廣告情緒對(duì)享樂(lè)性產(chǎn)品品牌態(tài)度的影響研究

■溫孝卿 王碧含

一、引言

中國(guó)經(jīng)濟(jì)近年來(lái)一直保持高速增長(zhǎng)。城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)逐年下降，人們用在生活必需品上的開(kāi)支不斷減少，教育娛樂(lè)等方面的花費(fèi)則逐漸增加。在這一社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景下，消費(fèi)需求正發(fā)生顯著變化。消費(fèi)者購(gòu)買產(chǎn)品已不僅為了物質(zhì)滿足，也開(kāi)始希望獲得心理滿足和精神快樂(lè)。另外，隨著社會(huì)競(jìng)爭(zhēng)日趨激烈，很多消費(fèi)者希望通過(guò)消費(fèi)行為達(dá)到減壓目的。追求快樂(lè)已成為越來(lái)越多的消費(fèi)行為的直接目標(biāo)。目前，旅游、電影、電視、音樂(lè)、網(wǎng)游以及新興的手工diy等行業(yè)的蓬勃發(fā)展都印證了這一點(diǎn)。這些行業(yè)所提供產(chǎn)品的共同特征是：為消費(fèi)者提供的核心價(jià)值是快樂(lè)。凡具有該特征的產(chǎn)品都可以稱之為享樂(lè)性產(chǎn)品。

享樂(lè)性產(chǎn)品的概念最早是由Hirschman和Holbrook提出的。他們認(rèn)為，人們消費(fèi)不僅出于想解決問(wèn)題的目的，也可能會(huì)追求奇思妙想、感覺(jué)或快樂(lè)。而享樂(lè)性產(chǎn)品的消費(fèi)就包含“消費(fèi)者行為中、與個(gè)體的產(chǎn)品體驗(yàn)相關(guān)的多重感覺(jué)、想象及情感”［1］。在此基礎(chǔ)上，Ahtola（1985）提出消費(fèi)行為包括實(shí)用性和享樂(lè)性兩方面。經(jīng)過(guò)30余年發(fā)展，學(xué)術(shù)界對(duì)享樂(lè)性產(chǎn)品的研究主要集中在對(duì)其概念的界定［2］；對(duì)快樂(lè)來(lái)源及影響因素的分析［3］；對(duì)消費(fèi)者主動(dòng)追求快樂(lè)的行為進(jìn)行研究等方面［4］。但目前對(duì)享樂(lè)性產(chǎn)品廣告設(shè)計(jì)、廣告信息傳遞、廣告引發(fā)的情感、認(rèn)知及行為方面的研究則較少［5］。

廣告是非人際溝通的促銷方式，其本質(zhì)是產(chǎn)品、服務(wù)或概念的說(shuō)服性信息。廣告可增強(qiáng)顧客對(duì)企業(yè)及產(chǎn)品的反應(yīng)，提高品牌忠誠(chéng)度并從競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手處爭(zhēng)奪客源。企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中經(jīng)常使用廣告在顧客心中建立對(duì)產(chǎn)品或服務(wù)的基本認(rèn)知。企業(yè)為留住顧客，必須在廣告上保持投入（Janda等，2001）。市場(chǎng)經(jīng)營(yíng)實(shí)踐也證明了這一點(diǎn)。近年全球廣告支出不斷增加。據(jù)世界最大廣告公司W(wǎng)PP旗下的GroupM發(fā)布的報(bào)告顯示，2014年全球廣告支出增長(zhǎng)率預(yù)計(jì)為4.6%，預(yù)計(jì)廣告支出總額為5310億美元。

為提高資金使用效率、增強(qiáng)廣告效果，研究廣告態(tài)度的形成及影響因素尤為重要。因?yàn)橄M(fèi)者行為研究表明，個(gè)體廣告態(tài)度對(duì)廣告效果具有顯著影響（Mitchell等，1981）。在廣告態(tài)度的形成中，情緒起著關(guān)鍵作用（Edell等，1987）。廣告信息的情感維度和認(rèn)知維度是相互交織、而非分離的（Burke等，1989），那么廣告引起的情緒反應(yīng)和認(rèn)知反應(yīng)如何相互作用？對(duì)個(gè)體行為有怎樣的影響？由于享樂(lè)性產(chǎn)品廣告利用消費(fèi)者情緒對(duì)其進(jìn)行說(shuō)服是非常有效的［6］，因此為探索廣告引發(fā)的情緒與認(rèn)知反應(yīng)之間的作用機(jī)制，本研究選擇享樂(lè)性產(chǎn)品廣告作為研究對(duì)象，分析情緒對(duì)廣告態(tài)度和品牌態(tài)度的影響，并以目前廣告研究領(lǐng)域得到最廣泛支持的廣告態(tài)度作用模型DMH模型為基礎(chǔ)，研究品牌態(tài)度對(duì)購(gòu)買意向的影響。

