“一”人代言的魅力：品牌代言人數如何影響消費者的品牌態度*

冉雅璇 劉佳妮 張逸石 衛海英

(1中南財經政法大學工商管理學院, 武漢 430073) (2武漢理工大學管理學院, 武漢 430070)

(3暨南大學管理學院, 廣州 510632)

“一個成功的品牌代言, 應該是既有助于產品與代言人的交流, 也有助于代言人與消費者的交流。”

——Under Armour公司創始人Kevin Plank

1 問題提出

名人代言是一種“物超所值”的品牌宣傳戰略(Elberse & Verleun, 2012)。許多企業不惜重金邀請、宣傳和推廣名人代言, 代言人費用甚至占營銷費用的一半以上。在現今的名人代言實例中, 品牌為了增強影響力和擴大消費群體, 越來越傾向于采用兩位或兩位以上名人同時代言的策略, 即品牌多名人代言(multiple celebrity endorsers)。例如, 勞力士的代言人曾經高達42人, 百事可樂2004年度代言人共有蔡依林等6位名人。然而, 可口可樂2014年放棄全明星代言大陣容, 僅選擇了金秀賢一人代言。那么, 一位代言人還是多位代言人更好？與廣泛存在的品牌多名人代言現象不相稱的是, 學界對該現象尚缺乏足夠的關注。

迄今為止, 品牌名人代言研究主要集中于單名人代言, 其中既包括一位名人代言一個品牌情境,也包括一位名人代言多個品牌情境。在單名人代言單品牌的前提下, 學者們考察了代言人特征(黃敏學, 姚舜禹, 劉茂紅, 2018)、代言人和品牌的形象匹配(van der Veen & Song, 2014)、代言人和消費者的匹配(Choi & Rifon, 2012)、消費者特征(Petty,Cacioppo, & Schumann, 1983)等因素對消費者的影響。近年來, 學者們逐漸將視線投向一位名人代言多個品牌的現象, 探討了其有效性及溢出效應(Chen, Chang, Besherat, & Baack, 2013)。然而, 與以上豐富的品牌單名人代言研究相反, 僅有零星幾項研究涉及到品牌多名人代言(Rice, Kelting, &Lutz, 2012; Thomas & Fowler, 2015; Handriana &Wisandiko, 2017; Um, 2008), 這與極為常見的品牌多名人代言的現象極不相稱。此外, 這些僅有的涉及品牌代言人數研究的結論并不一致。品牌代言人數如何影響消費者品牌態度？其作用機理是什么？這些重要的問題也尚待解答。因此, 本研究擬針對上述問題, 探討品牌代言人數對消費者態度的機制與邊界。

1.1 品牌代言人數

品牌代言人是“通過在品牌宣傳活動中進行陳述, 或以行為來表現品牌形象和特征的人”(Elberse & Verleun, 2012), 是消費者與品牌建立關系的關鍵載體(Ilicic & Webster, 2013)。對于如何選擇恰當的品牌代言人這一問題, 學界主要呈現了兩種觀點：匹配假說(Match-Up Hypothesis)和信源吸引力模型(Source Attractiveness Model)。前者強調品牌代言人和品牌的匹配性(Lafferty, Goldsmith, &Newell, 2002), 后者關注代言人的吸引力因素(Ilicic & Webster, 2013)。然而這些觀點囿于“品牌代言人為一人”的前提, 無法回答品牌代言人數因素(一人vs.多人)對代言效果的具體作用。

此外, 在僅有的涉及品牌多人代言的研究中,對品牌代言人數因素的探討也存在不足。首先, 品牌代言人數這一因素對品牌態度的直接作用及其內部機制還處于黑箱之中。例如, Rice等(2012)分析了品牌代言人數、形象一致性和涉入度三種因素的混合作用, Saleem (2007)、Handriana和Wisandiko(2017)同時操縱了品牌代言人數和涉入度, 均未檢驗品牌代言人數的直接影響機理。第二, 現有研究主要基于信息重復性的視角, 即多位代言人比一位代言人能提供重復的信息, 該研究視角既與廣告播放重復(不論一位代言人還是多位代言人)的現實相悖, 還忽略了人們在感知一人和多人時的關鍵差異。已有大量心理學研究證實, 人數(一人vs.多人)會引起印象形成速度(Hamilton & Sherman, 1996;Susskind, Maurer, Thakkar, Hamilton, & Sherman,1999)、分享意愿(Barasch & Berger, 2014)以及人際態度(Small, Loewenstein, & Slovic, 2007)等方面的差異。第三, 有關“一位代言人還是多位代言人更好”的問題, 現有研究結論仍存在不一致。一類研究認為, 當消費者涉入度低時, 多人代言比單人代言更優。例如, Handriana和Wisandiko (2017)與Saleem(2007)指出, 在消費者低涉入度(即對產品不熟悉)的情況下, 多位代言人比一位代言人能帶來更加積極的廣告評價, 而在消費者高涉入度的情況下則沒有顯著差異; 類似地, Rice等(2012)發現, 僅當消費者涉入度較低時, 多人代言(vs.單人代言)的廣告評價更高。然而, 另一類研究結論卻與上述結論相反。例如Thomas和Fowler (2015)發現, 對于低涉入度產品, 單人代言反而比多人代言的廣告評價更加積極。本研究針對以上問題, 在現有“一人”對“多人”研究的基礎上深入探究品牌代言人數的有效性, 剖析品牌代言人數對消費者品牌態度的影響機制。

1.2 品牌代言人數與品牌態度

品牌代言情境為同時出現于其中的品牌和代言人建立了高度的相關性。諸多品牌代言的研究從形象轉移(Image Transference)視角指出, 消費者會自動形成品牌特征和代言人特征的聯想網絡。一方面, 消費者會憑借品牌線索形成對代言人的特征評價, 如當品牌犯錯時, 其代言人往往會被認為更加不可信(Louie & Obermiller, 2002); 另一方面, 消費者也會根據代言人特質推斷品牌特征, 如年老代言人會使品牌看上去更有“歷史感” (Huber, Meyer,Vogel, Weihrauch, & Hamprecht, 2013)。由此可見,品牌特征和代言人特征可以相互轉移并影響。在品牌代言人情境中, 名人的形象會自然轉移到品牌身上(Miller & Allen, 2012)。就品牌代言人數而言, 當品牌由一人代言時, 消費者會認為品牌擁有“一人”的特質, 而當品牌由多人代言時, 消費者會感知品牌擁有“多人”的特質。

