品牌承諾能抵御負面信息嗎?
——自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向的調(diào)節(jié)作用*

2014-01-31 21:34:28王海忠柳武妹黃韞慧

心理學報 2014年6期

關(guān)鍵詞：消費者信息

田陽王海忠柳武妹何瀏黃韞慧

(1廣州農(nóng)村商業(yè)銀行品牌管理中心, 廣州 510623)

(2中山大學管理學院, 廣州 510275)

(3五邑大學經(jīng)濟管理學院, 江門 529020)

(4南京大學商學院, 南京210032)

1 引言

近年來, 隨著人們安全意識的提高和大眾媒體的發(fā)達, 各種各樣的品牌丑聞事件不斷沖擊著人們的眼球, 從2008年的“三鹿奶粉事件”到2010年的“豐田汽車召回事件”, 從肉制品行業(yè)的“雙匯瘦肉精事件”到化妝品行業(yè)的“雅芳賄賂門事件”。層出不窮的品牌丑聞和負面信息在讓消費者對品牌的信心受到沉重打擊的同時, 也讓企業(yè)管理者和學術(shù)界重新審視一個話題：應(yīng)該如何在確保產(chǎn)品質(zhì)量安全的前提下做好品牌的危機管理。Pennings,Wansink和Meulenberg (2002)指出, 營銷者要正確處理品牌危機, 首先必須了解消費者為什么以及如何對危機做出反應(yīng)。這也成為品牌丑聞研究領(lǐng)域的一個重要方向, 即通過分析不同類型消費者在面對品牌丑聞信息時的不同反應(yīng)機制來為企業(yè)制定針對性的應(yīng)對策略提供參考。在研究中, 學者們尤其重視品牌承諾對負面信息的抵御作用。如Ahluwalia,Burnkrant和Unnava (2000)指出, 高承諾消費者的品牌態(tài)度受到負面信息的影響較小; Ahluwalia,Unnava和Burnkrant (2001)認為高承諾消費者對品牌的其他非丑聞屬性的態(tài)度不容易受到丑聞屬性的影響; 王海忠、田陽和胡俊華(2010)發(fā)現(xiàn), 高承諾的消費者對承諾品牌的態(tài)度受其他關(guān)聯(lián)品牌負面信息的影響比低承諾消費者要小。可見, 現(xiàn)有研究雖然從多個不同的角度探討了品牌承諾在消費者應(yīng)對品牌丑聞信息中的作用, 但其基本結(jié)論卻趨于一致, 即高承諾消費者的品牌態(tài)度難以被負面信息所改變。

然而, 這一結(jié)論是否總是成立呢？Ahluwalia等(2000)和王海忠等(2010)在研究中均發(fā)現(xiàn), 雖然高承諾消費者比低承諾消費者較不容易受到負面信息的影響, 但面對負面信息時其對承諾品牌的態(tài)度仍然會呈現(xiàn)出一定程度的下降。從現(xiàn)實來看, 在“豐田汽車召回事件”中, 雖然豐田汽車并未對我國消費者造成實質(zhì)上的損害, 但仍有63%的受訪者表示將改變原來購買豐田汽車的計劃而選擇其他品牌, 其中不乏豐田品牌的忠實用戶。可見, 并不是所有的高承諾消費者都會主動抵御品牌負面信息帶來的影響, 品牌承諾發(fā)生作用的機制可能會受到其他因素的調(diào)節(jié)。由于自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向(regulatory focus)能夠從目標、動機和信息評價方式等多個方面影響消費者的決策(Pham & Avent, 2004), 因此本文將它作為調(diào)節(jié)變量, 研究其在品牌承諾抵御負面信息機制中的調(diào)節(jié)作用, 以期為品牌負面信息方面的理論和實踐提供新的借鑒和指導(dǎo)。

2 文獻回顧與假設(shè)提出

2.1 品牌丑聞對消費者的影響機制

品牌丑聞是指企業(yè)營銷過程中發(fā)生的關(guān)于產(chǎn)品、服務(wù)或企業(yè)整體的具有較大破壞性和傳播性的事件, 也可稱為品牌負面事件。由于品牌負面信息與正面信息相比, 具有更高的可診斷性, 消費者在進行品牌評價的時候, 占有更多的權(quán)重, 對消費者決策更具參考價值(Ahluwalia et al., 2000; Roehm &Tybout, 2006), 因此品牌丑聞往往會顯著降低消費者對公司和品牌的態(tài)度(Ahluwalia et al., 2000), 給企業(yè)通過苦心經(jīng)營建立起來的品牌資產(chǎn)造成災(zāi)難性的損害。但另一方面, 并不是所有消費者都會被負面信息所影響, 從而對品牌形成負面態(tài)度, 其中的關(guān)鍵取決于消費者的動機是準確性動機(accuracy motivation)還是保護性動機(defense motivation) (Ahluwalia, 2002 ; Wood & Quinn,2004)。準確性動機是人們進行信息加工的主要目的, 即弄清楚事物客觀真相的愿望; 它使人們相對無偏的, 全面地去加工和處理信息, 以求獲取盡可能真實的結(jié)果, 在這種動機下, 人們會更加傾向于規(guī)避風險, 因此會重點關(guān)注負面信息, 這就增強了負面信息的可診斷性, 導(dǎo)致負面效應(yīng)的出現(xiàn)。保護性動機受先前態(tài)度和信念的影響, 是人們確認喜歡定位的有效性并否定相反定位的有效性的愿望; 它通常由于人們具有較高的承諾水平或者事物具有非常重要的價值而形成。保護性動機下人們并非以完全客觀的方式來加工這些信息, 而是存在一定的偏差傾向, 它會導(dǎo)致人們辯解與態(tài)度不一致的信息并接受態(tài)度一致的信息, 因此會降低負面信息的可診斷性和影響。

2.2 品牌承諾在消費者面對品牌丑聞時的作用和機制

品牌承諾是消費者在情感上和心理上對品牌的依賴, 以及與品牌保持長期互動關(guān)系的愿望(Ahluwalia et al., 2000)。作為消費者和品牌之間的一種心理聯(lián)結(jié), 承諾對消費者的品牌態(tài)度和行為具有顯著的影響和預(yù)測作用。Traylor (1983)發(fā)現(xiàn), 高品牌承諾的消費者很少考慮產(chǎn)品的價格, 當其鐘愛的品牌沒有出現(xiàn)的時候, 他們會到其他地方搜尋該品牌。Beatty, Lynn和Pamela (1988)認為對品牌高承諾的消費者具有較高的行為忠誠, 除了經(jīng)常的重復(fù)性購買外, 即使當其他品牌在做促銷的時候, 他們也會選擇承諾品牌而不是促銷的品牌。Chaudhuri和Holbrook (2001)發(fā)現(xiàn), 消費者的品牌承諾和對品牌的正面口碑宣傳之間存在正相關(guān)關(guān)系, 同時, 高承諾的消費者還展現(xiàn)出對品牌提價的更高的免疫能力。

