示弱還是示強？品牌傳記與消費者品牌態(tài)度：移情的中介作用

沈正舜, 李懷斌

（1. 東北財經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，遼寧 大連 116025；2. 淮陰師范學(xué)院 經(jīng)濟管理學(xué)院，江蘇 淮安 223001）

一、引 言

品牌傳記（brand biography）是指通過選擇性建構(gòu)的品牌故事來記錄與傳遞品牌的起源、積累以及隨時間發(fā)展的歷程（Avery等，2010；Paharia等，2011）。品牌“早期面對的外部壓力”和“對未來的熱情與決心”的程度都高的傳記屬于劣勢者傳記（underdog biography），而兩者都低的傳記則屬于優(yōu)勝者傳記（top dog biography）（Paharia等，2011；Nariswari和Chen，2016）。由于個體天然地習(xí)慣于敘事性思維（Weick，1995），并通過情感反應(yīng)對故事信息形成判斷（Green和Brock，2000），消費者在回到現(xiàn)實情境時依然能保留在故事中形成的信念與態(tài)度（Escalas，2004），因此品牌傳記能夠有效地傳遞品牌信息并有力地影響消費者。鑒于個體具有支持劣勢者的天性（Kim等，2008），劣勢者品牌傳記被企業(yè)廣泛運用于營銷實踐，企業(yè)希望以此獲得更多的市場機會（McGinnis和Gentry，2009；Nariswari和Chen，2016）、增強消費者的購買意愿（Siemens等，2013；Nagar，2017）、塑造品牌形象并建立消費者偏好（Kao，2015；Shirai，2017）、提高品牌忠誠度（Paharia等，2011；Delgado-Ballester和Fernández-Sabiote，2016）以及減弱品牌的負面影響（楊晨等，2013）。然而，來自社會心理學(xué)的研究證據(jù)顯示個體顯著地傾向于將自己與優(yōu)勝者相聯(lián)系（Cialdini等，1976；Schimel等，2000；End等，2002），針對消費者行為的研究也發(fā)現(xiàn)劣勢者品牌形象并不能獲得消費者普遍的支持（McGinnis和Gentry，2009；Kirmani等，2017）。因此，需要一個更簡潔的理論框架將這些研究發(fā)現(xiàn)結(jié)合起來，深入探察劣勢者與優(yōu)勝者品牌傳記的相對作用，以及它們影響消費者品牌態(tài)度的過程，并提供易于遵循的管理見解。

為達到該目的，本研究致力于從以下方面填補研究缺口：（1）進一步拓展品牌傳記作用的研究視野，使研究結(jié)論更符合企業(yè)的營銷實踐，并提高研究發(fā)現(xiàn)的外部效度。（2）由于消費者由故事引發(fā)的情感反應(yīng)會改變現(xiàn)實的信念與態(tài)度（Escalas，2004），因此需要進一步了解個體的情感資源在品牌傳記對品牌態(tài)度作用中的影響機制。（3）源于對現(xiàn)實的觀察，企業(yè)使用劣勢者和優(yōu)勝者品牌傳記影響消費者品牌態(tài)度的營銷行為日趨普遍，從取得最佳作用效果的角度，究竟該賦予品牌哪種傳記角色？換言之，需要厘清劣勢者和優(yōu)勝者品牌傳記的作用邊界。

本研究以上述研究缺口為切入點，在中國情境下，基于社會認同理論與自我一致性理論，重點探討品牌傳記如何引發(fā)消費者的情感反應(yīng)，進而影響消費者的品牌態(tài)度，以揭示該作用的機制與邊界。本研究認為品牌傳記的故事敘述會引發(fā)消費者的移情反應(yīng)，從而影響其品牌態(tài)度，而這一影響路徑受品牌來源國和消費可見度的調(diào)節(jié)。本研究通過四項實驗驗證了這一理論模型及影響機制，為品牌傳記與故事敘述相關(guān)研究做出了理論貢獻，也為中國企業(yè)運用品牌傳記影響消費者品牌態(tài)度提供了一定的支持與建議。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）品牌傳記影響消費者品牌態(tài)度的中介過程

故事敘述（story narrative）是一種很有說服力的溝通工具（Van Laer等，2014；Shen等，2015；Russell等，2017；Dessart，2018；Sanders和Van Krieken，2018）。品牌傳記的故事敘述可以增強消費者移情（empathy）。在消費者行為研究中，移情指消費者情感上無意識、不自覺地融合并認同外部刺激，表現(xiàn)為對外部刺激情感反應(yīng)的吸收（Escalas和Stern，2003）。

首先，品牌傳記中優(yōu)勝者和劣勢者的身份敘述能夠引起消費者的身份認同。敘述是一種內(nèi)部呈現(xiàn)的故事，它讓個體能夠理解與所屬群體共同的身份故事（我是群體一員的故事）和群體故事（我的群體的故事）（Turner等，1979；Antonetti和Maklan，2018）。身份敘述創(chuàng)造了群體身份的內(nèi)容和含義，并且通過敘述的內(nèi)容喚起個體對群體的情感。因此，劣勢者和優(yōu)勝者的身份敘述能夠增強消費者的身份相關(guān)性并加強消費者的身份聯(lián)想。

其次，品牌傳記的故事敘述更易于引發(fā)消費者的移情反應(yīng)。品牌傳記通過傳遞情感信息來激發(fā)消費者的情感反應(yīng)（Paharia等，2011），而移情本質(zhì)上就是一種情感反應(yīng)。消費者會把自己的經(jīng)歷融入故事來理解故事的含義（Escalas，2004），品牌傳記借此來創(chuàng)造品牌意義并在品牌和消費者之間建立情感聯(lián)系。