一人特質和多人特質究竟有何感知上的差異？單人積極偏差(Person-Positivity Bias)是解釋個體面對“一人 vs.多人”的心理差異的經典效應, 指出個體對一人的評價會比對多人的評價更加積極(Sears, 1983)。單人積極偏差理論的提出者 Sears(1983)認為, “人格性(Personhood)”是人們對一個或多個對象反應差異的關鍵。人格性這一概念原屬哲學范疇, 是描述作為個人存在狀態的變量。一個由多個人所組成的群體往往被看作一個抽象的實體,其存在狀態更接近一個物體而非一個人, 因此一人具有高人格性而多人具有低人格性。一些有關道德行為的研究也佐證了該觀點。Critcher和 Dunning(2013)發現, 人們會推斷多人的道德行為是基于規范或壓力, 而一人的道德行為是基于自我道德意識,可見一人比多人更加自主、更加接近“個人存在”的感知狀態。因此, 人格性程度的不同會導致態度的差異。相比低人格性的“它” (如被視為某件物品或某個組織的存在), 人們對高人格性的“他/她”(如被視為一個具體的人的存在)的評價往往會更高, 也會認為更相似、更親近, 更傾向于采用啟發式加工(Sears, 1983; Iyengar et al., 2013; Critcher & Dunning,2014)。例如在消費者與企業互動情境, 銷售員采用高人格性的單人稱代詞(即“我”)比低人格性的多人稱代詞(即“我們”)會使得顧客滿意和重購意愿更高(Packard, Moore, & McFerran, 2018)。綜上, 由于(1)代言人數象征的人格性會轉移到品牌身上, 且(2)一人比多人的人格性更高, 我們提出, 品牌單人代言比品牌多人代言更能提升消費者的品牌態度。

假設 1：相比品牌多人代言, 品牌單人代言使消費者的品牌態度更高。

品牌代言人的關鍵作用在于展現品牌身份, 從而有助于消費者與品牌建立關系, 即自我?品牌聯結(self-brand connection) (Park, MacInnis, Priester,Eisingerich, & Iacobucci, 2010; Escalas, 2004)。我們提出, 自我?品牌聯結是解釋品牌代言人數與品牌態度關系的關鍵路徑, 且消費者與品牌單人代言(vs.品牌多人代言)的自我?品牌聯結更高。一方面,相比于代表“多人”的品牌, 代表“一人”的品牌被認為更加穩定且唯一, 進而更容易與消費者建立聯結。研究表明, 個體更容易與一個人而非多個人建立關系(Willis & Todorov, 2010; Susskind et al.,1999), 也更容易與一個人進行溝通(Barasch &Berger, 2014), 甚至更容易原諒一個人(vs.多個人)(Newheiser, Sawaoka, & Dovidio, 2012)。正如本文開篇引用Kevin Plank所言“成功的品牌代言……應該有助于代言人與普通消費者的交流”, 一位代言人比多位代言人更容易與消費者建立交流橋梁。另一方面, 由于“一人”比“多人”更加凸顯人格性, 并且人們更愿意與高人格性對象建立親密聯系(Iyengar et al., 2013), 所以人們與一人代言品牌的聯結程度高于與多人代言品牌。諸多擬人化研究也表明, 消費者與擬人化品牌的關系更加親密(Zhou,Kim, & Wang, 2019), 而擬人化可提升人格性程度。因此, 一人代言品牌(vs.多人代言品牌)能增強消費者與品牌的自我?品牌聯結。

自我?品牌聯結是消費者將品牌納入自我概念的程度(Escalas, 2004; Escalas & Bettman, 2017), 可以正向促進消費者對品牌的態度。大量品牌研究已經發現, 自我?品牌聯結可以喚起積極情感、提升品牌認同(Park et al., 2010), 甚至在品牌犯錯時提供保護機制(Cheng, White, & Chaplin, 2012)。因此我們認為, 自我?品牌聯結中介品牌代言人數對品牌態度的影響, 且消費者與單個品牌代言人(vs.多個品牌代言人)的自我?品牌聯結程度更高, 進而對單人代言(vs.多人代言)的品牌態度更加積極。我們提出假設：

假設 2：自我?品牌聯結中介品牌代言人數(一人vs.多人)對消費者的品牌態度的影響。

由于品牌代言人數效應的邏輯依賴于(1)消費者將感知代言人特質轉移為對品牌特征的評價以及(2)消費者傾向于與象征“一人”身份的品牌建立情感聯結, 我們指出假設1和假設2的成立僅局限于身份象征型產品(identity-signaling product), 即具有身份表征意義的產品(Otterbring, Ringler,Sirianni, & Gustafsson, 2018)。其一, 身份象征型產品會強化代言人和品牌之間的聯想性(Otterbring et al., 2018; Gao, Winterich, & Zhang, 2016), 從而使消費者更容易依據代言人數(一人 vs.多人)線索去推斷品牌的特征, 即依賴形象轉移路徑去產生品牌態度。其二, 身份象征型產品具有排他性、優越性和獨特性等屬性(Halevy, Chou, Cohen, &Livingston, 2011), 消費者更傾向于將之作為自我概念的一部分, 從而建立自我?品牌聯結(Park et al.,2010)。據此我們認為, 品牌單人代言(vs.品牌多人代言)的優勢僅存在于身份象征型產品; 對于非身份象征型產品, 消費者則不會或較少通過品牌代言人與品牌建立聯結, 品牌代言人數對自我?品牌聯結的作用會被弱化。我們提出假設：

假設3：身份象征型產品(vs.非身份象征型產品)調節品牌代言人數對自我?品牌聯結的影響。具體而言, 當產品屬于非身份象征型產品時, 品牌代言人數(單人vs.多人)對自我?品牌聯結的影響將會被弱化。

1.3 邊界條件

何時品牌多人代言優于品牌單人代言呢？我們提出, 當多位品牌代言人是(或者被描述成)一個團體時, 消費者對品牌多人代言的品牌態度比品牌單人代言時更高。根據格式塔(Gestalt)理論, 人們傾向于將一個畫面中的各個部分看作一個整體(K?hler, 1970), 從而加工更加快速、積極。在營銷情境中, 消費者也會基于格式塔心理去處理品牌的營銷信息和產品信息(Park, Jaworski, & MacInnis,1986; Cunha, Forehand, & Angle, 2015)。當外部線索表明多位品牌代言人為一個不可分割的團體時, 格式塔心理會使消費者將多位品牌代言人看作“一個”整體(whole), 從而當作一個具有完整人格性的對象處理(Weaver, Garcia, & Schwarz, 2012)。依據形象轉移視角, 消費者會認為這樣的“一個”團體代言的品牌同樣擁有“一人”的特質, 并認為此時團體型多人代言與一人代言類似。