在負面信息研究領(lǐng)域, 品牌承諾被認為是消費者抵御負面信息的重要心理變量, 高承諾的消費者由于品牌間存在強烈的情感依附關(guān)系, 當他們感覺到對承諾品牌的態(tài)度受到潛在威脅的時候, 會產(chǎn)生態(tài)度保護動機, 并采用一系列的方式來避免出現(xiàn)認知失調(diào)。例如通過對負面信息的抗辯(counterargue)來降低負面信息的可診斷性, 從而減少負面信息的影響(Ahluwalia等, 2000); 綜合采用偏差性同化(biased assimilation)、降低負面屬性權(quán)重(attribute weighting)和最小化負面信息影響(minimize impact)三種策略來減少負面信息對自身態(tài)度的影響(Ahluwalia, 2000); 或者通過將品牌負面信息進行外部歸因的方式來保護自己對喜愛品牌的態(tài)度(王海忠, 江紅艷, 江瑩, 張實, 2010)。值得指出的是,如前文所述, 人們在面對品牌負面信息時的不同動機(準確性動機和保護性動機)才是導(dǎo)致其態(tài)度變化的關(guān)鍵因素, 品牌承諾只是讓動機發(fā)生變化的態(tài)度強度變量(Ahluwalia, 2000)。Ahluwalia等(2000)的實證研究為這一結(jié)論提供了支持, 他們發(fā)現(xiàn), 對于高承諾的消費者, 由保護性動機所導(dǎo)致的抗辯(counterargue)是影響他們態(tài)度變化的中介變量：承諾水平越高, 保護性動機和抗辯就越強, 品牌態(tài)度變化越小; 而對于低承諾的消費者, 由于準確性動機替代了保護性動機, 影響態(tài)度變化的中介變量不再是抗辯, 而是負面信息的感知可診斷性：承諾水平越低, 準確性動機越強, 負面信息的感知可診斷性越強, 對消費者態(tài)度的影響也越大。

2.3 自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向、品牌丑聞和品牌態(tài)度的關(guān)系

追求快樂、逃避痛苦是人類的本能, 1997年,美國哥倫比亞大學心理學教授Higgins提出人們在達到這一目標的過程中有著重要的差異, 可以從自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向的角度認識這一過程。他將人類的自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向分為兩個獨立的系統(tǒng), 即促進型調(diào)節(jié)導(dǎo)向(promotion focused)和防御型調(diào)節(jié)導(dǎo)向(prevention focused), 當人們追求好的結(jié)果的時候, 處于促進調(diào)節(jié)導(dǎo)向, 當人們規(guī)避壞的結(jié)果的時候, 屬于防御型調(diào)節(jié)導(dǎo)向。不同自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向的人在目標、動機和決策方面均存在較大差異。促進型調(diào)節(jié)導(dǎo)向管理與抱負、成就有關(guān)的需求和目標(所希望的東西),強調(diào)正面結(jié)果的最大化; 而防御型調(diào)節(jié)導(dǎo)向則管理與安全、責任相關(guān)的需求和目標(應(yīng)有的東西), 更加強調(diào)避免負面結(jié)果的產(chǎn)生。相應(yīng)地, 促進調(diào)節(jié)導(dǎo)向會使人們的思想更加開放, 傾向于變化和冒險, 更加關(guān)注“收益”, 而對潛在負面后果不敏感。在追求目標的策略方面, 促進調(diào)節(jié)導(dǎo)向的個體喜歡采取渴望—接近策略追求目標, 他們考慮得更多的是“獲得”還是“沒有獲得”; 而防御調(diào)節(jié)導(dǎo)向的個體在追求目標時更喜歡采取警惕—規(guī)避策略, 他們會更多地考慮“損失”與“不損失”問題。在對信息的評價方式上, 促進型導(dǎo)向的個體更多地依賴自身情感而不是實質(zhì)性信息, 但防御型導(dǎo)向的個體則剛好相反,他們更多地依賴實質(zhì)性信息而不是自身內(nèi)部的情感(Pham & Avent, 2004)。這是因為, 一方面, 當人們處于警惕的時候, 會更加依賴于外部信息而不是自身已有的知識結(jié)構(gòu)(Bless, Mackie, & Schwarz,1992); 另一方面, 風險規(guī)避的個體會更加注重基于實質(zhì)性信息的有邏輯的分析過程(Friedman &Forster, 2000)。因此, 促進調(diào)節(jié)導(dǎo)向的消費者對情感線索更加敏感, 而處于防御調(diào)節(jié)導(dǎo)向的消費者則更加關(guān)注實質(zhì)性信息, 傾向于通過理性分析進行判斷。

高品牌承諾者之所以會主動抵御負面的品牌信息, 主要是由于他們和品牌之間強烈的情感依附關(guān)系所致(Ahluwalia, 2000), 此時他們的思維過程往往是一種帶有強烈主觀色彩的非理性決策。但當人們處于防御調(diào)節(jié)導(dǎo)向的時候, 情況則可能會有所不同。一方面, 根據(jù)Pham和Avnet (2004)的觀點,防御型導(dǎo)向的個體會更加關(guān)注實質(zhì)性信息而不是情感線索, 傾向于通過對情況的理性判斷來做出評價和決策, 因此, 人們可能會理性地評估負面信息帶來的影響而不是僅憑對該品牌的一腔熱情就對負面信息進行抵御。另一方面, 防御調(diào)節(jié)導(dǎo)向的個體會更加關(guān)注安全和責任, 他們對負面信息更加敏感并往往采用“警惕-規(guī)避”策略, 以避免潛在負面結(jié)果的出現(xiàn)(Higgins, 1997; Pham & Avnet, 2004)。因此, 防御調(diào)節(jié)導(dǎo)向的個體對于品牌負面信息更多的是一種“準確性動機”, 即弄清負面信息的真相并規(guī)避其可能帶的負面影響; 而不是“保護性動機”,即通過主觀的信息加工來保護自己的先前態(tài)度。根據(jù)Ahluwalia等(2000)的研究, 當“準確性動機”居于主導(dǎo)地位時, 原本高品牌承諾發(fā)揮作用的機制會受到抑制, 難以對品牌負面信息產(chǎn)生抵抗作用。所以我們認為, 處于防御調(diào)節(jié)導(dǎo)向的消費者, 無論消其品牌承諾是高還是低, 品牌態(tài)度都會顯著下降。

假設(shè)1：處于防御調(diào)節(jié)導(dǎo)向的時候, 品牌負面信息對高承諾和低承諾的消費者的品牌態(tài)度都會產(chǎn)生負面影響。

當人們處于促進調(diào)節(jié)導(dǎo)向的時候, 會更加關(guān)注與成就、理想、抱負相關(guān)的東西(Higgins, 1998), 一方面他們的思想會更加開放, 傾向于變化和冒險并且對負面結(jié)果不敏感, 另一方面, 在作出決策的時候會更多地利用情感線索進行感性決策(Pham &Avnet, 2004)。此時, 我們預(yù)期高承諾的消費者會在品牌情感的驅(qū)使下產(chǎn)生態(tài)度保護動機。根據(jù)Ahluwalia等(2000)和Ahluwalia (2000)的研究, 當“保護性動機”居于主導(dǎo)地位時, 消費者可能會采取抗辯等多種策略來降低負面信息對自身品牌態(tài)度的影響, 因而其態(tài)度難以受到負面信息的影響; 而低承諾的消費者由于沒有強烈的先前態(tài)度和情感,也就不會產(chǎn)生態(tài)度保護動機, 趨利避害的本性使得他們會以相對客觀的方式加工品牌負面信息, 其品牌態(tài)度受到負面信息的影響較大。

假設(shè)2：處于促進調(diào)節(jié)導(dǎo)向的時候, 低承諾消費者會受到品牌負面信息的影響, 高承諾的消費者不會受到品牌負面信息的影響。

假設(shè)3a：自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向?qū)ζ放瞥兄Z抵御負面信息機制的調(diào)節(jié)效應(yīng)通過消費者的保護性動機的中介作用來實現(xiàn)。

假設(shè)3b：自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向?qū)ζ放瞥兄Z抵御負面信息機制的調(diào)節(jié)效應(yīng)通過消費者的準確性動機的中介作用來實現(xiàn)。

3 實驗1

3.1 方法

3.1.1 實驗設(shè)計

實驗采用2(自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向：促進型vs.防御型)×2(品牌負面信息：有vs.無)組間設(shè)計。