再次，優(yōu)勝者和劣勢者品牌傳記對消費者態(tài)度的影響更依賴于消費者的移情反應(yīng)。第一，劣勢者品牌傳記傳遞的創(chuàng)建初期的卑微弱小、發(fā)展中歷經(jīng)的艱難曲折以及在市場困境中的不懈奮斗等故事內(nèi)容，會引發(fā)消費者的身份聯(lián)想、滿足消費者情感上的自我認同，從而使消費者產(chǎn)生情感反應(yīng)，消費者對劣勢者的情感反應(yīng)驅(qū)動消費者對劣勢者品牌的認同（McGinnis和Gentry，2009；Jun等，2015），從而增強消費者的品牌態(tài)度。第二，個體通常會與失敗者保持距離，避免失敗者自我感知（McGinnis和Gentry，2009），通過與成功者綁定、和失敗者撇清的方式保護自我概念。社會認同理論認為，即便個體沒有真正參與優(yōu)勝者的相關(guān)行為，僅將自我和優(yōu)勝者建立某種關(guān)聯(lián)，個體的移情也能被激發(fā)（Schimel等，2000；End等，2002），個體的自尊和自我評價也會提升（Antonetti和Maklan，2018）。

綜上所述，當消費者面對品牌傳記的故事敘述時，他們更可能通過被品牌傳記信息所激發(fā)的移情來識別、理解和響應(yīng)品牌傳記所描繪的信息，這有助于消費者的認知形成和情感依附（Jones等，2018），從而有助于消費者產(chǎn)生更積極的態(tài)度與意向。換言之，品牌傳記的故事敘述可以提高消費者的移情。根據(jù)自我一致性理論，擁有高水平自我一致性的消費者其自我概念和品牌之間會達到完美的契合（Sirgy，2018），該品牌會令消費者感到舒適和協(xié)調(diào)，消費者對促進這種反應(yīng)的品牌傳記會產(chǎn)生積極的態(tài)度?；谏鲜鲇懻摫狙芯客茢喑鲆韵录僭O(shè)：

H1a：相較于不提供品牌傳記敘述，提供劣勢者品牌傳記能提高消費者品牌態(tài)度，這一效應(yīng)被消費者移情中介；

H1b：相較于不提供品牌傳記敘述，提供優(yōu)勝者品牌傳記能提高消費者品牌態(tài)度，這一效應(yīng)被消費者移情中介。

（二）品牌來源國的調(diào)節(jié)作用

進一步的探討發(fā)現(xiàn)，消費者對品牌傳記的移情會受到品牌來源國的影響。品牌來源國（country of brand）包含認知和情感成分（Johansson等，1985）。品牌來源國的認知信息與情感信息所構(gòu)成的相互關(guān)聯(lián)的信念體系就是品牌來源國的刻板印象（Johansson等，1985；Koschate-Fischer等，2012；Eng等，2016），社會認同理論將群體偏見和刻板印象聯(lián)系起來為研究來源國效應(yīng)提供了一個社會心理學(xué)視角，消費者對品牌來源國的刻板印象如果與品牌傳記中的角色相協(xié)調(diào)，品牌來源國就能夠為消費者提供一致的認知和情感線索，從而引發(fā)消費者對該來源國品牌的有利推斷，在此情境下，品牌傳記的影響會更加顯著；但是，當消費者對品牌來源國的刻板印象與品牌傳記中的角色相沖突時，不一致的認知和情感線索會抑制消費者移情，此時品牌傳記通過消費者移情對品牌態(tài)度的影響會顯著降低?；诖?，品牌來源國具有調(diào)節(jié)作用。

由于發(fā)達國家更受益于來源國效應(yīng)（Lee等，2001），較之于新興市場國家，來自發(fā)達國家的品牌擁有無可比擬的魅力（Sharma，2011）并帶有顯著的光環(huán)（Roth和Romeo，1992）。根據(jù)社會認同理論，消費者對發(fā)達國家的群體偏好與對發(fā)達國家的刻板印象是緊密聯(lián)系的。由此可以推斷，消費者對發(fā)達國家的刻板印象與來自發(fā)達國家的優(yōu)勝者品牌形象是相一致的，因而消費者對優(yōu)勝者品牌傳記的移情不會被干擾，進而使消費者的品牌態(tài)度通過優(yōu)勝者傳記敘述的移情作用而得到提高。相反，來自發(fā)達國家的劣勢者品牌形象卻與消費者對發(fā)達國家的刻板印象失調(diào)，因此會抑制移情反應(yīng)，進而不能通過消費者移情提高品牌態(tài)度。由此，本研究提出以下假設(shè)：

H2a：當品牌來自發(fā)達國家時，采用優(yōu)勝者品牌傳記比采用劣勢者品牌傳記更能引發(fā)消費者移情，從而對消費者品牌態(tài)度影響更大。

聯(lián)系消費者對新興市場國家的刻板印象可分析得出，劣勢者的角色形象與消費者對新興市場國家的刻板印象相吻合（Kim等，2008；Nariswari和Chen，2016），因此能夠引發(fā)消費者移情，消費者會對來自新興市場國家的劣勢者品牌產(chǎn)生偏好。此外，對于來自新興市場國家的優(yōu)勝者品牌，一方面，由于優(yōu)勝者的品牌形象與消費者對新興市場國家的刻板印象不一致，導(dǎo)致消費者認知與情感失調(diào)，從而抑制消費者的移情反應(yīng)；另一方面，“發(fā)達國家—優(yōu)勝者品牌”會作為自動激活的有效干擾材料抑制“新興市場國家—優(yōu)勝者品牌”認知的形成，因此消費者很難建立起對來自新興市場國家的優(yōu)勝者品牌的認同。由此，本研究提出如下假設(shè)：