雖然團體型多人代言與一人代言象征的品牌形象均為“一個”, 但是團體型多人代言更加凸顯完整性和不可分割性的線索, 這些線索可以提升代言對象的人格性程度。有關整體偏差(Bias for the Whole)的研究指出, 消費者傾向于維護完整性, 難以容忍完整性受到破壞(Mishra, Mishra, &Nayakankuppam, 2006)。相較于有缺陷的對象, 完整對象的擬人性程度也更高(White, Lin, Dahl, &Ritchie, 2016)。在單個對象被視為一個不完整的對象時, 人們對于表達完整意義的多個對象往往比單個對象表現更積極、更正面的態度。因此, 相較于團體中的某一位代言人, 消費者會更加偏好于一個完整的代言人團體。值得指出的是, 這種現象同樣在產品組合中得到體現, 即當多個產品的組合被視為一個完整的整體時, 該組合(vs.單個產品)能提升消費者偏好(Shaddy & Fishbach, 2016; Evers, Inbar,& Zeelenberg, 2014), 這種現象被稱為組合匹配效應(set-fit effect)。綜上, 由于(1)團體型多人代言與一人代言均能反映品牌擁有“一個”身份, 且(2)團體型多人代言比一人代言的人格性更高, 所以相比一人代言和非團體型多人代言, 團體型多人代言能強化品牌與消費者之間的價值——自我?品牌聯結,進而提升品牌態度。我們提出假設：

假設 4：當多位品牌代言人為一個團體時, 消費者對品牌多人代言的品牌態度高于品牌單人代言。

1.4 當前研究

本研究首先開展了一項預實驗以驗證代言人數效應的假設前提, 即當品牌由一人代言時, 消費者會認為品牌擁有“一人”的特質, 而當品牌由多人代言時, 消費者會感知品牌擁有“多人”的特質。隨后, 我們將開展 4個實驗驗證研究假設。其中, 實驗1檢驗品牌代言人數對品牌態度的影響以及自我?品牌聯結的中介作用; 實驗 2通過測量被試與品牌之間已有的自我?品牌聯結, 采用機制型調節(moderation-of-process approach; Spencer, Zanna, &Fong, 2005)的方法再次驗證自我?品牌聯結的機理;實驗3檢驗了品牌代言人數的局限條件; 實驗4最后驗證了團體型多人品牌代言的邊界條件。

2 預實驗：品牌代言人數對品牌特質推斷的影響

2.1 實驗設計與流程

預實驗的目的為了驗證本研究的假設前提, 即品牌代言人數會影響到消費者對品牌特征推斷。實驗采用 4(服裝[五人代言], 化妝品[兩人代言], 珠寶[單人代言], 手表[單人代言])的組內設計。為避免已有品牌認知, 4個品牌均采用了虛擬品牌, 其中服裝品牌名為TP Shop, 化妝品名為Caring More,珠寶品牌名為J.Estina, 手表品牌名為TeWise。

53名在校本科生(Mage= 20.32歲,SD= 1.25)參與了此次實驗。被試首先被告知“以下為服裝品牌TP Shop的最新宣傳照”, 并觀看了包含5位代言人的宣傳照。然后, 被試依次評價了“TP Shop品牌風格很專一”、“TP Shop品牌風格很多元”、“TP Shop品牌可以適合某一類人”、“TP Shop品牌可以適合很多不同的人” (1 = “非常不同意”, 7 = “非常同意”),并評價“如果TP Shop品牌擁有人格, TA是” (1 =“可以代表一個人的身份特質”, 7 = “可以代表多個人的身份特質”)。為了排除品牌和代言人的影響,被試還對代言人熟悉度和品牌熟悉度均進行了評價(1 = “非常陌生”, 7 = “非常熟悉”)。由于本實驗為組內設計, 被試繼續對化妝品品牌Caring More、珠寶品牌J.Estina和手表品牌TeWise依次進行了評價, 流程和問項與服裝品牌TP Shop相同。最后, 被試報告了人口基本信息且猜測實驗目的。

2.2 實驗結果

所有被試都未猜出實驗目的。描述性數據結果見表1。為了對比風格專一性和風格多元性、適合某一類人和適合不同的人的得分差異, 我們采用配對樣本t檢驗。結果顯示, 對于多人代言的品牌, 被試認為的風格更加多元化[TP Shop:t(52) = 4.09,p< 0.001; Caring More:t(52) = 11.90,p< 0.001]且更加適合不同的人[TP Shop:t(52) = 6.84,p< 0.001;Caring More:t(52) = 2.30,p= 0.026], 而單人代言的品牌被認為更加風格更加專一化[J.Estina:t(52) =4.12,p< 0.001; TeWise:t(52) = 5.56,p< 0.001]且更加適合某一類人[J.Estina:t(52) = 10.99,p< 0.001;TeWise:t(52) = 10.38,p< 0.001]。此外, 以“4”為對比值的單樣本 t檢驗表明, 多人代言品牌被認為更加代表多個人的身份特質[TP Shop:t(52) = 5.80,p< 0.001; Caring More:t(52) = 10.27,p< 0.001], 單人代言品牌則被認為更加代表一個人的身份特質[J.Estina:t(52) = ?2.78,p= 0.008; TeWise:t(52) =?8.69,p< 0.001]。將品牌熟悉度和代言人熟悉度作為協變量, 以上對比結果不會發生改變。因此, 預實驗支持了代言人數的形象轉移觀點, 即當品牌由一(多)個人代言時, 品牌會被認為擁有“一人” (“多人”)的身份。

表1 預實驗描述性數據結果

3 實驗1：品牌代言人數的基礎效應

3.1 實驗設計

實驗1旨在檢驗品牌代言人數對消費者的品牌態度的影響(假設 1)和自我?品牌聯結的中介作用(假設 2)。為了彌補以往研究設計的不足, 實驗 1還包括兩點設計：第一, 為了避免Rice等(2012)、Thomas和 Fowler (2015)研究中的簡單暴露效應,本實驗的品牌多人代言組采用了3位代言人在一則廣告同時出現的設計; 第二, Handriana和Wisandiko(2017)研究中的品牌單人代言僅選擇了品牌多人代言中的一位代言人, 難以排除特定代言人自身特質的影響, 因此本實驗設計了 3個品牌單人代言組,包括了品牌多人代言中的每一位代言人。

