動態還是靜態？成分圖像呈現方式對感知產品功效的影響

摘 "要 "產品包裝元素是影響產品功效的重要因素。前人研究集中探討包裝元素的數量、尺寸等特征對感知產品功效的影響， 缺乏深入探察成分圖像不同呈現方式（動態 vs.靜態）對感知產品功效的影響。鑒于此， 本文聚焦包裝上的成分圖像， 在科技賦能動態設計的現實背景下， 探究包裝上成分圖像的呈現方式（動態 vs. 靜態）對感知產品功效的影響。通過三個情景實驗和一個實驗室實驗發現：成分圖像呈現方式會顯著影響感知產品功效， 且心理意象在上述過程中發揮顯著的中介作用， 同時感知績效風險為上述中介效應成立的邊界條件。本研究不僅拓展了心理意象和感知績效風險的內涵和應用領域， 還為企業如何利用包裝設計提高感知產品功效提供營銷實踐啟示。

關鍵詞 "成分圖像， 動靜呈現方式， 感知產品功效， 心理意象， 感知績效風險

分類號 "B849： F713.55

1 "引言

在產品購買過程中， 包裝元素塑造了消費者對產品的第一印象。著名的杜邦定律指出， 63%的消費者因產品包裝而選擇購買產品。包裝元素可以傳遞產品信息、吸引消費者注意力（Orth amp; Malkewitz， 2008）。例如， 企業常通過在包裝上展示成分圖像來傳達與產品質量有關的信息（Thomas amp; Capelli， 2018）， 更進一步地， 成分圖像等設計元素的細微差別會顯著影響消費者決策。因此， 探究包裝元素的特征對深入理解消費者產品評估和決策行為具有重要意義。以往研究表明， 產品包裝元素會影響感知產品功效， 如包裝的顏色（Roullet amp; Droulers， 2005）、數目（Ilyuk amp; Block， 2016）、繁簡設計（陳斯允 等， 2023）。隨著科技的發展， 動態成分圖像作為一種新興的包裝元素逐漸被應用于產品包裝設計中。例如， 掃描施華蔻護發精油包裝會呈現出精油分子絲滑流動的效果。我們不禁思考， 成分圖像的動靜呈現方式是否會影響消費者對產品功效的推斷？

現有文獻有關成分圖像影響產品功效的研究多聚焦于成分圖像的數量、尺寸等特征（Capelli amp; Thomas， 2021; Thomas amp; Capelli， 2018）， 鮮少關注包裝上成分圖像的不同呈現方式（動態 vs. 靜態）。盡管部分研究表明， 動態圖像比靜態圖像更能吸引消費者（Cian et al.， 2014）， 但也有研究發現靜態展示優于動態展示。例如， 具有穩定特征的企業采用靜態（vs. 動態）品牌標識更能增強消費者的積極態度（Brasel amp; Hagtvedt， 2016）。綜合上述文獻， 動態還是靜態的成分圖像呈現方式更有利于提高感知產品功效是一個懸而未決的問題。本文立足于聯想學習理論， 深入探討成分圖像的不同呈現方式如何通過引發消費者的心理反應影響感知產品功效。動態（vs. 靜態）呈現的成分圖像更容易刺激消費者想象產品使用情境， 進而產生心理意象并影響產品評價。因此， 本文引入心理意象揭示成分圖像呈現方式影響感知產品功效的心理機制。此外， 研究表明， 某些情境因素會影響個體對信息的加工方式， 從而改變消費者對圖像信息的敏感性， 影響心理意象的產生。類似地， 在不同感知績效風險水平下， 消費者對圖像信息的敏感性存在差異， 可能影響其對成分圖像呈現方式的加工方式。據此我們推測， 感知績效風險可能是成分圖像呈現方式通過心理意象影響感知產品功效成立的邊界條件。

1.1 "成分圖像呈現方式對感知產品功效的影響

以往研究指出， 視覺元素和語言元素是包裝的兩類重要元素（Rettie amp; Brewer， 2000）， 且上述包裝元素通過改變消費者的情感或認知進一步影響產品評價（Silayoi amp; Speece， 2004）。在認知層面， 感知產品功效被定義為消費者對產品性能的推斷或期望（Kramer et al.， 2012）， 是影響消費者購買決策的重要認知信念之一（Woodroof et al.， 2020）。已有研究表明， 感知產品功效會受到包裝等邊緣線索的影響。比如， 藥品包裝的顏色能夠影響消費者的感知產品功效， 其顏色越深， 感知藥物效果越強（Roullet amp; Droulers， 2005）。綜上， 產品包裝元素特征如何影響感知產品功效是學者關注的熱點問題。

在包裝設計中， 成分圖像（Ingredient Images）是產品包裝的關鍵元素之一（Capelli amp; Thomas， 2021）。已有文獻表明， 在包裝上添加成分圖像對產品評價具有積極影響（Underwood amp; Klein， 2002）。例如， Thomas和Capelli （2018）探究了成分圖像數量（多vs. 少）對產品功效的影響， 并發現該影響受到動機、認知負荷和認知需求三種因素的調節作用。Huang等（2022）進一步發現較大（vs. ?。┑氖称穲D像積極影響消費者購買意愿。由上述文獻可知， 成分圖像影響感知產品功效的研究主要集中于成分圖像的數量、尺寸等特征， 鮮少聚焦成分圖像的呈現方式（動態 vs. 靜態）。通過對營銷實踐的洞察， 動態性圖像在包裝設計中的應用日益廣泛， 并表現出積極的效果。比如， 具有動態性的食物圖像可以增加食物的吸引力（Gvili et al.， 2017）。因為動態的食品圖像容易使消費者聯想到食品的新鮮程度。此外， 研究表明， “動態”特征在人類認知中通常與“運動” “活躍”相關聯（Brasel amp; Hagtvedt， 2016; Cian et al.， 2014）。例如， 周小曼等（2019）發現動態性較高的品牌標識能夠增強消費者的感知運動， 進而提升對產品創新性的評價。

聯想學習理論認為記憶是由眾多結點和代表結點間聯想關系的連線組成的網絡（Biswas et al.， 2006）， 其核心思想是人們通過將兩個或多個刺激、想法或行為進行關聯， 從而在大腦中形成新的知識或記憶（Wei， 2024）。該理論常用于解釋名人代言的作用機制。Wei （2024）指出名人和品牌分別代表兩個信息結點， 當二者通過廣告反復結合呈現時， 受眾記憶中的兩個結點同時得到激活， 從而建立聯想性連線。與名人相關聯的情感或意義因此得以延伸至品牌。類似地， 當不同呈現方式的成分圖像通過包裝展示時， 消費者腦海中會形成相應的記憶結構網絡。具體而言， 動態或靜態的呈現方式和成分圖像分別代表其中的結點。當二者結合通過包裝呈現時， 消費者記憶中的這兩個結點同時得到激活， 進而建立聯想性連線。隨著呈現次數的增加， 該連線會不斷增強。由此， 與動態相關聯的活躍、活力等含義便會隨著聯想連線延伸至產品成分， 使消費者聯想到產品成分具有活力和效能， 進而增強感知產品功效。相比之下， 靜態呈現的成分圖像因缺乏視覺上的動感和變化， 往往會傳遞固定、不變的印象。這種視覺上的“停滯”可能使消費者難以將產品成分與活性聯系起來， 較難引發消費者對產品成分的積極評價。據此提出以下假設：

H1：成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）會顯著影響消費者的感知產品功效。具體而言， 相對于靜態， 動態的成分圖像呈現方式更能積極影響感知產品功效。

1.2 "心理意象的中介作用

心理意象（Mental Imagery）是消費者在對產品形成態度時， 由文字或圖像描述等外界刺激產生一種類似于想象的心理過程（Babin amp; Burns， 1997）。其本質是一種信息加工過程（Macinnis amp; Price， 1987）。當消費者接觸到視覺信息等外部刺激時， 往往容易喚起心理意象， 其中， 視覺信息越豐富越具體， 越容易生成心理意象（林鈺婷 等， 2018）。例如， Huang等（2022）發現， 與尺寸小的食品圖片相比， 尺寸大的圖片可以更加生動、清晰地顯示產品細節， 進而更容易產生心理意象。盡管現有研究揭示了成分圖像的數量、尺寸等特征在刺激消費者心理意象方面的重要作用， 但均聚焦于靜態圖像， 鮮少涉及成分圖像呈現方式。動態（vs. 靜態）呈現的成分圖像不僅能夠生動形象地展示產品成分的運動和變化， 還可通過視覺動感傳遞產品活力等信息。因此， 當消費者接收到動態呈現的成分圖像時， 這種視覺動感會刺激消費者的感官和情緒， 使其更容易在心理上想象產品成分發揮功效的使用場景， 由此誘導心理意象的產生。而靜態呈現的成分圖像較難展示成分的動態變化和過程， 較難喚醒消費者對產品實際使用情景的想象。因此靜態呈現的成分圖像在引發心理意象方面的效果較為有限。據此， 提出以下假設：

H2：成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）會顯著影響消費者的心理意象。具體而言， 相對于靜態， 動態的成分圖像呈現方式導致消費者產生更多的心理意象。

