互影響的間接效應是顯著的(效應是1.30，95%置信區(qū)間不包括 0 [0.60，2.26])，這驗證了H2，即品牌使用者正面動機歸因的中介機制。

圖2 實驗一中介結(jié)果

實驗一驗證了炫耀性品牌使用和相似性對品牌態(tài)度的交互作用，即當具有較高的相似性時，相比于非炫耀性品牌使用，消費者觀察到炫耀性品牌使用行為后，對該品牌的品牌態(tài)度更正面；當具有較低的相似性時，相比于非炫耀性品牌使用，消費者觀察到炫耀性品牌使用行為后，對該品牌的品牌態(tài)度更負面，驗證了H1a和H1b；個體對品牌使用者的正面動機歸因是交互效應的中介變量，驗證了H2。

實驗一也存在一些不足之處，首先，實驗一的刺激物為電子產(chǎn)品的品牌蘋果(Apple)，而炫耀性品牌使用的內(nèi)涵包括對所有產(chǎn)品品牌的炫耀性使用，后面需要選擇其他類型的產(chǎn)品品牌提高研究的普適性。其次，人際相似性只是一種情境變量，是否還有其他情境因素會影響正面動機歸因，從而調(diào)節(jié)炫耀性品牌使用對品牌態(tài)度的影響？實驗二將繼續(xù)發(fā)掘新的調(diào)節(jié)變量。最后，實驗一僅驗證了正面動機歸因的中介效應，并沒有排除負面動機歸因的中介效應。實驗二將對這些不足進行改善，并繼續(xù)引入專業(yè)性，研究炫耀性品牌使用和專業(yè)性對于品牌態(tài)度的影響。

3 實驗二：炫耀性品牌使用、專業(yè)性對品牌態(tài)度的交互效應

實驗一證明了炫耀性品牌使用和相似性對品牌態(tài)度的交互效應，同時證明了品牌使用者正面動機歸因是中介變量。本文認為品牌使用者正面動機歸因是個體在線上社區(qū)信息交互時的重要心理變量，受到眾多情境因素的影響，專業(yè)性就是其中之一。

3.1 實驗設(shè)計與方法

實驗二繼續(xù)研究炫耀性品牌使用和專業(yè)性對品牌態(tài)度的影響。實驗二設(shè)計為2(炫耀性品牌使用：高vs低)×2(專業(yè)性：高vs低)的組間實驗。被試被隨機分配到實驗的四組中，150名學生(女92名，年齡均值= 23.65，SD= 1.89)參與本次實驗。

3.1.1炫耀性品牌使用操控

參考Ferraro等的操控方法。高炫耀性品牌使用組被試將被展示如下新浪微博圖文信息：品牌使用者用戶名是“張小白”，頭像是普通風景圖片；所發(fā)布的圖片是一張哈根達斯冰淇淋火鍋的用餐照片，能明顯觀察到餐具上的“H?agen-Dazs”字樣；配圖的文字是“哈根達斯冰淇淋火鍋新口味，好喜歡～”。低炫耀性品牌使用組被展示如下新浪微博無圖的文字信息：品牌使用者用戶名是“張小白”，頭像是普通風景圖片，文字內(nèi)容是“哈根達斯冰淇淋火鍋新口味，好喜歡～”，無配圖。

實驗二不同于實驗一，首先做了預實驗對操控有效性進行了檢驗，樣本群體與主實驗類似，為上海某高校學生71人(女性37人，年齡均值= 23.77，SD= 1.60)，對炫耀性使用的三個問項進行主成分因子分析(α= 0.973)。結(jié)果顯示，炫耀性品牌使用對感知炫耀性品牌使用的主效應顯著(F(1，69)= 190.63，p= 0.00，ηp2= 0.73)，個體對高炫耀性品牌使用的打分(M= 5.56，SD= 0.62)相比于低炫耀性品牌使用更高(M= 2.72，SD= 1.06)。