二、理論回溯

（一）享樂(lè)性產(chǎn)品

1.享樂(lè)性產(chǎn)品概念。雖然Hirschman和Holbrook描述了享樂(lè)性產(chǎn)品的含義，但很多學(xué)者為了便于實(shí)驗(yàn)研究而對(duì)概念進(jìn)行了再次界定。目前存在兩種界定方法：一是基于產(chǎn)品的方法，即通過(guò)與實(shí)用性產(chǎn)品的比較，描述享樂(lè)性產(chǎn)品的內(nèi)涵［2］。該方法缺陷在于，很多產(chǎn)品同時(shí)具有實(shí)用性和享樂(lè)性特征。二是基于目標(biāo)的觀點(diǎn)，即關(guān)注個(gè)體消費(fèi)產(chǎn)品時(shí)追求的是實(shí)用性還是享樂(lè)性目標(biāo)［7］。該觀點(diǎn)將產(chǎn)品視為獲得快樂(lè)的手段，與實(shí)際相一致；同時(shí)也避免了基于產(chǎn)品比較的研究中可能發(fā)生的混淆。

2.快樂(lè)來(lái)源及影響因素?？鞓?lè)來(lái)源可以分成兩類：產(chǎn)品本身以及與產(chǎn)品有關(guān)的個(gè)人經(jīng)歷。當(dāng)快樂(lè)源自產(chǎn)品本身時(shí)，產(chǎn)品設(shè)計(jì)方面的美感（Norman，2004）、 消 費(fèi) 產(chǎn) 品 時(shí) 的 體 驗(yàn) （Boven等，2003）以及個(gè)體對(duì)快樂(lè)本質(zhì)的定義（Newman等，2011），都會(huì)影響快樂(lè)的產(chǎn)生；當(dāng)快樂(lè)源自與產(chǎn)品有關(guān)的個(gè)人經(jīng)歷時(shí)，個(gè)體預(yù)期（Wilson等，1992）、對(duì)消費(fèi)體驗(yàn)的卷入度（LaTour等，2010）會(huì)影響快樂(lè)的產(chǎn)生。

3.消費(fèi)者主動(dòng)追求快樂(lè)的行為。除被動(dòng)得到并體驗(yàn)快樂(lè)外，消費(fèi)者也會(huì)主動(dòng)追求快樂(lè)。個(gè)體對(duì)未來(lái)快樂(lè)的預(yù)測(cè)（Gilbert等，2002）、對(duì)目前消費(fèi)體驗(yàn)的厭膩或適應(yīng)（Wang等，2009）、個(gè)體的內(nèi)在生理狀態(tài)（Ditto等，2006）都會(huì)影響個(gè)體產(chǎn)生主動(dòng)追求快樂(lè)的行為。

通過(guò)文獻(xiàn)回顧可以發(fā)現(xiàn)，目前享樂(lè)性產(chǎn)品研究多集中在概念內(nèi)涵及快樂(lè)的影響因素，但基于企業(yè)視角的、享樂(lè)性產(chǎn)品營(yíng)銷決策方面的研究較少。例如享樂(lè)性產(chǎn)品廣告設(shè)計(jì)、廣告信息傳遞、廣告引發(fā)的情感、認(rèn)知及行為方面的研究較少［5］。

（二）DMH模型

Shimp（1981）認(rèn)為個(gè)體的廣告態(tài)度對(duì)其品牌態(tài)度和購(gòu)買意向具有調(diào)節(jié)作用。在此基礎(chǔ)上，Mackenzie等學(xué)者（1986）提出了DMH模型（Dual Mediation Hypothesis）。他們研究發(fā)現(xiàn)，廣告態(tài)度直接影響品牌態(tài)度，并通過(guò)品牌屬性評(píng)價(jià)間接影響品牌態(tài)度。這些基于情感或認(rèn)知的品牌態(tài)度，又會(huì)影響購(gòu)買意向。DMH模型是迄今為止得到了最廣泛支持的廣告態(tài)度作用模型（Cynthia等，1995）。然而該模型也有其問(wèn)題所在。首先，只將品牌態(tài)度視為購(gòu)買意向唯一的直接影響因素，沒(méi)有考慮廣告態(tài)度對(duì)購(gòu)買意向可能的影響。本研究認(rèn)為廣告態(tài)度受卷入度調(diào)節(jié)，對(duì)購(gòu)買意向可能存在影響。

