品牌锚定效应对其延伸品牌幸福感的影响研究

吴薇

摘要：品牌延伸策略是现在企业营销中常采用的策略，研究延伸品牌幸福感对于企业品牌建设具有非常重要的意义。文章基于消费剩余视角，构建品牌锚，消费剩余与其延伸品牌幸福感的的概念模型，分析品牌锚定效应对其延伸品牌幸福感的影响机理。研究结果表明，与低锚品牌相比，高锚品牌能使消费者对其延伸品牌产生更高的幸福感，消费剩余在其中起中介作用，涉入度起调节作用，与高涉入度消费者相比，低涉入度消费者的品牌锚定效应对其延伸品牌幸福感的更显著。

关键词：品牌锚定效应；消费剩余；涉入度；品牌幸福感

中图分类号：F274       文献标识码：A  文章编号：1005-6432（2023）26-0000-04

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2023.26.000

1.引言

幸福是中国梦的具体表现之一。近几年来，经济学，社会学家，心理学家都在积极的探讨如何衡量幸福感和提高幸福感。营销界提出消费是幸福感的重要来源，品牌可以为消费者带来幸福感。在实践中，很多品牌运用幸福感营销，如2018年唯品会年货节广告《幸福就是要在一起》，从幸福出发，凭借回家过年引起人们的共鸣，打感情牌淡化了商业感，也让人們对唯品会这个品牌有了幸福感；知名 O2O 蛋糕的品牌是“幸福西饼店”；江苏卫视的品牌定位是“情感世界 幸福中国”等。品牌幸福感会提高消费者的忠诚度，从而引发一系列的行为，如积极口碑的传播，购买频率和数量增多，溢价购买等等。品牌幸福感所带了的上述消费行为都是营销者希望发生的，因此如何提高品牌的幸福感成为了许多营销者迫切想要了解的问题。

现阶段关于品牌幸福感的研究尚处于初始阶段，主要集中在品牌幸福感的测量与维度等方面，探讨延伸品牌幸福感的研究还比较少。然而，品牌延伸策略是现在企业营销中常采用的策略，研究延伸品牌幸福感对于企业品牌建设具有非常重要的意义。文章正是从这一角度出发，基于消费剩余理论，探讨品牌锚定效应对其延伸品牌幸福感的影响，构建概念模型，运用情景模拟实验收集数据，进行实证研究，以期更加全面深入地探究影响延伸品牌幸福感的因素， 为企业营销策略的制定提供实践指导和理论依据。

2.文献回顾和假设的提出

2.1锚定效应

锚定效应最早是由Tversky 和 Kahneman 提出的，锚定效应影响着人们的决策，当人们无法区别问题的答案与锚定数值时，会直接给出锚值的答案。锚定效应常常发生在模糊决策中。在消费过程中，品牌、价格、包装都可以成为锚。依据戴曼雅的实验研究，把锚定效应分为高锚和低锚。所谓“高锚”是“锚”所呈现的产品信息，使消费者对该产品产生的价格预期，高于其实际价格；而 “低锚”是“锚”所呈现的产品信息，使消费者产生的价格预期，低于其实际价格。不同的锚，会产生不同的结果。

2.2锚定效应和延伸品牌幸福感

根据锚定效应，对于高锚的产品，消费者会产生较高的价格估计和高端的质量感知，感到生活质量的提高，自我感知的提升，产生更多的积极情绪，从而对其延伸品牌幸福感会提升；而对于低锚产品，消费者会产生较低的价格估计和低廉的质量感知，感到生活质量的降低，自我感知的下降，产生低端的情绪，对其延伸品牌产生较低的幸福感。基于以上分析，提出以下假设：

H1：与低锚品牌相比，高锚品牌能使消费者对其延伸品牌产生更高的幸福感

2.4消费剩余的中介作用

对于高锚产品而言，消费者对该产品产生的价格预期，高于其实际价格，消费剩余比较多，消费者瞬间的积极体验增加，从而延伸品牌幸福感得到提升；而对于低锚产品，消费者产生的价格预期低于其实际价格，消费者产生消费剩余比较少甚至为负，消费者瞬间的积极体验减少，从而延伸品牌幸福感也减少。基于以上分析，提出以下假设：

