公司形象和產(chǎn)品屬性超越的協(xié)同效應(yīng)：基于刻板印象內(nèi)容模型*

江紅艷 王海忠 何 云 朱 力

(1中國礦業(yè)大學管理學院, 徐州 221116) (2中山大學管理學院, 廣州 510275)

1 引言

縱觀現(xiàn)代營銷活動, 企業(yè)已不僅僅滿足于讓消費者知曉本公司生產(chǎn)的產(chǎn)品, 而是想方設(shè)法地希望公司形象、產(chǎn)品屬性等在消費者心中留下深刻而美好的印象。作為家喻戶曉的家電品牌, 海爾自誕生以來不斷通過公司形象和產(chǎn)品屬性二者組合宣傳,成功塑造了消費者對該品牌在“能力”和“溫情”兩方面的感知。一方面, 海爾公司打出“真誠到永遠”的宣傳口號深入人心, 樹立了負責任的誠信形象, 從而傳遞了海爾品牌“溫情”的感知內(nèi)涵; 另一方面,海爾以世界一流的產(chǎn)品研發(fā)技術(shù)作為宣傳賣點, 著力打造功能性價值強大、質(zhì)量上乘的產(chǎn)品形象, 為海爾品牌“能力”方面的感知涵義灌輸了鮮活的力量。借助上述兩方面的宣傳, 海爾品牌贏得了絕對領(lǐng)先的市場購買率。由此, 企業(yè)如何通過對公司形象和產(chǎn)品屬性兩方面的宣傳訴求進行有機組合, 從而有效促進消費者的購買行為是當前營銷實踐需要解決的重要問題。

消費者和品牌之間的關(guān)系與人際關(guān)系存在許多相似之處(Fournier, 2009), 社會心理學中提出的反映人際感知的刻板印象內(nèi)容模型為品牌感知研究提供了全新的視角?？贪逵∠髢?nèi)容模型(Stereotype Content Model, SCM, Fiske, Cuddy, Glick, & Xu,2002)提出, 對人群的刻板認知存在能力(Competence)和溫情(Warmth)兩方面的固定傾向。在此基礎(chǔ)之上,Kervyn, Fiske和Malone (2012)認為品牌感知類似于對人的感知, 可以細分為“感知能力” (Competent Perception)和“感知溫情” (Warmth Perception)兩個維度。后來, 刻板印象內(nèi)容模型的后期發(fā)展理論(Aaker, Garbinsky, & Vohs, 2012)提出了“感知能力和感知溫情互補促進關(guān)系”, 即消費者對品牌的“感知能力”和“感知溫情”二者相輔相成, 彼此之間相互促進, 從而進一步對購買意愿發(fā)揮最大效應(yīng)?？偟膩碚f, 目前學者針對品牌感知的研究主要集中于探討品牌感知的維度劃分(比如, Aaker et al., 2012;Kervyn et al., 2012), 品牌感知的前因變量(比如,Richardson, Dick, & Jain, 1994; 吳錦峰, 胥朝陽,2010)以及品牌感知的后果變量(比如, 江紅艷, 王海忠, 鐘科, 2014; 吳波, 李東進, 杜立婷, 2015)。然而,較少研究同時基于公司層面和產(chǎn)品層面考察品牌感知不同維度的前因變量, 更鮮有研究探討公司、產(chǎn)品兩個層面的變量產(chǎn)生交互作用的內(nèi)在機理。

然而, 消費者的品牌感知會同時受到作為品牌“保護傘”的公司宏觀層面信息, 以及作為品牌載體的產(chǎn)品微觀層面信息的影響(Biel, 1992)。一方面,作為品牌“保護傘”的公司形象會引起消費者多維度的感知(Gürhan-Canli & Batra, 2004)。而公司形象可以分為能力和誠信兩個維度, 它們可能會分別偏重于影響消費者對品牌的“感知能力”和“感知溫情”。另一方面, 產(chǎn)品屬性上也可以分為功能性屬性和享樂性屬性(Voss, Spangenberg, & Grohmann, 2003),不同維度的產(chǎn)品屬性滿足消費者不同的目標, 從而導致產(chǎn)生不同的情緒反應(yīng)(Chitturi, Raghunathan, &Mahajan, 2008), 所以產(chǎn)品屬性超越(產(chǎn)品屬性在某一維度上表現(xiàn)得異常優(yōu)秀)的不同維度也可能會分別偏重于影響消費者對品牌的“感知能力”和“感知溫情”。綜合上述兩個方面, 本文試圖突破傳統(tǒng)品牌感知研究的思路, 創(chuàng)新性地基于“感知能力—感知溫情”的前置關(guān)系這一較新的研究視角, 考察公司形象和產(chǎn)品屬性超越如何通過“感知能力和感知溫情互補促進關(guān)系”作用機制達到品牌“感知能力”和“感知溫情”之間的互補關(guān)系而實現(xiàn)對購買意愿的協(xié)同效應(yīng), 從而補充和完善刻板印象內(nèi)容模型的前因變量研究。而且, 文章將揭示上述協(xié)同效應(yīng)的中介、調(diào)節(jié)機制, 進一步豐富刻板印象內(nèi)容模型的內(nèi)涵, 具有一定的理論意義。

2 理論背景與假設(shè)推演

2.1 公司形象和產(chǎn)品屬性超越的協(xié)同效應(yīng)

刻板印象內(nèi)容模型(Fiske et al., 2002)認為人們對社會群體的評價通常會在能力和溫情兩個維度上存在固定的偏向。能力維度包括效能、技能、創(chuàng)造性和自信等特性, 而溫情維度包括值得信賴、真誠、體貼和友善等特性。在品牌研究領(lǐng)域中, 學者們提出的許多構(gòu)念都與刻板印象內(nèi)容模型中的兩個維度相對應(yīng)。一方面是有關(guān)于品牌績效特征方面的變量包括質(zhì)量、可信度、耐用度, 這些可以理解為對品牌能力方面的感知; 另外一方面為有關(guān)于品牌情感方面的變量包括品牌至愛(Ahuvia, 2005)、品牌激情(Albert, Merunka, & Valette-Florence, 2010)等, 以上可以理解為對品牌溫情方面的感知。由于品牌感知與人際感知存在相似性(Fournier, 2009),Kervyn等(2012)將基于社會感知的刻板印象內(nèi)容模型應(yīng)用到消費者品牌感知研究中, 提出品牌感知包括“感知能力”和“感知溫情”兩個方面。其中, “感知能力”是指品牌是否具備足夠的能力實現(xiàn)其意圖;“感知溫情”是指品牌的意圖對消費者和社會而言是否有利。接下來我們將分別針對公司形象、產(chǎn)品屬性超越與品牌感知兩個維度的關(guān)系開展討論。