H2b：當品牌來自新興市場國家時，采用劣勢者品牌傳記比采用優(yōu)勝者品牌傳記更能引發(fā)消費者移情，從而對消費者品牌態(tài)度影響更大。

（三）消費可見度的調(diào)節(jié)作用

消費可見度（consumption observability）指消費者認為產(chǎn)品的消費在社會上可見的程度（Bearden和Etzel，1982；Graeff，1996）。公開可見的消費行為比私下隱秘的消費行為更易受社會群體規(guī)范的影響（Fisher和Price，1992；Ratner和Kahn，2002；Kulviwat等，2009；Antonetti和Maklan，2018）。私下消費時消費者不受社會群體規(guī)范的影響，因此其對品牌的評價受品牌形象與真實自我一致性的影響更大。公開消費時，社會群體規(guī)范使得消費者對所展現(xiàn)的社會自我更加敏感，為了達到社會群體期望的形象（Graeff，1996），不會做出私下偏好的消費決策（Ratner和Kahn，2002）。概括而言，在不同的消費可見度下，社會群體與自我概念的不同作用能夠引發(fā)不同的消費者移情反應(yīng)。換言之，消費可見度構(gòu)成了引發(fā)消費者移情的邊界條件。

當消費可見度較高時，消費決策受到社會群體的審視，在社會自我一致性的影響下，個體會表現(xiàn)出符合社會群體期望的行為（Sirgy，2018）。因此，當消費者接觸到優(yōu)勝者品牌傳記時，代表社會群體期望的優(yōu)勝者品牌形象會激發(fā)社會自我一致性（Krishen和Sirgy，2016），在社會群體共識的作用下，消費者會偏好優(yōu)勝者品牌，因而會對優(yōu)勝者品牌做出更積極的移情反應(yīng)。

與之相對，當消費可見度較低時，消費行為是社會不可觀察的。由于沒有面向社會群體展示自我的需要，消費者會傾向于滿足真實自我一致性（White和Peloza，2009；Sirgy，2018），因而做出的反應(yīng)不易受到社會群體期望的影響（Kim等，2016）。在沒有社會群體影響的情況下，個體對劣勢者更敏感，更可能從事有益于劣勢者的行為（Schrift和Amar，2015）。據(jù)此分析可以得知，在消費可見度低的情境下，消費者會對劣勢者品牌做出更積極的移情反應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，本研究提出如下假設(shè)：

H3a：當消費可見度高時，采用優(yōu)勝者品牌傳記比采用劣勢者品牌傳記更能引發(fā)消費者移情，對消費者品牌態(tài)度的影響更大；

H3b：當消費可見度低時，采用劣勢者品牌傳記比采用優(yōu)勝者品牌傳記更能引發(fā)消費者移情，對消費者品牌態(tài)度的影響更大。

根據(jù)上述分析，本研究的理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

三、研究設(shè)計與發(fā)現(xiàn)

（一）預(yù)實驗

預(yù)實驗的目的是檢驗被試能否準確理解兩類品牌傳記，品牌傳記操縱是否成功。

為了進行預(yù)實驗，本研究首先進行了刺激材料測試。由20名某高校的學(xué)生組成的小組被要求列出10項與學(xué)生消費相關(guān)的主要產(chǎn)品目錄，然后運用7級Likert量表（1=非常少，7=非常多）衡量被試在購買這些產(chǎn)品前的內(nèi)外部信息搜集程度。被試為某高校經(jīng)濟、管理學(xué)院的學(xué)生，共發(fā)出50份問卷，全部為有效問卷。測試結(jié)果顯示，智能手機是最受被試關(guān)注的產(chǎn)品類別，在購買前內(nèi)外部信息搜集程度最高（M內(nèi)=5.87，M外=5.42）。測試刺激材料是為了確保預(yù)實驗所使用的產(chǎn)品類別與被試群體相關(guān)，因此，智能手機被選為刺激材料。

50名學(xué)生在閱讀完兩類品牌傳記后，被詢問以下兩個問題：哪個品牌對于未來發(fā)展的熱情與決心程度高？哪個品牌在發(fā)展歷史上的劣勢程度高？采用7級Likert量表（1=非常低，7=非常高）進行測量，結(jié)果顯示，外部劣勢M劣勢者=6.30，M優(yōu)勝者=2.64，t=18.968，df=98，p＜0.001。熱情決心M劣勢者=6.34，M優(yōu)勝者=2.62，t=18.984，df=98，p＜0.001。證明本研究品牌傳記的操縱能夠準確地傳遞給被試。

（二）研究一（a）：劣勢者品牌傳記影響消費者品牌態(tài)度的中介機制

1. 實驗設(shè)計與流程。研究一旨在檢驗消費者移情在品牌傳記對消費者品牌態(tài)度影響中的中介作用，分（a）、（b）兩部分，分別對應(yīng)劣勢者品牌傳記和優(yōu)勝者品牌傳記研究，采用預(yù)實驗確定的智能手機作為刺激材料。實驗一（a）采用單因素（品牌傳記：劣勢者品牌傳記vs.無品牌傳記）組間實驗設(shè)計，沒有提供任何品牌傳記敘述的作為控制組。因變量是消費者品牌態(tài)度，中介變量是消費者移情，考察劣勢者品牌傳記通過消費者移情對消費者品牌態(tài)度的影響。被試為某高校的學(xué)生，本研究在教學(xué)樓內(nèi)隨機選擇一間教室的學(xué)生參加一組實驗，有效被試79名，被試年齡段為17—29歲，其中女性占53%。

實驗過程分為情境描述與問卷填答。研究者走進某間教室，向?qū)W生說明“您現(xiàn)在正考慮購買一部智能手機”，研究者接著拿出包含劣勢者品牌傳記的故事敘述材料分發(fā)給學(xué)生，學(xué)生們被要求詳細閱讀材料后填答調(diào)查問卷。同樣的實驗流程在另外一間教室重復(fù)實施，唯一的差別就是控制組的材料不包含品牌傳記敘述。待所有被試交回完成的調(diào)查問卷后，研究者向被試解釋實驗的真正目的并向被試致謝。