Petty等（1983）認(rèn)為，高卷入個(gè)體暴露于說(shuō)服性信息時(shí)，會(huì)對(duì)中心信息進(jìn)行有目的的、理性的處理（編碼、復(fù)述、精細(xì)化）；而低卷入個(gè)體則通過(guò)邊緣線路處理信息進(jìn)而做出決策，即個(gè)體并非基于對(duì)產(chǎn)品信息的認(rèn)真思考，而只是通過(guò)邊緣線索得出結(jié)論。廣告態(tài)度就是一種邊緣線索。例如，Droge（1989）認(rèn)為“廣告態(tài)度專門作為邊緣線索發(fā)揮作用”；MacKenzie等（1992）認(rèn)為動(dòng)機(jī)增強(qiáng)會(huì)減弱邊緣線索對(duì)品牌態(tài)度的影響，在其研究中也是將廣告態(tài)度設(shè)置為邊緣線索。由此可推斷：低卷入下廣告態(tài)度作為邊緣線索將直接影響購(gòu)買意向；高卷入下這一關(guān)系則不成立。除沒(méi)有考慮廣告態(tài)度對(duì)購(gòu)買意向的可能影響外，DMH模型的另一缺陷在于：只研究了個(gè)體對(duì)廣告信息的認(rèn)知反應(yīng)，忽視了情緒在說(shuō)服過(guò)程中所起的重要作用。

（三）廣告引發(fā)的情緒和認(rèn)知反應(yīng)

個(gè)體對(duì)刺激物可能產(chǎn)生各種情緒反應(yīng)。本文的 “情緒”是指?jìng)€(gè)體暴露于廣告時(shí)產(chǎn)生的感覺(jué)，而非暴露于廣告之前的心情、感覺(jué)、情緒。廣告信息能引起個(gè)體情緒反應(yīng)［8］和認(rèn)知反應(yīng)［9］。Holbrook等（1987）提出，廣告態(tài)度和情緒調(diào)節(jié)廣告內(nèi)容對(duì)品牌態(tài)度的影響。Burke等（1989）發(fā)現(xiàn)，情緒不僅直接影響廣告態(tài)度和品牌態(tài)度，而且通過(guò)品牌屬性評(píng)價(jià)，間接影響品牌態(tài)度。Stayman等（1988）也認(rèn)為，情緒的力量并非總為廣告態(tài)度所調(diào)節(jié)。

通過(guò)文獻(xiàn)回顧可以發(fā)現(xiàn)，學(xué)者們?cè)谘芯繌V告引發(fā)的情緒和認(rèn)知反應(yīng)時(shí)，沒(méi)有將這兩個(gè)變量與個(gè)體的行為聯(lián)系在一起。認(rèn)知、情感和行為是個(gè)體心理結(jié)構(gòu)中最重要的三個(gè)系統(tǒng)。脫離對(duì)行為、認(rèn)知、情感進(jìn)行的研究，無(wú)論從積極心理學(xué)或消費(fèi)者行為學(xué)的理論視角，還是從企業(yè)營(yíng)銷的實(shí)踐視角來(lái)考察，都是有所缺憾的。為此，本文以享樂(lè)性產(chǎn)品廣告為研究對(duì)象，探索情緒與認(rèn)知反應(yīng)之間的關(guān)系，并結(jié)合DMH模型研究品牌態(tài)度對(duì)購(gòu)買意向的影響；同時(shí)，將卷入度作為協(xié)變量納入模型，分析了廣告態(tài)度對(duì)購(gòu)買意向的影響。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）研究假設(shè)

本研究認(rèn)為：享樂(lè)性產(chǎn)品廣告引發(fā)的情緒對(duì)品牌態(tài)度存在直接影響，并通過(guò)廣告態(tài)度和品牌屬性評(píng)價(jià)間接影響品牌態(tài)度。廣告態(tài)度除直接影響品牌態(tài)度外，也通過(guò)品牌屬性評(píng)價(jià)對(duì)其存在間接影響。根據(jù)DMH模型，個(gè)體對(duì)享樂(lè)性產(chǎn)品的品牌態(tài)度，影響其購(gòu)買意向。對(duì)低卷入個(gè)體而言，廣告態(tài)度也影響購(gòu)買意向，但在高卷入情境下這一關(guān)系不成立。上述分析可以概括為下列研究假設(shè)：