公司形象是消費者對特定公司的認知、情感、評價以及聯(lián)想方式的總稱(Brown, 1998), 包括能力型和誠信型(Keller & Aaker, 1998)。Aaker, Vohs和Mogilner (2010)提出, 消費者會對一個公司進行能力和溫情兩方面的判斷。而消費者一般會由公司相關(guān)信息而形成對品牌的感知。綜上, 我們認為能力型比誠信型公司形象更有利于提高消費者對品牌的“感知能力”評價; 相反, 誠信型比能力型公司形象更有利于提高消費者對品牌的“感知溫情”評價。相對于公司層面的信息, 產(chǎn)品是一種有形的、更為直接的表達品牌內(nèi)涵的方式。Voss等(2003)提出產(chǎn)品的雙維度結(jié)構(gòu)理論, 證實產(chǎn)品包含功能性和享樂性兩種屬性。后來, Chitturi等(2008)提出產(chǎn)品屬性超越的概念, 它具體是指某產(chǎn)品在功能性或者享樂性屬性表現(xiàn)得異常優(yōu)秀。他們發(fā)現(xiàn), 產(chǎn)品功能性屬性超越會帶來防范目標的滿足, 進而消費者容易對品牌產(chǎn)生信任和安全感; 產(chǎn)品享樂性屬性超越則帶來情感目標的滿足, 進而消費者容易產(chǎn)生愉快和興奮感。因此我們推斷, 產(chǎn)品功能性屬性超越比產(chǎn)品享樂性屬性超越更有利于提高品牌的“感知能力”評價; 相反, 產(chǎn)品享樂性屬性超越比產(chǎn)品功能性屬性超越更有利于提高品牌的“感知溫情”評價。綜合以上兩方面得出, 公司形象和產(chǎn)品屬性超越的不同維度分別偏重影響品牌的“感知能力”和“感知溫情”。

Aaker等(2012)在刻板印象內(nèi)容模型進行了理論上的深化和發(fā)展, 提出“感知能力和感知溫情互補促進關(guān)系”, 即“感知能力”和“感知溫情”呈互補促進關(guān)系, 二者相輔相成, 共同促進購買意愿最大化。所以, 我們認為當公司形象為能力型時, 消費者的品牌“感知能力”較高, 此時偏重于傳遞溫情感知的產(chǎn)品享樂性屬性超越導致消費者對品牌的“感知溫情”較高, 由此品牌“感知能力”和“感知溫情”二者呈互補性作用關(guān)系, 結(jié)果更有利于提高購買意愿; 當公司形象為誠信型時, 品牌“感知溫情”較高,此時偏重于傳遞能力感知的產(chǎn)品功能性屬性超越導致消費者對品牌的“感知能力”較高, 結(jié)果品牌“感知能力”和“感知溫情”相互促進, 消費者的購買意愿顯著提高。也就是說, 公司形象和產(chǎn)品屬性超越二者通過在“感知能力”、“感知溫情”上表現(xiàn)出互補的關(guān)系, 從而對購買意愿發(fā)揮協(xié)同促進作用。綜上, 推出以下假設(shè)：

H1：公司形象與產(chǎn)品屬性超越二者交互影響購買意愿。

H1a：當公司形象為能力型時, 產(chǎn)品享樂性(vs.功能性)屬性超越下購買意愿更高。

H1b：當公司形象為誠信型時, 產(chǎn)品功能性(vs.享樂性)屬性超越下購買意愿更高。

2.2 品牌贊賞感的中介作用

刻板印象領(lǐng)域的研究發(fā)現(xiàn), 當個體對群體的“感知能力”和“感知溫情”都較高時, 會產(chǎn)生一種贊賞感(Admiration)的情緒狀態(tài)(Fiske et al., 2002)。在此基礎(chǔ)上, 基于刻板印象內(nèi)容模型的品牌感知研究(Aaker et al., 2012)發(fā)現(xiàn), 消費者對品牌感知存在“黃金象限” (Golden Quadrant), 即“感知能力”和“感知溫情”兩個維度的水平都高的狀態(tài), 此時消費者會對品牌產(chǎn)生贊賞感的情緒狀態(tài), 即品牌贊賞感(Brand Admiration)。因此, 我們認為當公司形象為能力型時, 消費者的品牌“感知能力”較高, 此時偏重于傳遞溫情感知的產(chǎn)品享樂性屬性超越導致消費者對品牌的“感知溫情”較高, 由此 “感知能力”和“感知溫情”二者呈互補性作用關(guān)系, 結(jié)果更有利于提高品牌贊賞感; 當公司形象為誠信型時, 品牌“感知溫情”較高, 此時偏重于傳遞能力感知的產(chǎn)品功能性屬性超越導致消費者對品牌的“感知能力”較高, 結(jié)果“感知能力”和“感知溫情”二者互補促進,更有利于提高品牌贊賞感。總結(jié)來說, 公司形象和產(chǎn)品屬性超越二者會交互影響品牌贊賞感。