2. 變量測量與操縱檢驗。品牌傳記的測量采用Paharia等（2011）的量表（α=0.945）；消費者移情的測量采用Escalas和Stern（2003）的量表（α=0.769）；品牌態(tài)度量表源自Perkins和Forehand（2012）的研究（α=0.768）。本研究中所有測量均采用7級Likert量表。

操縱檢驗顯示，M劣勢者品牌傳記=6.29，M無品牌傳記=4.13，t=20.059，df=77，p＜0.001，表明劣勢者品牌傳記和無品牌傳記的故事敘述存在顯著差異，因而劣勢者品牌傳記實驗操縱成功。

3. 實驗結(jié)果及分析。進行獨立T檢驗分析（參見圖2），對因變量品牌態(tài)度的檢驗結(jié)果顯示，M劣勢者品牌傳記=5.40，M無品牌傳記=4.84，t=3.406，df=77，p＜0.01，表明劣勢者品牌傳記主效應(yīng)顯著。對中介變量消費者移情的檢驗結(jié)果顯示，M劣勢者品牌傳記=5.02，M無品牌傳記=4.41，t=3.757，df=77，p＜0.001，劣勢者品牌傳記主效應(yīng)顯著。

進行Bootstrap中介效應(yīng)檢驗（樣本量選擇5 000，95%置信區(qū)間），劣勢者品牌傳記對品牌態(tài)度直接效應(yīng)顯著（LLCI=0.0088，ULCI=0.1632，t=2.2176，p＜0.05）；消費者移情的中介效應(yīng)顯著（LLCI=0.0012，ULCI=0.1017）。因此，消費者移情在劣勢者品牌傳記對消費者品牌態(tài)度的影響中發(fā)揮部分中介作用。至此，本研究的假設(shè)H1a獲得支持。

根據(jù)Baron和Kenny（1986）的方法檢驗消費者移情中介效應(yīng)的穩(wěn)健性。結(jié)果（參見表1）顯示，模型1品牌傳記（0.299**）對品牌態(tài)度的主效應(yīng)顯著；模型2品牌傳記（0.215**）對消費者移情影響顯著；模型3加入中介變量后，品牌傳記（0.182*）和消費者移情（0.548***）仍對品牌態(tài)度有顯著影響，其中品牌傳記（β=0.182）較模型1（β=0.299）的顯著性降低，表明主效應(yīng)和中介效應(yīng)具有穩(wěn)健性。

圖2 劣勢者品牌傳記條件下的消費者移情與品牌態(tài)度

表1 中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗

（三）研究一（b）：優(yōu)勝者品牌傳記影響消費者品牌態(tài)度的中介機制

1. 實驗設(shè)計與流程。實驗一（b）同樣采用單因素（品牌傳記：優(yōu)勝者品牌傳記vs.無品牌傳記）組間實驗設(shè)計，分別為優(yōu)勝者品牌傳記組及沒有提供任何品牌傳記敘述的控制組。被試為某高校的學(xué)生，研究者在教學(xué)樓內(nèi)隨機選擇一間教室的學(xué)生參加一組實驗，有效被試73名，被試年齡段為19—30歲，其中女性占56%。

實驗過程與實驗一（a）基本一致，差別在于提供給被試的是優(yōu)勝者品牌傳記故事敘述材料，實驗內(nèi)容同樣包括情境描述與問卷填答，具體不再贅述。

2. 變量測量與操縱檢驗。品牌傳記的測量采用Paharia等（2011）的量表（α=0.891）；消費者移情的測量采用Escalas和Stern（2003）的量表（α=0.773）；品牌態(tài)度量表源自Perkins和Forehand（2012）的研究（α=0.801）。

操縱檢驗結(jié)果顯示，M優(yōu)勝者品牌傳記=2.75，M無品牌傳記=5.18，t=15.538，df=71，p＜0.001，表明優(yōu)勝者品牌傳記和無品牌傳記故事敘述存在顯著差異，因而優(yōu)勝者品牌傳記實驗操縱成功。

3. 實驗結(jié)果及分析。進行獨立T檢驗分析（參見圖3），對因變量品牌態(tài)度的檢驗結(jié)果顯示，M優(yōu)勝者品牌傳記=5.24，M無品牌傳記=4.86，t=2.425，df=71，p＜0.05，表明優(yōu)勝者品牌傳記主效應(yīng)顯著。對中介變量消費者移情的檢驗結(jié)果顯示，M優(yōu)勝者品牌傳記=5.09，M無品牌傳記=4.65，t=2.410，df=71，p＜0.05，優(yōu)勝者品牌傳記主效應(yīng)顯著。

Bootstrap中介效應(yīng)檢驗（樣本量選擇5 000，95%置信區(qū)間）結(jié)果進一步顯示，優(yōu)勝者

品牌傳記對品牌態(tài)度的直接效應(yīng)顯著（LLCI=-0.2792，ULCI=-0.0399，t=-2.6591，p＜0.01）；消費者移情的中介效應(yīng)顯著（LLCI=0.0170，ULCI=0.0712）。因此，消費者移情在優(yōu)勝者品牌傳記對消費者品牌態(tài)度的影響中發(fā)揮部分中介作用。至此，本研究的假設(shè)H1b獲得支持。