實驗采用單因素4水平(品牌代言人數：一人A vs.一人B vs.一人C vs.三人)組間設計, 其中品牌單人代言有一位女性(包括A、B、C三人), 而品牌多人代言有三位女性。為了控制消費者原有的消費者?企業關系、企業熟悉度和代言人性別等干擾變量的影響, 本研究的實驗操縱采用虛擬的女性服裝企業“Classy Katti”和虛擬的代言人宣傳照(如圖1所示), 宣傳照中包含企業logo和名稱。為了保證被試對產品有一定的初始購買可能性, 且由于虛擬企業為女性服裝, 本次實驗招募對象僅限于女性。210名在校大學生參與本次實驗, 排除 2名男性被試, 剩余208名女性被試。采用G*Power 3.1計算樣本量的power值(Faul, Erdfelder, Buchner, & Lang,2009), 選擇單因素方差分析, 當組數為 4、效應量(f)為 0.4、顯著性水平為0.05時, 樣本量為208的power值為0.99, 超過基本水平0.80。

圖1 實驗1實驗材料1 實驗材料依次為一人A、一人B、一人C、三人。

3.2 預實驗

預實驗是一個課堂實驗, 共 94名本科學生(Mage= 20.97歲,SD= 1.04)參與。預實驗是3(代言人A vs.代言人B vs.代言人C)的組內設計, 旨在驗證被試對品牌代言人與普通人的評價差異。被試首先觀看代言人圖片, 然后評價“假設你對一名普通人的喜愛程度為 0, 你對圖中人物的喜愛程度是” (?3 = “非常不喜歡”, 0 = “與對普通人態度無差異”, 3 = “非常喜歡”)和“你對圖中人物的熟悉程度是” (1 = “非常不熟悉”, 7 = “非常熟悉”), 最后匯報年齡和性別。以0為檢驗值的單樣本t檢驗顯示, 被試對代言人A [M代言人A= 1.65,SD= 1.09;t(93) =14.74,p< 0.001]、代言人 B [M代言人B= 1.47,SD=0.95;t(93) = 15.03,p< 0.001]、代言人 C [M代言人C=1.62,SD= 1.31;t(93) = 11.95,p< 0.001]的喜愛程度顯著高于普通人。并且, 一系列配對 t檢驗結果表明, 被試對 A、B、C三人的喜愛程度和熟悉程度均無顯著差異(ts < 1.43,ps > 0.16)。

3.3 實驗流程

被試被隨機分配到4個實驗組中, 首先閱讀實驗引導語。為了隱藏實驗真實目的, 引導語將問卷介紹為“女性服裝廣告市場調查”。隨后, 被試將閱讀一段Classy Katti企業的介紹：“Classy Katti成立于 1995年, 專門針對女性市場推出高質量的國際時裝系列, 包括優雅知性的都市時裝和休閑便裝等。”被試接下來觀看了Classy Katti的夏季宣傳照,并依次匯報了品牌態度(1 = “非常差/非常不喜歡/非常負面”, 7 = “非常好/非常喜歡/非常積極”;α=0.94)、品牌選擇(“如果我需要購買女裝, 我對Classy Katti會是”, 1 = 選擇, 2 = 拒絕, 3 = 不確定)、自我?品牌聯結(1 = “我感覺與Classy Katti很疏遠/Classy Katti與我非常不接近”, 7 = “我感覺與Classy Katti很親密/Classy Katti與我非常接近”;r=0.85,p< 0.001; Park, Eisingerich, & Park, 2013)。為了排除代言人和品牌的可能影響, 被試評價了對Classy Katti的熟悉程度(1 = “非常陌生”, 7 = “非常熟悉”)和知名程度(1 = “非常不知名”, 7 = “非常知名”)以及對代言人的喜愛程度(1 = “非常不喜歡”,7 = “非常喜歡”)和知名程度(1 = “非常不知名”, 7 =“非常知名”), 以及代言人和品牌的形象匹配程度(1 = “非常不匹配”, 7 = “非常匹配”)。實驗結束后,被試回憶了廣告中有幾位女性, 然后報告了人口基本信息且猜測實驗目的。

3.4 實驗結果

操縱檢驗。所有被試都未猜出本實驗目的。在剔除 7位未通過注意力問項的被試數據后, 得到201份有效數據, 被試的平均年齡為22.67歲(SD=2.77)。作為品牌代言人數的操縱檢驗, 三人代言組中有 96.42% (54/56)被試回憶正確, 一人代言組中有 97.24% (141/145)被試回憶正確, 兩組被試的回憶準確率無顯著差異, χ2(1) = 0.09,p= 0.761。該結果既表明品牌代言人數的操縱成功, 也說明兩組被試的涉入度無差異。

主效應。以品牌態度為因變量, 單因素方差分析的結果發現品牌代言人數的主效應顯著,F(3,197) = 3.39,p= 0.019,= 0.05。組間對比顯示, 品牌三人代言組的被試(M三人= 4.49,SD= 1.53)對Classy Katti品牌的評價均顯著低于品牌一人A代言組[M一人A= 5.09,SD= 1.13;F(1, 197) = 5.08,p=0.026,= 0.05]、品牌一人 B 代言組[M一人B= 5.11,SD= 1.17;F(1, 197) = 5.00,p= 0.028,= 0.05]和品牌一人C代言組[M一人C= 5.21,SD= 1.25;F(1,197) = 6.63,p= 0.011,= 0.06], 且三個品牌單人代言組之間無顯著差異(Fs < 0.26,ps > 0.607)。該結果表明, 品牌單人代言對消費者品牌態度的影響顯著高于品牌多人代言, 假設1得到支持。

對于品牌選擇(1 = 選擇, 2 = 拒絕, 3 = 不確定), 一人代言組(61.38%選擇, 11.72%拒絕, 26.90%不確定)與三人代言組(42.86%選擇, 12.5%拒絕,44.64%不確定)的概率分布呈顯著差異, χ2(2) = 6.48,p= 0.039。將品牌選擇重新編碼為類似于連續變量的分值(3 = 選擇, 2 = 不確定, 1 = 拒絕), 獨立樣本t檢驗表明一人代言組的得分邊緣顯著性高于三人代言組,t(199) = 1.77,p= 0.079。該結果從品牌選擇的角度再次支持了假設1。

中介分析。接下來, 本研究采用 Preacher和Hayes (2008)的中介分析模型(Model 4, Bootstrapping 1000次), 對假設2提出的自我?品牌聯結的中介作用進行了檢驗, 如圖2所示。將品牌代言人數轉為虛擬變量(?1 = 三人, 1 = 一人), 結果發現, 自我?品牌聯結在品牌代言人數(單人 vs.多人)對品牌態度的影響中的中介路徑顯著(非直接路徑效應 =0.26,SE= 0.08, 95% CI: [0.1034, 0.4179]), 支持假設2。

