广告情绪对享乐性产品品牌态度的影响研究

■温孝卿 王碧含

一、引言

中国经济近年来一直保持高速增长。城镇居民恩格尔系数逐年下降，人们用在生活必需品上的开支不断减少，教育娱乐等方面的花费则逐渐增加。在这一社会经济背景下，消费需求正发生显著变化。消费者购买产品已不仅为了物质满足，也开始希望获得心理满足和精神快乐。另外，随着社会竞争日趋激烈，很多消费者希望通过消费行为达到减压目的。追求快乐已成为越来越多的消费行为的直接目标。目前，旅游、电影、电视、音乐、网游以及新兴的手工diy等行业的蓬勃发展都印证了这一点。这些行业所提供产品的共同特征是：为消费者提供的核心价值是快乐。凡具有该特征的产品都可以称之为享乐性产品。

享乐性产品的概念最早是由Hirschman和Holbrook提出的。他们认为，人们消费不仅出于想解决问题的目的，也可能会追求奇思妙想、感觉或快乐。而享乐性产品的消费就包含“消费者行为中、与个体的产品体验相关的多重感觉、想象及情感”［1］。在此基础上，Ahtola（1985）提出消费行为包括实用性和享乐性两方面。经过30余年发展，学术界对享乐性产品的研究主要集中在对其概念的界定［2］；对快乐来源及影响因素的分析［3］；对消费者主动追求快乐的行为进行研究等方面［4］。但目前对享乐性产品广告设计、广告信息传递、广告引发的情感、认知及行为方面的研究则较少［5］。

广告是非人际沟通的促销方式，其本质是产品、服务或概念的说服性信息。广告可增强顾客对企业及产品的反应，提高品牌忠诚度并从竞争对手处争夺客源。企业经营活动中经常使用广告在顾客心中建立对产品或服务的基本认知。企业为留住顾客，必须在广告上保持投入（Janda等，2001）。市场经营实践也证明了这一点。近年全球广告支出不断增加。据世界最大广告公司WPP旗下的GroupM发布的报告显示，2014年全球广告支出增长率预计为4.6%，预计广告支出总额为5310亿美元。

为提高资金使用效率、增强广告效果，研究广告态度的形成及影响因素尤为重要。因为消费者行为研究表明，个体广告态度对广告效果具有显著影响（Mitchell等，1981）。在广告态度的形成中，情绪起着关键作用（Edell等，1987）。广告信息的情感维度和认知维度是相互交织、而非分离的（Burke等，1989），那么广告引起的情绪反应和认知反应如何相互作用？对个体行为有怎样的影响？由于享乐性产品广告利用消费者情绪对其进行说服是非常有效的［6］，因此为探索广告引发的情绪与认知反应之间的作用机制，本研究选择享乐性产品广告作为研究对象，分析情绪对广告态度和品牌态度的影响，并以目前广告研究领域得到最广泛支持的广告态度作用模型DMH模型为基础，研究品牌态度对购买意向的影响。

二、理论回溯

（一）享乐性产品

1.享乐性产品概念。虽然Hirschman和Holbrook描述了享乐性产品的含义，但很多学者为了便于实验研究而对概念进行了再次界定。目前存在两种界定方法：一是基于产品的方法，即通过与实用性产品的比较，描述享乐性产品的内涵［2］。该方法缺陷在于，很多产品同时具有实用性和享乐性特征。二是基于目标的观点，即关注个体消费产品时追求的是实用性还是享乐性目标［7］。该观点将产品视为获得快乐的手段，与实际相一致；同时也避免了基于产品比较的研究中可能发生的混淆。

2.快乐来源及影响因素。快乐来源可以分成两类：产品本身以及与产品有关的个人经历。当快乐源自产品本身时，产品设计方面的美感（Norman，2004）、 消 费 产 品 时 的 体 验 （Boven等，2003）以及个体对快乐本质的定义（Newman等，2011），都会影响快乐的产生；当快乐源自与产品有关的个人经历时，个体预期（Wilson等，1992）、对消费体验的卷入度（LaTour等，2010）会影响快乐的产生。

3.消费者主动追求快乐的行为。除被动得到并体验快乐外，消费者也会主动追求快乐。个体对未来快乐的预测（Gilbert等，2002）、对目前消费体验的厌腻或适应（Wang等，2009）、个体的内在生理状态（Ditto等，2006）都会影响个体产生主动追求快乐的行为。