H2：消费剩余在品牌锚定效应与其延伸品牌幸福感的影响之间起中介作用

2.5产品涉入度的调节作用

根据精细加工可能性模型（ELM 模型），消费者遵循中心路径或边缘路径对信息进行处理，路径的选择主要取决于人们对信息加工的涉入程度、信息论述力度和信息源特征。当消费者是低涉入度时，消费者往往启动边缘路径对信息进行处理，此时他不会投入过多的精力对信息内容进行精细加工，而是根据母品牌表面的锚定信息，从而形成延伸品牌的幸福感知；但当消费者是高涉入度时，消费者往往启动中心分析路径，收集大量信息，谨慎地进行信息处理和评估，此时他将思维的重点放在说服性信息的内容上，信息内容本身对接收者的态度产生更大的影响进行分析，最后形成对品牌的幸福感知，受锚的影响较小。

H3：与高涉入度消费者相比，低涉入度消费者的品牌锚定效应对其延伸品牌幸福感的更显著

文章采用2个实验对假设进行检验。实验1的目的主要是检验品牌锚定效应对其延伸品牌幸福感的主效应以及消费剩余的中介作用。实验2在进一步验证品牌锚定效应对其延伸品牌幸福感的主效应的基础上，检验涉入度的调节作用。

3. 实验1

3.1实验的设计

2020年5月21日至5月22日在南昌航空大学征集120名被试者，随机分配到高锚组和低锚组，剔除8份无效问卷，共收集问卷112份，男生57份，女生55份，平均年龄20.5，方差1.4。

3.2实验的步骤以及变量的测量

第一步，锚的操控。本研究共两个实验情境，高锚品牌实验和低锚品牌实验情景。在高锚品牌组，向被试提供阿迪达斯运动鞋的照片，参数以及产品价格。在低锚品牌组，向被试展示361度运动鞋的照片，参数以及产品价格。 阅读完上述实验材料后，向两组消费者呈现一款先前图片品牌所创立新品牌TN的运动鞋及参数，请消费者估计运动鞋价格，然后再呈现出该运动鞋的真实价格688元。为了避免其他因素对实验结果的干扰，所需估价的运动鞋除了品牌不同，运动鞋的图案与参数都是相同的。

第二步，延伸品牌幸福感的测量。被试者在估计完运动鞋的价格后，再呈现出该运动鞋的真实市场价格688元，并对延伸品牌幸福感进行测量。品牌幸福感的测量参考郭昭宇的量表。采用李克特五点量表测量。

第三步，消费剩余的测量。根据消费者剩余的定义及谭平对消费者剩余的测量并采用李克特五点量表测量。

第四步，控制變量。选择品牌熟悉度，品牌喜爱度作为控制变量。根据 Alba 和 Hutchinson的研究，通过“你是否曾经使用或者听说过该品牌的产品以及你对该品牌的熟悉程度”进行测度。品牌熟悉度和品牌喜爱度均采用五点李克特量表。

3.3数据的分析

3.3.1 信效度分析

延伸品牌幸福感和消费剩余量表的Cronbachs α系数分别为0.978和0.964，均大于0.8，具有良好的信度。延伸品牌幸福感的KMO值为0.886，大于0.7，且总方差解释为90.387%，适合做因子分析，因子荷载都大于0.7，AVE值为0.9035，大于0.5，具有良好的聚敛效度。消费剩余的量表KMO值为0.904，大于0.7，且总方差解释为85.489%，适合做因子分析，因子荷载都大于0.7，AVE值为0.855，大于0.5，具有良好的聚敛效度。延伸品牌幸福感和消费剩余量表的AVE的平方根分别为0.951和0.925，均大于两个量表的相关系数为0.754，故量表具有良好的区别效度。

3.3.2 锚定效应操控检验

通过单因素方差分析得到，高锚组的产品估计价格显著高于低锚组的产品估计价格（M高=1328.07，M低=295.63，F（1，111）=349.481，p=0.000<0.01），故品牌锚的高低操控成功。

3.3.3 T检验

以锚的高低为分组变量，延伸品牌幸福感为检验变量进行独立样本t检验。高锚组的延伸品牌幸福感显著高于低锚组（M高=3.86，M低=2.11，t（111）=10.187，p=0.000<0.01）。故假设H1成立。以锚的高低为分组变量，消费剩余为检验变量进行独立样本t检验。高锚组的消费剩余显著高于低锚组的消费剩余（M高=3.87，M低=2.04，t（111）=11.306，p=0.000<0.01）。