圖2 Bootstrapping中介分析

控制因素。4組被試的品牌熟悉度、品牌知名度、代言人喜愛程度、代言人知名度均無顯著差異Fs < 1.44,p> 0.231; 4組被試認為代言人和品牌的匹配程度也無差異,F(3, 197) = 0.33,p= 0.804,=0.01; 將這 5個控制變量作為協變量也不會改變品牌代言人數對品牌態度的主效應結果,F(3, 192) =8.21,p< 0.001,= 0.11。

實驗小結。實驗1驗證了假設1和假設2, 即消費者面對一位品牌代言人比面對多位品牌代言人產生的自我?品牌聯結更高, 從而帶來更強的品牌態度。然而, 實驗 1有所不足：第一, 代言人和被試僅限女性; 第二, 雖然我們排除了一位品牌代言人的個體差異的影響, 但是未排除多位品牌代言人可能帶來的感知多樣性的作用。因此, 實驗2將一方面彌補以上兩點不足, 改善實驗設計, 另一方面通過操作先驗自我?品牌聯結, 進一步證實品牌代言人數效應的內部機制。

4 實驗2：先驗自我?品牌聯結的調節作用

4.1 實驗設計

實驗 2的目的在于通過測量被試的先驗自我?品牌聯結, 即消費者與品牌已有的聯結狀態, 試圖采用調節的方法再次驗證自我?品牌聯結的中介作用, 并排除其他可能的替代性解釋。實驗2在設計上主要包括以下改動：(1)與實驗1不同, 實驗2采用的多人代言廣告為多位代言人在不同廣告出現;(2)實驗材料同時包括男女品牌代言人, 具體見圖 3;(3)被試包括男性和女性; (4)單人代言組中重復呈現同一位代言人廣告4次, 而多人代言組中呈現不同代言人廣告4次, 從而抵消重復暴露效應; (5)采用真實品牌Baume & Mercier2前測(N = 31)發現, Baume & Mercier的品牌知名度中等, 適合作為測量先驗自我?品牌聯結的刺激物。。因此, 實驗2為單因素5水平(品牌代言人數：單女A vs.單女B vs.單男A vs.單男B vs.四人)被試間設計, 249名在校本科生參與本次實驗。選擇G*Power 3.1的單因素方差分析, 當組數為5、效應量(f)為0.4、顯著性水平為0.05時, 樣本量為249的 power值為 0.99,超過基本水平0.80。

圖3 實驗2實驗材料

4.2 實驗流程

被試被告知參與一個“手表廣告評價調查”的實驗中, 隨后被隨機分配到 5個實驗組中, 流程如圖4。所有被試首先閱讀一段Baume & Mercier的品牌介紹, 介紹頁呈現時間為10秒, 并被要求隨后觀看幾張產品宣傳照。在4個單人代言組中, 被試觀看4張相同的廣告; 在4人代言組中, 被試觀看4張不同的廣告。廣告呈現時間限定為 3秒, 每個廣告之間暫停 1秒, 并文字提示下一頁繼續觀看Baume & Mercier廣告。然后, 被試對品牌態度、先驗自我?品牌聯結進行了評價。品牌態度測量問項與實驗1相同(α= 0.92); 由于自我?品牌聯結反映了自我在品牌中的彰顯程度(“me-ness in the brand”; Park et al., 2013), 所以先驗自我?品牌聯結測量采用Aron, Aron和Smollan (1992)提出的自我與他人包含程度量表(Inclusion of Other in the Self)。接著, 被試回答是否認識代言人(如果認識并填寫代言人名字)、對代言人的熟悉程度(1 = “非常陌生”, 7 = “非常熟悉”), 以及對 Baume & Mercier產品的感知多樣化(1 = “非常單一”, 7 = “非常多樣”)和感知質量(1 = “非常差”, 7 = “非常好”)。實驗結束后, 被試匯報了人口基本信息, 并被詢問了實驗目的。

4.3 實驗結果

主效應。首先, 沒有被試猜出實驗的直接目的。然后剔除4位未通過注意力問項的被試數據, 剩下245份有效數據(62%女性), 平均年齡為 21.29歲(SD= 2.61)。以品牌態度為因變量的單因素方差分析顯示, 品牌代言人數的主效應顯著,F(4, 240) =3.54,p= 0.008,= 0.06。具體而言, 相比于四人代言(M四人= 3.95,SD= 1.57), 單女 A [M單女A= 4.96,SD= 1.00;F(1, 240) = 13.45,p< 0.001,= 0.13]、單女 B [M單女B= 4.67,SD= 1.47;F(1, 240) = 5.33,p= 0.023,= 0.05]、單男 A [M單男A= 4.56,SD=1.09;F(1, 240) = 4.86,p= 0.030,= 0.05]、單男 B[M單男B= 4.80,SD= 1.67;F(1, 240) = 6.81,p= 0.010,= 0.07]代言宣傳引起的品牌態度均更高。

調節分析。為了檢驗先驗自我?品牌聯結的調節作用, 我們將品牌代言人數(單人vs.四人)編碼為虛擬變量(單人代言 = 1, 四人代言 = 2)。以品牌態度為因變量, 品牌代言人數、先驗自我?品牌聯結以及兩者的交互項為自變量的回歸分析顯示：模型顯著[R2= 0.19,F(3, 241) = 18.94,p< 0.001], 品牌代言人數(= ?2.52,t= ?5.52,p< 0.001)、先驗自我?品牌聯結(= ?0.40,t= ?2.69,p= 0.008)及兩者交互作用(= 0.52,t= 4.45,p< 0.001)均顯著, 見圖5。我們使用簡單斜率分析(simple slope analysis),進一步檢驗在不同的先驗自我?品牌聯結水平(Mean ± 1SD)下代言者人數的作用差異：對于高先驗自我?品牌聯結(M= 5.44)的被試, 單人代言與四人代言產生的品牌態度無顯著差異(= 0.28,t=0.26,p= 0.798); 而對于低先驗自我?品牌聯結(M=1.84)的被試, 單人代言比四人代言的品牌態度更高(= ?1.57,t= ?2.31,p= 0.022)。以上結果說明,品牌代言人效應僅發生在消費者與品牌的已有情感聯結較低的情況。