3.1.2 實驗材料

實驗采用“佳能”測試品牌, “佳能”數(shù)碼相機在國內(nèi)外擁有大量忠實的“粉絲”, 有利于檢驗品牌承諾在其中所起到的作用。品牌丑聞是虛擬的, 以避免對接觸過該丑聞的被試的實驗結(jié)構(gòu)造成影響。丑聞描述的是部分消費者投訴佳能數(shù)碼相機的質(zhì)量問題。

3.1.3 實驗流程及變量測量

有品牌負面信息的問卷分為3個部分。首先給被試呈現(xiàn)“佳能”的品牌LOGO以及品牌簡介, 并讓被試對“佳能”的品牌承諾和熟悉度進行評價, 品牌承諾的測量采用了Beatty等(1988)使用的量表, 包含3個測項：如果我喜愛的品牌在商店里沒有, 那么選擇其他品牌對我來說也沒有什么區(qū)別; 我認為我對XX品牌具有高度忠誠; 當其他品牌做促銷的時候, 我會購買促銷品牌而不是XX品牌; 其中測項1, 3為反向計分題目。

接下來被試將閱讀到自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向的操縱材料。對自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向的操縱采用了Lee, Keller和Sternthal (2010)的方法, 即要求被試閱讀如下情境：“想象一下你正在玩一個游戲, 你已經(jīng)贏得了1200元的獎勵, 但在你剛剛結(jié)束的一局中, 你輸?shù)袅恕，F(xiàn)在游戲的主持人給你兩個選擇。”一半的被試會接觸到強調(diào)潛在損失或非損失的防御型調(diào)節(jié)導(dǎo)向信息, “如果你選擇A, 你必須放棄800元的獎勵; 如果選擇B, 你有三分之二的機會會輸?shù)裟?200元, 還有三分之一的機會不會輸?shù)裟?200元”;剩下一半的被試會接觸到強調(diào)潛在獲得或不能獲得的促進型自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向信息, “如果你選擇A, 你將保留獲得獎勵中的400元; 如果你選擇B, 有三分之二的機會你不會獲得那1200元, 還有三分之一的機會可以獲得所有1200元的獎勵。為了確認該方法對被試自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向操縱的有效性, 我們按照朱華偉、涂榮庭、林倩蓉和涂碧桂(2009), Pham和Avnet (2004)等采用的方法進行了前測。40名學生被試(男性22人, 女性18人)被隨機分為兩組參與了測試, 每組20人。他們在分別閱讀強調(diào)潛在損失或非損失的防御型調(diào)節(jié)導(dǎo)向信息和強調(diào)潛在獲得或不能獲得的促進型自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向信息后, 被要求填寫3個決策。每個決策采用7點量表測量, 包含兩個對立的選項, 分別是：(1)我更愿意做自己想做的事情vs我更愿意作大家公認的正確的事情; (2)當我獲得一筆不菲的收入的時候, 我更愿意進行一次美妙的旅行vs償還我的貸款; (3)做一件事情, 我更愿意聽從我內(nèi)心的指引vs為了履行我對別人的承諾, 我必須去做。在每一決策中, 較大數(shù)值對應(yīng)防御型調(diào)節(jié)導(dǎo)向, 較小數(shù)值對應(yīng)促進型調(diào)節(jié)導(dǎo)向。數(shù)據(jù)分析的結(jié)果顯示, 閱讀強調(diào)潛在獲得或不能獲得信息的被試在3個選項上的均值為2. 53(標準差0.68), 閱讀強調(diào)潛在損失或非損失信息的被試在3個選擇項上的均值為4. 62 (標準差1.21), 兩者之間差異顯著,

(1,38) = 45.08,

＜ 0.001。這說明本實驗采用的控制自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向的方法是有效的。

在第三部分中, 被試將首先閱讀到關(guān)于“佳能”數(shù)碼相機的丑聞信息, 然后對“佳能”數(shù)碼相機的品牌態(tài)度、事件的嚴重性、材料熟悉度、被試的投入度等進行報告。因變量品牌態(tài)度的測量采用了Ahluwalia (2000)的方法, 包括“很好/很差、很喜歡/很不喜歡、非常正面/非常負面” 3個測項。問卷最后是性別、年齡等人口統(tǒng)計信息。對于不需要呈現(xiàn)品牌負面信息的控制組, 在完成操縱任務(wù)之后, 依次測量對“佳能”品牌的態(tài)度、投入度, 并填寫人口統(tǒng)計信息。

3.2 結(jié)果

實驗在某高校學生中以課堂發(fā)放問卷的方式進行, 共回收有效問卷163份, 其中男性75人, 占46%, 女性88人, 占54%。

在有丑聞組中, 被試對丑聞材料的評價結(jié)果為,丑聞信息嚴重性(

M =

4.56,

= 1.47,

= 80)、丑聞信息可信性(

= 4.74,

= 0.84,

= 80)和較低的熟悉度(

= 1.66,

= 0.89,

= 80), 符合正式實驗的要求。按照中值4對被試的品牌承諾進行了分組(所有品牌承諾值為4的均劃歸于低承諾組, 低承諾組被試87人, 高承諾組被試76人), 高承諾組的承諾水平(

= 4.85,

= 0.49)顯著大于低承諾組(

=3.38,

= 0.66),

(1,161) = 253.12,

＜ 0.001。自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向的主效應(yīng)邊緣顯著,

(1,155) =3.89,

＜ 0.1; 品牌承諾的主效應(yīng)邊緣顯著,

(1,155)= 3.40,

＜ 0.1; 品牌丑聞的主效應(yīng)顯著,

(1,155) =25.54,

＜ 0.001。對二維交互效應(yīng)進行分析。自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向和品牌丑聞的交互作用邊緣顯著,

(1,155) = 3.44,

＜ 0.1,防御型調(diào)節(jié)導(dǎo)向情況下, 有丑聞組品牌態(tài)度(

=4.23)小于無丑聞組(

= 5.18),

(1,80) = 21.04,

＜0.001; 促進型調(diào)節(jié)導(dǎo)向情況下, 有丑聞組品牌態(tài)度(

= 4.74)小于無丑聞組(

= 5.20),

(1,79) =5.40,

＜ 0.05, 但防御型導(dǎo)向情況下品牌態(tài)度下降(

= 0.95)比促進型導(dǎo)向情況下(

= 0.46)更為劇烈;自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向和品牌承諾的交互作用顯著,

(1,155)= 3.44,

＜ 0.05, 防御型調(diào)節(jié)導(dǎo)向情況下, 低承諾組品牌態(tài)度(

= 4.76)與高承諾組無差異(

= 4.63),

(1,80) = 0.32,

＞ 0.1; 促進型調(diào)節(jié)導(dǎo)向情況下, 低承諾組品牌態(tài)度(

= 4.71)顯著小于高承諾組(

=5.26),

(1,79) = 8.17,

＜ 0.05; 品牌丑聞和品牌承諾的交互作用不顯著,

(1,155) = 3.44,

＞ 0.1。三維交互效應(yīng)方面, 方差分析顯示, 自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向、品牌承諾、品牌丑聞的三因素交互作用顯著,

(1,155) = 4.64,

= 0.033 ＜ 0.05。我們將品牌承諾作為連續(xù)變量, 將自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向、有無品牌負面信息作為虛擬變量, 并構(gòu)造三者的兩兩交互項以及三維交互項, 以品牌態(tài)度為因變量, 構(gòu)造回歸方程。數(shù)據(jù)顯示, 回歸模型的

= 0.29, 品牌承諾、自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向和丑聞有無的三因素交互項系數(shù)顯著(