3.1.2專業(yè)性操控

高專業(yè)性組被試看到的信息品牌使用者的檔案信息包括：昵稱“張小白”，微博認證“美食評論家”與“高級甜品師”，標簽“專業(yè)吃貨”，來打造出微博認證賬戶的高專業(yè)性。低專業(yè)性組被試看到的信息品牌使用者的檔案信息包括：昵稱“張小白”，微博認證與標簽都是“無”，來打造出無認證普通用戶的低專業(yè)性。

對專業(yè)性操控有效性的檢驗參考Pornpitakpan等的方法進行預實驗，采用李克特7級量表對兩個問項進行測量并取均值：“根據(jù)該用戶的檔案信息，您認為該用戶對哈根達斯(H?agen-Dazs)有多了解？(1=一點也不了解，7=非常了解)”“根據(jù)該用戶的檔案信息，您認為該用戶發(fā)布的關(guān)于哈根達斯(H?agen-Dazs)的這條內(nèi)容有多專業(yè)？(1=完全不專業(yè)，7=非常專業(yè))”。選擇者均為上海某高校學生共67人(女性33人，年齡均值= 23.76，SD= 1.63)，方差分析結(jié)果顯示專業(yè)性對感知專業(yè)性存在主效應(F(1，65)= 68.21，p= 0.00，ηp2= 0.30)，個體對高專業(yè)性的打分(M= 4.65，SD= 1.54)相比于低專業(yè)性更高(M= 2.75，SD= 1.38)。

3.1.3品牌態(tài)度

對哈根達斯(H?agen-Dazs)品牌態(tài)度測量如實驗一(α= 0.924)。

3.1.4品牌使用者正面動機歸因

如實驗一(α= 0.929)。

3.1.5品牌使用者負面動機歸因測量

采用李克特7級量表對四個問項進行測量并取均值?！澳J為該用戶展示哈根達斯(H?agen-Dazs)品牌是因為以下原因嗎？”回答：“給他人留下深刻印象”“炫耀”“獲得他人認可”“吸引他人的注意力”(1=完全不是，7=完全是)(α= 0.822)。

3.1.6自我-品牌聯(lián)系與品牌熟悉度等控制變量

自我-品牌聯(lián)系變量(α= 0.946)與品牌熟悉度等控制變量測量如實驗一所示。

3.2 實驗結(jié)果與討論

圖3 實驗二交互效應結(jié)果

在中介模型中，炫耀性品牌使用×專業(yè)性交互預測了品牌使用者正面動機歸因(B= 0.71，t= 3.22，p= .000)。如圖4所示，在因變量模型中，品牌使用者正面動機歸因預測了品牌態(tài)度(B= 0.34，t= 4.92，p= 0.00)，炫耀性品牌使用×專業(yè)性對品牌態(tài)度的交互預測不顯著(B= 0.38，t= 1.96，NS)。在低專業(yè)性條件下，品牌使用者正面動機歸因是交互效應的中介(間接影響的效應是-0.27，95%置信區(qū)間不包括 0 [-0.47，-0.14])。在高專業(yè)性條件下，品牌使用者正面動機歸因是交互效應的中介(間接影響的效應是0.31，95%置信區(qū)間不包括 0 [-0.16，-0.09])。進一步，高階的交互影響的間接效應是顯著的(效應是0.25，95%置信區(qū)間不包括 0 [0.08，0.50])，這驗證了H4，即品牌使用者正面動機歸因的中介機制。

同時，為了驗證品牌使用者負面動機歸因是否為炫耀性品牌使用和專業(yè)性交互影響品牌態(tài)度的中介變量，本研究將品牌態(tài)度作為因變量，炫耀性品牌使用和專業(yè)性作為自變量進行方差分析。結(jié)果顯示，均不存在主效應(F’s< 1)交互效應(F(1，146)= 1.533，p= 0.22，ηp2= 0.01)。這驗證了品牌使用者負面動機歸因不是炫耀性品牌使用和專業(yè)性對品牌態(tài)度影響的中介機制。