而且, 品牌社區(qū)領(lǐng)域的研究發(fā)現(xiàn), 虛擬品牌社區(qū)主要是通過社區(qū)成員的共同利益和成員對品牌的贊賞感構(gòu)建而成(Casaló, Flavián, & Guinalíu,2010)。這表明, 品牌贊賞感會促使消費者對品牌產(chǎn)生一些積極的評價和購買行為偏好。還有研究發(fā)現(xiàn),品牌贊賞感有利于提升消費者的購買意愿(Aaker et al., 2012)。所以我們認為, 品牌贊賞感會對購買意愿產(chǎn)生影響。并且根據(jù)前面的假設(shè)推演得知, 公司形象與產(chǎn)品屬性超越二者會交互影響購買意愿。綜上所述, 我們認為公司形象與產(chǎn)品屬性超越二者會通過品牌贊賞感的中介作用影響購買意愿。由此,推出以下假設(shè)：

H2：品牌贊賞感在公司形象和產(chǎn)品屬性超越對購買意愿的影響中發(fā)揮中介作用。

3 實驗1

3.1 實驗設(shè)計

采用兩因素被試間實驗設(shè)計, 即2(公司形象：能力型 vs.誠信型)×2(產(chǎn)品屬性超越：功能性 vs.享樂性)。因變量為感知能力、感知溫情、購買意愿, 中介變量為品牌贊賞感。

由于本實驗的產(chǎn)品品類為運動鞋, 我們選取了年齡處于23～35歲之間的年輕人作為研究對象, 他們是運動鞋產(chǎn)品的主要消費群體。共邀請3個MBA班級的學員參與研究, 120名學員符合年齡要求。在整個實驗過程中, 個別被試未能按照實驗要求進行或沒完成整個實驗。因此, 剔除了其中8位參與者的數(shù)據(jù), 最終有效被試數(shù)為112名(男61, 女51)。

3.2 刺激材料

選擇運動鞋作為刺激品類。在公司形象方面,利用相關(guān)信息呈現(xiàn)公司形象刺激材料(具體見“自變量操縱”)。請20名具有運動鞋購買經(jīng)驗的消費者參與前測, 對運動鞋產(chǎn)品的眾多產(chǎn)品屬性進行重要性評分, 1代表“非常不重要”, 7代表“非常重要”。最終, 我們選擇功能性屬性(“舒適性”、“透氣性”、“耐磨性”)和享樂性屬性(“外觀設(shè)計”、“帶來的形象感受”、“帶來的快樂感覺”)得分分別排前三位的屬性。

3.3 實驗流程

隨機將被試分配到4個版本實驗材料中的一種,包括公司形象信息的相關(guān)宣傳材料, 涉及公司能力或者公司誠信方面, 以及運動鞋產(chǎn)品功能性屬性超越或產(chǎn)品享樂性屬性超越的信息。為了避免順序效應(yīng)引起的誤差, 我們對刺激材料的呈現(xiàn)順序進行了平衡。緊接著, 讓被試綜合兩段閱讀材料回答相關(guān)問題。

3.4 變量操縱與測量

自變量操縱。公司形象的操縱辦法參考Keller和 Aaker (1998)以及 Gürhan-Canli和 Batra (2004)。能力型公司形象的操縱通過呈現(xiàn)公司技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)品研發(fā)、公司排名等方面信息, 誠信型公司形象的操縱通過呈現(xiàn)公司對消費者利益的關(guān)注程度、對消費者投訴的處理方法等方面信息。為了排除被試對品牌過往經(jīng)驗和固有態(tài)度的影響, 刺激材料中統(tǒng)一使用虛擬品牌“FILEA”, 以此來代表公司的品牌名稱。同時, 以“flying”作為具體的運動鞋產(chǎn)品型號。產(chǎn)品屬性超越的操縱參考 Chitturi等(2008), 通過描述某種產(chǎn)品在若干項功能性或享樂性屬性上的優(yōu)秀表現(xiàn), 以及采用表格形式呈現(xiàn)具體得分從而直觀對比產(chǎn)品在功能性屬性和享樂性屬性的差異來實現(xiàn)操縱。另外, 對產(chǎn)品屬性超越的操縱進行檢驗,具體題項為“您認為**運動鞋的產(chǎn)品屬性傾向程度如何？”。采用7點測試量表, 1代表“功能性程度最強”, 7代表“享樂性程度最強”, 4代表“功能性、享樂性二者程度均等”。

因變量測量。參考Aaker等(2010), “感知能力”采用 3個 7點測項(“能干的”、“有效的”、“有能力的”), “感知溫情”采用 3 個 7 點測項(“友善的”、“好心的”、“樂于助人的”), 其中1代表“非常不同意”, 7代表“非常同意”。購買意愿的測量借鑒Klein和Dawar(2004)的研究, 采用兩個 7點測項, “如果你正打算購買某種產(chǎn)品, 購買**的可能性多大？”, “如果其它品牌降價 20%, 那么你購買**的可能性多大？”,1代表“非常小”, 7代表“非常大”。品牌贊賞感的測量參考 Aaker等(2012), 詢問被試對品牌的贊賞程度, 1代表“一點也不贊賞”, 7代表“非常贊賞”。

控制變量測量。情緒采用PANAS量表(Watson,Clark, & Tellegen, 1988)進行測量。包括10個積極情緒詞語, 比如“熱情的”, 以及10個消極情緒詞語,比如“痛苦的”。要求被試進行5點李克特量表評分,1代表“完全沒有”, 5代表“非常多”。將被試分別對10個積極詞語和 10個消極詞語的得分平均, 并以其作為積極情緒分數(shù)和消極情緒分數(shù)。

3.5 統(tǒng)計分析

3.5.1 操縱檢驗

3.5.2 公司形象/產(chǎn)品屬性超越與品牌感知的關(guān)系

3.5.3 公司形象和產(chǎn)品屬性超越的協(xié)同效應(yīng)

采用兩因素被試間方差分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)公司形象和產(chǎn)品屬性超越對購買意愿的交互作用顯著(

F

(1,108) = 14.22,

p

< 0.001, η= 0.12), 支持了 H1。簡單效應(yīng)的結(jié)果顯示, 當公司形象為能力型時, 相對于產(chǎn)品功能性屬性超越, 產(chǎn)品享樂性屬性超越下購買意愿更高(