圖4 實驗2流程示意圖4 多人代言組中4張廣告圖隨機呈現。

圖5 品牌代言人數與先驗自我?品牌聯結的交互作用

替代性解釋和控制因素。品牌代言人數對感知質量的主效應不顯著,F(1, 240) = 1.06,p= 0.376,= 0.02; 但對感知產品多樣性存在邊緣性顯著差異,F(1, 240) = 2.18,p= 0.072,= 0.04; 且四人代言廣告比另外 4個單人代言廣告的感知產品多樣性均更高,Fs > 2.81,p< 0.097。但是, 感知產品多樣性并不中介代言人數(1 = 單人代言, 2 = 多人代言)對品牌態度的影響(非直接路徑效應 = ?0.02,SE= 0.06, 95% CI: [?0.0278, 0.2926]); 將感知多樣性作為協變量進行以品牌態度為因變量的單因素協方差分析, 效應結果未發生改變,F(4, 239) =4.44,p= 0.002,= 0.07。并且, 5組被試對代言人的熟悉程度無顯著性差異, 也不對結果造成影響。此外, 4個單人代言組之間的品牌態度無顯著差異,ps > 0.11; 不同代言人性別也不會引起品牌態度的差異,t(198) = 0.63,p= 0.532; 被試性別與代言人性別的交互作用也不顯著,F(1, 196) = 0.70,p=0.404。

實驗小結。實驗2既重復驗證了單人代言比多人代言的優勢, 還彌補了實驗1在樣本選擇、實驗材料和實驗設計方面的不足。此外, 實驗測量了被試的先驗自我?品牌聯結, 分析其調節品牌代言人數的作用——即當先驗自我?品牌聯結高時, 品牌代言人數效應消失。該結果表明了自我?品牌聯結在品牌代言人數效應中的關鍵作用, 進一步佐證了自我?品牌聯結的解釋機制。

5 實驗 3：身份象征型產品的邊界條件

5.1 實驗設計

實驗3旨在分析品牌代言人數效應成立的前提條件, 即僅針對于身份象征型產品, 一人代言比多人代言更有效。本實驗采用真實品牌(比速汽車)和真實代言人(一位代言人：黃曉明; 三位代言人：黃曉明、許巍、吉克雋逸); 其中身份象征型廣告詞為“至尊所行, 唯有比速”, 非身份象征型廣告詞為“隨性所行, 唯有比速”。實驗材料見圖6所示。該實驗為2(品牌代言人數：單人vs.多人) × 2(產品類型：身份象征型 vs.非身份象征型)組間因子設計,161名在校本科生參與本次實驗。選擇G*Power 3.1的雙因素方差分析, 當組數為4、自由度為1、效應量(f)為0.25、顯著性水平為0.05時, 樣本量為161的power值為0.88, 超過基本水平0.80。

圖6 實驗3實驗材料

5.2 實驗流程

被試被隨機分配到4個實驗組中, 觀看一則比速汽車廣告。然后被試評價品牌態度(α= 0.91)和自我?品牌聯結(r= 0.57,p< 0.001), 測量問項與實驗1一致。為了檢驗操縱是否成功, 被試回答了產品的身份象征感知(“比速汽車能象征消費者的身份”;1 = “非常不同意”, 7 = “非常同意”)。并且, 為了控制被試對真實品牌和真實代言人偏好的差異, 本實驗測量了被試對品牌的熟悉程度(1 = “非常不熟悉”,7 = “非常熟悉”)和對代言人的喜愛程度(1 = “非常不喜歡”, 7 = “非常喜歡”)。被試最后匯報了人口統計學信息并猜測了實驗目的。

5.3 實驗結果

操縱檢驗。所有被試都沒猜出實驗目的。3名被試未通過注意力問項, 其數據在后續分析中被刪去, 剩下 158份有效數據(58.22%女性), 平均年齡為20.91歲(SD= 3.40)。以身份象征感知為因變量的 t檢驗表明, 被試認為“至尊所行, 唯有比速”廣告(M= 4.54,SD= 1.28)的身份象征感知比“隨性所行, 唯有比速”廣告(M= 3.71,SD= 0.96)更高,t(156)= 4.61,p< 0.001。并且, 2(品牌代言人數) × 2(產品類型)對身份象征感知的雙因素方差僅表明了產品類型的主效應顯著[F(1, 154) = 21.06,p< 0.001, ηp2= 0.12], 品牌代言人數[F(1, 154) < 1,p= 0.57]及其兩者交互作用[F(1, 154) < 1,p= 0.68]都不顯著, 由此說明自變量(品牌代言人數)不會對調節變量(身份象征型產品)造成影響。以上分析產品類型的實驗操縱成功。

主效應。品牌態度作為因變量, 2(品牌代言人數) × 2(產品類型)的雙因素方差分析顯示：品牌代言人數的主效應[F(1, 154) = 5.99,p= 0.016,=0.04]和兩者的交互作用[F(1, 154) = 4.24,p= 0.041,= 0.03]均顯著, 產品類型的主效應不顯著,F(1,154) < 1,p= 0.55。進一步的組間對比表明, 對于身份象征型廣告, 一人代言比三人代言的品牌態度更高[M身份象征?單人= 4.65,SD= 1.07 vs.M身份象征?三人=3.88,SD= 1.24;F(1, 154) = 8.72,p= 0.004,=0.10], 而對于非身份象征型廣告, 一人代言與三人代言之間無顯著差異[M非身份象征?單人= 4.40,SD=0.84 vs.M非身份象征?三人= 4.33,SD= 1.13;F(1, 154) <1,p= 0.77]。

中介分析。將品牌代言人數(0 = 一人, 1 = 三人)和產品類型(0 = 非身份象征型, 1 = 身份象征型)標記為虛擬變量, 被調節的中介分析模型(Model 8, Bootstrapping 1000次; Preacher & Hayes,2008)的結果表明自我?品牌聯結的間接效應顯著(非直接路徑效應 = ?0.57,SE= 0.29, 95% CI:[?1.1519, ?0.0459])。當產品為非身份象征型時, 自我?品牌聯結的中介作用不顯著(非直接路徑效應 =0.03,SE= 0.18, 95% CI: [?0.3643, 0.3360]); 而當產品為身份象征型, 自我?品牌聯結的中介作用顯著(非直接路徑效應 = ?0.55,SE= 0.23, 95% CI:[?0.9845, ?0.1223])。該結果進一步說明, 身份象征產品能讓消費者與產品建立情感聯結, 是品牌代言人數發揮作用的基礎條件。最后, 2(品牌代言人數) ×2(產品類型)對品牌熟悉度和代言人喜愛度均無任何效應,Fs < 1.30,p> 0.26; 將兩個變量作為協變量, 品牌態度作為因變量的 2(品牌代言人數) ×2(產品類型)協方差分析仍存在效應(品牌代言人數主效應,F(1, 152) = 6.28,p= 0.013,= 0.04; 交互效應,F(1, 152) = 4.25,p= 0.041,= 0.03)。