=-1.51,

= -2.79,

＜ 0.01), 結(jié)果與方差分析一致。當被試為防御型調(diào)節(jié)導(dǎo)向時, 品牌丑聞的主效應(yīng)顯著,

(1,78) = 20.64,

＜ 0.001; 品牌承諾的主效應(yīng)不顯著,

(1,78) = 0.083,

＞ 0.1, 品牌丑聞和品牌承諾的交互作用不顯著(見圖1)，

(1,78) =0.343,

＞ 0.1。這說明, 當被試處于防御調(diào)節(jié)導(dǎo)向的時候, 無論品牌承諾高低, 品牌態(tài)度均受到負面信息的影響顯著下降, 假設(shè)1得到證實。當被試為促進型調(diào)節(jié)導(dǎo)向時, 品牌丑聞的主效應(yīng)顯著,

(1,77) = 6.08,

＜ 0.05; 品牌承諾的主效應(yīng)顯著,

(1,77) = 10.12,

＜ 0.05, 品牌丑聞和品牌承諾的交互作用顯著

(1,77) = 6.93,

＜ 0.05 (見圖2)。進一步的簡單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn), 在低承諾水平下,是否接觸品牌丑聞信息對被試有顯著影響,

(1,40)= 16.96,

＜ 0.001, 有丑聞組的品牌態(tài)度(

= 4.23)顯著低于無丑聞組(

= 5.15); 在高承諾水平下,是否接觸品牌丑聞信息對被試無顯著影響,

(1,37)= 0.11,

＞ 0.1，詳細結(jié)果見表1。這說明, 處于促進調(diào)節(jié)導(dǎo)向的時候, 品牌丑聞總的來說會讓人們的品牌態(tài)度發(fā)生改變, 但對不同承諾人們的影響不同：高品牌承諾被試的品牌態(tài)度難以被負面信息影響, 低品牌承諾被試的品牌態(tài)度因為受負面信息影響而顯著下降, 假設(shè)2得到證實。

3.3 實驗1小結(jié)

實驗1通過對自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向的操縱, 研究了其對品牌承諾抵御負面信息機制的調(diào)節(jié)作用, 實驗結(jié)果基本支持了假設(shè)1和假設(shè)2。但實驗1未涉及對于不同類型消費者面對丑聞時的信息加工機制(假設(shè)3)的探討。在理論構(gòu)建階段, 我們認為自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向之所以會對品牌承諾對負面信息的抵制產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用, 是因為當消費者處于防御型調(diào)節(jié)導(dǎo)向的時候, “準確性動機”會居于主導(dǎo)地位從而抑制高品牌承諾對先前態(tài)度的保護作用。事實是否如此, 我們將通過實驗2來做進一步的驗證。

圖1 實驗1三維交互效應(yīng)(防御型)

圖2 實驗1三維交互效應(yīng)(促進型)

表1 實驗1描述性統(tǒng)計結(jié)果

4 實驗2

4.1 方法

4.1.1 實驗設(shè)計

實驗采用2(品牌承諾：高vs.低)×2(自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向：促進型vs.防御型) × 2(品牌負面信息：有vs.無)組間設(shè)計。

4.1.2 實驗材料

與實驗1用同一品牌來區(qū)分高低品牌承諾不同,在實驗2中我們通過不同品牌來操縱品牌承諾這一變量。我們選擇了快餐行業(yè)的著名品牌“肯德基”作為高承諾品牌, 為了盡量避免跨行業(yè)、跨產(chǎn)品品類等額外因素的干擾, 我們選擇與“肯德基”生產(chǎn)類似產(chǎn)品的“德克士”作為低承諾品牌。選取20名前測被試對“肯德基”和“德克士”的品牌承諾進行評價,結(jié)果顯示, 肯德基的品牌承諾(

= 5.03,

= 0.94)顯著大于德克士(

= 2.91,

= 0.81),

(1,38) =60.91,

＜ 0.001, 符合實驗要求。

品牌丑聞是根據(jù)2007年3月發(fā)生的肯德基使用“慮油粉”及反復(fù)使用煎炸油事件改編而成, 在材料中除了陳述刺激品牌使用“慮油粉”的事實外, 還較為客觀地介紹了在炸雞中反復(fù)使用煎炸油帶來的危害。為了防止被試在實驗前已經(jīng)了解了實驗材料中所涉及的品牌丑聞, 我們希望選取被試熟悉度較低的品牌丑聞作為實驗材料。因此我們采用7點語義差別量表對負面信息的嚴重程度、可信程度以及熟悉度進行了測評, 20名前測被試對這3個變量的評價均值(標準差)分別為5.80(1.20), 4.65(1.46)和2.50(1.64), 表明被試認為該材料有較高的嚴重性、可信性和較低的熟悉度, 符合正式實驗的要求。在正式實驗中, 高承諾品牌“肯德基”和低承諾品牌“德克士”使用的品牌丑聞材料, 除品牌名稱不同外,其余信息均保持一致。

4.1.3 實驗流程及變量測量

有品牌負面信息的問卷分為3個部分。首先給高承諾組和低承諾組被試分別呈現(xiàn)“肯德基”和“德克士”的品牌LOGO以及品牌簡介, 并讓被試對兩個品牌的品牌承諾和熟悉度進行評價, 品牌承諾的測量參考了Ahluwalia等(2000)的研究, 包含“我對XX有很高的忠誠度”; “即使在XX要排長隊, 我也不會選擇其他餐廳”; “盡管其他餐廳在做促銷, 我還是會選擇XX” 3個測項, 為7點里克特量表, 1代表非常不同意, 7代表非常同意; 品牌熟悉度由“我對XX非常了解”和“我對XX非常熟悉”兩個測項組成。

接下來對被試的自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向進行操縱。張黎、鄭毓煌和吳川(2011)發(fā)現(xiàn), Pham和Avnet (2004)所使用的“夢想和責任”方法效果較好, 因此本實驗也采用了這一方法。具體來說, 對于促進型的操縱是讓被試仔細回想其在兒童時代的夢想和渴望, 以及列舉其在現(xiàn)在的夢想和渴望; 對于防御型的操縱是讓被試仔細回想其在兒童時代的責任和義務(wù), 以及列舉其現(xiàn)在的責任和義務(wù)。

第三部分中, 首先高承諾組和低承諾組被試將分別閱讀到關(guān)于“肯德基”和“德克士”的煎炸油丑聞,并分別對兩個品牌的品牌態(tài)度、準確性動機、態(tài)度保護動機、性別、年齡等進行報告。品牌態(tài)度的測量同實驗1; 準確性動機和態(tài)度保護動機的測量均根據(jù)Ahluwalia (2002)的研究改編而來, 保護性動機包含“我覺得XX品牌不可能發(fā)生這種事情”、“即使是真的, 也有情可原, 不會影響到我對XX的看法”、“無論如何, 我都會支持XX品牌”三個測項;準確性動機包含“我希望了解事實的真相和后果,無論我對XX喜愛與否”、“我會客觀地看待這一事件, 不受我對XX主觀情緒的影響”、“如果XX公司沒有盡到應(yīng)盡的責任, 我會表示譴責”三個測項。最后, 為了對自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向的操縱進行檢驗, 每名被試都被要求填寫“朋友題” (Sengupta & Zhou,2007; 張黎等, 2011)。具體地, 每名被試會看到6條維系友誼的策略, 包括“我情愿為好朋友做出奉獻”、“為好朋友騰出時間, 我不會忽略他們”、“我會對好朋友忠誠和愛護”、“與好朋友保持聯(lián)系, 我不會和他們失去聯(lián)絡(luò)”、“我會在情感上支持好朋友”、“為好朋友保守秘密, 我不會在背后說他們閑話”, 其中符合促進型和防御型導(dǎo)向的策略各3項,被試需要從6項策略中選擇3項。