消費者移情中介效應(yīng)穩(wěn)健性（Baron和Kenny，1986）檢驗結(jié)果（參見表2）顯示，模型1品牌傳記（0.280**）對品牌態(tài)度的主效應(yīng)顯著；模型2品牌傳記（0.367***）對消費者移情影響顯著；模型3加入中介變量后，品牌傳記（0.124**）和消費者移情（0.326**）仍對品牌態(tài)度有顯著影響，其中品牌傳記（β=0.124）較模型1（β=0.280）的顯著性降低，表明主效應(yīng)和中介效應(yīng)具有穩(wěn)健性。

圖3 優(yōu)勝者品牌傳記條件下的消費者移情與品牌態(tài)度

表2 中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗

（四）研究二：品牌來源國的調(diào)節(jié)作用

1. 前測。前測的目的是檢驗被試能否準確識別品牌來源國。本研究選擇預(yù)實驗確定的智能手機作為刺激材料。在G7集團中，美國（蘋果）、法國（阿爾卡特）、德國（西門子）、加拿大（黑莓）、日本（夏普等）、意大利（威圖等）六國均擁有知名手機品牌且在中國有售，只有英國沒有知名手機品牌。為了排除消費者先前消費經(jīng)驗和產(chǎn)品知識的影響（Raghubir和Corfman，1999），本研究選擇英國作為發(fā)達國家的品牌來源國，為了排除消費者我族主義的影響，選擇印度作為新興市場國家的品牌來源國，同時均使用虛擬品牌。來自英國的智能手機品牌取名為SunVita；來自印度的品牌按照印地語發(fā)音取名為Shukla。

50名被試閱讀完含有品牌來源國（新興市場國家與發(fā)達國家）信息的智能手機材料后填答問卷。操縱檢驗顯示，M發(fā)達國家=5.44，M新興市場國家=4.48，t（98）=4.861，p＜0.001，表明來自發(fā)達國家和新興市場國家的品牌來源信息存在顯著差異，英國和印度的品牌來源國信息能夠準確地傳遞給被試，證明品牌來源國操縱成功。

2. 實驗設(shè)計與流程。研究二旨在檢驗品牌來源國對品牌傳記影響消費者品牌態(tài)度的調(diào)節(jié)作用，并繼續(xù)考察消費者移情的中介作用。本研究采用2（品牌傳記：優(yōu)勝者品牌傳記vs. 劣勢者品牌傳記）×2（品牌來源國：發(fā)達國家vs. 新興市場國家）組間實驗設(shè)計。被試為某高校的學(xué)生，研究者在教學(xué)樓和圖書館討論室隨機邀請部分學(xué)生參加一個情境實驗，實驗完成后向每名被試贈送一條速溶咖啡表示感謝。有效被試共有217名，其年齡區(qū)間為21—32歲，其中女性占56%。

實驗程序與研究一基本相同，但在實驗開始前增加一個環(huán)節(jié)，首先詢問被試是否知道實驗所選擇的智能手機品牌Shukla和SunVita，結(jié)果沒有被試知道這兩個品牌。具體過程分為情境描述與問卷填答，不再贅述。待所有被試完成并提交問卷后，研究者詢問被試對實驗?zāi)康牡牟聹y，結(jié)果并沒有被試猜測出實驗的目的，實驗結(jié)束后研究者向被試解釋實驗的真正目的并向被試致謝。

3. 變量測量與操縱檢驗。品牌來源國的測量采用Roth和Romeo（1992）的量表（α=0.940），品牌傳記（α=0.839）、消費者移情（α=0.955）和品牌態(tài)度（α=0.934）等變量的測量與研究一相同，不再贅述。

操縱檢驗：品牌傳記的主效應(yīng)顯著，M劣勢者品牌傳記=5.87，M優(yōu)勝者品牌傳記=3.60，F(xiàn)（1,215）=63.21，p＜0.001，表明劣勢者品牌傳記和優(yōu)勝者品牌傳記故事敘述存在顯著差異；品牌來源國的主效應(yīng)顯著，M發(fā)達國家=5.36，M新興市場國家=3.59，F(xiàn)（1,215）=18.70，p＜0.001，表明發(fā)達國家和新興市場國家的品牌來源信息存在顯著差異，證明本研究品牌傳記和品牌來源國操縱成功。

4. 實驗結(jié)果及分析。消費者移情ANOVA檢驗顯示：品牌傳記的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，213）=40.36，p＜0.001；品牌來源國的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，213）=13.94，p＜0.001；品牌傳記和品牌來源國的交互效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，213）=15.27，p＜0.001。品牌態(tài)度ANOVA檢驗顯示：品牌傳記的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，213）=47.45，p＜0.001；品牌來源國的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，213）=11.52，p＜0.01；品牌傳記與品牌來源國的交互效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，213）=25.69，p＜0.001。具體如表3所示。

表3 ANOVA檢驗

消費者移情單純主效應(yīng)檢驗顯示：在品牌來自發(fā)達國家的條件下，優(yōu)勝者品牌傳記的均值顯著高于劣勢者品牌傳記，M優(yōu)勝者品牌傳記=4.29，M劣勢者品牌傳記=1.69，F(xiàn)（1,103）=144.88，p＜0.001；在品牌來自新興市場國家的條件下，劣勢者品牌傳記均值顯著高于優(yōu)勝者品牌傳記，M劣勢者品牌傳記=3.56，M優(yōu)勝者品牌傳記=2.37，F(xiàn)（1,110）=23.63，p＜0.001。具體如圖4所示。

品牌態(tài)度單純主效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示：在品牌來自發(fā)達國家的條件下，優(yōu)勝者品牌傳記的均值顯著高于劣勢者品牌傳記，M優(yōu)勝者品牌傳記=5.10，M劣勢者品牌傳記=2.80，F(xiàn)（1,103）=131.12，p＜0.001；在品牌來自新興市場國家的條件下，劣勢者品牌傳記的均值顯著高于優(yōu)勝者品牌傳記，M劣勢者品牌傳記=4.36，M優(yōu)勝者品牌傳記=3.17，F(xiàn)（1,110）=34.60，p＜0.001。具體如圖5所示。