F

(1, 109) = 4.72,

p

< 0.05), 支持了H1a。當公司形象為誠信型時, 相對于產(chǎn)品享樂性屬性超越, 產(chǎn)品功能性屬性超越下購買意愿更高(

F

(1, 109) = 10.38,

p

< 0.05), 支持了H1b。運用

d

效應(yīng)值法(Cohen, 1969)檢驗不同類型公司形象條件下, 產(chǎn)品功能性屬性超越和產(chǎn)品享樂性屬性超越兩組的均值差異是否顯著, 具體結(jié)果見表1。

表1 實驗1購買意愿均值及效應(yīng)量值

為了檢驗控制變量情緒是否對研究結(jié)果產(chǎn)生了干擾作用, 通過協(xié)方差分析考察公司形象和產(chǎn)品屬性超越的交互作用, 以積極情緒、消極情緒作為協(xié)變量, 購買意愿為因變量。結(jié)果顯示公司形象和產(chǎn)品屬性超越的交互作用仍然顯著,

F

(1, 106) =13.87,

p

< 0.001, η= 0.12。將積極情緒作為因變量,作公司形象和產(chǎn)品屬性超越兩因素的方差分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)公司形象的主效應(yīng)(

F

(1, 108) = 0.05,

p

> 0.05,η= 0.001)、產(chǎn)品屬性超越的主效應(yīng)(

F

(1, 108) =1.73,

p

> 0.05, η= 0.02), 以及公司形象和產(chǎn)品屬性超越的交互效應(yīng)(

F

(1, 108) = 0.79,

p

> 0.05, η=0.01)都不顯著。將消極情緒作為因變量, 進行公司形象和產(chǎn)品屬性超越兩因素方差分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)公司形象的主效應(yīng)(

F

(1, 108) = 2.31,

p

> 0.05, η=0.02)、產(chǎn)品屬性超越的主效應(yīng)(

F

(1, 108) = 0.07,

p

>0.05, η= 0.001), 以及公司形象和產(chǎn)品屬性超越的交互效應(yīng)(

F

(1, 108) = 1.88,

p

> 0.05, η= 0.02)都不顯著。由此可以排除情緒的干擾作用。

3.5.4 有中介的調(diào)節(jié)分析

本研究考察品牌贊賞感在公司形象和產(chǎn)品屬性超越二者對購買意愿發(fā)揮影響中的中介作用。首先將公司形象、產(chǎn)品屬性超越轉(zhuǎn)換為虛擬變量并計算二者的交互項乘積, 然后將品牌贊賞感、購買意愿進行中心化處理(Aiken & West, 1991)。采用Muller, Judd和Yzerbyt (2005)關(guān)于檢驗有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)程序, 檢驗上述變量間的關(guān)系。第一步, 公司形象、產(chǎn)品屬性超越以及兩者的交互項對購買意愿的回歸作用顯著; 第二步, 公司形象、產(chǎn)品屬性超越以及兩者的交互項對品牌贊賞感的回歸作用顯著; 第三步, 將公司形象、產(chǎn)品屬性超越、兩者的交互項和品牌贊賞感都放進回歸方程, 預測它們共同對購買意愿的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 公司形象和產(chǎn)品屬性超越的回歸作用不再顯著, 而品牌贊賞感、公司形象和產(chǎn)品屬性超越交互項的回歸作用顯著。而且, 公司形象和產(chǎn)品屬性超越交互項的回歸系數(shù)變小, 說明交互項的效應(yīng)減弱。具體結(jié)果見表 2。綜上, 品牌贊賞感在公司形象和產(chǎn)品屬性超越對購買意愿的影響中發(fā)揮部分中介作用, 支持了H2。

對于有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)的分析, 參考 Preacher和 Hayes(2008)進行 Bootstrap分析(用 5000個Bootstrap)。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 將品牌贊賞感放在中介變量位置時, 模型95%的置信區(qū)間為[?0.6381, ?0.0700],結(jié)果不包含 0, 說明品牌贊賞感在公司形象與產(chǎn)品屬性超越對購買意愿的影響中發(fā)揮中介作用。上述Bootstrap 結(jié)果與 Muller等(2005)通過三步回歸分析得出的有中介的調(diào)節(jié)分析結(jié)果一致, 驗證了公司形象和產(chǎn)品屬性超越通過品牌贊賞感的中介作用對購買意愿產(chǎn)生影響。但當將感知能力、感知溫情分別放在中介變量位置時, 模型95%的置信區(qū)間分別為[?0.2907, 0.2180], [?0.2171, 0.2661],二者均包含 0。因此, 感知能力、感知溫情作為中介變量的備擇解釋可以排除。

3.6 討論

本實驗揭示了公司形象/產(chǎn)品屬性超越的不同維度與消費者對品牌的“感知能力”和“感知溫情”的對應(yīng)關(guān)系。在公司形象方面, 能力型公司形象偏重于影響“感知能力”, 誠信型公司形象偏重于影響“感知溫情”。這與 Aaker等(2010)的研究結(jié)論相一致, 能力形象更多影響品牌的能力績效, 而誠信形象更多影響品牌的溫情表現(xiàn)。在產(chǎn)品屬性超越方面,產(chǎn)品功能性屬性超越側(cè)重于影響“感知能力”, 產(chǎn)品享樂性屬性超越側(cè)重于影響“感知溫情”。這也就證明了產(chǎn)品功能性屬性超越較容易引發(fā)能力方面的感知, 而產(chǎn)品享樂性屬性超越較容易引起溫情方面的感知(Chitturi et al., 2008)。更為有趣的是, 我們在此基礎(chǔ)上考察了公司形象和產(chǎn)品屬性超越對購買意愿的影響, 結(jié)果證明存在協(xié)同效應(yīng)。具體而言,當公司形象為能力型時, 產(chǎn)品享樂性屬性超越下購買意愿更高; 當公司形象為誠信型時, 產(chǎn)品功能性屬性超越下購買意愿更高。上述研究結(jié)果可以通過刻板印象內(nèi)容模型的后期發(fā)展理論“感知能力和感知溫情互補促進關(guān)系” (Aaker et al., 2012)進行解釋。也就是說, 當消費者對品牌在“能力”和“溫情”兩方面的感知通過公司形象和產(chǎn)品屬性超越的影響而同時得到提升時, 消費者的購買行為將會得到有效促進。此外, 本實驗還發(fā)現(xiàn)了品牌贊賞感在公司形象和產(chǎn)品屬性超越對購買意愿的影響中發(fā)揮中介作用, 證實了品牌贊賞感這一個體情緒變量的中介角色。