心理意象能夠促使個體產生自我說服和強烈的態度， 進而影響個體行為（Macinnis amp; Price， 1987）。這一過程為成分圖像呈現方式影響感知產品功效提供了一個合理的解釋。具體而言， 動態的呈現方式能夠傳達出活躍和活力的印象， 更容易刺激消費者想象產品成分發揮活性和效能的使用場景， 進而生成心理意象。同時， 心理意象的生成會不斷激活和強化動態呈現方式和成分圖像之間的連線， 促使消費者將與動態相關的活力、活躍等含義延伸至產品成分之中， 增強消費者對產品功效的積極態度， 最終提升感知產品功效。相對而言， 靜態呈現的成分圖像因其缺乏動態變化和視覺動感， 較難形成豐富的心理意象（Zhu et al.， 2024）。因而限制了消費者對產品成分的想象， 難以增強感知產品功效。據此我們推測， 心理意象很可能在成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）對消費者感知產品功效的影響中起到中介作用。綜上， 提出下面的假設：

H3：心理意象在成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）對感知產品功效的影響過程中發揮顯著的中介作用。

1.3 "感知績效風險的調節作用

感知績效風險（Perceived Product Efficacy）是指商品無法正常工作或質量、性能不能達到預期的可能性（Lim， 2003）。精細加工模型指出， 中心線索和邊緣線索會對個體行為決策產生影響。其中， 中心線索指與質量相關、需耗費更多認知努力處理的信息; 而邊緣線索則是與情感相關或情緒狀態相關、不需要花費太多精力處理的信息（Cyr et al.， 2018）。在包裝營銷領域中， 包裝上的成分圖像呈現方式等特征作為邊緣線索， 通過視覺刺激吸引消費者注意， 同時對消費者心理意象的生成具有重要作用（廖覓燕 等， 2021）。研究表明， 不同情境下， 消費者對兩種線索的關注度不同。對于高感知風險的產品， 為降低結果的不確定性， 消費者往往會更廣泛地搜索信息并評估產品質量（Casidy amp; Wymer， 2016）。而對于低感知風險的產品， 消費者的決策方式類似于習慣性決策， 更依賴于使用滿意度等情感體驗（蔡國良 等， 2016）。換言之， 不同水平的感知績效風險會引起消費者對邊緣線索（如包裝成分圖像呈現方式）的敏感性不同。具體而言， 當面臨高感知績效風險刺激時， 消費者會采用與產品質量相關的線索， 忽略包裝等邊緣線索（Chung， 2013）， 以此降低購買決策的風險與不確定性。此種條件下， 消費者容易忽視包裝元素的呈現方式， 因而較難建立動態和成分圖像的記憶關聯網絡， 不易想象產品成分具有活性并發揮功效的使用場景， 因而較難順暢喚醒心理意象， 導致與動態相關的活躍、活力等含義不易延伸至產品成分中， 降低了消費者對產品功效的感知。相反， 低感知績效風險的情況下， 消費者對產品質量或功效持樂觀態度， 更愿意依賴滿意度等情感體驗進行決策（蔡國良 等， 2016）。動態的視覺元素可能會帶來愉悅感和新奇感， 因此， 消費者更容易關注到動態（vs. 靜態）呈現的成分圖像這一邊緣線索。從而進一步激發了動態和成分圖像的記憶關聯網絡， 促使消費者更容易產生心理意象， 使得與動態相關聯的活躍、活力等含義遷移到產品成分之中， 最終增強感知產品功效。而與靜態相關聯的固定、穩定等含義則不容易促使消費者產生豐富的心理意象， 較難引發消費者對產品功效的積極感知。綜上， 高感知績效風險情況下， 消費者傾向于忽略成分圖像呈現方式， 因而較難喚醒心理意象、提高消費者感知產品功效; 而低感知績效風險情況下， 消費者則更多關注動態呈現的成分圖像， 更容易喚醒心理意象， 進而顯著提高感知產品功效?；诖?， 本文提出以下假設：

H4：感知績效風險會顯著調節成分圖像呈現方式對心理意象的影響。具體而言， 高感知績效風險下， 成分圖像呈現方式對心理意象的影響不顯著; 低感知績效風險下， 成分圖像呈現方式會顯著影響心理意象。

H5：感知績效風險會顯著調節成分圖像呈現方式對感知產品功效的影響。具體而言， 高感知績效風險下， 成分圖像呈現方式對感知產品功效的影響不顯著; 低感知績效風險下， 成分圖像呈現方式會顯著影響感知產品功效。

H6：感知績效風險顯著調節心理意象在成分圖像呈現方式對感知產品功效的中介作用。具體而言， 高感知績效風險下， 無論動態還是靜態呈現的成分圖像都不易喚醒心理意象， 從而不會顯著提高感知產品功效， 即心理意象的中介效應不顯著; 低感知績效風險下， 心理意象的中介效應顯著。

1.4 "心理意象、感知產品功效的鏈式中介作用

前人研究表明， 當消費者感知產品功效增強時， 購買意愿也隨之增強（Chen， 2016）。例如， Lee等（2020）發現可持續標簽和可塑性會減少消費者對產品分類的模糊性， 并提高感知產品功效， 進一步提升消費者購買意愿。類似地， Woodroof等（2020）發現網紅透明度感知影響消費者對產品功效的感知， 進而影響購買意愿。據此， 我們推測感知產品功效會顯著影響消費者購買意愿。結合前文所述， 成分圖像的呈現方式會影響消費者心理意象， 并對感知產品功效產生影響， 最終影響消費者購買意愿。綜上， 本文認為心理意象和感知產品功效在成分圖像呈現方式影響購買意愿的影響中起鏈式中介作用。由此， 推出以下假設：

H7：心理意象和感知產品功效在成分圖像呈現方式（動態vs. 靜態）對購買意愿的影響中起鏈式中介作用。

綜上， 建立本文的理論框架模型， 如圖1所示。

1.5 "研究概覽

本研究旨在基于聯想學習理論探究成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）對感知產品功效的影響， 并且引入心理意象和感知績效風險探討其心理機制和邊界條件。據此提出假設， 動態（vs. 靜態）的成分圖像呈現方式顯著影響感知產品功效。在上述過程中， 心理意象和感知績效風險分別發揮中介和調節作用。首先， 實驗1驗證成分圖像呈現方式是否能夠影響感知產品功效; 實驗2更換刺激材料種類， 進一步驗證成分圖像呈現方式對感知產品功效的影響和心理意象的中介作用; 實驗3在驗證實驗2的基礎上， 進一步考察上述中介過程可能的邊界條件， 即感知績效風險的調節作用。實驗4開展實驗

室實驗排除加工流暢性和目標專注度的備擇中介作用， 并對真實的購買行為進行測量。

2 "實驗1：成分圖像呈現方式對感知產品功效的影響

實驗1旨在檢驗成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）對消費者感知產品功效的影響， 即驗證H1。本實驗采用單因素兩水平（成分圖像呈現方式：動態 vs. 靜態）的組間設計。

2.1 "實驗設計與流程

2.1.1 "被試

以付費方式在問卷星平臺發放問卷， 在刪除未通過注意力甄選題回答者后， 最后收集203名大學生被試（104名男生， 51.2%; M年齡 = 22.18歲）。G*power計算選擇單因素方法分析， 當組數為2、效應量為0.25、顯著水平為0.05時， 樣本量為203的power值為0.94， 樣本量達到統計要求。

2.1.2 "操縱方法

考慮到本實驗的被試群體為大學生， 并參考Zhu等（2012）在研究感知產品功效時選取的刺激材料， 選擇大學生熟悉而且功效特征對消費者是否選擇該產品尤其關鍵的美白牙膏作為刺激材料。借鑒Rymarczyk等（2019）對動態刺激和靜態刺激的操縱辦法， 成分圖像呈現方式分為動態呈現和靜態呈現。具體而言， 動態呈現組是通過手機掃描牙膏包裝二維碼呈現動態視頻展示， 而靜態呈現組則是采用動態視頻中的某一幀來展示。首先， 將被試隨機分配到兩個實驗組， 告知被試計劃購買一款美白牙膏， 通過掃描包裝上的二維碼可以更加清晰、全面地了解產品成分信息， 并在商店里看到一款產品。隨后被試將看到一款美白牙膏的包裝展示畫面（見圖2）。其中， 在動態呈現組中， 包裝上產品成分以