圖4 不同來源國條件下品牌傳記對消費者移情的影響

圖5 不同來源國條件下品牌傳記對品牌態(tài)度的影響

上述研究已經(jīng)證明，假設(shè)H2a和H2b中關(guān)于品牌來源國對品牌傳記與消費者移情、消費者品牌態(tài)度之間關(guān)系起調(diào)節(jié)作用的推斷得到驗證。

接著檢驗被調(diào)節(jié)的中介模型（陳瑞等，2013；Hayes，2014）。Bootstrap中介檢驗（樣本量選擇5 000，95%置信區(qū)間）結(jié)果進一步顯示：第一，消費者移情中介了品牌傳記和品牌來源國對消費者品牌態(tài)度的交互影響，Bootstrap置信區(qū)間不包含0（LLCI=-0.6164，ULCI=-0.2428），品牌來源國在模型中的調(diào)節(jié)作用再次得到驗證，品牌來源國與品牌傳記的交互效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，212）=20.55，p＜0.001。第二，在品牌來自發(fā)達國家的條件下，消費者移情中介效應(yīng)顯著（LLCI=-0.2644，ULCI=-0.1099）?？刂浦薪樽兞亢螅放苽饔泴οM者品牌態(tài)度的影響顯著（LLCI=-0.3737，ULCI=-0.1452）。第三，在品牌來自新興市場國家的條件下，消費者移情中介效應(yīng)顯著（LLCI=0.0258，ULCI=0.1545）。控制了中介變量后，品牌傳記對消費者品牌態(tài)度的影響顯著（LLCI=0.0314，ULCI=0.3089）。

最后，參照Preacher等（2007）的方法檢驗只有一個中介變量的被調(diào)節(jié)的中介作用的穩(wěn)健性，結(jié)果如表4所示。比較模型3及模型4可以發(fā)現(xiàn)，品牌傳記與品牌來源國的交叉項仍然顯著（β=0.046***），而且消費者移情顯著預(yù)測了品牌態(tài)度（β=0.430***），品牌傳記經(jīng)由消費者移情與品牌態(tài)度的間接關(guān)系顯著（β=0.286**），驗證了被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)的存在。

綜上，研究二支持假設(shè)H2a和H2b，即在品牌來自發(fā)達國家的條件下，優(yōu)勝者品牌傳記（與劣勢者品牌傳記相比）更能提高消費者品牌態(tài)度；在品牌來自新興市場國家的條件下，劣勢者品牌傳記（與優(yōu)勝者品牌傳記相比）更能提高消費者品牌態(tài)度，在此作用路徑中消費者移情起中介作用。

表4 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗

（五）研究三：消費可見度的調(diào)節(jié)作用

1. 前測。前測的目的是確定研究三的刺激產(chǎn)品，其須體現(xiàn)消費者在不同消費情境下做出消費決策的差異，因此該刺激產(chǎn)品消費的公開和私下屬性須適中。運用被他人注意和辨認兩個指標（Bearden和Etzel，1982）對50名MBA被試進行測量，前測結(jié)果顯示，葡萄酒消費的公開屬性和私下屬性適中。其中，被他人注意M服裝=4.58＞M葡萄酒=2.85＞M巧克力=1.64，F(xiàn)（2,147）=16.841，p＜0.001；辨認M巧克力=4.25＞M葡萄酒=3.56＞M服裝=2.85，F(xiàn)（2,147）=5.256，p＜0.05。因此，研究三的刺激產(chǎn)品確定為葡萄酒。

2. 實驗設(shè)計與流程。研究三旨在檢驗消費可見度在品牌傳記對消費者品牌態(tài)度影響中的調(diào)節(jié)作用，同時繼續(xù)考察消費者移情的中介作用。本研究采用2（品牌傳記：優(yōu)勝者品牌傳記vs.劣勢者品牌傳記）×2（消費可見度：公開vs. 私下）組間實驗設(shè)計。被試為某高校四個班級的MBA與EMBA學(xué)生，他們以課堂練習(xí)的形式參加了本實驗，共計238名有效被試，其年齡區(qū)間為29—46歲，其中女性占44%。

研究三的實驗過程與研究二基本相同，并繼續(xù)使用虛擬品牌，取名為天山之珠，刺激材料為天山之珠牌葡萄酒。進行實驗之前研究者首先詢問被試是否知道實驗中的天山之珠牌葡萄酒，結(jié)果表明沒有一個被試知道該品牌。在向被試發(fā)放閱讀材料之前，研究者向被試說明實驗結(jié)束后被試的問卷填答內(nèi)容將在班級內(nèi)逐一公開或是完全保密，以此來操縱消費可見度。

3. 變量測量與操縱檢驗。品牌傳記（α=0.850）、消費者移情（α=0.955）和品牌態(tài)度（α=0.941）等變量的測量與研究一相同，所有變量測量均采用7級Likert量表，不再贅述。

操縱檢驗：品牌傳記的主效應(yīng)顯著，M優(yōu)勝者品牌傳記=4.01，M劣勢者品牌傳記=3.60，F(xiàn)（1,236）=10.083，p＜0.01，表明劣勢者品牌傳記和優(yōu)勝者品牌傳記故事敘述存在顯著差異；消費可見度的主效應(yīng)顯著，M公開=4.13，M私下=3.55，F(xiàn)（1,236）=10.359，p＜0.01，表明在公開情境及私下情境下的品牌態(tài)度信息存在顯著差異，證明本研究品牌傳記和消費可見度操縱成功。