控制变量：高锚组和低锚组的品牌熟悉度（t（111）=0.857，p=0.394>0.1）和品牌偏爱度（t（111）=0.661，p=0.510>0.1）亦无显著差异。

3.3.4 中介作用

首先按照温忠麟等分步回归对中介作用进行检验：一是以品牌锚为自变量，延伸品牌幸福感为因变量，建立模型1，回归系数为1.750，p<0.001，显著；二是以锚为自变量，消费剩余为因变量，建立模型2，回归系数为1.83，p<0.001，显著；：三是以锚和消费剩余为自变量，延伸品牌幸福感为因变量，建立模型3，消费剩余的回归系数为0.976显著，权力感的回归系数降为-0.306，且不显著，故消费剩余完全中介品牌锚定效应对其延伸品牌幸福感的影响，结果如表1所示。

VIF值都小于10，说明多重共线性问题很小。按照Zhao X（2013）运用SPSS中的Processv3.4插件再次验证中介效应，选择选择model 4和5000样本量进行中介分析。以延伸品牌幸福感为因变量，品牌锚为自变量，消费剩余为中介变量得到如下表2，95%的置信区间下间接效应为1.7857，LLCI和ULCI的区间为[1.4258，2.1807]，不包括0，直接效应为-0.0357，LLCI和ULCI的区间为[-0.2334 ，0.1621]，包括0，故消费剩余完全中介品牌锚定效应对其延伸品牌幸福感的影响，假设H2成立。

4. 实验2

4.1实验的设计

实验2采用2（高锚vs低锚）╳2（涉入度强vs弱）组间的设计进一步验证品牌锚定效应对品牌幸福感的主效应以及消费剩余的中介作用的基础上以及检验品牌信念的调节作用。

2020年9月12日至9月18日在江西财经大学征集150名被试者，随机分配到高锚组和低锚组，剔除14份无效问卷，共收集问卷136份，男生70份，女生66份，平均年龄21.7，方差1.7。

4.2变量的测验与实验步骤

第一步，锚定效应的测量。本研究共两个实验情境，高锚品牌实验和低锚品牌实验情景。在高锚品牌组，向被试提供苹果笔记本电脑的参数信息以及产品价格。在低锚品牌组，向被试神舟笔记本电脑参数信息以及产品价格。 阅读完上述实验材料后，向两组消费者呈现一款先前图片品牌所创立新品牌SP的笔记本及参数，请消费者估计笔记本电脑的价格。

第二步，延伸品牌幸福感和消费剩余的测量。被试者在估计完运动鞋的价格后，再呈现出该笔记本电脑的真实市场价格8598元，并对延伸品牌幸福感的测量和剩余价值的测量与实验1相同。

第三步，涉入度的测量。参照 Zaichkowsky涉入度的量表。

第四步，控制变量的选取同实验1。

4.3数据的分析

4.3.1 信效度分析

延伸品牌幸福感，消费剩余和涉入度量表的Cronbach α系数分别为0.914，0.909和0，923，均大于0.8，具有良好的信度。延伸品牌幸福感的KMO值为0.864，大于0.7，且总方差解释为72.263%，适合做因子分析，因子荷载都大于0.8，AVE值为0.722，大于0.5，具有良好的聚敛效度。消费剩余的量表KMO值为0.895，大于0.7，且总方差解释为70.444%，适合做因子分析，因子荷载都大于0.7，AVE值为0.705，大于0.5，具有良好的聚敛效度。涉入度量表KMO值为0.872，大于0.7，且总方差解释为78.341%，适合做因子分析，因子荷载都大于0.7，AVE值为0.783，大于0.5，具有良好的聚敛效度。延伸品牌幸福感，消费剩余以及涉入度量表的AVE的平方根均大于各量表的两两相关系数如表3，故量表具有良好的区别效度。

4.3.2 锚定效应的检验

通过单因素方差分析得到，高锚组的产品估计价格显著高于低锚组的产品估计价格（M高=6180.882.07，M低=11889.299，F（1，135）=155.956，p=0.000<0.01），故品牌锚的高低操控成功。

控制变量：高锚组和低锚组的品牌熟悉度（t（135）=0.66，p=0.510>0.1））和品牌偏爱度（t（135）=-0.009，p=0.993>0.1）均无显著差异