表2 有中介的調(diào)節(jié)模型分析結(jié)果

雖然實驗1發(fā)現(xiàn)了公司形象和產(chǎn)品屬性超越對購買意愿的協(xié)同效應(yīng), 然而這種協(xié)同效應(yīng)是否存在邊界條件呢？我們發(fā)現(xiàn), 能力型公司形象和產(chǎn)品功能性屬性超越二者對于實現(xiàn)品牌的“感知能力”目標具有一致性; 而誠信型公司形象和產(chǎn)品享樂性屬性超越二者對于實現(xiàn)品牌的“感知溫情”目標具有一致性。而且, 相對于公司形象和產(chǎn)品屬性超越兩類信息在目標實現(xiàn)上一致, 當公司形象和產(chǎn)品屬性超越兩類信息目標實現(xiàn)上不一致(能力型公司形象與產(chǎn)品享樂性屬性超越結(jié)合, 或誠信型公司形象與產(chǎn)品功能性屬性超越結(jié)合)時, 消費者的購買意愿較高。然而, Labroo和Lee (2006)發(fā)現(xiàn), 當啟動品牌與目標品牌二者在調(diào)節(jié)聚焦目標(Regulatory Goal)上保持一致(vs.不一致)時, 消費者對目標產(chǎn)品的購買意愿更高。這是由于之前呈現(xiàn)的品牌激活了消費者頭腦中的目標結(jié)構(gòu)以及與該品牌相關(guān)的語義聯(lián)結(jié)(比如, 產(chǎn)品特征、利益屬性等)。因此, 后面所呈現(xiàn)的目標品牌若與啟動品牌的目標性質(zhì)一致的話,則更容易被加工。由此, 我們推斷當公司形象和產(chǎn)品屬性超越二者在“感知能力”/“感知溫情”目標實現(xiàn)上一致時, 語義信息加工更加流暢, 更有利于提高消費者的購買意愿; 而當公司形象和產(chǎn)品屬性超越二者在“感知能力”/“感知溫情”目標實現(xiàn)上不一致時, 語義信息加工受阻, 結(jié)果消費者的購買意愿較低, 表現(xiàn)出削減效應(yīng)。上述假設(shè)推斷與實驗1的結(jié)果顯然是對立的。因此, 本研究所發(fā)現(xiàn)的協(xié)同效應(yīng)的作用發(fā)揮可能受到某種調(diào)節(jié)變量的影響。接下來的實驗2將討論這一重要問題。

4 實驗2

感知風險會對消費者的評價、選擇和行為產(chǎn)生重要影響(Dowling, 1999)。感知風險高, 意味著較高水平的不確定性以及更大可能造成負面的結(jié)果(Oglethorpe & Monroe, 1987)。Campbell和 Goodstein(2001)發(fā)現(xiàn), 感知風險是影響信息一致性偏好的調(diào)節(jié)變量。當處于低風險條件時, 消費者更加偏好中等程度不一致性的信息; 而當處于高風險條件時,消費者更加偏好一致性的信息。本研究中, 公司形象和產(chǎn)品屬性超越兩類信息都能夠為消費者的購買決策提供信息支持。當感知風險較低時, 消費者更愿意選擇其預想之外的產(chǎn)品, 而且更加偏好存在一定沖突的信息(Campbell & Goodstein, 2001)。因而, 公司形象和產(chǎn)品屬性超越在實現(xiàn)“感知能力”/“感知溫情”的目標上不一致(vs.一致)的情況下,消費者的購買意愿較高。然而, 當感知風險較高時,消費者變得更加謹慎、厭惡風險, 更加偏好一致性的信息, 因此比較傾向于保持認知圖式的一致性(Campbell & Goodstein, 2001)。此時, 公司形象和產(chǎn)品屬性超越在實現(xiàn)“感知能力”/“感知溫情”的目標上一致(vs.不一致)的情況下, 消費者的購買意愿更高。綜上, 我們推出以下假設(shè)：

H3：感知風險會調(diào)節(jié)公司形象和產(chǎn)品屬性超越對購買意愿的影響。

H3a：當感知風險較低時, 公司形象和產(chǎn)品屬性超越在目標實現(xiàn)上呈不一致(vs.一致)關(guān)系時, 更有利于提高購買意愿。即當公司形象為能力型時,產(chǎn)品享樂性(vs.功能性)屬性超越更有利于提高購買意愿; 當公司形象為誠信型時, 產(chǎn)品功能性(vs.享樂性)屬性超越更有利于提高購買意愿。

H3b：當感知風險較高時, 公司形象和產(chǎn)品屬性超越在目標實現(xiàn)上呈一致(vs.不一致)關(guān)系時, 更有利于提高購買意愿。即當公司形象為能力型時,產(chǎn)品功能性(vs.享樂性)屬性超越更有利于提高購買意愿; 當公司形象為誠信型時, 產(chǎn)品享樂性(vs.功能性)屬性超越更有利于提高購買意愿。

4.1 實驗設(shè)計

采用三因素被試間實驗設(shè)計, 即2(感知風險：低vs.高)× 2(公司形象：能力型 vs.誠信型)× 2(產(chǎn)品屬性超越：功能性vs.享樂性)。因變量為購買意愿。共有200名(117名有效, 13名填寫不完整)大學生參與實驗。