對于不需要呈現(xiàn)品牌負面信息的控制組, 首先給高承諾組和低承諾組被試分別呈現(xiàn)“肯德基”和“德克士”的品牌LOGO以及品牌簡介, 并讓被試分別對其品牌承諾度和熟悉度進行評價; 接著讓被試接受自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向的操縱材料刺激并進行操縱檢驗; 在完成操縱任務(wù)之后, 測量其對刺激品牌的品牌態(tài)度, 并填寫人口統(tǒng)計信息。

4.2 結(jié)果

實驗在某高校學生中以課堂發(fā)放問卷的方式進行, 共回收有效問卷256份, 其中男性122人, 占47.7%, 女性134人, 占52.3%, 平均年齡20.7歲。

分別對高承諾組(肯德基)和低承諾組(德克士)的品牌承諾進行計算, 高承諾組的承諾水平(

=5.01,

= 1.00)顯著大于低承諾組(

= 3.13,

=0.94),

(1,254) = 241.89,

＜ 0.001。首先, 對所有參與本次實驗的被試的自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向進行了操縱檢驗。具體做法是, 對于6道朋友題, 被試每選擇一道反映促進型調(diào)節(jié)導(dǎo)向的策略得1分, 而選擇反映防御型調(diào)節(jié)導(dǎo)向的策略不得分。由于每名被試只能從6個策略中選擇3個, 所以每名被試的得分都在(0, 3)的范圍之內(nèi), 以反映出被試在實驗過程中促進型導(dǎo)向的凈值(Sengupta &Zhou, 2007; 張黎等, 2011)。方差分析顯示, 促進組的得分(

= 1.86,

= 0.75,

= 132)顯著大于防御組(

= 1.03,

= 0.74,

= 124),

(1,254) = 77.54,

＜0.001。因此, 本次自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向的操縱獲得成功。自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向的主效應(yīng)顯著,

(1,248) = 4.17,

＜ 0.05; 品牌承諾的主效應(yīng)顯著,

(1,248) = 53.67,

＜ 0.001; 品牌丑聞的主效應(yīng)顯著,

(1,248) =38.98,

＜ 0.001。對二維交互效應(yīng)進行分析。自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向和品牌丑聞的交互作用顯著,

(1,248) = 4.38,

＜ 0.05,防御型調(diào)節(jié)導(dǎo)向情況下, 有丑聞組品牌態(tài)度(

=3.77)小于無丑聞組(

= 5.05),

(1,122) = 28.96,

＜0.001, 促進型調(diào)節(jié)導(dǎo)向情況下, 有丑聞組品牌態(tài)度(

= 4.42)小于無丑聞組(

= 5.04),

(1,122) =6.44,

＜ 0.05, 但防御型導(dǎo)向情況下品牌態(tài)度下降(

= 1.28)比促進型導(dǎo)向情況下(

= 0.62)更為劇烈;自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向和品牌承諾的交互作用不顯著

(1,248) = 0.84,

＞ 0.1; 品牌丑聞和品牌承諾的交互作用邊緣顯著,

(1,248) = 3.11,

＜ 0.1, 有丑聞的情況下, 低承諾者的品牌態(tài)度(

= 3.40)小于高承諾者(

= 4.80),

(1,126) = 39.64,

＜ 0.001, 無丑聞的情況下, 低承諾者的品牌態(tài)度(

= 4.63)小于高承諾者(

= 5.49),

(1,126) = 15.48,

＜ 0.001,但有丑聞情況下品牌態(tài)度下降程度(

= 1.36)比無丑聞情況下(

= 0.86)更大。三維交互效應(yīng)方面, 方差分析顯示, 自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向、品牌承諾、品牌丑聞的三因素交互作用邊緣顯著,

(1,248) = 3.59,

＜ 0.1。當被試為防御型調(diào)節(jié)導(dǎo)向時, 品牌丑聞的主效應(yīng)顯著,

(1,120) = 33.13,

＜ 0.001; 品牌承諾的主效應(yīng)顯著,

(1,120) =19.59,

＜ 0.001, 品牌丑聞和品牌承諾的交互作用不顯著(見圖3)，

(1,120) = 0.008,

＞ 0.1。這說明,當被試處于防御調(diào)節(jié)導(dǎo)向的時候, 無論品牌承諾高低, 品牌態(tài)度均受到負面信息的影響顯著下降, 假設(shè)1得到證實。當被試為促進型調(diào)節(jié)導(dǎo)向時, 品牌丑聞的主效應(yīng)顯著,

(1,128) = 9.03,

＜ 0.05; 品牌承諾的主效應(yīng)顯著,

(1,128) = 35.63,

＜ 0.001; 品牌丑聞和品牌承諾的交互作用顯著(見圖4),

(1,128) = 7.03,

＜ 0.05。進一步的簡單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn), 在低承諾水平下, 是否接觸品牌丑聞信息對被試有顯著影響,

(1,66) = 15.75,

＜ 0.001, 有丑聞組的品牌態(tài)度(

= 3.51)顯著低于無丑聞組(

= 4.70); 在高承諾水平下, 是否接觸品牌丑聞信息對被試無顯著影響,

(1,62) = 0.06,

＞ 0.1 (見表2)。這說明, 處于促進調(diào)節(jié)導(dǎo)向的時候, 品牌丑聞總的來說會讓人們的品牌態(tài)度發(fā)生改變, 但對不同承諾人們的影響不同：高品牌承諾被試的品牌態(tài)度難以被負面信息影響,低品牌承諾被試的品牌態(tài)度因為受負面信息影響而顯著下降, 假設(shè)2得到證實。

圖3 實驗2三維交互效應(yīng)(防御型)

圖4 實驗2三維交互效應(yīng)(促進型)

消費者面對品牌丑聞時的動機被認為是決定其態(tài)度的關(guān)鍵因素(Ahluwalia, 2000; Ahluwalia,2002), 因此我們以有丑聞組的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)進一步考察被試的動機。保護性動機量表的α系數(shù)為0.95,準確性動機量表的α系數(shù)為0.88。我們用準確性動機均值減去保護動機均值, 正值說明該被試的準確性動機高漲超過了保護性動機; 負值則說明該被試的保護性動機強于準確性動機而居于主導(dǎo)地位。配對樣本t檢驗結(jié)果顯示, 當被試處于防御型調(diào)節(jié)導(dǎo)向的時候, 無論是高承諾還是低承諾, 動機差都為正, 低承諾組

= 2.71,

= 1.60,

= 32,

(31) =9.59,

＜ 0.001; 高承諾組

= 1.07,

= 1.69,

=30,

(29) = 3.46,

＜ 0.01。這說明對于防御型調(diào)節(jié)導(dǎo)向的被試, 當其承諾較低時, 準確性動機非常高而保護性動機非常低, 因而動機差較大; 而隨著品牌承諾的提高, 被試的保護性動機雖然有一定提高,但準確性動機仍然居于主導(dǎo)地位, 因而動機差較小但仍為正。這也支持了本文的基本理論假設(shè), 即處于防御調(diào)節(jié)導(dǎo)向的消費者, 高品牌承諾發(fā)揮作用的機制會受到抑制, 難以對品牌負面信息產(chǎn)生抵抗作用。當被試處于促進型調(diào)節(jié)導(dǎo)向的時候, 低承諾組