動態形式呈現（即美白分子活躍擴散的狀態）; 在靜態呈現組中， 則以靜態形式呈現（即美白分子靜態呈現的狀態）。

2.1.3 "測量工具

要求被試回答感知產品功效這一變量的測量問題。借鑒VanBergen等（2020）的量表， 由4個題項組成：“你認為這款牙膏的美白效果怎么樣？” “你認為這款牙膏能幫助你美白牙齒嗎？” “你認為這款牙膏在祛除牙齒黃漬方面在多大程度上有效？” “你認為這款牙膏中的活性成分有多強效？” （α = 0.90）。其中， 1代表“一點也沒有”， 7代表“非常有效”。此外， 考慮到成分圖像動態呈現可能會使消費者產生愉悅和創新等情感， 從而對實驗結果產生影響， 本實驗還測量了被試對包裝的情感反應和個人創新性。情感反應的量表參考Kim等（1996）， 由3個題項組成， 要求被試就上圖中產品包裝圖的觀看感受進行評分， 題目為“不愉快——愉快” “非常不喜歡——非常喜歡” “給我帶來了不好的感受——給我帶來了很好的感受” （α = 0.78）， 1代表“更加認同左邊的觀點”， 7代表“更加認同右邊的觀點”。個人創新性的測量借鑒Chang和Chan-Olmsted （2010）的方法， 共3個題項， 如“我喜歡嘗試一些新產品” “我喜歡了解當前一些新潮的觀點” “我愿意為嘗試新產品而承擔一定的風險” （α = 0.79）， 1代表“一點也不同意”， 7代表“非常同意”。隨后， 設置一道注意力檢測題。最后， 被試填寫人口統計信息， 包括被試的性別、年齡、年級， 以及個人月支出情況。

2.2 "結果分析

2.2.1 "被試基本情況分析

被試的年級分布情況為大四的學生（61人）最多， 占比30.0%， 大一（7人）和博士研究生（7人）的被試最少， 各自占比3.4%。在被試的個人月支出分布上， 占比最高的是個人月支出在1001元至2000元之間（115人）， 占比為56.7%， 個人月支出在1000元以下的學生被試（7人）占比最少， 為3.4%。

2.2.2 "主效應分析

采用方差分析進行主效應檢驗， 以成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）為自變量， 感知產品功效為因變量， 情感反應、個人創新性作為協變量。結果顯示：成分圖像呈現方式對感知產品功效具有顯著影響， F（1， 199） = 5.23， p = 0.003， η2p = 0.03， 動態呈現組的感知產品功效（M = 6.05， SD = 1.06）顯著高于靜態呈現組（M = 5.79， SD = 0.91）， 驗證了H1。另外加入人口學變量后， 成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）對感知產品功效的影響仍然顯著， F（1， 195） = 4.56， p = 0.034， η2p = 0.02。

2.3 "小結

本實驗考察了成分圖像呈現方式對感知產品功效的影響。結果顯示， 相比于靜態呈現成分圖像的包裝， 動態呈現成分圖像的包裝會顯著提高消費者的感知產品功效， 驗證了H1。我們進一步思考：第一， 動態成分圖像具體是如何通過構建人們的記憶關聯網絡影響感知產品功效呢？我們推斷， 成分圖像作為包裝上的視覺元素能夠生動、形象地展示產品成分發揮功效的畫面， 使消費者能夠輕松地想象產品使用過程， 最終促使消費者聯想到感知產品功效。因此， 本文有必要繼續探討心理意象是否在成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）對感知產品功效的影響中發揮中介作用。第二， 本實驗使用的產品為常見的美白牙膏， 考慮到消費者更關注保健品的效能感知（VanBergen et al.， 2020）， 因此， 在實驗2中將本文探究的效應置于保健品消費情境中進行檢驗。第三， 為了提高研究結論的適用范圍， 在實驗2中將征集非學生群體作為被試。

3 "實驗2：心理意象的中介作用

實驗2旨在考察成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）對消費者感知產品功效的影響， 并檢驗心理意象是否在成分圖像呈現方式影響感知產品功效的過程中發揮中介作用， 即H3。同時， 排除感知活力的備擇中介作用。采用單因素兩水平（成分圖像呈現方式：動態 vs. 靜態）的組間設計。

3.1 "實驗設計與流程

3.1.1 "被試

本實驗共招募205名成年消費者（109名男生， 53.2%; M年齡 = 27.48歲）。G*power計算選擇單因素方法分析， 當組數為2、效應量為0.25、顯著水平為0.05時， 樣本量為205的power值為0.94， 樣本量達到統計要求。

3.1.2 "操縱方法

相較于美白牙膏等日常品， 成年消費者對保健品的功效感知較為關注。為進一步驗證成分圖像呈現方式對感知產品功效的影響是否在保健品中同樣存在， 本文參照VanBergen等（2020）做法， 選取益生菌作為本實驗刺激材料。成分圖像呈現方式的操縱和實驗1相同， 益生菌的包裝展示畫面見圖3。

3.1.3 "測量工具

要求被試填寫感知產品功效測量量表， 題項同實驗1 （α = 0.87）。接著， 借鑒自Skard等（2021）， 要求被試填寫心理意象測量量表， 共3個題項， 如“這個包裝圖像在多大程度上能讓你在腦海中聯想到產品的功效？” “這個包裝圖像在多大程度上能幫助你想象產品的功效？” “這個包裝圖像在多大程度上能幫助你想象產品發揮的效果？” （α = 0.88）， 其中1代表“一點也不”， 7代表“非常大”。Kim和Lakshmanan （2015）發現動態的廣告會導致消費者對廣告產生更強的感知活力。由此， 我們推斷消費者可能會由成分圖像的動態性聯想到活力， 對產品成分有更高的感知活力， 進而影響感知產品功效。為此本實驗將感知活力作為備擇中介并進行測量。感知活力的測量借鑒了Kim和Lakshmanan （2015）的7分量表， 題項為：“這個包裝看起來是充滿活力的” “這個包裝看起來是活力無限的” “這個包裝看起來是充滿能量的” （α = 0.92）。

此外， 由于本次實驗的刺激材料為益生菌膠囊， 消費者對該產品的感知與其健康意識有關， 因此， 在原有控制變量的基礎上加入健康意識， 并借鑒Yamim等（2020）的量表進行測量。該量表由4個題項組成， 如“我會反思自身的健康狀況” “我內心對我的健康狀況是重視的” “我在意我的健康” “我會關注自己的健康狀況”， 1代表“一點也不符合”， 7代表“非常符合” （α = 0.76）。本實驗同樣加入實驗1中的注意力檢測題。最后， 被試填寫人口統計信息。

3.2 "結果分析

3.2.1 "被試基本情況分析

被試的年齡在18～45歲， 平均年齡為27.48歲（SD = 5.202）。被試的受教育程度分布情況為大學專科及本科（150人）最多， 占比73.2%， 初中及以下學歷（6人）的被試最少， 占比2.9%。在被試的個人月收入分布上， 占比最高的是個人月收入在5000元至10000元之間（96人）， 占比為46.8%， 個人月收入在30000元以上的被試（8人）占比最少， 為3.9%。

3.2.2 "主效應分析

為了檢驗H1， 本文通過單因素方差分析進行主效應分析。以成分圖像呈現方式為自變量， 感知產品功效為因變量， 情感反應、個人創新性、健康意識作為協變量。結果顯示， 成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）對感知產品功效具有顯著影響， F（1， 200） = 12.53， p lt; 0.001， η2p = 0.06， 動態呈現組的感知產品功效（M = 6.15， SD = 0.77）顯著高于靜態呈現組（M = 5.61， SD = 0.92）， 再次驗證了H1。另外加入人口學變量后， 成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）對感知產品功效的影響仍然顯著， F（1， 196） = 11.61， p = 0.001， η2p = 0.06。

3.2.3 "中介效應檢驗

以成分圖像呈現方式為自變量， 心理意象為因變量， 情感反應、個人創新性、健康意識作為協變量。結果顯示， 成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）對心理意象有顯著影響， F（1， 200） = 4.15， p = 0.043， η2p = 0.02， 動態呈現組的心理意象（M = 6.07， SD = 0.93）顯著高于靜態呈現組（M = 5.57， SD = 1.10）， 驗證了H2。另外控制人口學變量后， 成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）對心理意象的影響仍然顯著， F（1， 196） = 4.20， p = 0.042， η2p = 0.02。

本實驗采用PROCESS Model 4檢驗心理意象是否在成分圖像呈現方式對感知產品功效的影響過程中起中介作用。將動態呈現組編碼為1， 靜態呈現組編碼為?1， bootstrap設為5000次。其中， 以成分圖像呈現方式為自變量， 感知產品功效為因變量， 心理意象作為中介變量， 情感反應、個人創新性、健康意識作為協變量， 進行中介效應分析。結果顯示， 心理意象在成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）對感知產品功效的影響過程中的中介作用顯著（β = 0.05; 95% CI [0.01， 0.13]）， 驗證了H3。具體而言， 成分圖像呈現方式對心理意象有顯著正向影響（β = 0.12， SE = 0.06， p = 0.043）， 心理意象對感知產品功效有顯著正向影響（β = 0.46， SE = 0.05， p lt; 0.001）?？刂迫丝趯W變量后， 心理意象在成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）對感知產品功效的影響過程中的中介作用仍顯著（β = 0.05， 95% CI [0.01， 0.13]）。

最后， 為了排除感知活力的中介影響， 本文以成分圖像呈現方式為自變量， 感知活力為因變量進行方差分析。結果顯示， 成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）對感知活力無顯著影響， F（1， 203） = 0.49， p = 0.48， 動態呈現組的感知活力（M = 5.94， SD = 1.34）與靜態呈現組的感知活力（M = 5.82， SD = 1.14）無顯著差異。此外， 本文還以感知活力、心理意象為中介變量進行了平行中介效應分析。結果顯示， 感知活力的中介效應并不顯著（β = 0.013， 95% CI [?0.02， 0.06]）; 此時心理意象的中介效應依舊顯著（β = 0.11， 95% CI [0.05， 0.19]）。因此， 本實驗排除了感知活力的備擇中介作用。