通过文献回顾可以发现，目前享乐性产品研究多集中在概念内涵及快乐的影响因素，但基于企业视角的、享乐性产品营销决策方面的研究较少。例如享乐性产品广告设计、广告信息传递、广告引发的情感、认知及行为方面的研究较少［5］。

（二）DMH模型

Shimp（1981）认为个体的广告态度对其品牌态度和购买意向具有调节作用。在此基础上，Mackenzie等学者（1986）提出了DMH模型（Dual Mediation Hypothesis）。他们研究发现，广告态度直接影响品牌态度，并通过品牌属性评价间接影响品牌态度。这些基于情感或认知的品牌态度，又会影响购买意向。DMH模型是迄今为止得到了最广泛支持的广告态度作用模型（Cynthia等，1995）。然而该模型也有其问题所在。首先，只将品牌态度视为购买意向唯一的直接影响因素，没有考虑广告态度对购买意向可能的影响。本研究认为广告态度受卷入度调节，对购买意向可能存在影响。

Petty等（1983）认为，高卷入个体暴露于说服性信息时，会对中心信息进行有目的的、理性的处理（编码、复述、精细化）；而低卷入个体则通过边缘线路处理信息进而做出决策，即个体并非基于对产品信息的认真思考，而只是通过边缘线索得出结论。广告态度就是一种边缘线索。例如，Droge（1989）认为“广告态度专门作为边缘线索发挥作用”；MacKenzie等（1992）认为动机增强会减弱边缘线索对品牌态度的影响，在其研究中也是将广告态度设置为边缘线索。由此可推断：低卷入下广告态度作为边缘线索将直接影响购买意向；高卷入下这一关系则不成立。除没有考虑广告态度对购买意向的可能影响外，DMH模型的另一缺陷在于：只研究了个体对广告信息的认知反应，忽视了情绪在说服过程中所起的重要作用。

（三）广告引发的情绪和认知反应

个体对刺激物可能产生各种情绪反应。本文的 “情绪”是指个体暴露于广告时产生的感觉，而非暴露于广告之前的心情、感觉、情绪。广告信息能引起个体情绪反应［8］和认知反应［9］。Holbrook等（1987）提出，广告态度和情绪调节广告内容对品牌态度的影响。Burke等（1989）发现，情绪不仅直接影响广告态度和品牌态度，而且通过品牌属性评价，间接影响品牌态度。Stayman等（1988）也认为，情绪的力量并非总为广告态度所调节。

通过文献回顾可以发现，学者们在研究广告引发的情绪和认知反应时，没有将这两个变量与个体的行为联系在一起。认知、情感和行为是个体心理结构中最重要的三个系统。脱离对行为、认知、情感进行的研究，无论从积极心理学或消费者行为学的理论视角，还是从企业营销的实践视角来考察，都是有所缺憾的。为此，本文以享乐性产品广告为研究对象，探索情绪与认知反应之间的关系，并结合DMH模型研究品牌态度对购买意向的影响；同时，将卷入度作为协变量纳入模型，分析了广告态度对购买意向的影响。

三、研究设计

（一）研究假设

本研究认为：享乐性产品广告引发的情绪对品牌态度存在直接影响，并通过广告态度和品牌属性评价间接影响品牌态度。广告态度除直接影响品牌态度外，也通过品牌属性评价对其存在间接影响。根据DMH模型，个体对享乐性产品的品牌态度，影响其购买意向。对低卷入个体而言，广告态度也影响购买意向，但在高卷入情境下这一关系不成立。上述分析可以概括为下列研究假设：