= 2.01,

= 1.79,

= 33,

(32) = 6.45,

＜ 0.001;高承諾組

= -0.71,

= 1.86,

= 33,

(32) = 21.9,

p <

0.05。這說明對于促進型調(diào)節(jié)導(dǎo)向的被試, 當其品牌承諾較低時, 準確性動機居于主導(dǎo)地位; 而當品牌承諾較高時, 雖然準確性動機仍具有較高的水平, 但此時保護性動機高漲超過了準確性動機(動機差變?yōu)樨撝?, 從而對消費者的態(tài)度起決定性作用。

表2 實驗2描述性統(tǒng)計結(jié)果

為了更深入地探討變量之間的關(guān)系, 我們按照Baron和Kenny (1986)的方法, 對自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向進行有中介的調(diào)節(jié)變量檢驗。由于無丑聞組既沒有準確性動機也沒有保護性動機, 因此, 我們僅以有丑聞組的數(shù)據(jù)進行計算。

首先檢驗假設(shè)3a (見表3)，以品牌態(tài)度為因變量, 以品牌承諾、自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向(虛擬變量)和二者的交互項為自變量進行回歸,

= 0.77, 交互項系數(shù)顯著(

= -0.44,

= -3.26,

＜ 0.01), 說明自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向的調(diào)節(jié)作用顯著。接下來, 以保護性動機為因變量, 以品牌承諾、自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向(虛擬變量)和二者的交互項為自變量進行回歸,

= 0.79, 交互項系數(shù)顯著(

= -0.28,

= -2.22,

＜ 0.05)。第三步,以品牌態(tài)度為因變量, 以品牌承諾、自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向(虛擬變量)、二者的交互項和保護性動機為自變量進行回歸,

= 0.80, 交互項系數(shù)顯著(

= -0.33,

= -2.59,

＜ 0.05), 保護性動機的系數(shù)顯著(

= 0.37,

= 4.16,

＜ 0.001), 根據(jù)溫忠麟、張雷和侯杰泰(2006)的研究, 這說明自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向的調(diào)節(jié)效應(yīng)部分地通過消費者的保護性動機而起作用, 從而驗證了本文的假設(shè)3a。接下來檢驗假設(shè)3b (見表4)，第一步自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向的調(diào)節(jié)作用已驗證, 直接進入第二步, 以準確性動機為因變量, 以品牌承諾、自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向(虛擬變量)和二者的交互項為自變量進行回歸,

= 0.29,交互項系數(shù)顯著(

= 0.75,

= 3.17,

＜ 0.05)。第三步, 以品牌態(tài)度為因變量, 以品牌承諾、自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向(虛擬變量)、二者的交互項和保護性動機為自變量進行回歸,

= 0.77, 交互項系數(shù)顯著(

=-0.45,

= -3.22,

＜ 0.05), 準確性動機的系數(shù)不顯著(

= 0.02,

= 0.36,

＞ 0.1), 根據(jù)溫忠麟、張雷和侯杰泰(2006)的研究, 這說明自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向的調(diào)節(jié)效應(yīng)完全通過消費者的準確性動機而起作用, 從而驗證了本文的假設(shè)3b。

4.3 實驗2討論

實驗2在實驗1的基礎(chǔ)上, 增大樣本量, 通過不同的品牌來操縱品牌承諾, 并采用了不同的方法對自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向進行操縱, 進一步檢驗了假設(shè)1和假設(shè)2。此外, 我們還對被試在面對品牌負面信息時的態(tài)度驅(qū)動因素—— 動機進行了測量和計算,以深入挖掘其內(nèi)在的機制。研究發(fā)現(xiàn), 消費者在面對品牌負面信息時的保護性動機和準確性動機是影響其品牌態(tài)度變化的中介變量, 其中保護性動機是部分中介變量, 準確性動機是完全中介變量, 從而驗證了本文的假設(shè)3a和3b。實驗數(shù)據(jù)表明, 無論品牌承諾高低, 絕大多數(shù)被試都具有較高的準確性動機, 即他們希望獲取事實的真相并且規(guī)避負面影響, 并且這一動機在防御性調(diào)節(jié)導(dǎo)向的情況下被進一步提升和強化, 這有可能是因為目前中國市場上充斥著各種品牌丑聞, 消費者對包括承諾品牌在內(nèi)的所有品牌都持有懷疑和不信任的態(tài)度; 所不同的是態(tài)度保護動機隨著品牌承諾的變化而呈現(xiàn)出不同, 高承諾者在處于促進型調(diào)節(jié)導(dǎo)向的情況下態(tài)度保護動機強度會超過準確性動機, 從而使其維持原有的品牌態(tài)度。

表3 有中介的調(diào)節(jié)變量檢驗(假設(shè)3a)

表4 有中介的調(diào)節(jié)變量檢驗(假設(shè)3b)

5 討論與結(jié)論

5.1 理論貢獻

在品牌負面信息的研究中, 品牌承諾的作用歷來受到學者們的重視, Ahluwalia等(2000)的研究發(fā)現(xiàn), 品牌承諾是消費者抵御品牌負面信息的關(guān)鍵變量, 高承諾消費者的品牌態(tài)度不易受到負面信息的影響, 這一結(jié)論也得到了后續(xù)研究的支持(Ahluwalia等, 2001; Ahluwalia, 2002)。但本研究卻發(fā)現(xiàn), 并不是所有的高承諾消費者都會主動抵御品牌負面信息的影響, 而是會受到消費者自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向的調(diào)節(jié)。只有在促進性調(diào)節(jié)導(dǎo)向的情況下, 高承諾消費者的品牌態(tài)度不易受到負面信息的影響; 而在防御型調(diào)節(jié)導(dǎo)向的情況下, 高承諾消費者的品牌態(tài)度會因為受到負面信息的影響而顯著降低。

本研究還進一步探討了這一現(xiàn)象背后的作用機制。Ahluwalia等(2000)發(fā)現(xiàn), 不同品牌承諾消費者對品牌負面信息的反應(yīng)取決于其動機：高承諾者由態(tài)度保護動機主導(dǎo), 低承諾者由準確性動機主導(dǎo)。我們認為, 高品牌承諾消費者在面對品牌負面信息時并不總是態(tài)度保護動機占優(yōu), 而是會根據(jù)其自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向的不同而呈現(xiàn)出區(qū)別。當消費者處于防御型調(diào)節(jié)導(dǎo)向的時候, 會采用“警惕-規(guī)避”策略的以避免負面結(jié)果的出現(xiàn), 同時理性的思維模式也讓品牌承諾這一感性因素的作用受到抑制, 因此,即使是高承諾的消費者也會因為準確性動機較強而壓制了態(tài)度保護動機。實證研究的結(jié)果支持了我們的結(jié)論, 實驗發(fā)現(xiàn)自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向的調(diào)節(jié)效應(yīng)通過消費者的保護性動機和準確性動機這兩個中介變量而起作用。處于防御調(diào)節(jié)導(dǎo)向的時候, 無論品牌承諾高低, 消費者的準確性動機強度都超過了態(tài)度保護動機, 從而主導(dǎo)了品牌態(tài)度的變化, 品牌負面信息對高、低品牌承諾消費者的影響沒有顯著差異,兩者的品牌態(tài)度都出現(xiàn)顯著下降。處于促進調(diào)節(jié)導(dǎo)向的時候, 在品牌負面信息的影響下, 高品牌承諾消費者的態(tài)度保護動機較強而準確性動機相對較弱, 因而品牌態(tài)度沒有顯著下降; 低品牌承諾消費者則剛好相反, 準確性動機占據(jù)主要地位, 其品牌態(tài)度下降幅度較大。顯然, 本研究有助于更加全面、客觀地認識品牌承諾在抵御負面信息中的作用, 使其更加貼近于現(xiàn)實情況, 推動了品牌承諾理論和負面信息研究領(lǐng)域的發(fā)展。