H1a：享樂(lè)性產(chǎn)品廣告引發(fā)的情緒直接影響品牌態(tài)度。

H1b：享樂(lè)性產(chǎn)品廣告引發(fā)的情緒通過(guò)廣告態(tài)度間接影響品牌態(tài)度。

H1c：享樂(lè)性產(chǎn)品廣告引發(fā)的情緒通過(guò)個(gè)體對(duì)品牌屬性的評(píng)價(jià)，間接影響品牌態(tài)度。

H2a：個(gè)體對(duì)享樂(lè)性產(chǎn)品廣告的態(tài)度直接影響其品牌態(tài)度。

H2b：個(gè)體對(duì)享樂(lè)性產(chǎn)品廣告的態(tài)度通過(guò)其品牌屬性評(píng)價(jià)，間接影響品牌態(tài)度。

H3：個(gè)體對(duì)享樂(lè)性產(chǎn)品品牌的態(tài)度影響其購(gòu)買意向。

H4：個(gè)體享樂(lè)性產(chǎn)品廣告態(tài)度對(duì)其購(gòu)買意向的影響受卷入度的調(diào)節(jié)。低卷入個(gè)體廣告態(tài)度影響購(gòu)買意向，在高卷入的情境下這一關(guān)系則不成立。

（二）前測(cè)

本研究共進(jìn)行了四次前測(cè)，首先確定享樂(lè)性產(chǎn)品種類。結(jié)果表明，旅游產(chǎn)品具有明顯的享樂(lè)性特征（α＝0.92，M＝4.96）。其次，為確定研究中使用的品牌，我們根據(jù)2013福布斯大陸旅游業(yè)最發(fā)達(dá)城市排名，并綜合考慮各地的入境游和國(guó)內(nèi)游人數(shù)、旅游收入，提出十個(gè)品牌（北京、上海、廣州、成都、南京、重慶、杭州、蘇州、天津、武漢）。最終成都由于品牌熟悉度和分布較寬泛的態(tài)度分值而被選中（M＝5.06，SD＝1.50）。另外，成都是知名旅游目的地，被試可能對(duì)成都有一定了解，因此引入品牌熟悉度作為協(xié)變量以排除干擾。第三，確定研究中使用的廣告?！翱斐鞘?，慢生活，閑不住的休閑成都”［10］因?yàn)樽蠲黠@的引發(fā)了被試情緒反應(yīng)（M＝5.31，SD＝0.63）而被選中。為減少品牌屬性設(shè)定時(shí)的主觀性，本研究進(jìn)行了第四次前測(cè)。研究者請(qǐng)被試寫出當(dāng)其選擇旅游目的時(shí)會(huì)考慮的所有因素，并按重要程度排序。測(cè)試結(jié)束后，由兩名旅游管理專業(yè)的研究生分別獨(dú)立對(duì)所有資料進(jìn)行匯總歸納，各總結(jié)出8種屬性。之后兩人交換各自結(jié)論，對(duì)不一致處進(jìn)行交流探討，最終達(dá)成一致并根據(jù)測(cè)試廣告的內(nèi)容，將品牌屬性減至6種（內(nèi)容見(jiàn)變量測(cè)量部分）。

（三）樣本選擇

在正式調(diào)查中，本研究選取天津財(cái)經(jīng)大學(xué)旅游系本科生作為調(diào)查對(duì)象，采用隨機(jī)抽樣的方式，抽取297個(gè)初選樣本。因?yàn)橄嗤瑢I(yè)的學(xué)生知識(shí)結(jié)構(gòu)和思維方式較接近，這可在一定程度上排除年齡、職業(yè)、學(xué)歷、消費(fèi)經(jīng)驗(yàn)等因素的干擾，具有較高的內(nèi)部效度。本研究采取問(wèn)卷調(diào)查方式，利用面談法收集資料，經(jīng)過(guò)篩選后獲得有效問(wèn)卷289份。被試年齡在19-23歲之間，男性135人，女性154人。