3.3 "小結

實驗2在保健品領域中再次驗證了成分圖像呈現方式對心理意象的積極影響， 即H2， 同時驗證了心理意象在成分圖像呈現方式對感知產品功效影響過程中的中介作用， 即H3， 并排除了感知活力的備擇中介作用。至此， 前兩個實驗聚合地證實了成分圖像呈現方式影響感知產品功效。然而， 這種效應不可能在任何情境下都會發生， 因此有必要探究其成立的邊界條件。回溯前文推導， 成分圖像呈現方式影響人們的感知產品功效判斷的過程是消費者對視覺信息加工與認知的過程。而當消費者面對高感知績效風險刺激時， 常常忽略視覺信息等邊緣線索（Chung， 2013）， 進而較難產生心理意象， 進一步影響感知產品功效。因此， 實驗3引入感知績效風險作為邊界條件進行檢驗。此外， 實驗3還驗證了感知產品功效是否對后續的購買意愿產生顯著影響。

4 "實驗3：感知績效風險的調節作用

實驗3的主要目的包括以下兩個方面：第一， 檢驗感知績效風險是否調節心理意象在成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）對消費者感知產品功效影響過程中的中介作用， 即驗證H4、H5、和H6; 第二， 考察感知產品功效對下游購買意愿的影響， 即驗證H7。本實驗主實驗采用2 （成分圖像呈現方式：動態 vs. 靜態） × 2 （感知績效風險：高vs. 低）兩因素組間設計。

4.1 "預實驗

預實驗旨在檢驗操縱高低績效風險的刺激材料是否可行。首先， 對于本次實驗產品品類的選擇， 參照VanBergen等（2020）在研究感知產品功效時選取的產品品類：保健品。考慮到刺激材料熟悉度的影響， 需要在具有感知績效風險的保健品中選擇消費者熟悉的產品作為刺激品類， 因此， 本文在問卷星平臺上對市面上6款保健品（包括葉黃素片、褪黑素片、輔酶Q10軟膠囊、奶薊草護肝片、蝦青素軟膠囊和β-胡蘿卜素軟膠囊）的熟悉度進行了調查， 共招募30名成年消費者進行打分（1代表“完全陌生”， 7代表“非常熟悉”）， 最終選取熟悉度相對較高的褪黑素片為刺激產品品類（M = 4.17， SD = 2.04， t（29） = 1.82， p lt; 0.001）。

確定刺激產品品類后， 對感知績效風險操縱的有效性開展預實驗。通過問卷星平臺招募93名成年消費者被試（男性44人， 47.3%; M年齡 = 25.99歲）。經過G*power計算， 樣本量具有統計檢驗力。首先， 被試被隨機分配到兩組， 分別為高感知績效風險組和低感知績效風險組。感知績效風險的操縱借鑒DelVecchio （2005）的做法， 通過呈現兩種不同的文字說明對感知績效風險進行操縱（具體內容見附錄）。我們告知被試， 想象自己計劃購買一款褪黑素片， 并看到一段關于褪黑素片的檢測結果說明。其中， 高感知績效風險組， 被試看到的檢測說明如圖4（a）所示， “市面上多數的褪黑素片質量存在差異”; 在低感知績效風險組， 被試看到的檢測說明如圖4（b）所示， “市面上多數的褪黑素片質量幾乎沒有差異”。隨后， 要求被試填寫感知績效風險測量量表（Stone amp; Gr?nhaug， 1993）， 題項包括：“我擔心這款褪黑素片的質量并不可靠” “我擔心這款褪黑素片不能達到我預想的效果” “我擔心這款褪黑素片發揮不出它本該發揮的作用” （α = 0.94）， 1代表“一點也不同意”， 7代表“非常同意”。

通過獨立樣本t檢驗分析可得， 高感知績效風險操縱情境下得分（M = 5.21， SD = 1.36）顯著高于低感知績效風險操縱情境下得分（M = 2.69， SD = 1.13）， t（91） = 9.77， p lt; 0.001， Cohen’s d = 2.02。上述結果表明， 本次實驗采用的高低感知績效風險操縱方法可行， 可以作為正式實驗的操縱辦法。

4.2 "主實驗

4.2.1 "被試

本實驗共招募409名成年消費者作為被試（246名男性， 60.1%; M年齡 = 27.83歲）。G*power計算結果顯示， 當效應量為0.25、顯著水平為0.05時， 樣本量為409的power值為0.9， 樣本量達到統計要求。

4.2.2 "操縱方法

被試按照要求閱讀一份實驗材料， 告知被試假如您近期計劃購買褪黑素片， 希望能夠改善睡眠情況， 通過掃描包裝上的二維碼可以更加清晰地了解產品成分信息， 進而了解產品功能相關信息。因此在網上搜索了一些關于褪黑素片的信息， 看到《產品質檢協會》官網里有一篇關于褪黑素片的檢測報告， 通過展示不同類型的檢測報告說明操縱被試的感知績效風險， 操縱材料與預實驗相同。成分圖像呈現方式操縱與實驗1相同， 褪黑素片的包裝展示畫面見圖5。

4.2.3 "測量工具

要求被試對該褪黑素片的購買意愿進行評估， “你購買上述褪黑素片的可能性有多大？” “你有多大的傾向購買上述褪黑素片？” “你有多大意愿購買上述褪黑素片？” （α = 0.95）， 借鑒Hwan和Kim等（2012）的研究， 問題采用7級量表， 其中， 1代表“一點也不”， 7代表“非?！?， 分數越高表示被試的購

買意愿越大。其次， 被試完成感知產品功效的評估。借鑒VanBergen等（2020）的量表， 題項同實驗1 （α = 0.95）。隨后， 參考Skard等（2021）的量表測量心理意象， 題項同實驗2 （α = 0.94）。為了保證被試的感知績效風險操縱成功， 本文增加了感知績效風險的測量題項。題項與預實驗相同。此外， 與實驗2相同， 將健康意識納入控制變量中。本實驗設置一道注意力檢測題。最后， 填寫人口統計信息。

4.3 "結果分析

4.3.1 "被試基本情況分析

被試的年齡在16～54歲， 平均年齡為27.83歲（SD = 6.832）。被試的受教育程度分布情況為大學專科及本科（310人）最多， 占比75.8%， 初中及以下學歷（6人）的被試最少， 占比1.5%。在被試的個人月收入分布上， 占比最高的是個人月收入在5000元至10000元之間（208人）， 占比為50.9%， 個人月收入在30000元以上的被試（8人）占比最少， 為2.0%。

4.3.2 "實驗結果分析

操縱檢驗：為了檢驗感知績效風險是否操縱成功， 本實驗采用獨立樣本t檢驗進行分析驗證。結果顯示， 高感知績效風險組的得分（M = 4.67， SD = 1.67）顯著高于低感知績效風險組（M = 4.05， SD = 1.78）， t（407） = 3.64， p lt; 0.001， Cohen’s d = 0.36， 因此本實驗的感知績效風險操縱成功。

中介效應檢驗：本文采用PROCESS進行中介效應檢驗， 檢驗心理意象是否在成分圖像呈現方式對感知產品功效的影響過程中起中介作用。選擇程序中的Model 4， bootstrap設為5000次， 以成分圖像呈現方式為自變量， 感知產品功效為因變量， 心理意象作為中介變量， 情感反應、個人創新性、健康意識作為控制變量， 進行中介效應分析。結果顯示， 心理意象在成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）對感知產品功效的影響過程中的中介作用顯著（β = 0.17， 95% CI [0.08， 0.28]）。再次驗證了H3。具體而言， 成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）對心理意象有顯著正向影響（β = 0.24， SE = 0.07， p lt; 0.001）， 心理意象對感知產品功效有顯著正向影響（β = 0.72， SE = 0.03， p lt; 0.001）。此外， 控制人口學變量后， 心理意象在成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）對感知產品功效的影響過程中的中介作用仍顯著（β = 0.16， 95% CI [0.07， 0.27]）。

有調節的中介效應檢驗：本實驗采用方差分析檢驗消費者在面臨高低感知績效風險時， 兩種成分圖像呈現方式下消費者的心理意象和感知產品功效的差異。首先， 以成分圖像呈現方式為自變量， 感知績效風險為調節變量， 心理意象為因變量， 情感反應、個人創新性、健康意識作為協變量。結果顯示， 成分圖像呈現方式對心理意象的主效應顯著， F（1， 402） = 12.02， p lt; 0.001， η2p = 0.029; 感知績效風險對心理意象的效應不顯著， F（1， 402） = 0.57， p = 0.45; 成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）和感知績效風險（高vs. 低）的交互作用顯著， F（1， 402） = 5.73， p = 0.017， η2p = 0.014。進一步進行簡單效應檢驗， 發現當消費者面臨較高的感知績效風險時， 動態呈現組的心理意象分數（M = 5.00， SD = 1.53）與靜態呈現組的心理意象分數（M = 4.72， SD = 1.54）無顯著差異， F（1， 402） = 0.58， p = 0.45; 當消費者面臨較低的感知績效風險時， 動態呈現組的心理意象分數（M = 5.50， SD = 1.50）顯著高于靜態呈現組（M = 4.76， SD = 1.91）， F（1， 402） = 17.25， p lt; 0.001， η2p = 0.04。上述結果驗證了H4， 如圖6所示。