此外, 本研究還發(fā)現(xiàn), 防御型調(diào)節(jié)導(dǎo)向的消費者較促進型調(diào)節(jié)導(dǎo)向的消費者更容易受到品牌負面信息的影響。這一發(fā)現(xiàn)的理論價值在于：一方面,由于自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向具有顯著的跨文化意義, 因此它有望對東西方消費者對負面信息的不同反應(yīng)做出合理的理論解釋, 即西方消費者更多的是促進型調(diào)節(jié)導(dǎo)向, 所以他們受品牌負面信息的影響要比防御型調(diào)節(jié)導(dǎo)向的東方消費者更小; 另一方面, 在同一文化領(lǐng)域內(nèi), 自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向也有望作為除品牌承諾外的細分市場的新要素, 并為企業(yè)應(yīng)對品牌丑聞提供新的策略指導(dǎo)。

5.2 營銷啟示

本研究的結(jié)論對于企業(yè)進行品牌危機管理具有重要的實際應(yīng)用價值。

首先, 可通過啟動消費者的促進型調(diào)節(jié)導(dǎo)向這一方式來抵御負面信息。我們的研究發(fā)現(xiàn), 在促進型調(diào)節(jié)導(dǎo)向下的消費者對于風險更加不敏感, 高品牌承諾者更不容易受到品牌丑聞的影響。因此, 當出現(xiàn)負面信息時, 企業(yè)可以廣告、促銷等形式告知消費者, 購買本品牌的產(chǎn)品可以獲得的精神上和物質(zhì)上的利益, 引導(dǎo)消費者“趨利”, 而不僅僅是“避害”。例如, 在以促進型調(diào)節(jié)導(dǎo)向文化為主的美國,當2010年初豐田汽車召回部分型號的汽車之后,同時也針對其他車型推出了多種形式的銷售促進措施, 如降價、免費維修、低價租車等, 使得豐田2010年3月在美國市場的銷量反而大幅增長近50%。由于人們的自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向是可以通過情景誘導(dǎo)而激發(fā)的(Wang & Lee, 2006), 所以當出現(xiàn)品牌丑聞后, 企業(yè)在應(yīng)對負面信息本身的同時, 完全可以通過啟動消費者的促進型調(diào)節(jié)導(dǎo)向來抵消負面丑聞帶來的影響。這也為企業(yè)應(yīng)對品牌丑聞提供了一種全新的視角和思路。

其次, Ahluwalia等 (2000) 曾提出企業(yè)應(yīng)針對不同承諾度的消費者采取不同的應(yīng)對策略：對于高承諾的消費者, 針對感知診斷性的反應(yīng)戰(zhàn)略比辯駁更加有說服力, 企業(yè)應(yīng)向消費者表明, 所發(fā)生的負面事件并不是本品牌獨有的, 其他品牌也存在同樣的問題; 對于低承諾的消費者, 企業(yè)進行辯駁更加有效, 例如質(zhì)疑曝光信息的真實性、完整性和可靠性。但由于品牌承諾發(fā)揮作用只存在于促進型調(diào)節(jié)導(dǎo)向的情況下, 所以我們認為上述策略也僅對于促進型調(diào)節(jié)導(dǎo)向的消費者是有效的。而對于防御型調(diào)節(jié)導(dǎo)向的消費者, 則無論其品牌承諾高低, 都應(yīng)采取辯駁策略。

第三, 我們雖然提出消費者的自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向?qū)ζ放瞥兄Z的作用具有調(diào)節(jié)效應(yīng), 但并不否認高品牌承諾具有顯著的削弱負面效應(yīng)的作用。因此, 企業(yè)仍應(yīng)高度重視對消費者品牌承諾的培養(yǎng)。一方面通過高質(zhì)量的產(chǎn)品和良好的服務(wù)來贏得消費者的青睞; 另一方面通過開展各種顧客忠誠計劃, 例如品牌社群、會員積分計劃等來維持與消費者之間的親密關(guān)系, 促進品牌承諾的形成。只有這樣, 才有可能讓品牌在發(fā)生負面丑聞的時候, 把負面影響降到最小。

5.3 局限性與未來研究方向

本研究存在以下幾個方面的局限性。首先, 本研究探討了消費者的自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向?qū)ζ放瞥兄Z抵御負面信息的調(diào)節(jié)作用, 我們認為其核心機制是由于不同調(diào)節(jié)導(dǎo)向影響了不同承諾消費者的動機所造成的。但這一結(jié)果也可能存在其他的解釋。例如,由于自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向與信息的描述框架(獲得或失去)相匹配時, 信息的說服力更強(Lee & Aaker, 2004),使得防御導(dǎo)向的個體更容易被負面信息說服。在通常情況下, 由于品牌承諾所導(dǎo)致的態(tài)度保護動機的作用, 不同承諾的防御型消費者被負面信息說服的程度會有所不同; 但在當這種框架匹配效應(yīng)所導(dǎo)致的負面信息說服力足夠強, 強到能夠抑制高承諾消費者的態(tài)度保護動機的時候, 品牌負面信息對高、低品牌承諾的防御型消費者都會造成負面影響, 并可能使兩者之間沒有差異, 從而呈現(xiàn)出與本研究相同的結(jié)論。

然而本研究的實驗2發(fā)現(xiàn), 消費者的動機在自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向和品牌承諾作用的關(guān)系之間起著中介作用; 并且在防御調(diào)節(jié)導(dǎo)向的情況下, 高承諾消費者的態(tài)度保護動機依然會隨著承諾的不同而變化, 只是由于準確性動機較高, 壓制了態(tài)度保護動機。這也就在本研究中排除了上述特定假設(shè)的可能性(因為假如負面信息的說服力足夠強的話,那么高承諾的消費者也就不會保護他們先前的品牌態(tài)度, 高承諾消費者的態(tài)度保護動機應(yīng)該與低承諾者一樣)。

雖然這種特殊情況下的可能性不足以作為本研究的具有普遍意義的作用機制, 但自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向和負面信息的框架匹配所導(dǎo)致的負面信息說服力問題依然值得在未來的研究中予以關(guān)注。

第二, 根據(jù)Ahluwalia (2000)的研究, 當消費者具有態(tài)度保護動機時, 會綜合采用偏差性同化、降低負面屬性權(quán)重和最小化負面信息影響三種策略來減少負面信息對自身態(tài)度的影響。由于自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向和品牌承諾交互造成的保護性動機和準確性動機的變化, 消費者對負面信息本身的嚴重程度和可信性評價也可能因此而發(fā)生變化, 這有待后續(xù)研究進一步去挖掘和證實。

第三, 本研究還發(fā)現(xiàn)防御型調(diào)節(jié)導(dǎo)向的消費者較促進型調(diào)節(jié)導(dǎo)向的消費者更容易受到品牌負面信息的影響, 而這一現(xiàn)象背后的理論機制, 也有待進一步探索。

第四, 本研究實驗1中沒有探討保護性動機和準確性動機在自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向影響品牌承諾抵御負面信息機制中的中介作用, 僅實驗2對此進行了分析, 因此這一結(jié)果的穩(wěn)定性與可靠性也需要通過未來更多的研究來驗證。

第五, 在二維交互效應(yīng)方面, 自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向和品牌承諾的交互作用, 以及品牌丑聞和品牌承諾的交互作用實驗1和實驗2存在著不一致的情況。雖然這兩個二維交互效應(yīng)并不屬于本研究主要探討的理論問題, 不會影響到主要假設(shè)的驗證。但我們?nèi)匀辉噲D去探尋其背后的原因, 我們發(fā)現(xiàn)這兩處不一致可能都與兩個實驗區(qū)分品牌承諾的方式不同有關(guān)系。實驗1采用的是從同一個測試品牌區(qū)分出高承諾組和低承諾組, 因此不同品牌承諾者的品牌態(tài)度相差不大; 實驗2采用的是品牌承諾度不同的兩個品牌, 因此其品牌態(tài)度無論是在接觸丑聞前和接觸丑聞后都呈現(xiàn)出較大的差異。此外, 實驗2中選取的低承諾品牌“德克士”, 其整體品牌資產(chǎn)(本文中體現(xiàn)為品牌承諾和品牌態(tài)度)要遠小于實驗1中的“佳能”和實驗2中的“肯德基”; 由于許多研究都(Ahluwalia, 2000; Klein & Dawar, 2004)證實, 原有品牌資產(chǎn)越弱, 對品牌負面效應(yīng)的抵御能力也越弱, 所以“德克士”在遇到品牌丑聞時, 其品牌態(tài)度會比“佳能”和“肯德基”下降得更多, 這也是造成實驗1和實驗2存在不一致的原因之一。我們希望在未來的研究中能繼續(xù)探尋這一問題。

Ahluwalia, R. (2000). Examination of psychological processes underlying resistance to persuasion.