（四）變量測(cè)量

本研究對(duì)核心概念和協(xié)變量都采用Likert七分量表測(cè)量，在已有量表基礎(chǔ)上結(jié)合研究情境進(jìn)行改編，“1”代表對(duì)該語(yǔ)句“完全不同意”，“7”代表“完全同意”。我們分別采用Mehrabian和Russell（1974）開(kāi)創(chuàng)的PAD量表、Holbrook（1991）的廣告態(tài)度量表、Holbrook（1987）的品牌態(tài)度量表、Dodds等 （1991） 的購(gòu)買意向量表、Katen等（1993）的品牌熟悉度量表、Laurent等（1985）的卷入度量表，測(cè)量情緒、廣告態(tài)度、品牌態(tài)度、購(gòu)買意向、品牌熟悉度和產(chǎn)品卷入度。另外，我們利用前測(cè)得到的“風(fēng)景名勝眾多、風(fēng)景名勝景色優(yōu)美、氣候宜人、美食眾多、有吸引力的娛樂(lè)活動(dòng)、深厚的歷史文化底蘊(yùn)”六個(gè)Likert七分量表測(cè)量品牌屬性。

四、研究結(jié)果

（一）變量的信度和效度分析

1.信度分析。本研究采用SPSS對(duì)變量進(jìn)行信度分析。結(jié)果顯示，情緒（α＝0.8917）、廣告態(tài)度（α＝0.8846）、品牌態(tài)度（α＝0.9265）、購(gòu)買意向（α＝0.8919）、品牌熟悉度（α＝0.8097）、品牌屬性評(píng)價(jià)（α＝0.8625）、卷入度（α＝0.9470）都超過(guò)0.7的標(biāo)準(zhǔn)，且各問(wèn)項(xiàng)的CI-TC值都大于0.5，說(shuō)明各變量均達(dá)到較好的內(nèi)部一致性信度。

2.效度分析。本研究對(duì)關(guān)鍵變量進(jìn)行了建構(gòu)效度、收斂效度和區(qū)別效度的檢驗(yàn)。結(jié)果表明，情緒和廣告態(tài)度的KMO值為0.831，通過(guò)Barlett’s球形檢驗(yàn)（p＝0.000）。用主成分分析法，以特征跟1為標(biāo)準(zhǔn)來(lái)截取數(shù)據(jù)。19個(gè)問(wèn)項(xiàng)清晰地載荷在兩個(gè)因子上，累積方差解釋比例71.783%；品牌屬性評(píng)價(jià)和品牌態(tài)度的KMO值為0.814，通過(guò)Barlett’s球形檢驗(yàn) （p＝0.000）。10個(gè)問(wèn)項(xiàng)載荷為兩個(gè)因子，累積方差解釋比例82.674%。購(gòu)買意愿的KMO值為0.708，通過(guò)Barlett’s球形檢驗(yàn)（p＝0.000）。3個(gè)問(wèn)項(xiàng)載荷為一個(gè)因子，累積方差解釋比例83.831%。檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明各核心變量量表具有較好的建構(gòu)效度。所有問(wèn)項(xiàng)的因子載荷值都大于0.5（P＝0.000），且都通過(guò)了t值檢驗(yàn)。各變量的AVE值均超過(guò)了0.5，說(shuō)明量表具有良好的收斂效度。另外，所有潛變量AVE值的平方根均大于各個(gè)變量間相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值，說(shuō)明因子間區(qū)別效度較好。

（二）多變量方差分析

為了分析卷入度和品牌熟悉度兩個(gè)協(xié)變量的影響，本研究首先使用了多變量協(xié)方差分析的方法，將廣告態(tài)度、品牌態(tài)度、購(gòu)買意向、品牌屬性評(píng)價(jià)作為多元因變量，將情緒作為自變量，并納入兩個(gè)協(xié)變量的完全模型分析結(jié)果顯示，情緒和品牌熟悉度及卷入度之間均存在顯著交互作用（sig值小于0.05），不滿足斜率同質(zhì)性假設(shè)，因此不能進(jìn)行協(xié)方差分析。最終，我們采用單因素多變量方差分析的方法探討了由于卷入度和品牌熟悉度的存在，情緒、品牌屬性評(píng)價(jià)、廣告態(tài)度、品牌態(tài)度、購(gòu)買意向受到的影響。

1.不同卷入水平下多變量方差分析。根據(jù)本研究的量表設(shè)計(jì)特點(diǎn)，我們將卷入度分值大于或等于5分的定義為高卷入，小于5分的定義為低卷入。本研究在不同卷入水平下進(jìn)行了多變量方差分析，發(fā)現(xiàn)卷入不同的個(gè)體，其觀看廣告后引發(fā)的情緒、廣告態(tài)度、品牌態(tài)度、品牌屬性認(rèn)知和購(gòu)買意向均存在顯著差異。具體結(jié)果如表1所示。