4.2 刺激材料

選擇飲料這種大學生被試較為熟悉的產(chǎn)品作為刺激品類。通過前測發(fā)現(xiàn), 學生被試普遍認為飲料產(chǎn)品兼具功能性和享樂性兩種產(chǎn)品屬性。刺激材料包含公司形象和產(chǎn)品屬性超越兩方面的信息, 其中公司形象刺激材料與實驗1類似。請22名經(jīng)常購買飲料的大學生參與前測, 對飲料產(chǎn)品的眾多產(chǎn)品屬性進行重要性評分, 1代表“非常不重要”, 7代表“非常重要”。最終選擇功能性屬性(“口感”、“保健養(yǎng)生”、“清涼解渴”)和享樂性屬性(“包裝設(shè)計”、“彰顯品位”、“帶來快樂的感受”)得分分別排前三位的屬性。另外, 為了避免被試將產(chǎn)品的具體型號名稱理解為公司下屬的產(chǎn)品品牌, 而希望能夠較為干凈、純粹地操縱產(chǎn)品屬性超越變量, 在實驗材料中刪除產(chǎn)品型號的具體名稱, 告知被試“一款飲料產(chǎn)品”。

4.3 實驗流程

實驗步驟同實驗1。在實驗刺激材料呈現(xiàn)之前,增加感知風險的操縱。并且, 在產(chǎn)品屬性超越的操縱檢驗題項之后, 加入感知風險的操縱檢驗項目。另外, 由于享樂性產(chǎn)品更多給消費者帶來象征意義方面的滿足(Hirschman & Holbrook, 1982; Lim &Ang, 2008), 因而產(chǎn)品功能性屬性超越和產(chǎn)品享樂性屬性超越兩種條件下產(chǎn)品的象征意義可能存在差異而對實驗結(jié)果產(chǎn)生影響。因此, 將象征意義作為控制變量。

4.4 變量操縱與測量

自變量操縱。公司形象、產(chǎn)品屬性超越的操縱辦法同實驗1。產(chǎn)品屬性超越的操縱檢驗項目同實驗1中檢驗產(chǎn)品屬性傾向程度的項目。而且, 我們還增加了 5個反映功能性的 7級語義差異量表, 1代表“無用的”、“沒有幫助的”、“無功能的”、“不必要的”、“不實用的”, 7代表“有用的”、“有幫助的”、“有功能的”、“有必要的”、“實用的”; 以及 5個反映享樂性的7級語義差異量表, 1代表“無趣的”、“不刺激的”、“令人乏味的”、“令人不高興的”、“令人不愉快的”; 7代表“有趣的”、“刺激的”、“令人興奮的”、“令人高興的”、“令人愉快的” (Voss et al.,2003)。將5個功能性/享樂性語義差異項目上被試的均分作為功能性態(tài)度得分/享樂性態(tài)度得分, 檢驗被試在產(chǎn)品功能性屬性超越和產(chǎn)品享樂性屬性超越兩個版本上得分是否存在差異。感知風險的操縱方法及操縱檢驗題項設(shè)置都參考前人相關(guān)研究(Campbell & Goodstein, 2001)。低感知風險條件下,告知被試“您正打算購買一些飲料, 放在家里自己飲用”; 高感知風險條件下, 告知被試“您正打算購買一些飲料, 帶到與你關(guān)系要好的朋友的聚會上供大家一起飲用”。具體操縱檢驗題目為“您在上述飲料的購買情境中的感受如何？”, 回答題項包括 4個方面, 采用9點李克特量表, 1代表“一點也沒有風險”/“一點也不緊張”/“一點也不重要”/“一點也不擔心”, 9 代表“風險非常高”/“非常緊張”/“非常重要”/“非常擔心”。

因變量購買意愿、控制變量情緒的測量同實驗1。象征意義的測量方法參考前人研究(Sweeney &Soutar, 2001; 許正良和吉安偉, 2011), 請被試對4個語句進行5點量表評分, 1代表“非常不同意”, 5代表“非常同意”, 具體題目包括“改善別人對自己的認識”, “體現(xiàn)自己的個性品味”, “幫助自己給別人留下好印象”, “提升自我感覺”。

4.5 統(tǒng)計分析

4.5.1 操縱檢驗

產(chǎn)品屬性超越方面, 首先對產(chǎn)品屬性超越傾向程度的測試項目進行獨立樣本 t檢驗, 結(jié)果發(fā)現(xiàn),被試在產(chǎn)品功能性屬性超越版本上的得分顯著低于產(chǎn)品享樂性屬性超越版本(

t

(175) = ?23.85,

p

<0.001,

M

= 2.47 <

M

= 5.41)。同時, 我們還對反映功能性/享樂性態(tài)度的語義差異項目進行獨立樣本 t檢驗, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 功能性態(tài)度方面, 被試在產(chǎn)品功能性屬性超越版本上的得分顯著高于產(chǎn)品享樂性屬性超越版本(

t

(175) = 23.99,

p

< 0.001,

M

= 4.74 >

M

= 2.93); 享樂性態(tài)度評分方面, 被試在產(chǎn)品功能性屬性超越版本上的得分顯著低于產(chǎn)品享樂性屬性超越版本(

t

(175) = ?26.45,

p

<0.001,

M

= 2.56 <

M

= 4.65)。綜合上述兩個方面, 產(chǎn)品屬性超越變量操縱成功。筆者還采用獨立樣本t檢驗對感知風險的操縱檢驗題項進行分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 相對于低感知風險組, 高感知風險組的被試得分顯著較高(

t

(175) =?15.08,

p

< 0.001,

M

= 3.63 <

M

= 5.25)。這說明, 感知風險變量操縱成功。

4.5.2 公司形象/產(chǎn)品屬性超越與品牌感知的關(guān)系

為了檢驗公司形象/產(chǎn)品屬性超越不同維度與品牌感知的“感知能力”和“感知溫情”的對應(yīng)關(guān)系,我們采用獨立樣本t檢驗進行分析。公司形象方面,在反映品牌“感知能力”的題項上, 被試對能力型信息的評價顯著高于誠信型信息(

t

(175) = 3.25,

p

<0.01,

M

= 5.44 >

M

= 4.92); 相反, 在反映品牌“感知溫情”的題項上, 被試對能力型信息的評價顯著低于誠信型信息(

t

(175) = ?7.08,

p

< 0.001,

M

= 4.42 <

M

= 5.33)。產(chǎn)品屬性超越方面,在反映品牌“感知能力”的題項上, 被試對產(chǎn)品功能性屬性超越信息的評價顯著高于產(chǎn)品享樂性屬超越信息(