4. 實驗結(jié)果及分析。消費者移情ANOVA檢驗顯示：品牌傳記的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，234）=10.638，p＜0.01；消費可見度的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，234）=19.131，p＜0.001；品牌傳記和消費可見度的交互效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，234）=30.648，p＜0.001。品牌態(tài)度ANOVA檢驗顯示：品牌傳記的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，234）=37.255，p＜0.001；消費可見度的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，234）=11.914，p＜0.01；品牌傳記與消費可見度的交互效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，234）=9.712，p＜0.01。具體結(jié)果如表5所示。

消費者移情單純主效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示：在公開消費情境下，優(yōu)勝者品牌傳記的均值顯著高于劣勢者品牌傳記，M優(yōu)勝者品牌傳記=4.19，M劣勢者品牌傳記=2.58，F(xiàn)（1,106）=33.162，p＜0.001；在私下消費情境下，劣勢者品牌傳記的均值顯著高于優(yōu)勝者品牌傳記，M劣勢者品牌傳記=3.15，M優(yōu)勝者品牌傳記=2.05，F(xiàn)（1,128）=24.695，p＜0.001。具體如圖6所示。

品牌態(tài)度單純主效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示：在公開消費情境下，優(yōu)勝者品牌傳記的均值顯著高于劣勢者品牌傳記，M優(yōu)勝者品牌傳記=4.87，M劣勢者品牌傳記=3.35，F(xiàn)（1，106）=43.193，p＜0.001；在私下消費情境下，劣勢者品牌傳記的均值顯著高于優(yōu)勝者品牌傳記，M劣勢者品牌傳記=4.21，M優(yōu)勝者品牌傳記=2.93，F(xiàn)（1，128）=38.107，p＜0.001。具體如圖7所示。

表5 ANOVA檢驗

圖6 不同消費可見度條件下品牌傳記對消費者移情的影響

圖7 不同消費可見度條件下品牌傳記對品牌態(tài)度的影響

上述分析結(jié)果證明，假設(shè)H3a和H3b中關(guān)于消費可見度對品牌傳記與消費者移情、消費者品牌態(tài)度之間關(guān)系起調(diào)節(jié)作用的推斷得到驗證。

Bootstrap中介效應(yīng)檢驗（樣本量選擇5 000，95%置信區(qū)間下選擇模型8）結(jié)果表明：第一，消費者移情中介了品牌傳記和消費可見度對消費者品牌態(tài)度的交互影響，Bootstrap置信區(qū)間不含0（LLCI=1.1192，ULCI=2.3451），消費可見度在模型中的調(diào)節(jié)作用再次得到驗證，消費可見度與品牌傳記的交互效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，233）=30.9983，p＜0.001。第二，在公開消費情境下，消費者移情中介效應(yīng)顯著（LLCI=0.3490，ULCI=0.9763）。控制了中介變量后，品牌傳記對消費者品牌態(tài)度的影響顯著（LLCI=0.4529，ULCI=1.3257）。第三，在私下消費情境下，消費者移情中介效應(yīng)顯著（LLCI=-0.6763，ULCI=-0.2355）。控制了中介變量后，品牌傳記對消費者品牌態(tài)度的影響顯著（LLCI=-1.2284，ULCI=-0.4573）。

被調(diào)節(jié)的中介作用穩(wěn)健性（Preacher等，2007）檢驗結(jié)果（參見表6）顯示：模型4中品牌傳記對品牌態(tài)度的預(yù)測顯著降低，品牌傳記經(jīng)由消費者移情與品牌態(tài)度的間接關(guān)系顯著（β=0.063**），品牌傳記與消費可見度的交叉項仍然顯著（β=0.029***），而且消費者移情顯著預(yù)測了品牌態(tài)度（β=0.550***），驗證了被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)的存在。

綜上，研究三支持了假設(shè)H3a和H3b，即在公開消費情境下，優(yōu)勝者品牌傳記（與劣勢者品牌傳記相比）更能提高消費者品牌態(tài)度；在私下消費情境下，劣勢者品牌傳記（與優(yōu)勝者品牌傳記相比）更能提高消費者品牌態(tài)度，消費者移情在此作用路徑中發(fā)揮中介作用。

表6 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗

四、結(jié)論與討論

（一）研究結(jié)論

本研究提出并證實了品牌傳記能夠提高消費者品牌態(tài)度，驗證了消費者移情在該作用中的中介效應(yīng)以及品牌來源國與消費可見度對該中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。首先，本研究通過四項實驗反復(fù)證實了品牌傳記有助于提高消費者品牌態(tài)度，同時該作用受到消費者移情的部分中介。其次，當品牌來自發(fā)達國家時，優(yōu)勝者品牌傳記（與劣勢者品牌傳記相比）更能促進消費者移情反應(yīng)，進而提高品牌態(tài)度；當品牌來自新興市場國家（與發(fā)達國家相比）時，劣勢者品牌傳記（與優(yōu)勝者品牌傳記相比）更能促進消費者移情反應(yīng)，進而提高品牌態(tài)度。再次，當消費可見度高（與私下隱秘消費相比）時，優(yōu)勝者品牌傳記（與劣勢者品牌傳記相比）更能顯著促進消費者移情反應(yīng)，進而提高消費者品牌態(tài)度；當消費可見度低（與消費公開可觀察相比）時，劣勢者品牌傳記（與優(yōu)勝者品牌傳記相比）更能顯著促進消費者移情反應(yīng)，進而提高消費者品牌態(tài)度。

本研究的結(jié)果揭示，品牌傳記所傳遞的品牌角色形象與消費者所感知的品牌相關(guān)群體的形象及消費者自我概念相一致時，消費者對品牌傳記的敘事處理才會發(fā)生，進而才會產(chǎn)生移情反應(yīng)，在此情況下，消費者對品牌傳記更感興趣，企業(yè)也能夠更深入地講述品牌傳記。