H1a：享乐性产品广告引发的情绪直接影响品牌态度。

H1b：享乐性产品广告引发的情绪通过广告态度间接影响品牌态度。

H1c：享乐性产品广告引发的情绪通过个体对品牌属性的评价，间接影响品牌态度。

H2a：个体对享乐性产品广告的态度直接影响其品牌态度。

H2b：个体对享乐性产品广告的态度通过其品牌属性评价，间接影响品牌态度。

H3：个体对享乐性产品品牌的态度影响其购买意向。

H4：个体享乐性产品广告态度对其购买意向的影响受卷入度的调节。低卷入个体广告态度影响购买意向，在高卷入的情境下这一关系则不成立。

（二）前测

本研究共进行了四次前测，首先确定享乐性产品种类。结果表明，旅游产品具有明显的享乐性特征（α＝0.92，M＝4.96）。其次，为确定研究中使用的品牌，我们根据2013福布斯大陆旅游业最发达城市排名，并综合考虑各地的入境游和国内游人数、旅游收入，提出十个品牌（北京、上海、广州、成都、南京、重庆、杭州、苏州、天津、武汉）。最终成都由于品牌熟悉度和分布较宽泛的态度分值而被选中（M＝5.06，SD＝1.50）。另外，成都是知名旅游目的地，被试可能对成都有一定了解，因此引入品牌熟悉度作为协变量以排除干扰。第三，确定研究中使用的广告。“快城市，慢生活，闲不住的休闲成都”［10］因为最明显的引发了被试情绪反应（M＝5.31，SD＝0.63）而被选中。为减少品牌属性设定时的主观性，本研究进行了第四次前测。研究者请被试写出当其选择旅游目的时会考虑的所有因素，并按重要程度排序。测试结束后，由两名旅游管理专业的研究生分别独立对所有资料进行汇总归纳，各总结出8种属性。之后两人交换各自结论，对不一致处进行交流探讨，最终达成一致并根据测试广告的内容，将品牌属性减至6种（内容见变量测量部分）。

（三）样本选择

在正式调查中，本研究选取天津财经大学旅游系本科生作为调查对象，采用随机抽样的方式，抽取297个初选样本。因为相同专业的学生知识结构和思维方式较接近，这可在一定程度上排除年龄、职业、学历、消费经验等因素的干扰，具有较高的内部效度。本研究采取问卷调查方式，利用面谈法收集资料，经过筛选后获得有效问卷289份。被试年龄在19-23岁之间，男性135人，女性154人。

（四）变量测量

本研究对核心概念和协变量都采用Likert七分量表测量，在已有量表基础上结合研究情境进行改编，“1”代表对该语句“完全不同意”，“7”代表“完全同意”。我们分别采用Mehrabian和Russell（1974）开创的PAD量表、Holbrook（1991）的广告态度量表、Holbrook（1987）的品牌态度量表、Dodds等 （1991） 的购买意向量表、Katen等（1993）的品牌熟悉度量表、Laurent等（1985）的卷入度量表，测量情绪、广告态度、品牌态度、购买意向、品牌熟悉度和产品卷入度。另外，我们利用前测得到的“风景名胜众多、风景名胜景色优美、气候宜人、美食众多、有吸引力的娱乐活动、深厚的历史文化底蕴”六个Likert七分量表测量品牌属性。

四、研究结果

（一）变量的信度和效度分析

1.信度分析。本研究采用SPSS对变量进行信度分析。结果显示，情绪（α＝0.8917）、广告态度（α＝0.8846）、品牌态度（α＝0.9265）、购买意向（α＝0.8919）、品牌熟悉度（α＝0.8097）、品牌属性评价（α＝0.8625）、卷入度（α＝0.9470）都超过0.7的标准，且各问项的CI-TC值都大于0.5，说明各变量均达到较好的内部一致性信度。

2.效度分析。本研究对关键变量进行了建构效度、收敛效度和区别效度的检验。结果表明，情绪和广告态度的KMO值为0.831，通过Barlett’s球形检验（p＝0.000）。用主成分分析法，以特征跟1为标准来截取数据。19个问项清晰地载荷在两个因子上，累积方差解释比例71.783%；品牌属性评价和品牌态度的KMO值为0.814，通过Barlett’s球形检验 （p＝0.000）。10个问项载荷为两个因子，累积方差解释比例82.674%。购买意愿的KMO值为0.708，通过Barlett’s球形检验（p＝0.000）。3个问项载荷为一个因子，累积方差解释比例83.831%。检验结果说明各核心变量量表具有较好的建构效度。所有问项的因子载荷值都大于0.5（P＝0.000），且都通过了t值检验。各变量的AVE值均超过了0.5，说明量表具有良好的收敛效度。另外，所有潜变量AVE值的平方根均大于各个变量间相关系数的绝对值，说明因子间区别效度较好。

（二）多变量方差分析

为了分析卷入度和品牌熟悉度两个协变量的影响，本研究首先使用了多变量协方差分析的方法，将广告态度、品牌态度、购买意向、品牌属性评价作为多元因变量，将情绪作为自变量，并纳入两个协变量的完全模型分析结果显示，情绪和品牌熟悉度及卷入度之间均存在显著交互作用（sig值小于0.05），不满足斜率同质性假设，因此不能进行协方差分析。最终，我们采用单因素多变量方差分析的方法探讨了由于卷入度和品牌熟悉度的存在，情绪、品牌属性评价、广告态度、品牌态度、购买意向受到的影响。