實驗小結。本實驗探討了品牌代言人數效應成立的前提條件, 即一位品牌代言人比多位品牌代言人更有效的情況僅適用于身份象征型產品。消費者更容易與身份象征型產品建立情感聯結, 在這種情況下品牌單人代言(vs.品牌多人代言)帶來的高自我?品牌聯結更加凸顯, 對品牌態度的影響也更明顯, 假設3得到驗證。由此, 身份象征型產品的邊界作用從側面再次證實了自我?品牌聯結的解釋機制。

6 實驗4：團體型多人代言的優勢

6.1 實驗設計

實驗4目的在于：(1)檢驗多位代言人的團體因素在品牌代言人數效應中的作用; (2)與前3個實驗使用代言人圖片的方式不同, 本實驗采用文字的方式展現代言人人數。該實驗為3(品牌代言：單人代言 vs.團體型多人代言 vs.非團體型多人代言)組間因子設計, 103名在校本科生參與本次實驗。選擇G*Power 3.1的單因素方差分析, 當組數為3、效應量(f)為 0.4、顯著性水平為 0.05時, 樣本量為 102(102是最接近103的3的倍數)的power值為0.95,超過基本水平0.80。

6.2 實驗流程

被試被隨機分配到3個實驗組中, 首先觀看一則華露洗發水的產品廣告。接著, 被試被告知品牌代言的相關信息。單人代言組和團體型多人代言組的被試均閱讀到：“HERO是一個新興說唱組合, 由Hara、Edd、Rebecca、Osborn組成, 由一首《YES》成名曲獲得2018年年度新人組合獎。”接著, 單人代言組被試被告知“近來, 華露洗發水邀請 HERO組合中的Hara擔任其品牌代言人”; 團體型多人代言組被試則被告知“近來, 華露洗發水邀請 HERO組合擔任其品牌代言人”。非團體型多人代言則被告知“Hara、Edd、Rebecca、Osborn是 4名新興的說唱歌手, 4人均獲得2018年年度新人提名獎。近來, 華露洗發水邀請4人共同擔任其品牌代言人。”接著, 被試對品牌態度(α= 0.93)、自我?品牌聯結(r= 0.85,p< 0.001)進行了評價。兩個變量的測量與實驗1一致。為了檢驗團體性, 僅兩個多人代言組的被試評價了其感知團體性(1 = “非常不像一個團體”, 7 = “非常像一個團體”)。為了排除平均效應5平均效應指相比單個事物(或人), 多個事物(或人)會產生平均效應, 從而使得多個事物(或人)的評價更低。的影響, 本實驗測量了被試對代言人的知名度的評價(1 = “非常不知名”, 7 = “非常知名”)。最后, 被試匯報了基本人口統計信息, 并猜測了實驗目的。

6.3 實驗結果

操縱檢驗。有1名被試提到實驗可能與代言人的團體信息相關, 7名被試未通過注意力問項, 2名被試漏填問項(其中 1名為拒絕匯報性別信息), 這些被試數據在后續分析中被刪去, 剩下 93份有效數據(46.24%女性), 被試的平均年齡為 19.59歲(SD= 4.80)。首先, 以感知團體性為因變量, 2(團體型多人代言vs.非團體型多人代言)的單因素方差分析表明“HERO是一個新興說唱組合”的介紹使得 4位代言人更像一個團體[M團體型多人= 4.55,SD= 1.41 vs.M非團體型多人= 2.47,SD= 1.20;F(1, 59) = 38.54,p< 0.001,= 0.40], 實驗材料操縱成功。

主效應。然后, 以 3品牌代言(單人代言 vs.團體型多人代言vs.非團體型多人代言)為自變量、品牌態度為因變量的單因素方差分析結果表明主效應顯著,F(2, 90) = 12.54,p< 0.001,= 0.22。組間對比顯示, 品牌團體型多人代言(M團體型多人= 5.58,SD= 0.91)引起的品牌態度得分高于品牌單人代言(M非群體型多人= 4.06,SD= 1.46) [團體型多人 vs.單人,F(1, 90) = 7.71,p< 0.01,= 0.11]和品牌非團體型多人代言(M單人= 4.85,SD= 1.15) [團體型多人vs.非團體型多人,F(1, 90) = 24.14,p< 0.001,=0.29], 而品牌單人代言引起的品牌態度高于非團體型多人,F(1, 90) = 5.80,p= 0.019,= 0.09。

中介分析。由于自變量為三水平分類變量, 我們將團體型多人代言組作為參照組(團體型多人代言組 = 0), 單人代言組和非團體型多人代言組為啞變量, 采用Hayes和Preacher (2014)的中介分析模型(Model 4, Boostrapping 5000次)驗證自我?品牌聯結的中介效應。結果發現, 自我?品牌聯結在兩組中的間接效應顯著(團體型多人代言組vs.單人代言組：非直接路徑效應 = ?0.65,SE= 0.22, 95%CI: [?1.1203, ?0.2546]; 團體型多人代言組 vs.非團體型多人代言組：非直接路徑效應 = ?0.80,SE=0.24, 95% CI: [?1.2915, ?0.3615]), 由此進一步證實了自我?品牌聯結的中介作用。另外, 代言人的整體感知知名度無顯著差異,F(2, 90) = 1.53,p=0.22, 且不改變已有結果。

實驗小結。實驗4一方面通過文字描述的方式再次驗證了本研究結論, 另一方面發現了代言人數效應的逆轉情況——當多位代言人為一個群體時,品牌多人代言比品牌單人代言更有效, 假設4得到驗證。原因在于人們傾向于保護一個群體的完整性,當完整性被破壞時(如群體中的一個人代言), 人們的評價會更低。

7 討論

本研究驗證了品牌代言人數(一人 vs.多人)因素對消費者品牌態度的影響, 及其心理機制和邊界條件。本研究共進行了4個層層遞進的實驗, 通過更換企業背景、多人廣告類型、代言人展示方式、代言人性別和被試性別等設計, 揭示了品牌代言人數效應。本研究發現品牌單個代言人比品牌多個代言人引起的消費者品牌態度更高, 消費者和品牌的自我?品牌聯結是主要機制, 該效應僅局限于身份象征型產品, 且多位代言人的群體形象會逆轉主效應。研究結論不僅豐富了現有理論文獻, 也為營銷代言實踐提供了有益參考。