Journal of Consumer Research, 27

(9), 217-232.Ahluwalia, R., Burnkrant, R. E., & Unnava, H. R. (2000).Consumer response to negative publicity： The moderating role of commitment.

Journal of Marketing Research, 37

(5),203-214.Ahluwalia, R., Unnava, H. R., & Burnkrant, R. E. (2001). The moderating role of commitment on the spillover effect of marketing communications.

Journal of Marketing Research,38

(4), 458-470.Ahluwalia, R. (2002). How prevalent is the negativity effect in consumer environments?

Journal of Consumer Research,29

(9), 270-279.Baron, R. M., & Kenny, D. A. (1986). The moderatormediator variable distinction in social psychological research：Conceptual, strategic, and statistical considerations.

Journal of Personality and Social Psychology, 51

(6), 1173-1182.Bless, H., Mackie, D. M., & Schwarz, N. (1992). Mood effects on attitude judgments： Independent effects of mood before and after message elaboration.

Journal of Personality and Social Psychology, 63

(4), 585-595.Beatty, S. E., Lynn, R. K., & Pamela, H. (1988). The involvement commitment model： Theory and implications.

Journal of Business Research, 16

(2), 159-167.Chaudhuri, A., & Holbrook, M. B. (2001). The chain of effects from brand trust and brand affect to brand performance： The role of brand loyalty.

Journal of Marketing, 65

(2), 81-93.Friedman, R. S., & F?rster, J. (2000). The effects of approach and avoidance motor actions on the elements of creative insight.

Journal of Personality and Social Psychology,79

(4), 477-492.Higgins, E. T. (1997). Beyond pleasure and pain.

American Psychologist, 52

(12), 1280-1300Klein, J. G., & Dawar, N. (2004).Corporate social responsibility and consumers’ attributions and brand evaluations in a product-harm crisis.

International Journal of Research in Marketing, 21

(3), 203-217.Lee, A. Y., & Aaker, J. L. (2004). Bringing the frame into focus： The influence of regulatory fit on processing fluency and persuasion.

Journal of Personality and Social Psychology, 86

(2), 205-218.Lee, A., Keller, P., & Sternthal, B. (2010). Value from regulatory construal fit： The persuasive impact of fit between consumer goals and message concreteness.

Journal of Consumer Research, 36

(2), 735-747Pennings, J., Wansink, B., & Meulenberg, M. (2002). A note on modeling consumer reactions to a crisis： The case of the mad cow disease. International

Journal of Research in Marketing, 19

(1), 91-100.Pham, T. M., & Avnet, T. (2004). Ideals and oughts and the reliance on affect versus substance in persuasion.

Journal of Consumer Research

(4), 503-5101Roehm, M. L., & Tybout, A. M. (2006). When will a brand scandal spill over, and how should competitors respond?

Journal of Marketing Research, 43

(3), 366-373.Sengupta, J., & Zhou, R. R. (2007). Understanding impulsive choice behaviors： The motivational influences of regulatory focus.

Journal of Marketing Research

(2), 297-308.Traylor, M. B. (1983). Ego involvement and brand commitment： Not necessarily the same.

Journal of Consumer Marketing, 1

(2), 75-79.Wood, W., & Quinn, J. M. (2004). Forewarned and forearmed?Two Meta-analytic syntheses of forewarnings of influence appeals.

Psychology Bulletin, 129

(1), 119-138.Wang, J., & Lee, A. Y. (2006). The role of regulatory focus in preference construction.

Journal of Marketing Research,43

(1), 28-381.Wen, Z. L., Zhang, L., & Hou, J. T. (2006). Mediated moderator and moderated mediator.

Acta Psychologica Sinica, 38

(3), 448-452.[溫忠麟, 張雷, 侯杰泰. (2006). 有中介的調(diào)節(jié)變量和有調(diào)節(jié)的中介變量.

心理學報,

38(3), 448-452.]Wang, H. Z., Jiang, H. Y., Jiang, Y., & Zhang, S. (2010). The influence of self-construal and brand commitment con consumers’ response to product-harm crisis： An attribution theory perspective.

Journal of Marketing Science, 6

(1), 24-40.[王海忠, 江紅艷, 江瑩, 張實. (2010).品牌承諾和自我建構(gòu)影響消費者對產(chǎn)品傷害危機的反應(yīng)—— 歸因理論視角.

營銷科學學報,

6(1), 24-40.]Wang, H. Z., Tian Y., & Hu, J. H. (2010). The negative spillover effect in brand alliance—based on the selective accessibility mechanism.

Journal of Marketing Science,6

(2), 32-41.[王海忠, 田陽, 胡俊華. (2010). 品牌聯(lián)合中的負面溢出效應(yīng)—— 基于選擇通達機制視角.

營銷科學學報,

6(2), 32-41.]Zhang, L., Zheng, Y. H., & Wu, C. (2011). The impact of consumers’ regulatory focus on brand extension evaluations.

Journal of Marketing Science, 7

(1), 15-34.[張黎, 鄭毓煌, 吳川. (2011). 消費者的調(diào)節(jié)聚焦對品牌延伸評價的影響.

營銷科學學報,

7(1), 15-34.]Zhu, H. W., Tu, R. T., Lin, Q. R., & Tu, B. G. (2009).Prefactual thinking, regulatory focus and unplanned purchase.

Acta Psychologica Sinica, 41

(7), 649-658.[朱華偉, 涂榮庭, 林倩蓉, 涂碧桂.(2009).預(yù)期性思考, 自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向與非計劃購買.

心理學報,

41(7), 649-658. ]

品牌承諾能抵御負面信息嗎?——自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向的調(diào)節(jié)作用*

1 引言

2 文獻回顧與假設(shè)提出

2.1 品牌丑聞對消費者的影響機制

2.2 品牌承諾在消費者面對品牌丑聞時的作用和機制

2.3 自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向、品牌丑聞和品牌態(tài)度的關(guān)系

3 實驗1

3.1 方法

3.1.1 實驗設(shè)計

3.1.2 實驗材料

3.1.3 實驗流程及變量測量

3.2 結(jié)果

3.3 實驗1小結(jié)

4 實驗2

4.1 方法

4.1.1 實驗設(shè)計

4.1.2 實驗材料

4.1.3 實驗流程及變量測量

4.2 結(jié)果

4.3 實驗2討論

5 討論與結(jié)論

5.1 理論貢獻

5.2 營銷啟示

5.3 局限性與未來研究方向

品牌承諾能抵御負面信息嗎?
——自我調(diào)節(jié)導(dǎo)向的調(diào)節(jié)作用*