1.不同卷入水平下多变量方差分析。根据本研究的量表设计特点，我们将卷入度分值大于或等于5分的定义为高卷入，小于5分的定义为低卷入。本研究在不同卷入水平下进行了多变量方差分析，发现卷入不同的个体，其观看广告后引发的情绪、广告态度、品牌态度、品牌属性认知和购买意向均存在显著差异。具体结果如表1所示。

表1 不同卷入度水平下多变量方差分析

2.不同品牌熟悉度水平下多变量方差分析。根据本研究的量表设计特点，我们将品牌熟悉度大于或等于5分的定义为高熟悉度，小于5分的定义为低熟悉度。本研究在不同品牌熟悉度水平下进行了多变量方差分析，发现对成都熟悉度不同的个体，其情绪、广告态度、品牌态度、品牌属性认知和购买意向均无显著差异。因此我们在构建结构方程模型时，仅纳入了“卷入度”这一协变量。具体结果如表2所示。

表2 不同品牌熟悉度水平下多变量方差分析

（三）结构方程分析

研究模型的检验。本研究使用Amos17.0对研究模型进行分析，确认模型的拟合度，同时估计模型参数。检验结果如下：CMIN＝6.986，DF＝3，CMIN/DF＝2.329， 拟合指标GFI、AGFI、NFI分别 为 0.967、0.924、0.942，RMSEA、RMR 分 别 为0.035、0.028。从上述数据可以看出，研究模型的拟合度较好，适于进行分析。

研究假设的检验。

1.高卷入下研究假设的检验。模型的路径参数检验结果表明，假设H1a（情绪→品牌态度）、H3（品牌态度→购买意向）和H4（广告态度→购买意向）通过了检验。H2a（广告态度→品牌态度）没有通过，因此广告态度无法作为中介变量影响情绪和品牌态度之间的关系，即H1b（情绪→广告态度→品牌态度）没有通过检验。

表3 高卷入下模型的路径参数检验

为了在高卷入下检验情绪与品牌态度间的中介效应，我们采用温忠麟等人（2004）的方法，利用AMOS进行了分析。设X为自变量（情绪），Y为因变量（品牌态度），M为中介变量（品牌属性评价），则中介关系可以用回归方程表示如下：Y＝cx+e1；M＝ax+e2；Y＝c'x+bM+e3。采用bootstrap（自抽样5000次）运算结果表明，c、a、b、c'的估计值都达到了显著性，说明中介效应显著。c＝0.237，a＝0.260，b＝0.502，c'＝0.106。 中介效应与总体效应的比例＝a×b/c＝55.31%，说明中介效应占总体效应的比例为55.31%，H1c通过检验。

在分析广告态度与品牌态度间的中介效应时发现，除了直接效应系数c'之外，c、a、b的估计值都达到了显著性，说明广告态度对品牌态度虽然没有直接影响，但存在完全中介效应。即H2b（广告态度→品牌属性评价→品牌态度）通过了检验。

表4 低卷入下模型的路径参数检验

2.低卷入下研究假设的检验。模型的路径参数检验结果表明，假设H1a（情绪→品牌态度）、H2a（广告态度→品牌态度）、H3 （品牌态度→购买意向）和H4（广告态度→购买意向）通过了检验，且各路径系数都较高。品牌属性评价→品牌态度这一路径系数不显著，因此情绪和广告态度都无法通过品牌属性评价影响品牌态度，即假设H1c、H2b没有通过检验。

为了检验低卷入下情绪与品牌态度间的中介效应，我们采用温忠麟等人的方法，采用AMOS进行了分析。设X为自变量（情绪），Y为因变量（品牌态度），M为中介变量（广告态度），则中介关系可以用回归方程表示如下：Y＝cx+e1；M＝ax+e2；Y＝c'x+bM+e3。采用bootstrap（自抽样5000次）运算结果表明，当中介变量为广告态度时，c、a、b、c'的估计值都达到了显著性， 说明中介 效 应 显 著 。c＝0.435，a＝0.407，b ＝0.483，c'＝0.238。中介效应与总体效应的比例＝a×b/c＝45.19%，说明中介效应占总体效应的比例为45.19%，H1b通过。

假设检验结果的讨论。个体的产品卷入水平一直被认为是购买决策的重要调节因素（Celsi和Olson，1988）。本研究结果证明了这一点。对不同卷入水平下研究假设的检验可发现，无论卷入水平如何，情绪都对品牌态度存在着直接及间接影响。然而，低卷入下情绪对品牌态度的直接影响超过了高卷入的情况。这可能是因为高卷入下的认知努力所带来的基于信息的说服效应比情感调节更加重要，而低卷入的情况则相反（Greenwald和Leavitt，1984）。