表1 不同卷入度水平下多變量方差分析

2.不同品牌熟悉度水平下多變量方差分析。根據(jù)本研究的量表設(shè)計(jì)特點(diǎn)，我們將品牌熟悉度大于或等于5分的定義為高熟悉度，小于5分的定義為低熟悉度。本研究在不同品牌熟悉度水平下進(jìn)行了多變量方差分析，發(fā)現(xiàn)對(duì)成都熟悉度不同的個(gè)體，其情緒、廣告態(tài)度、品牌態(tài)度、品牌屬性認(rèn)知和購(gòu)買意向均無(wú)顯著差異。因此我們?cè)跇?gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型時(shí)，僅納入了“卷入度”這一協(xié)變量。具體結(jié)果如表2所示。

表2 不同品牌熟悉度水平下多變量方差分析

（三）結(jié)構(gòu)方程分析

研究模型的檢驗(yàn)。本研究使用Amos17.0對(duì)研究模型進(jìn)行分析，確認(rèn)模型的擬合度，同時(shí)估計(jì)模型參數(shù)。檢驗(yàn)結(jié)果如下：CMIN＝6.986，DF＝3，CMIN/DF＝2.329， 擬合指標(biāo)GFI、AGFI、NFI分別 為 0.967、0.924、0.942，RMSEA、RMR 分 別 為0.035、0.028。從上述數(shù)據(jù)可以看出，研究模型的擬合度較好，適于進(jìn)行分析。

研究假設(shè)的檢驗(yàn)。

1.高卷入下研究假設(shè)的檢驗(yàn)。模型的路徑參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果表明，假設(shè)H1a（情緒→品牌態(tài)度）、H3（品牌態(tài)度→購(gòu)買意向）和H4（廣告態(tài)度→購(gòu)買意向）通過(guò)了檢驗(yàn)。H2a（廣告態(tài)度→品牌態(tài)度）沒(méi)有通過(guò)，因此廣告態(tài)度無(wú)法作為中介變量影響情緒和品牌態(tài)度之間的關(guān)系，即H1b（情緒→廣告態(tài)度→品牌態(tài)度）沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)。

表3 高卷入下模型的路徑參數(shù)檢驗(yàn)

為了在高卷入下檢驗(yàn)情緒與品牌態(tài)度間的中介效應(yīng)，我們采用溫忠麟等人（2004）的方法，利用AMOS進(jìn)行了分析。設(shè)X為自變量（情緒），Y為因變量（品牌態(tài)度），M為中介變量（品牌屬性評(píng)價(jià)），則中介關(guān)系可以用回歸方程表示如下：Y＝cx+e1；M＝ax+e2；Y＝c'x+bM+e3。采用bootstrap（自抽樣5000次）運(yùn)算結(jié)果表明，c、a、b、c'的估計(jì)值都達(dá)到了顯著性，說(shuō)明中介效應(yīng)顯著。c＝0.237，a＝0.260，b＝0.502，c'＝0.106。 中介效應(yīng)與總體效應(yīng)的比例＝a×b/c＝55.31%，說(shuō)明中介效應(yīng)占總體效應(yīng)的比例為55.31%，H1c通過(guò)檢驗(yàn)。

在分析廣告態(tài)度與品牌態(tài)度間的中介效應(yīng)時(shí)發(fā)現(xiàn)，除了直接效應(yīng)系數(shù)c'之外，c、a、b的估計(jì)值都達(dá)到了顯著性，說(shuō)明廣告態(tài)度對(duì)品牌態(tài)度雖然沒(méi)有直接影響，但存在完全中介效應(yīng)。即H2b（廣告態(tài)度→品牌屬性評(píng)價(jià)→品牌態(tài)度）通過(guò)了檢驗(yàn)。

表4 低卷入下模型的路徑參數(shù)檢驗(yàn)

2.低卷入下研究假設(shè)的檢驗(yàn)。模型的路徑參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果表明，假設(shè)H1a（情緒→品牌態(tài)度）、H2a（廣告態(tài)度→品牌態(tài)度）、H3 （品牌態(tài)度→購(gòu)買意向）和H4（廣告態(tài)度→購(gòu)買意向）通過(guò)了檢驗(yàn)，且各路徑系數(shù)都較高。品牌屬性評(píng)價(jià)→品牌態(tài)度這一路徑系數(shù)不顯著，因此情緒和廣告態(tài)度都無(wú)法通過(guò)品牌屬性評(píng)價(jià)影響品牌態(tài)度，即假設(shè)H1c、H2b沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)。