4.3.3 调节作用

按照Zhao X（2013）运用SPSS中的processv3.4插件[34]，选择选择model 1和5000 样本量进行调节分析。以延伸品牌幸福感为因变量，品牌锚为自变量，涉入度为调节变量得到，品牌锚的CI区间[LLCI=3.942，ULCI=4.760]，不包括0，主效应显著，系数4.35为正，再次验证H1，品牌锚与涉入度的交互项的CI区间[LLCI=-1.210，ULCI=-4.760]，不包括0，说明调节效应显著，调节系数-1.085为负，说明涉入度负向调节品牌锚定效应对其延伸品牌幸福感的影响，即涉入度越低，品牌锚定效应对其延伸品牌幸福感的更显著，假设H3成立。

为了进一步验证涉入度高低的影响差异，把高于涉入度平均值归为高涉入度组，低于涉入度平均值归为低涉入度组，结合品牌锚的分组，以延伸品牌幸福感为因变量，通过双引数方差分析得到：品牌锚的主效应显著（F（2，134）=247.241，p=0.000<0.01），品牌锚与涉入度的交互作用显著（F（2，134）=312.699，p=0.000<0.01），做简单效应分析，低涉入度组，品牌锚对其延伸品牌幸福感有显著性影响（M高锚=4.27，M低锚=2.33，t（70）=25.709，p=0.000<0.01），高涉入度，品牌锚对其延伸品牌幸福感无显著性影响（M高锚=3.26，M低锚=3.14，t（64）=1.281，p=0.205>0.01），如图2所示，再次验证H3。

4.3.4 有中介的调节作用

进一步分析有中介的调节作用，运用SPSS中的processv3.4插件，选择选择model 8和5000 样本量，以延伸品牌幸福感为因变量，品牌锚为自变量，涉入度为调节变量，消费剩余为中介变量。

当涉入度低时，95%的置信区间消费剩余中介效应的CI区间为[LLCI=0.9384，ULCI=1.5843]，不包括0，直接效用的CI区间为[LLCI=0.3362，ULCI=1.0073]，不包括0，故当涉入度低时，消费剩余在品牌锚定效应与其延伸品牌幸福感的影響中起部分中介作用，效用值1.2711，对于涉入度低的产品，消费剩余正向中介品牌锚定效应对其延伸品牌幸福感的影响。当涉入度高时，消费剩余间接效应的CI区间为[LLCI=-0.3388，ULCI=-0.1078]，不包括0，直接效用的CI区间为[LLCI=-0.0432，ULCI=0.2486]，包括0，故当涉入度高时，消费剩余在品牌锚定效应与其延伸品牌幸福感的影响中起完全中介作用，效用值为-0.2166，对于涉入度高的产品，消费剩余负向中介品牌锚定效应对其延伸品牌幸福感的影响。

品牌锚与涉入度的交互项对消费剩余的影响系数为-2.3436，且LLCI和ULCI的区间为[-2.5535，-2.1337]，不包括0，故涉入度在品牌锚与消费剩余度之间存在调节作用。品牌锚与涉入度的交互项对消费剩余的影响系数为-0.5691，且LLCI和ULCI的区间为[ -0.9771，    -0.1611]，不包括0，故涉入度在品牌锚与消费剩余度之间存在调节作用。有调节地中介指数的CI区间为[LLCI=-1.8814，ULCI=-1.0804]，不包括0，有中介的调节作用显著。

4.4讨论

实验2验证了假设 H1，不仅为实验1的结论提供更稳健的证据，还证实了涉入度的调节作用，支持假设 H3。实验结果表明，涉入度低时，品牌锚对其延伸品牌幸福感有显著性影响，涉入度高时，品牌锚对其延伸品牌幸福感无显著性影响。

5.结论

文章通过两个情景实验，对概念模型进行验证，得到以下结论：第一，品牌锚定效应对其延伸品牌幸福感有显著性影响。第二，消费剩余中介了品牌锚定效应对其延伸品牌幸福感的影响。第三，涉入度调节了品牌锚定效应对其延伸品牌幸福感的影响。第四，涉入度调节了消费剩余的中介作用。

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[基金项目]南昌航空大学第二批课程思政示范课课题“消费者行为学”（课题编号：sz2136）。