在情绪对品牌态度的间接影响中，卷入水平不同，产生间接影响的中介变量不一样。高卷入下，情绪通过品牌属性评价影响品牌态度；而低卷入下，情绪通过广告态度影响品牌态度。究其原因，可能卷入水平不同，个体对信息的加工处理具有明显差异。高卷入下态度通过中枢线路形成，即个体比低卷入时更集中地收集产品信息并对关键信息进行有目的、理性的处理，不会通过边缘线索简单得出结论。因此广告引发的情绪只能通过影响个体的品牌属性评价，间接影响品牌态度；而低卷入下态度通过边缘线路形成，即缺乏认知努力的低卷入个体通常只根据边缘线索形成态度。因此，情绪只能通过影响广告态度间接影响品牌态度。

另外，H3和H4在不同卷入水平下也都通过了检验。只是低卷入下品牌态度对购买意向的影响略小于高卷入的情况。这可能是由于低卷入下，购买意向除受品牌态度影响之外，还受到广告态度的影响；而高卷入下购买意向则不受广告态度的影响。

五、结论

本文以享乐性产品广告作为研究对象，研究发现广告引发的情绪对品牌态度具有直接和间接影响。直接影响的存在说明，广告引发的情绪反应无法完全被个体的品牌属性评价或广告态度所抵消。如果在研究消费者广告反应时不考虑情绪的作用，只测量广告态度或品牌属性评价，无疑是偏颇的。情绪对品牌态度的间接影响在不同卷入水平下通过不同的中介变量实现。

对享乐性产品企业或广告人而言，首先必须高度重视情绪的重要性及价值。广告诉求的确定、内容的安排、说服信息的效价、文案的撰写、模特的选择等与广告设计有关的问题，都应考虑其对消费者情绪的影响。广告制作完成后的广告效果测试中，除了广告态度、品牌态度等指标，还应加入广告所引发的情绪以及它对个体认知、行为等因素的影响测试。

其次，当享乐性产品企业面对具有不同卷入水平的目标市场时，相同的说服策略通过不同机制发挥作用。对低卷入消费者而言，情绪通过广告态度间接影响品牌态度。低卷入个体态度的形成不是基于对产品信息的认真思考，只是通过边缘线索得出简单结论。广告态度就是一种边缘线索。那么如何使消费者建立更积极的广告态度？享乐性产品旨在引起个体对体验因素的兴趣（Dhar等，2000）。因此广告设计中情感诉求比理性诉求能够引发更加积极的广告态度（Stafford等，1995）。企业可以针对低卷入市场设计情感诉求为主的广告，以获得更积极的广告态度。这不仅利于强化情绪对品牌态度的间接影响，而且也利于提高低卷入个体的购买意向。

当个体卷入水平较高时，情绪通过品牌属性评价间接影响品牌态度。高卷入个体态度的形成是基于对中心信息进行有目的的、理性的处理。高卷入使得消费者倾向于寻找理性信息，以满足其对有形的、与产品有关的信息的需要（Kotler等，1999）。因此高卷入个体对享乐性产品的品牌属性评价必然是通过中枢渠道对产品信息精细化处理之后形成的。企业可以针对高卷入市场使用理性诉求进行广告信息安排，这样可以获得积极的品牌属性评价，进而增强情绪对品牌态度的间接影响。当然，对于享乐性产品中的新品牌或新产品而言，消费者在做出最终购买决策之前要经历知晓、识别、态度形成等一系列阶段。因此享乐性新品牌或新产品的广告诉求也应该随着时间推移加以改变，以符合消费者态度的这一连续变化。

本研究结果表明，在享乐性产品领域，品牌态度对购买意向具有显著影响。这一与DMH模型一致的结论说明，品牌态度对购买意向的影响具有稳定性。在品牌态度的研究中，消费者过去的体验、广告、企业形象是品牌态度的决定因素（Suh，2006）。由于本研究框架是广告引发的情绪对品牌态度的影响，因此并没有将消费者过去的体验和企业形象这两个变量纳入到模型中。但是对享乐性产品生产企业而言，应该通过为消费者提供高质量体验、建立良好口碑效应、改善企业形象等策略，增强消费者的品牌态度，进而达到提高其购买意向的目的。

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