其次， 以成分圖像呈現方式為自變量， 感知績效風險為調節變量， 感知產品功效為因變量， 情感反應、個人創新性、健康意識作為控制變量， 進行方差分析。結果顯示， 成分圖像呈現方式對感知產品功效的主效應顯著， F（1， 402） = 7.13， p = 0.008， η2p = 0.017; 感知績效風險對感知產品功效的效應不顯著， F（1， 402） = 0.49， p = 0.48; 成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）和感知績效風險（高vs. 低）的交互作用顯著， F（1， 402） = 6.38， p = 0.012， η2p = 0.016。進一步進行簡單效應檢驗， 發現當消費者面臨較高的感知績效風險時， 動態呈現組（M = 4.92， SD = 1.42）與靜態呈現組的感知產品功效（M = 4.76， SD = 1.47）無顯著差異， F（1， 402） = 0.01， p = 0.92; 而當消費者面臨較低的感知績效風險時， 動態呈現組的感知產品功效（M = 5.59， SD = 1.21）顯著高于靜態呈現組（M = 5.00， SD = 1.78）， F（1， 402） = 13.54， p lt; 0.001， η2p = 0.03。以上結果驗證了H5， 如圖7所示。

另外控制人口學變量后， 成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）和感知績效風險（高 vs. 低）二者對心理意象（F（1， 398） = 5.53， p lt; 0.05， η2p = 0.01）和感知產品功效（F（1， 398） = 6.49， p = 0.011， η2p = 0.02）的交互影響仍然顯著。

本實驗采用PROCESS進行有調節的中介效應檢驗。首先， 檢驗感知績效風險是否顯著調節心理意象在成分圖像呈現方式影響感知產品功效過程的中介效應。針對調節變量， 將高感知績效風險組編碼為1， 低感知績效風險組編碼為?1。選擇程序中的Model 8， bootstrap設為5000次。以成分圖像呈現方式為自變量， 感知績效風險（高vs. 低）為調節變量， 感知產品功效為因變量， 心理意象作為中介變量， 情感反應、個人創新性、健康意識作為協變量， 進行中介效應分析。結果顯示， 當心理意象作為中介變量時， 成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）和感知績效風險（高vs. 低）對感知產品功效的影響是顯著的（β = ?0.23， 95% CI [?0.45， ?0.04]）， 驗證了H6。具體而言， 當感知績效風險較高時， 心理意象的中介作用不顯著（β = 0.05， 95% CI [?0.08， 0.18]）; 當感知績效風險較低時， 心理意象起顯著的中介作用（β = 0.29， 95% CI [0.15， 0.45]）。同時加入人口學變量后， 心理意象在成分圖像呈現方式和感知績效風險交互影響感知產品功效的過程中仍起顯著的中介作用（β = ?0.23， 95% CI [?0.45， ?0.04]）。

4.3.3 "心理意象、感知產品功效的鏈式中介作用分析

本實驗首先采用線性回歸進行分析， 驗證感知產品功效對購買意愿的影響。結果發現， 感知產品功效對購買意愿的影響作用顯著（β = 0.922， t（407） = 34.54， p lt; 0.001）。該結果驗證了感知產品功效對購買意愿具有顯著的正向影響。為了進一步檢驗成分圖像呈現方式通過心理意象和感知產品功效對購買意愿的影響， 本文通過PROCESS Model 6 對鏈式中介模型進行檢驗。結果顯示， 成分圖像呈現方式通過心理意象和感知產品功效影響購買意愿的鏈式中介作用顯著（β = 0.16; 95% CI [0.08， 0.26]）。支持假設H7。另外， 本文通過PROCESS Model 85檢驗了感知績效風險在成分圖像呈現方式通過心理意象和感知產品功效對購買意愿產生影響過程中的調節效應。結果顯示， 感知績效風險在心理意象和感知產品功效發揮鏈式中介過程中的調節效應顯著（β = ?0.18; 95% CI [?0.35， ?0.32]）， 進一步支持假設H7。

4.4 "小結

實驗3將保健品類型更改為褪黑素再次驗證了實驗2心理意象的中介作用， 此外， 進一步驗證了成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）對感知產品功效影響的重要邊界條件—感知績效風險。驗證了H4和H5。同時， 本實驗驗證了感知績效風險顯著調節心理意象在成分圖像呈現方式對感知產品功效影響過程中的中介效應， 即H6， 并進一步驗證了感知產品功效對下游變量購買意愿的影響（即H7）， 對前面兩個實驗形成有益補充。另外， 前人文獻發現加工流暢性和目標專注度會影響消費者對成分圖像的加工處理（陳斯允 等， 2023; 李東進 等， 2018）， 進而影響其對產品功效的感知與判斷。因此， 本文擬在實驗4中進一步排除加工流暢性和目標專注度的備擇中介作用。

5 "實驗4：排除加工流暢性和目標專注度的備擇中介作用

本實驗的目的主要包括三個方面：第一， 排除加工流暢性和目標專注度的備擇中介解釋。第二， 測量真實的購買行為， 檢驗感知產品功效對下游變量購買行為的影響。第三， 為了使實驗情景更加貼合真實消費場景， 我們通過開展實驗室實驗增加被試線下掃描二維碼的操縱檢測， 提高本研究結論在實際營銷活動中的推廣價值。本實驗采用單因素兩水平（成分圖像呈現方式：動態 vs. 靜態）的組間設計。自變量的操縱方式與實驗1相同。

5.1 "預實驗

考慮到前面研究的實驗情境中研究者未對被試是否掃描二維碼進行操縱檢測， 本研究在正式實驗中對此進行檢驗。前人研究發現， 消費者更愿意花費時間和精力了解產品涉入度較高的產品（晉向東 等， 2018）。因此， 我們推測， 當產品涉入度較高時， 消費者更愿意掃描二維碼了解信息。對此， 我們需要在預實驗中對刺激品類的涉入度進行測量。考慮到本實驗計劃在某高校實驗室招募大學生開展實驗室實驗， 以檢驗二維碼掃描情況， 因此我們延續使用實驗1中的美白牙膏作為產品刺激品類。

本次預實驗共招募100名大學生（男性42人， 42%; M年齡 = 21.3歲）。產品涉入度采用4個題項進行測量， 如“該產品對我而言非常重要” “如果我對自己購買的該產品不滿意時， 我會非常后悔自己的選擇” “當我購買產品時， 我一般會精挑細選， 以做出正確的決策” “我非常看重該產品帶給我的功能性價值” （1 = 完全不同意， 7 = 完全同意） （Laurent， 1985）。結果顯示， 美白牙膏涉入度（M = 4.65， SD = 0.74）較高。進一步將美白牙膏的涉入度和所用7點量表的中間值進行單樣本t檢驗分析， 結果顯示， 美白牙膏涉入度顯著高于中間值“4”， t（99） = 8.77， p lt; 0.001。由此， 我們選擇涉入度較高的美白牙膏作為正式實驗的產品品類。

5.2 "正式實驗程序

本實驗在國內某高校實驗室進行， 共招募160名大學生。實驗程序包括以下幾個部分。首先， 借鑒Dhar等（2007）的做法， 被試通過填寫與實驗目的無關的調查問卷獲得報酬， 在問卷最后告知被試：“對于報酬， 您有兩種選擇， 一是直接獲得10元人民幣， 二是用10元報酬中的4.2元人民幣購買一款美白牙膏”。與此同時， 實驗人員向被試呈現美白牙膏產品。其中， 美白牙膏包裝上的成分圖像分為兩種呈現方式（動態 vs. 靜態）。參與者被隨機分配到任一組進行報酬選擇。在這一過程中， 實驗人員觀察被試是否會主動掃描二維碼， 并在后臺追蹤和統計掃碼人數， 并記錄被試是否購買作為購買行為量化指標。接著， 要求被試填寫感知產品功效測量量表（α = 0.92）， 心理意象測量量表（α = 0.92）， 加工流暢性測量量表（α = 0.84）和目標專注度測量量表。其中， 加工流暢性的量表借鑒了Graf等（2018）的7分量表， 共有5個題項（“我認為這個產品包裝上的信息很簡單” “我認為這個產品包裝上信息是一致并連貫的” “我能清楚理解這個產品包裝上的信息” “我很難理解這個產品包裝上的信息” “我認為這個產品包裝上的信息理解起來很輕松”）。目標專注度的量表借鑒了Chun等（2011）的量表， 題項為：“我認為這款美白牙膏的目標聚焦于解決功能性問題” （1 = 完全不同意， 7 = 非常同意）。最后， 被試填寫實驗目的和人口統計信息。