t

(175) = 3.62,

p

< 0.001,

M

= 5.47 >

M

=4.89); 相反, 在反映品牌“感知溫情”的題項上, 被試對產(chǎn)品功能性屬性超越信息的評價顯著低于產(chǎn)品享樂性屬超越信息(

t

(175) = ?3.64,

p

< 0.001,

M

=4.62 <

M

= 5.14)。

4.5.3 感知風險的調(diào)節(jié)作用

采用2(感知風險：低 vs.高)× 2(公司形象：能力型vs.誠信型)× 2(產(chǎn)品屬性超越：功能性vs.享樂性)三因素被試間方差分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)感知風險、公司形象和產(chǎn)品屬性超越對購買意愿的交互作用顯著(

F

(1, 169) = 26.67,

p

< 0.001, η= 0.14), 支持了H3。當感知風險低時, 公司形象和產(chǎn)品屬性超越對購買意愿的交互作用顯著,

F

(1, 169) = 17.12,

p

<0.001。簡單效應(yīng)結(jié)果顯示, 當公司形象為能力型時,相對于產(chǎn)品功能性屬性超越, 產(chǎn)品享樂性屬性超越條件下購買意愿較高,

F

(1, 172) = 8.12,

p

< 0.01; 當公司形象為誠信型時, 相對于產(chǎn)品享樂性屬性超越,產(chǎn)品功能性屬性超越條件下購買意愿較高,

F

(1,172) = 8.95,

p

< 0.01。上述結(jié)果支持了協(xié)同效應(yīng), 驗證了 H3a。當感知風險高時, 公司形象和產(chǎn)品屬性超越對購買意愿的交互作用顯著,

F

(1, 169) = 10.49,

p

< 0.01。簡單效應(yīng)結(jié)果顯示, 當公司形象為能力型時, 相對于產(chǎn)品享樂性屬性超越, 產(chǎn)品功能性屬性超越條件下被試的購買意愿較高,

F

(1, 172) = 4.02,

p

< 0.05; 當公司形象為誠信型時, 相對于產(chǎn)品功能性屬性超越, 產(chǎn)品享樂性屬性超越條件下被試的購買意愿較高,

F

(1, 172) = 6.55,

p

< 0.05。上述結(jié)果支持了一致性效應(yīng), 驗證了H3b。具體均值及效應(yīng)量值見表3。為了檢驗控制變量對實驗結(jié)果是否產(chǎn)生了干擾作用, 將積極情緒、消極情緒以及象征意義同時作為協(xié)變量, 考察感知風險、公司形象和產(chǎn)品屬性超越對購買意愿的影響, 結(jié)果三因素交互作用仍然顯著,

F

(1, 169) = 26.24,

p

< 0.001, η= 0.14。而且,我們還將積極情緒、消極情緒以及象征意義分別作為因變量, 進行感知風險、公司形象和產(chǎn)品屬性超越的三因素被試間方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 感知風險、公司形象和產(chǎn)品屬性超越對積極情緒/消極情緒/象征意義的三因素交互作用均不顯著, 而且主效應(yīng)方面只有產(chǎn)品屬性超越對象征意義的影響顯著(

F

(1,169) = 53.87,

p

< 0.001, η= 0.24), 其它均不顯著。這說明, 產(chǎn)品屬性超越對象征意義發(fā)揮了顯著作用,但象征意義并沒有影響實驗結(jié)果。綜上所述, 可以排除積極情緒、消極情緒、象征意義的干擾作用。

表3 實驗2購買意愿均值及效應(yīng)量值

4.6 討論

本實驗發(fā)現(xiàn)感知風險會調(diào)節(jié)公司形象和產(chǎn)品屬性超越對購買意愿的影響。具體來說, 當感知風險低時, 公司形象和產(chǎn)品屬性超越會對購買意愿產(chǎn)生協(xié)同影響。該結(jié)果在不同的產(chǎn)品品類情境下重復驗證了實驗1的結(jié)論, 進一步證實了研究發(fā)現(xiàn)的普遍性。然而, 當感知風險高時, 公司形象和產(chǎn)品屬性超越的協(xié)同效應(yīng)不再成立, 而是支持一致性效應(yīng)。這種一致性效應(yīng)的作用機制具體表現(xiàn)為, 相對于公司形象、產(chǎn)品屬性超越二者所實現(xiàn)的“感知能力”目標與“感知溫情”目標互補、不一致的情況, 在兩種目標表現(xiàn)為一致性的情況下消費者的購買意愿較高。我們認為, 這是由于在高感知風險的條件下消費者厭惡不一致、出乎意料之外的信息, 而更加偏好圖式一致性的信息(Campbell & Goodstein,2001)。于是, 只有當公司形象和產(chǎn)品屬性超越二者所實現(xiàn)的“感知能力”/“感知溫情”目標一致的情況下, 消費者才會表現(xiàn)出較高的購買意愿。

5 理論創(chuàng)新點、啟示與展望

5.1 理論創(chuàng)新點

本研究基于刻板印象內(nèi)容模型的相關(guān)理論, 考察了公司形象和產(chǎn)品屬性超越二者對購買意愿的影響, 體現(xiàn)了以下理論創(chuàng)新點。

第一, 研究視角上的突破。本研究基于“感知能力—感知溫情”的前置關(guān)系這一新穎的研究視角,從宏觀層面的公司形象和微觀層面的產(chǎn)品屬性超越入手, 厘清了公司形象/產(chǎn)品屬性超越的不同維度與“感知能力”和“感知溫情”之間的對應(yīng)影響關(guān)系。所以說, 本研究從公司層面和產(chǎn)品層面補充和完善了刻板印象內(nèi)容模型的前因變量研究。