為了檢驗(yàn)低卷入下情緒與品牌態(tài)度間的中介效應(yīng)，我們采用溫忠麟等人的方法，采用AMOS進(jìn)行了分析。設(shè)X為自變量（情緒），Y為因變量（品牌態(tài)度），M為中介變量（廣告態(tài)度），則中介關(guān)系可以用回歸方程表示如下：Y＝cx+e1；M＝ax+e2；Y＝c'x+bM+e3。采用bootstrap（自抽樣5000次）運(yùn)算結(jié)果表明，當(dāng)中介變量為廣告態(tài)度時(shí)，c、a、b、c'的估計(jì)值都達(dá)到了顯著性， 說(shuō)明中介 效 應(yīng) 顯 著 。c＝0.435，a＝0.407，b ＝0.483，c'＝0.238。中介效應(yīng)與總體效應(yīng)的比例＝a×b/c＝45.19%，說(shuō)明中介效應(yīng)占總體效應(yīng)的比例為45.19%，H1b通過(guò)。

假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果的討論。個(gè)體的產(chǎn)品卷入水平一直被認(rèn)為是購(gòu)買決策的重要調(diào)節(jié)因素（Celsi和Olson，1988）。本研究結(jié)果證明了這一點(diǎn)。對(duì)不同卷入水平下研究假設(shè)的檢驗(yàn)可發(fā)現(xiàn)，無(wú)論卷入水平如何，情緒都對(duì)品牌態(tài)度存在著直接及間接影響。然而，低卷入下情緒對(duì)品牌態(tài)度的直接影響超過(guò)了高卷入的情況。這可能是因?yàn)楦呔砣胂碌恼J(rèn)知努力所帶來(lái)的基于信息的說(shuō)服效應(yīng)比情感調(diào)節(jié)更加重要，而低卷入的情況則相反（Greenwald和Leavitt，1984）。

在情緒對(duì)品牌態(tài)度的間接影響中，卷入水平不同，產(chǎn)生間接影響的中介變量不一樣。高卷入下，情緒通過(guò)品牌屬性評(píng)價(jià)影響品牌態(tài)度；而低卷入下，情緒通過(guò)廣告態(tài)度影響品牌態(tài)度。究其原因，可能卷入水平不同，個(gè)體對(duì)信息的加工處理具有明顯差異。高卷入下態(tài)度通過(guò)中樞線路形成，即個(gè)體比低卷入時(shí)更集中地收集產(chǎn)品信息并對(duì)關(guān)鍵信息進(jìn)行有目的、理性的處理，不會(huì)通過(guò)邊緣線索簡(jiǎn)單得出結(jié)論。因此廣告引發(fā)的情緒只能通過(guò)影響個(gè)體的品牌屬性評(píng)價(jià)，間接影響品牌態(tài)度；而低卷入下態(tài)度通過(guò)邊緣線路形成，即缺乏認(rèn)知努力的低卷入個(gè)體通常只根據(jù)邊緣線索形成態(tài)度。因此，情緒只能通過(guò)影響廣告態(tài)度間接影響品牌態(tài)度。

另外，H3和H4在不同卷入水平下也都通過(guò)了檢驗(yàn)。只是低卷入下品牌態(tài)度對(duì)購(gòu)買意向的影響略小于高卷入的情況。這可能是由于低卷入下，購(gòu)買意向除受品牌態(tài)度影響之外，還受到廣告態(tài)度的影響；而高卷入下購(gòu)買意向則不受廣告態(tài)度的影響。

五、結(jié)論

本文以享樂(lè)性產(chǎn)品廣告作為研究對(duì)象，研究發(fā)現(xiàn)廣告引發(fā)的情緒對(duì)品牌態(tài)度具有直接和間接影響。直接影響的存在說(shuō)明，廣告引發(fā)的情緒反應(yīng)無(wú)法完全被個(gè)體的品牌屬性評(píng)價(jià)或廣告態(tài)度所抵消。如果在研究消費(fèi)者廣告反應(yīng)時(shí)不考慮情緒的作用，只測(cè)量廣告態(tài)度或品牌屬性評(píng)價(jià)，無(wú)疑是偏頗的。情緒對(duì)品牌態(tài)度的間接影響在不同卷入水平下通過(guò)不同的中介變量實(shí)現(xiàn)。