5.3 "結果分析

5.3.1 "被試基本情況分析

本次實驗共招募160名大學生， 通過后臺統計掃碼人數顯示， 共有134人掃描二維碼， 26人未掃描二維碼， 掃描二維碼的人數比例為83.8%。在剔除未掃描二維碼的被試后， 共收集到134份有效問卷。被試平均年齡為21.4歲。其中， 男性54名（40.3%）， 女性80名（59.7 %）。在被試的個人月支出分布上， 占比最高的是個人月支出在1001元至2000元之間（61人）， 占比為45.5%， 個人月支出在1000元以下的學生被試（6人）占比最少， 為4.5%。

5.3.2 "中介檢驗

以成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）為自變量， 心理意象、加工流暢性和目標專注度同時作為中介變量， 情感反應、個人創新性作為控制變量， 將感知產品功效作為因變量納入中介檢驗模型（Model 4， Bootstrapping 5000次）。結果顯示， 心理意象在成分圖像呈現方式對感知產品功效的影響過程中的中介作用顯著（β = 0.12; SE = 0.05， 95% CI [0.05， 0.23]）。加工流暢性（β = 0.01; SE = 0.02， 95% CI [?0.01， 0.55]）、目標專注度（β = 0.06; SE = 0.04， 95% CI [?0.01， 0.16]）的間接效應均未達到顯著性水平。另外控制人口學變量后， 心理意象的中介作用仍然顯著（β = 0.08; SE = 0.04， 95% CI [0.06， 0.28]）。

此外， 以成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）為自變量， 心理意象、感知產品功效作為中介變量， 情感反應、個人創新性作為控制變量， 將購買行為（0 = 不購買， 1 = 購買）作為因變量代入中介檢驗模型（Model 6， Bootstrapping 5000次）中進行鏈式中介分析。結果顯示， 成分圖像呈現方式通過心理意象影響感知產品功效再影響購買行為的鏈式中介間接效應顯著（β = 0.25; SE = 3.36， 95% CI [0.09， 0.68]）。另外控制人口學變量后， 結果仍然顯著（β = 0.23; SE = 2.42， 95% CI [0.08， 0.83]）。

5.4 "小結

實驗4排除了加工流暢性和目標專注度的替代性解釋作用， 再次驗證了心理意象的中介作用。同時， 對真實購買行為進行測量， 檢驗了感知產品功效對真實購買行為的影響。

6 "研究結論、貢獻與展望

6.1 "研究結論

產品包裝是影響消費者判斷和決策的重要因素。如何利用產品包裝高效地傳遞產品信息成為學術界和實業界普遍關注的問題。本文基于聯想學習理論將成分圖像呈現方式與感知產品功效巧妙聯結， 并且從心理意象的視角探討了成分圖像呈現方式對感知產品功效的中介影響機制及其邊界條件。研究得出以下結論：第一， 成分圖像呈現方式顯著影響消費者感知產品功效。第二， 心理意象在成分圖像呈現方式與感知產品功效的影響中起到顯著的中介作用。第三， 成分圖像呈現方式對感知產品功效的影響受到感知績效風險的調節影響。當面臨高感知績效風險時， 消費者會更關注與產品質量相關的中心線索， 而忽略包裝成分圖像呈現方式等邊緣線索， 由此成分圖像呈現方式較難促進消費者產生心理意象， 較難影響感知產品功效; 低感知績效風險時， 消費者會更關注動態呈現的成分圖像等邊緣線索， 更容易引起心理意象的產生， 進而提升感知產品功效。第四， 消費者感知產品功效顯著影響消費者購買意愿。

6.2 "理論意義

本文在理論上具有一定創新性， 具體體現在以下三方面：

首先， 本研究基于聯想學習理論， 揭示了成分圖像呈現方式對感知產品功效的積極效應。在包裝圖像影響消費者感知的研究中， 包裝圖像常被視為促進消費者選擇健康食品的視覺線索（Gil-Pérez et al.， 2020）。例如， López等（2024）通過實驗驗證了包裝圖像中的隱含運動對產品喜愛度的積極影響。盡管上述研究證實了具有動態性的圖像對消費者感知具有影響， 但通常依賴于靜態圖像中隱含的運動效果。鑒于此， 本文驗證了成分圖像呈現方式（動態 vs. 靜態）對感知產品功效的作用， 這在一定程度上補充了前人關于圖像影響消費者感知的研究。此外， 以往關于成分圖像影響產品評價的文獻往往基于信息加工理論的視角將成分圖像作為信息線索（Li amp; Liu， 2022）?？紤]到本研究深入探察成分圖像的不同呈現方式對消費者感知的差異性影響， 本文引入聯想學習理論解釋成分圖像呈現方式對感知產品功效的影響， 創新性地提出了圖像影響消費者感知的理論視角。同時豐富和拓展了聯想學習理論在包裝動態設計和感知產品功效領域理論內涵和應用。

其次， 本文引入心理意象， 厘清了成分圖像呈現方式影響感知產品功效的中介機制。以往研究證明心理意象是一種重要的信息加工策略， 直接參與記憶、聯想與決策等認知過程（葉曉燕 等， 2018）。例如在零售領域， 相比于靜態圖像， VR能夠更加積極地喚起心理意象， 進而影響消費者購買意愿（Zhang et al.， 2024）。以往研究還發現圖片信息（vs. 文字信息） （Silva et al.， 2021）、AR （vs. VR） （Hilken et al.， 2022）等更容易刺激消費者產生心理意象。在前人文獻的基礎上， 本研究探究動態和靜態的成分圖像呈現方式對心理意象的差異性影響， 從而進一步對感知產品功效發揮作用。由此， 該文基于心理意象的視角揭示了成分圖像呈現方式對感知產品功效產生影響的內部黑箱。研究結果表明， 與靜態呈現成分圖像相比， 動態呈現成分圖像能喚醒更大程度的心理意象， 進而產生更高的感知產品功效。本研究將成分圖像動態性延伸到心理意象喚醒的研究中， 支持了生動的圖片能夠積極喚醒心理意象的觀點（蘇晶蕾 等， 2016）， 豐富和拓展了當前心理意象的理論成果。此外， 本文發現高（vs. 低）感知績效風險情況下， 消費者較難順暢喚醒心理意象， 進而影響感知產品功效。由此， 本文發現了高感知績效風險對心理意象生成的抑制作用。綜上， 本研究從心理意象這一較為新穎的角度揭示了成分圖像呈現方式影響感知產品功效的內部黑箱， 同時拓展了感知績效風險方面的文獻研究。

最后， 本研究延展和擴充了感知產品功效前因變量的相關研究。以往研究對感知產品功效的影響因素展開了較為豐富的研究， 如包裝繁簡設計（陳斯允 等， 2023）、價格（Díaz-Lago et al.， 2023）。最近有學者發現與陌生人共享產品會降低對產品的認同感， 從而導致較低的感知產品功效（Lteif et al.， 2023）， 同時呼吁更多學者針對感知產品功效這一重要消費者感知變量開展研究。相較于前人研究， 產品成分信息是個體對產品功能等信息進行直觀認識的重要維度， 對產品功效判斷的作用更直接。作為有益補充， 本文聚焦于成分圖像呈現方式這一前因變量， 發現并證實包裝成分圖像呈現方式對感知產品功效的積極影響。結論不僅豐富了包裝視覺元素影響感知產品功效的研究， 還為感知產品功效前因變量的研究提供了新視角， 進一步深化了對視覺信息呈現方式如何影響消費者感知的理解。

6.3 "實踐啟示

隨著消費者對于產品功效關注度的提升， 本研究可以為企業如何使消費者提升感知產品功效進行營銷宣傳提供參考價值， 以及為企業如何合理動態設計包裝元素提供指導， 具有較強的實踐意義。

首先， 本研究對企業包裝設計方面具有重要的實踐指導意義。本文研究結論發現， 成分圖像呈現方式能夠顯著影響消費者感知產品功效和購買意愿。隨著同質化產品劇增， 對于企業而言如何提升消費者對產品的感知產品功效十分重要。基于本文研究結論， 企業可以與技術公司合作開發包裝互動內容， 借助AI或AR等科技手段呈現具有動態效果的成分圖像， 確保動態效果與產品功能緊密結合。從而有利于消費者構建與產品功效相關的記憶關聯網絡。例如， 掃描施華蔻護發精油包裝呈現精油分子絲滑流動的效果， 以此提高消費者感知產品功效并促進購買行為。綜上， 本文研究在利用包裝元素動態設計增加感知產品功效方面為企業提供了實踐啟示。

其次， 本研究為營銷人員如何通過激活消費者心理意象以提升感知產品功效提供了思路。本文研究結果表明， 心理意象的增強能夠提高消費者感知產品功效和購買意愿。營銷人員可以利用一些營銷元素， 促進消費者更加順暢地產生心理意象， 進而增強對產品功效的感知。例如， 通過廣告和社交媒體內容側重描述產品成分的效果， 幫助消費者形成清晰的心理意象。