7.1 理論意義

首先, 本研究關注到品牌代言人數(單人 vs.多人)因素, 既推進了品牌代言方面文獻, 也拓寬了人數研究的范疇。一方面, 現有品牌代言研究集中于品牌單人代言情境(Bartz, Molchanov, & Stork,2013), 僅少量研究將視線投向品牌代言人數——即單個品牌有多個代言人的情況。本研究專注于品牌代言人數因素, 試圖拓寬學者們對于品牌代言有效性因素的考慮范圍, 從而啟發未來研究在考察“企業如何邀請代言人”這一問題上, 將“代言人數”作為重要的前因變量納入理論框架的整體考慮中。另一方面, 本研究將觀察對象的數量(一人vs.多人)具體到品牌代言情境, 推進了人數研究。在心理學領域, 已有大量研究發現觀察對象的數量(一人 vs.多人)會系統性地影響人們對該對象的評價(Hamilton & Sherman, 1996; Susskind et al., 1999),進而衍生出一些著名的發現, 如個人?群體斷點(individual-group discontinuity) (Insko, Schopler,Hoyle, Dardis, & Graetz, 1990; Schopler & Insko,1992)、可識別受害者效應(identifiable victim effect)(Small et al., 2007; Slovic, 2010)。近年研究逐漸從具體研究背景擴充該類研究, 如眾籌(Galak, Small& Stephen, 2011)、送禮(Steffel & Le Boeuf, 2014)、顧客互動(Niculescu, Payne, & Krishnan, 2013)和信息分享(Barasch & Berger, 2014)。本研究順應人數研究文獻, 補充研究背景和研究思路。

其次, 本研究探討了品牌代言人數對消費者品牌態度的作用效應, 進一步完善了品牌代言人數效應的已有結論。有限的幾篇品牌代言人數研究(Rice et al., 2012; Handriana & Wisandiko, 2017; Saleem,2007; Thomas & Fowler, 2015)存在結論不一致, 本研究試圖統一已有研究結論, 指出產品類型(身份象征型 vs.非身份象征型)和多位代言人的形式(團體vs.非團體)會直接影響一位品牌代言人還是多位品牌代言人更優。僅對于身份象征型產品, 消費者對一位代言人會比對多位代言人品牌態度更高。并且, 當多位代言人被介紹為一個團體時, 多位代言人比一位代言人更能提升品牌態度。

最后, 本研究提出自我?品牌聯結的解釋機制,豐富了自我?品牌聯結相關文獻。消費者與品牌的關系一直是一個經典研究領域, 如何強化品牌關系是學界和業界持續關注的問題。現有研究提出了自我?品牌聯結的影響因素, 主要包括消費者個體因素(如自我價值感)和社會影響因素(如代際溝通、分享方式) (Chaplin & John, 2005; Shen & Sengupta,2018)。本研究從企業因素角度發現, 品牌代言人數可以影響消費者的自我?品牌聯結, 且一位代言人比多位代言人更容易與消費者建立交流橋梁。可見,本研究結論拓寬了自我?品牌聯結前因研究范疇。

7.2 實踐啟示

本研究結論為企業有效實施品牌代言人戰略提供了實踐依據。首先, 企業在進行品牌代言人戰略前, 應充分考慮代言人數因素, 達到品牌收益最大化的目的。本研究結果表明, 一般情況下企業選擇一位品牌代言人優于多位品牌代言人, 更能提升品牌態度。其原因在于, 一位品牌代言人比多位品牌代言人更能提升消費者與品牌的情感聯結, 能為品牌定位戰略提供切入點。其次, 一位品牌代言人更優的情況僅適用于身份象征型產品, 如手表、服飾、汽車等。諸多實踐案例也表明, 奢侈品牌傾向于采取品牌單人代言策略。例如, 奢侈品牌迪奧(Dior)邀請楊穎作為其中國區代言人。此外, 奢侈品牌也有邀請多位品牌代言人的情況, 如勞力士(Rolex)品牌的代言人曾經一度高達 42人。本研究結果顯示, 當多位品牌代言人被描述為一個團體時,品牌多人代言策略可以優于品牌單人代言策略。企業可以邀請一個團體, 如游戲王者榮耀邀請五月天代言、游戲海島奇兵邀請快樂家族(包括何炅、謝娜、李維嘉、吳昕和杜海濤五人)代言, 或者將多位品牌代言人宣傳為一個團體, 如百事可樂將其代言人統稱為“百事家族”, 甚至可以通過外部線索將多位品牌代言人“包裝”為一個整體, 如勞力士邀請的42位品牌代言人均為運動員、德芙巧克力在廣告中將代言人楊穎和李易峰“組 CP”6網絡用語, 即組成couple的意思。。因此, 當企業擬邀請多位名人作為品牌代言人時, 應考慮多位品牌代言人之間的匹配性。總體來講, 企業應全面分析產品特性和目標人群(如高身份需求型消費者), 針對性地考慮品牌代言人。

7.3 研究局限與展望

本研究也存在一定的局限性, 有待后續研究的進一步完善與探討。第一, 本研究聚焦的品牌代言人均為真實名人, 未涉及到虛擬品牌代言人情況,如M&M豆的黃豆子和紅豆子。由于品牌代言人數效應的關鍵機制——自我?品牌聯結是一種人際關系, 因此品牌代言人數效應能否同樣適用到虛擬品牌代言人情境, 還有待于進一步探究。第二, 實驗2中發現代言人數對感知多樣性有一定作用, 未來研究可以進一步探討代言人數對產品感知多樣性的影響。第三, 實驗4僅對比了具有團體身份的單人代言和團體型多人代言的差異, 未來研究可以直接測量單人代言和團體型多人代言的區別效應。第四,本研究旨在揭示品牌代言人數對消費者品牌態度的作用, 而已有研究表明品牌代言會影響到消費者對代言人的感知和評價(Ilicic & Webster, 2013)。那么品牌代言人數會影響消費者對代言人的感知身份嗎？會影響消費者對代言人其他代言廣告的評價嗎？這些有趣問題有待于未來研究關注。最后,本研究聚焦于揭示品牌代言人數因素的主效應, 僅提出了產品類型和多位代言人形式的邊界條件, 然而品牌代言情境的其他諸多因素對本研究結果可能造成影響。在此, 本研究對群體因素的可能作用做出展望, 希望為后續研究起到啟發作用。我們推測以下兩類群體因素可能影響品牌代言人數效應。其一, 對于具有集體標簽的群體型產品, 此時多位代言人與品牌的形象更一致, 由此多人代言可能比一人代言更優。其二, 當環境形成明顯的群體壓力和社會規范時, 多人代言象征的社會輿論可能會促進消費者的偏好。未來研究可以針對這兩類因素對品牌代言人數效應進行拓展。除此之外, 品牌關系類型(如交換型關系vs.伙伴型關系)、消費者價值觀(獨立型 vs.互依型)等都可能對品牌代言人數效應造成一定影響, 未來研究可以探討這些因素和品牌代言人數的交互作用。