（二）理論貢獻

第一，探索并驗證了兩類品牌傳記對消費者情感認知活動的影響。本研究通過系列實驗發(fā)現(xiàn)基于品牌傳記的消費者情感認知反應(yīng)并不限于品牌傳記的類型，同時證明了品牌傳記對消費者品牌態(tài)度作用的實質(zhì)是消費者對各類型品牌傳記角色的社會心理加工，從而擴大了對品牌傳記敘事理論理解的范圍。

第二，揭示了消費者移情在品牌傳記營銷領(lǐng)域的作用機制。無論品牌傳記塑造的是劣勢者還是優(yōu)勝者品牌角色，皆能引發(fā)消費者移情反應(yīng)，根據(jù)社會認同理論與自我一致性理論，本研究分析指出移情反應(yīng)的社會心理加工過程是消費者對品牌角色所產(chǎn)生的群體身份聯(lián)想與消費者自我概念相一致所引起的，兩者一致性越高，消費者對品牌傳記的移情反應(yīng)程度就越高，消費者移情對品牌態(tài)度的作用也就越顯著。

第三，豐富了品牌敘事營銷研究領(lǐng)域的理論發(fā)現(xiàn)。作為一種雙向的消費者溝通方式，品牌敘事同時具有以品牌故事有效激發(fā)消費者情感反應(yīng)的優(yōu)勢和作為偽裝式廣告的不足，而品牌敘事營銷有效的關(guān)鍵在于消費者對品牌敘事操縱意圖的感知。本研究基于消費者移情這一心理機制探討了品牌傳記影響消費者品牌態(tài)度的社會心理加工過程，發(fā)現(xiàn)消費者對品牌的群體聯(lián)想與自我概念相一致時，消費者對品牌敘事操縱意圖的感知弱，表現(xiàn)出顯著的移情反應(yīng)，品牌敘事策略效果顯著；如果消費者感知的品牌群體聯(lián)想與自我概念不一致，消費者則可能感知到品牌傳記敘述的操縱意圖。

（三）營銷啟示

本研究的結(jié)論對中國企業(yè)通過品牌傳記有效引發(fā)消費者的移情反應(yīng)，從而成功影響消費者品牌態(tài)度具有重要的營銷策略啟示作用。

第一，中國企業(yè)可以積極運用品牌傳記開展品牌營銷活動。傳統(tǒng)的依賴經(jīng)典認知加工的品牌—消費者溝通方式是建立在消費者通過合乎邏輯的思考對品牌做出評價進而引起信念與態(tài)度改變的基礎(chǔ)上的，以此產(chǎn)生的說服效果往往很有限。根據(jù)本研究的結(jié)論，中國企業(yè)可以增強品牌傳記的想象力與生動性，通過情感線索潛移默化地將品牌形象與理念傳遞給消費者，并在情感上獲得認同，進而使消費者對品牌產(chǎn)生偏好。

第二，中國企業(yè)可以利用新興大國的來源國優(yōu)勢傳遞優(yōu)勝者品牌形象。中國現(xiàn)階段雖然仍屬于新興市場國家，但已經(jīng)成為全球第二大經(jīng)濟體，全球普遍認定中國是快速崛起的大國，中國的發(fā)展是成功的（中國外文局等，2018）。這是中國企業(yè)品牌來源的本質(zhì)屬性。根據(jù)研究二的結(jié)論，在來源國形象較高的情況下，消費者會更偏好優(yōu)勝者品牌，在新時代中國全面復(fù)興的歷史背景下，中國企業(yè)如果仍繼續(xù)停留在追隨者的角色始終扮演劣勢者，將錯失有效的品牌來源國效應(yīng)。因此，中國企業(yè)在國際市場上可以利用具有較高聲譽的來源國優(yōu)勢，有效地傳遞優(yōu)勝者品牌形象，進而影響消費者的品牌態(tài)度。

第三，企業(yè)品牌傳記營銷應(yīng)與目標市場產(chǎn)品消費情境的定位相協(xié)調(diào)。研究三結(jié)果表明，消費者在私下消費時對劣勢者品牌反應(yīng)更積極，但在公開消費時更喜歡優(yōu)勝者品牌。因此，當企業(yè)在目標市場中定位其產(chǎn)品為公開消費時，需將社會群體的影響納入營銷決策，企業(yè)應(yīng)通過在社會群體中成功塑造優(yōu)勝者品牌形象來影響消費者品牌態(tài)度。相比之下，如果產(chǎn)品在目標市場中被視為私人消費品，那么以劣勢者品牌形象影響消費者品牌態(tài)度就具有更大的意義，同時在此情況下，面向社會群體的營銷努力并不值得投入太多。

（四）未來研究方向

第一，品牌傳記的內(nèi)容結(jié)構(gòu)有待進一步厘清。雖然已有研究揭示了混亂的時間順序和因果邏輯關(guān)系會導(dǎo)致說服效果差（Escalas，2007），但除了品牌傳記自身的內(nèi)容結(jié)構(gòu)外，題材、表述方式、詞藻的豐富性等都是獨立存在且不能忽略的重要因素。第二，探索在不同的媒體形式下，品牌傳記與消費者品牌態(tài)度的關(guān)系是否存在差異。品牌傳記需要借助傳播媒體來聯(lián)結(jié)消費者，音視頻類媒體形式與文字圖片類媒體形式對應(yīng)的分別是“直接提供”故事圖式與“自我生成”故事圖式（Kim等，2017），它們有可能使品牌傳記對品牌態(tài)度的作用存在差異。第三，分析不同的品牌地位（brand status）對品牌傳記與品牌態(tài)度關(guān)系的相對影響。探清品牌地位的高低能否對此關(guān)系形成干擾，將能更精確地揭示品牌傳記的作用，為企業(yè)品牌傳記營銷提供確切指導(dǎo)。