最后， 營銷人員可以通過操控消費者的感知績效風險， 實現成分圖像呈現方式應用的利益最大化。根據本文研究結果， 企業可以通過降低消費者感知績效風險， 從而確保動態呈現方式的積極效果最大化， 實現更好的宣傳效果。例如， 第一， 建立信任和權威背書。包括與第三方權威機構合作， 獲得產品成分和功效認證， 并通過包裝或廣告等渠道展示這些權威認證; 第二， 提供無風險的購買保障， 推出無理由退貨政策。最后， 實時客戶反饋與溝通。通過線上客服、社交媒體等渠道， 及時回應消費者對產品功效的疑問和不確定性。定期分享真實用戶的正面反饋， 強化消費者的正面預期。

6.4 "研究局限與展望

本研究仍存在一些不足之處， 在未來研究中可以進一步完善。

第一， 成分圖像呈現方式對消費者感知產品功效的影響機制有待進一步探討其他邊界條件。本文檢驗了感知績效風險在成分圖像呈現方式對消費者反應影響過程中的調節作用， 在未來研究中可以繼續探討其他調節變量。例如， 產品知識（Cowan et al.， 2021）。有學者表明， 那些擁有較高（相對于較低）知識的人有更強（較弱）的語義映射， 因此產品知識較少的消費者會從數字化和計算機支持的動態效果中獲取更多產品信息（Cowan et al.， 2021）。那么， 產品知識可能會調節成分圖像呈現方式對消費者感知產品功效的影響， 在未來研究中可以進一步探討產品知識在此影響過程中的調節作用。

第二， 本研究的外部效度存在一定的限制， 有必要開展田野實驗驗證研究結論。本研究中， 消費者的感知產品功效和購買行為均在實驗室環境下而非真實消費場景下測量的。而且， 本研究主要聚焦于線下購物這一背景， 借助二維碼掃描實現包裝中成分信息的動態呈現， 這一手段雖然達到了操縱效果， 但缺乏簡捷性。隨著網上購物的盛行， 后續研究可以基于線上購物的消費場景， 在網頁中直接實現產品成分圖像的動態呈現， 觀察消費者對不同類型的產品包裝的真實反應以及購買情況， 進一步提高研究結果的外部可推廣性。

參 "考 "文 "獻

Babin， L. A.， amp; Burns， A. C. （1997）. Effects of print ad pictures and copy containing instructions to imagine on mental imagery that mediates attitudes. Journal of Advertising， 26（3）， 33?44.

Biswas， D.， Biswas， A.， amp; Das， N. （2006）. The differential effects of celebrity and expert endorsements on consumer risk perceptions： The role of consumer knowledge， perceived congruency， and product technology orientation. Journal of Advertising， 35（2）， 17?31.

Brasel S. A.， amp; Hagtvedt. H. （2016）. Living brands： Consumer responses to animated brand logos. Journal of the Academy of Marketing Science， 44（5）， 639?653.

Cai， G. L.， Chen， R.， amp; Zhao， P. （2016）. Research on the influence of consumer knowledge and information recommendation agent on brand loyalty. China Soft Science， （10）， 123?134.

[蔡國良， 陳瑞， 趙平. （2016）. 消費者產品知識和信息推薦代理對品牌忠誠度的影響研究. 中國軟科學， （10）， 123? 134.]

Capelli， S.， amp; Thomas， F. （2021）. To look tasty， let's show the ingredients！ Effects of ingredient images on implicit tasty-healthy associations for packaged products. Journal of Retailing and Consumer Services， 61， 102061.

Casidy， R.， amp; Wymer， W. （2016）. A risk worth taking： Perceived risk as moderator of satisfaction， loyalty， and willingness-to-pay premium price. Journal of Retailing and Consumer Services， 32， 189?197.

Chang， B.， amp; Chan-Olmsted， S. M. （2010）. Success factors of cable network brand extension： Focusing on the parent network， composition， fit， consumer characteristics， and viewing habits. Journal of Broadcasting amp; Electronic Media， 54（4）， 641?656.

Chen， M. （2016）. Consumer response to health product communication： The role of perceived product efficacy. Journal of Business Research， 69（9）， 3251?3260.

Chen， S.， Xiao， T.， Xiong， J.， amp; Peng， K. （2023）. Occam's razor effect in packaging： The impact of simple versus complex aesthetics on product efficacy judgments. Acta Psychologica Sinica. 55（11）， 1872?1888.

[陳斯允， 肖婷文， 熊繼偉， 彭凱平. （2023）. 包裝中的“奧卡姆剃刀定律”：繁簡設計對產品效能判斷的影響. 心理學報， 55（11）， 1872?1888.]

Chun， W. Y.， Kruglanski， A. W.， Sleeth-Keppler， D.， amp; Friedman， R. S. （2011）. Multifinality in implicit choice. Journal of Personality and Social Psychology， 101（5）， 1124?1137.

Chung， S. （2013）. The role of online informediaries for consumers： A dual perspective about price comparison and information mediation. Internet Research， 23（3）， 338?354.

Cian， L.， Krishna， A.， amp; Elder， R. S. （2014）. This logo moves me： Dynamic imagery from static images. Journal of Marketing Research， 51（2）， 184?197.

Cowan， K.， Spielmann， N.， Horn， E.， amp; Griffart， C. （2021）. Perception is reality… how digital retail environments influence brand perceptions through presence. Journal of Business Research， 123， 86?96.

Cyr， D.， Head， M.， Lim， E.， amp; Stibe， A. （2018）. Using the elaboration likelihood model to examine online persuasion through website design. Information amp; Management， 55（7）， 807?821.

Delvecchio， D. （2005）. Brand-extension price premiums： The effects of perceived fit and extension product category risk. Journal of the Academy of Marketing Science， 33（2）， 184–196.

Dhar， R.， Huber， J.， amp; Khan， U. （2007）. The shopping momentum effect. Journal of Marketing Research， 44（3）， 370?378.

Díaz-Lago， M.， Blanco， F.， amp; Matute， H. （2023）. Expensive seems better： The price of a non-effective drug modulates its perceived efficacy. Cognitive Research-Principles and Implications， 8（1）， 8.

Gil-Pérez， I.， Rebollar， R.， amp; Lidón， I. （2020）. Without words： The effects of packaging imagery on consumer perception and response. Current Opinion in Food Science， 33， 69?77.

Graf， L. K. M.， Mayer， S.， amp; Landwehr， J. R. （2018）. Measuring processing fluency： One versus five items. Journal of Consumer Psychology， 28（3）， 393?411.

Gvili， Y.， Tal， A.， Amar， M.， amp; Wansink， B. （2017）. Moving up in taste： Enhanced projected taste and freshness of moving food products. Psychology amp; Marketing， 34（7）， 671?683.

Hilken， T.， Chylinski， M.， Keeling， D. I.， Heller， J.， de Ruyter， K.， amp; Mahr， D. （2022）. How to strategically choose or combine augmented and virtual reality for improved online experiential retailing. Psychology amp; Marketing， 39（3）， 495?507.

Huang， J. Y.， Wang， L. Y.， amp; Chan， E. Y. （2022）. Larger = more attractive？ Image size on food packages influences purchase likelihood. Psychology amp; Marketing， 39（6）， 1257?1266.

Hwan， C. N.， amp; Kim， Y. S. （2012）. The roles of emotion induced by types of restaurant attributes in advertisement on evaluation. Nankai Business Review International， 3（3）， 224?241.

Ilyuk， V.， amp; Block， L. （2016）. The effects of single-serve packaging on consumption closure and judgments of product efficacy. Journal of Consumer Research， 42（6）， 858?878.

Jin， X. D.， Zhang， G. L.， Cao， J.， Gu， C. H.， Wei， H.， Xie， Z. P.， amp; Duan， Z. H. （2018）. Spillover effects of strong brands competition. Acta Psychologica Sinica， 50（6）， 678?692.

[晉向東， 張廣玲， 曹晶， 谷傳華， 魏華， 謝志鵬， 段朝輝. （2018）. 強勢品牌廣告競爭的溢出效應. 心理學報， 50（6）， 678?692.]

Kim， J.， Allen， C. T.， amp; Kardes， F. R. （1996）. An investigation of the mediational mechanisms underlying attitudinal conditioning. Journal of Marketing Research， 33（3）， 318– 328.

Kim， J.， amp; Lakshmanan， A. （2015）. How kinetic property shapes novelty perceptions. Journal of Marketing， 79（6）， 94?111.

Kramer， T.， Irmak， C.， Block， L. G.， amp; Ilyuk， V. （2012）. The effect of a no-pain， no-gain lay theory on product efficacy perceptions. Marketing Letters， 23（3）， 517?529.

Laurent， G. K. （1985）. Measuring consumer involvement profiles. Journal of Marketing Research， 31（3）， 9?18.

Lee， E. J.， Bae， J.， amp; Kim， K. H. （2020）. The effect of environmental cues on the purchase intention of sustainable products. Journal of Business Research， 120， 425?433.

Li， D. J.， Jin， H. Z.， amp; Zheng， J. （2018）. The impact of product assortment on the evaluation of extremely incongruent. Management Review， 30（9）， 97?109+163.

[李東進， 金慧貞， 鄭軍. （2018）. 產品陳列對極度不一致新產品評價的影響研究. 管理評論， 30（9）， 97?109+163.]