圖4 實驗二中介結(jié)果

實驗二驗證了炫耀性品牌使用和專業(yè)性對品牌態(tài)度的交互作用，即當品牌使用者被他人認定為專業(yè)人士時，相比于非炫耀性品牌使用，消費者觀察到炫耀性品牌使用行為后，對該品牌的品牌態(tài)度更正面；當品牌使用者不被他人認定為專業(yè)人士時，相比于非炫耀性品牌使用，消費者觀察到炫耀性品牌使用行為后，對該品牌的品牌態(tài)度更負面，驗證了假設(shè)H3a、H3b；個體對品牌使用者的正面動機歸因是交互效應的中介變量，驗證了H4。

實驗二的刺激物為餐飲類產(chǎn)品品牌哈根達斯(H?agen-Dazs)，提高了研究的普適性；其次，實驗二發(fā)掘了新的調(diào)節(jié)變量——專業(yè)性，并驗證了正面動機歸因的中介效應。同時，實驗二排除了負面動機歸因的替換解釋。

4 分析與討論

本文的研究結(jié)論主要有三個理論貢獻。首先，本文區(qū)別于產(chǎn)品/品牌的炫耀性及對使用者自身影響的視角，探究炫耀性品牌使用這一行為的炫耀屬性對消費者品牌態(tài)度的影響，豐富了炫耀性分類及品牌態(tài)度前因領(lǐng)域的研究。其次，本文引入了更具實踐指導意義的社交媒體情境變量——人際相似性和專業(yè)性。最后，本文基于社交媒體情境，驗證了正面動機歸因的中介解釋機制，并排除了負面動機歸因的中介替換解釋機制。

本文對企業(yè)的品牌形象管理、品牌態(tài)度改善均有借鑒意義。根據(jù)本文的結(jié)論，首先，企業(yè)應該關(guān)注社交媒體上消費者對品牌的炫耀性使用行為，并將其作為改善品牌形象和品牌態(tài)度的重要渠道。在營銷活動上有所側(cè)重，著重制造消費者炫耀性品牌使用的可能性。在進行市場活動和品牌傳播時，可以考慮增加活動的社交價值和社會效益，例如發(fā)起像“冰桶挑戰(zhàn)”這樣病毒式、人人推薦的接力型活動，或在市場活動中強調(diào)目標消費群的如“環(huán)保”“LGBT支持”等具有社交態(tài)度和價值的因素。其次，品牌在社交媒體傳播中，應有策略地選擇意見領(lǐng)袖或傳播助手。在進行品牌傳播時，應選擇與目標消費者具有人際相似性或本身具備產(chǎn)品、行業(yè)專業(yè)性的意見領(lǐng)袖，而不是不做篩選地雇傭大眾水軍。由此，通過相似的人或?qū)I(yè)的人向目標消費者傳達品牌信息和品牌形象，更有利于消費者形成對于品牌的積極態(tài)度。最后，企業(yè)在選擇社交媒體傳播者時，考慮從目標消費者群體視角出發(fā)，尋找他們愿意給予正面評價、正面歸因的傳播者，以此促進消費者在觀察到品牌信息時，由于對這類賬戶發(fā)布動機的正面歸因，產(chǎn)生更積極的品牌態(tài)度。

本文也存在一些不足之處。首先，本研究選擇了某大學的學生作為抽樣樣本，樣本選取不具有完全普適性。其次，本文炫耀性品牌使用操控有一定局限性，選用的信息主要包含圖片與文字形式，未來可以使用動態(tài)圖像、語音、視頻等多種表達形式對信息加以模擬呈現(xiàn)。最后，現(xiàn)實中的網(wǎng)絡用戶所處的網(wǎng)絡環(huán)境更為復雜，受到較多因素的影響，后續(xù)研究可以挖掘更多的情境因素，豐富炫耀性品牌使用影響品牌態(tài)度領(lǐng)域的研究。