第二, 揭示協(xié)同效應(yīng)的中介機制。本研究將品牌贊賞感(Aaker et al., 2012)作為中介變量, 探究公司形象和產(chǎn)品屬性超越對購買意愿發(fā)揮協(xié)同影響的中介作用路徑?？梢哉f, 筆者將消費者個體情緒狀態(tài)變量引入, 從消費者內(nèi)部心理層面入手生動展示了公司形象和產(chǎn)品屬性超越二者對購買意愿發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)的中間路徑。

第三, 對刻板印象內(nèi)容模型理論的應(yīng)用與發(fā)展。本研究借鑒社會心理學中刻板印象內(nèi)容模型的后期發(fā)展理論“感知能力和感知溫情互補促進關(guān)系” (Aaker et al., 2012)為理論框架, 考察公司形象和產(chǎn)品屬性超越對消費者購買意愿的協(xié)同效應(yīng), 同時還發(fā)現(xiàn)了感知風險(Campbell & Goodstein, 2001)是上述效應(yīng)成立的邊界條件。可以說, 本文進一步拓展了刻板印象內(nèi)容模型的理論內(nèi)涵。

5.2 營銷啟示

本文的研究結(jié)論對企業(yè)打造“完美”的消費者品牌感知, 市場傳播與推廣以及“雙面”性市場定位等方面具有重要的戰(zhàn)略啟示。

首先, “能力”和“溫情”雙管齊下, 發(fā)揮協(xié)同促進作用。一方面, 企業(yè)需要從公司層面提高公司科技創(chuàng)新能力、管理革新能力等, 還可以從產(chǎn)品層面努力提升產(chǎn)品品質(zhì), 滿足消費者對實用價值的需求,從而塑造品牌“能力”感知。另一方面, 企業(yè)需加強公司信息的監(jiān)管力度以及公司行為的真實性, 在消費者心目中樹立負責任的誠信形象, 進一步傳遞“溫情”感知。此外, 還可以從產(chǎn)品層面入手, 鼓勵消費者積極參與產(chǎn)品體驗, 提供身心愉悅的享樂性體驗, 從而塑造“溫情”的品牌感知。作為企業(yè)管理人員在保證消費者感知風險較低的前提下, 力求實現(xiàn)“能力”和“溫情”的互補促進效應(yīng), 打造“完美”品牌感知。

其次, 通過提升消費者的品牌贊賞感, 實現(xiàn)消費者對品牌的最佳感知并提高購買意愿。品牌贊賞感容易促使消費者對品牌產(chǎn)生積極的評價和購買行為偏好(Aaker et al., 2012; Casaló et al., 2010), 具有較為獨特的價值。企業(yè)實踐管理者和營銷人員在品牌形象塑造過程中, 應(yīng)想方設(shè)法培養(yǎng)和塑造消費者對品牌的贊賞感情緒, 將品牌贊賞感情緒納入到品牌感知管理中來。比如, 可以通過在品牌社區(qū)組織中傳播公司形象或產(chǎn)品屬性超越方面的信息, 從而提升品牌贊賞感。

再次, 根據(jù)不同感知風險情況, 有針對性地基于公司?產(chǎn)品二維層面建立企業(yè)市場定位的“雙面”系統(tǒng)。企業(yè)管理者應(yīng)充分認識到公司形象和產(chǎn)品屬性二者之間的復雜關(guān)系：當消費者購買決策的風險較低時, 應(yīng)盡可能地實現(xiàn)消費者對公司形象和產(chǎn)品屬性的認知結(jié)果為“感知能力”和“感知溫情”兩方面評價都較為理想, 從而實現(xiàn)協(xié)同效應(yīng); 當消費者面臨的購買風險較高時, 針對公司形象和產(chǎn)品屬性兩個層面的訴求在宣傳上應(yīng)保持一致性, 二者都統(tǒng)一指向“感知能力”或“感知溫情”目標?？偟膩碚f, 企業(yè)應(yīng)區(qū)分不同的消費者感知風險條件, 實現(xiàn)公司形象和產(chǎn)品屬性宣傳兩方面信息的有機組合。

5.3 研究局限與展望

本研究還存在一些局限性, 未來研究可以考慮從以下幾個方面進一步拓展。第一, 由于品牌贊賞感的成熟量表至今尚未出現(xiàn), 筆者借鑒了前人相關(guān)研究(Aaker et al., 2012; Kervyn et al., 2012)中使用的僅包含一個題項的量表對品牌贊賞感進行測量。雖然引用了權(quán)威文獻作為參考, 但此種方法無法保證量表較高的信度與效度, 未來有必要針對品牌贊賞感開發(fā)專門的量表。第二, 產(chǎn)品屬性超越的操縱是通過預實驗確定正式實驗材料中產(chǎn)品的功能性屬性和享樂性屬性, 正式實驗中并未要求被試對產(chǎn)品屬性的重要性程度進行評分。結(jié)果正式實驗中被試所認定的重要的產(chǎn)品功能性或享樂性屬性, 可能不在預實驗所篩選出的產(chǎn)品屬性中。因此, 產(chǎn)品屬性超越的操縱辦法還需進一步改進。第三, 本研究控制變量方面僅考慮了情緒和產(chǎn)品象征意義, 可能忽略一些其它的干擾因素, 比如, 性別、產(chǎn)品熟悉度、產(chǎn)品購買經(jīng)驗等。將來應(yīng)考慮增加一些控制變量, 從而進一步提高實驗結(jié)果的準確性。第四, 實驗材料中所涉及的品牌都是虛擬品牌, 在接受實驗刺激材料之前, 消費者頭腦中尚未對品牌持有根深蒂固的原產(chǎn)國刻板印象。然而, 現(xiàn)實中消費者或許對一些真實品牌具有原產(chǎn)國刻板印象。此種情況下本文的主要研究結(jié)論——“公司形象和產(chǎn)品屬性超越的協(xié)同效應(yīng)”可能不一定成立。品牌原產(chǎn)國刻板印象(已經(jīng)具有 vs.尚未形成)可能會調(diào)節(jié)公司形象和產(chǎn)品屬性超越對購買意愿的影響, 這是值得今后進一步研究的問題。

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