對(duì)享樂(lè)性產(chǎn)品企業(yè)或廣告人而言，首先必須高度重視情緒的重要性及價(jià)值。廣告訴求的確定、內(nèi)容的安排、說(shuō)服信息的效價(jià)、文案的撰寫、模特的選擇等與廣告設(shè)計(jì)有關(guān)的問(wèn)題，都應(yīng)考慮其對(duì)消費(fèi)者情緒的影響。廣告制作完成后的廣告效果測(cè)試中，除了廣告態(tài)度、品牌態(tài)度等指標(biāo)，還應(yīng)加入廣告所引發(fā)的情緒以及它對(duì)個(gè)體認(rèn)知、行為等因素的影響測(cè)試。

其次，當(dāng)享樂(lè)性產(chǎn)品企業(yè)面對(duì)具有不同卷入水平的目標(biāo)市場(chǎng)時(shí)，相同的說(shuō)服策略通過(guò)不同機(jī)制發(fā)揮作用。對(duì)低卷入消費(fèi)者而言，情緒通過(guò)廣告態(tài)度間接影響品牌態(tài)度。低卷入個(gè)體態(tài)度的形成不是基于對(duì)產(chǎn)品信息的認(rèn)真思考，只是通過(guò)邊緣線索得出簡(jiǎn)單結(jié)論。廣告態(tài)度就是一種邊緣線索。那么如何使消費(fèi)者建立更積極的廣告態(tài)度？享樂(lè)性產(chǎn)品旨在引起個(gè)體對(duì)體驗(yàn)因素的興趣（Dhar等，2000）。因此廣告設(shè)計(jì)中情感訴求比理性訴求能夠引發(fā)更加積極的廣告態(tài)度（Stafford等，1995）。企業(yè)可以針對(duì)低卷入市場(chǎng)設(shè)計(jì)情感訴求為主的廣告，以獲得更積極的廣告態(tài)度。這不僅利于強(qiáng)化情緒對(duì)品牌態(tài)度的間接影響，而且也利于提高低卷入個(gè)體的購(gòu)買意向。

當(dāng)個(gè)體卷入水平較高時(shí)，情緒通過(guò)品牌屬性評(píng)價(jià)間接影響品牌態(tài)度。高卷入個(gè)體態(tài)度的形成是基于對(duì)中心信息進(jìn)行有目的的、理性的處理。高卷入使得消費(fèi)者傾向于尋找理性信息，以滿足其對(duì)有形的、與產(chǎn)品有關(guān)的信息的需要（Kotler等，1999）。因此高卷入個(gè)體對(duì)享樂(lè)性產(chǎn)品的品牌屬性評(píng)價(jià)必然是通過(guò)中樞渠道對(duì)產(chǎn)品信息精細(xì)化處理之后形成的。企業(yè)可以針對(duì)高卷入市場(chǎng)使用理性訴求進(jìn)行廣告信息安排，這樣可以獲得積極的品牌屬性評(píng)價(jià)，進(jìn)而增強(qiáng)情緒對(duì)品牌態(tài)度的間接影響。當(dāng)然，對(duì)于享樂(lè)性產(chǎn)品中的新品牌或新產(chǎn)品而言，消費(fèi)者在做出最終購(gòu)買決策之前要經(jīng)歷知曉、識(shí)別、態(tài)度形成等一系列階段。因此享樂(lè)性新品牌或新產(chǎn)品的廣告訴求也應(yīng)該隨著時(shí)間推移加以改變，以符合消費(fèi)者態(tài)度的這一連續(xù)變化。

本研究結(jié)果表明，在享樂(lè)性產(chǎn)品領(lǐng)域，品牌態(tài)度對(duì)購(gòu)買意向具有顯著影響。這一與DMH模型一致的結(jié)論說(shuō)明，品牌態(tài)度對(duì)購(gòu)買意向的影響具有穩(wěn)定性。在品牌態(tài)度的研究中，消費(fèi)者過(guò)去的體驗(yàn)、廣告、企業(yè)形象是品牌態(tài)度的決定因素（Suh，2006）。由于本研究框架是廣告引發(fā)的情緒對(duì)品牌態(tài)度的影響，因此并沒(méi)有將消費(fèi)者過(guò)去的體驗(yàn)和企業(yè)形象這兩個(gè)變量納入到模型中。但是對(duì)享樂(lè)性產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)而言，應(yīng)該通過(guò)為消費(fèi)者提供高質(zhì)量體驗(yàn)、建立良好口碑效應(yīng)、改善企業(yè)形象等策略，增強(qiáng)消費(fèi)者的品牌態(tài)度，進(jìn)而達(dá)到提高其購(gòu)買意向的目的。

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