Li， S. W.， amp; Liu， P. （2022）. Will “moving” food tastes better？ Effect of dynamic food image in print advertising on food taste perception. Journal of Sensory Studies， 37（1）， e12719.

Liao， M. Y.， Liu， L.， Fang， J. M.， Yang L.， amp; Li， L. Q. （2021）. Peripheral cues prompting the intention of online hotel booking： The matching effect of weather and picture color hue. Nankai Business Review， 24（6）， 62?73.

[廖覓燕， 劉璐， 方佳明， 楊亮， 李良強. （2021）. 邊緣線索提高在線酒店預訂意愿： 天氣和圖片色調的匹配效應. 南開管理評論， 24（6）， 62?73.]

Lim， N. （2003）. Consumers' perceived risk： Sources versus consequences. Electronic Commerce Research and Applications， 2（3）， 216?228.

Lin， Y. T.， Zhang， D. L.， amp; Liu， M. （2018）. The system of visual imagery generation and its effect factors. Advances in Psychological Science， 26（4）， 636?644.

[林鈺婷， 張得龍， 劉鳴. （2018）. 視覺表象生成系統及其影響因素. 心理科學進展， 26（4）， 636?644.]

López， I. L; Gil-Perez， I.; Rebollar， R.; Díez-Calvo， S.， amp; Heras-Romanos， E. （2024）. Making a big splash： Packaging imagery with implied motion enhances product liking through design appeal and naturalness perception. British Food Journal， 126（9）， 3463?3482.

Lteif， L.， Lauren， B.， Thomas， K.， amp; Mahima H. （2023）. The influence of shared consumption on product efficacy perceptions： The detrimental effect of sharing with strangers. Journal of Marketing Research， 61（3）， 536?551.

Macinnis， D. J.， amp; Price， L. L. （1987）. The role of imagery in information processing： Review and extensions. Journal of Consumer Research， 13（4）， 473?491.

Orth， U. R.， amp; Malkewitz， K. （2008）. Holistic package design and consumer brand impressions. Journal of Marketing， 72（3）， 64?81.

Rettie， R.， amp; Brewer， C. （2000）. The verbal and visual components of package design. Journal of Product amp; Brand Management， 9（1）， 56?70.

Roullet， B.， amp; Droulers， O. （2005）. Pharmaceutical packaging color and drug expectancy. Advances in Consumer Research， 32， 164?171.

Rymarczyk， K.， Zurawski， L.， Jankowiak-Siuda， K.， amp; Szatkowska， I. （2019）. Empathy in facial mimicry of fear and disgust： Simultaneous EMG-fMRI recordings during observation of static and dynamic facial expressions. Frontiers in Psychology， 10， 701.

Silayoi， P.， amp; Speece， M. （2004）. Packaging and purchase decisions： An exploratory study on the impact of involvement level and time pressure. British Food Journal， 106（8）， 607?628.

Silva， S. C.， Rocha， T. V.， De Cicco， R.， Galhanone， R. F.， amp; Manzini Ferreira Mattos， L. T. （2021）. Need for touch and haptic imagery： An investigation in online fashion shopping. Journal of Retailing and Consumer Services， 59， 102378

Skard， S.， Knudsen， E. S.， Sj?stad， H.， amp; Thorbj?rnsen， H. （2021）. How virtual reality influences travel intentions： The role of mental imagery and happiness forecasting. Tourism Management， 87， 104360.

Stone， R. N.， amp; Gr?nhaug， K. （1993）. Perceived risk： Further considerations for the marketing discipline. European Journal of Marketing， 27（3）， 39?50.

Su， J. L.， Yin， C. Y.， amp; Guo， S. （2016）. The effects of online product presentation's sensory cues on consumer purchase intention： A mental imagery perspective. Journal of Marketing Science， 12（2）， 87?99.

[蘇晶蕾， 銀成鉞， 郭帥. （2016）. 網上產品展示中感覺線索對消費者購買意愿的影響：基于心象理論的視角. 營銷科學學報， 12（2）， 87?99.]

Thomas， F.， amp; Capelli， S. （2018）. The effect of the number of ingredient images on package evaluation and product choice. Recherche Et Applications En Marketing， 33（3）， 6–30.

Underwood， R L.， amp; Klein， N M. （2002）. Packaging as brand communication： Effects of product pictures on consumer responses to the package and brand. Journal of Marketing Theory and Practice， 10（4）， 58?68.

Vanbergen， N.， Irmak， C.， amp; Sevilla， J. （2020）. Product entitativity： How the presence of product replicates increases perceived and actual product efficacy. Journal of Consumer Research， 47（2）， 192?214.

Wei， K. S. （2024）. Celebrity endorser scandal： A literature review and future research agenda. Marketing Intelligence amp; Planning， 42（5）， 850?870.

Woodroof， P. J.， Howie， K. M.， Syrdal， H. A.， amp; VanMeter， R. （2020）. What's done in the dark will be brought to the light： Effects of influencer transparency on product efficacy and purchase intentions. Journal of Product amp; Brand Management， 29（5）， 675?688.

Yamim， A. P.， Mai， R.， amp; Werle， C. O. C. （2020）. Make it hot？ How food temperature （mis）guides product judgments. Journal of Consumer Research， 47（4）， 523?543.

Ye， X. Y.， Zhang， D. L.， Chang， S.， amp; Liu， M. （2018）. The individual difference of visual mental imagery and its neural basis. Advances in Psychological Science， 26（7）， 1186-1192.

[葉曉燕， 張得龍， 常松， 劉鳴. （2018）. 視覺表象個體差異及其神經基礎. 心理科學進展， 26（7）， 1186?1192.]

Zhang， Y. N.， Shao， W.， Quach， S.， Thaichon， P.， amp; Li， Q. M. （2024）. Examining the moderating effects of shopping orientation， product knowledge and involvement on the effectiveness of Virtual Reality （VR） retail environment. Journal of Retailing and Consumer Services， 78， 103713.

Zhou， X. M.， Ye， S. H.， Li， J.， amp; Huang， Z. （2019）. Upright or inclining？ An empirical study of the impact of brand logo shapes on the consumer product evaluation. Foreign Economics amp; Management， 41（2）， 84?98.

[周小曼， 葉生洪， 厲佳， 黃贊. （2019）. 斜不勝正？品牌標識形狀對消費者產品評價的影響研究. 外國經濟與管理， 41（2）， 84?98.]

Zhu， J. J.， Jiang， Y. S， Wang， Y. D.， Yang， Q.， amp; Li， W. （2024）. Richness and dynamics： How to improve virtual reality tourism adoption with virtual social clues. Journal of Research in Interactive Marketing， 18（1）， 142?158.

Zhu， M.， Billeter， D. M.， amp; Inman， J. J. （2012）. The double- edged sword of signaling effectiveness： When salient cues curb postpurchase consumption. Journal of Marketing Research， 49（1）， 26?38.

附錄：感知績效風險操縱

實驗3：文字描述法

高感知績效風險：根據《消費者報告》顯示， 通過對市面上的褪黑素片進行了廣泛測試， 綜合考察了制作流程和產品功效， 結果顯示， 市面上不同品牌的褪黑素片在質量上存在差異。我們發現褪黑素片行業存在生產執行標準不一的情況， 這導致了不同品牌的褪黑素含量參差不齊。當消費者在食用褪黑素含量過多的產品時， 容易導致頭暈、頭痛、惡心等不良反應。

低感知績效風險：根據《消費者報告》顯示， 通過對市面上的褪黑素片進行了廣泛測試， 綜合考察了制作流程和產品功效， 結果顯示， 市面上大多數褪黑素片品牌在質量上幾乎沒有差異。我們發現褪黑素片的制造企業大多采用國家統一生產標準， 不同品牌的褪黑素含量保持在安全范圍內。當消費者食用褪黑素含量在安全范圍內的產品時， 幾乎不會產生副作用。

Dynamic or static？ The influence of ingredient image presentation on

perceived product efficacy

JIANG Hongyan1，2， ZHANG Mengting1， KANG Chunxiao1， LIU Junwen1

（1 School of Economics and Management， China University of Mining and Technology， Xuzhou 221116， China）

（2 Research Center for Big Data Marketing and Green Innovation， Xuzhou 221116， China）

Abstract

Packaging can transmit beliefs about products’ quality or usage to consumers through visual elements. Among these， perceived product efficacy is one of the important beliefs in consumers’ purchasing decisions. Research has focused mainly on the effects of the number and size of ingredient images on the perceived product efficacy and paid scarce attention to the presentation of ingredient images， whether dynamic or static. Thus， by considering cases of applying dynamic elements to packages using technology， we combine the presentation of ingredient information （dynamic vs. static） with product packaging and explore their impact on perceived product efficacy.

Seven studies were conducted to verify our predictions. Study 1 （N = 203） examined the main effects of ingredient images’ presentations on the perceived product efficacy. Participants were randomly assigned to the condition in a one-factor （ingredient image presentation： dynamic vs. static） between-subjects design. Study 2 （N = 205） explored the mechanism underlying the effects of ingredient image presentation on the perceived product efficacy， and mental imagery was introduced into the research. Before Study 3， we conducted a pretest to verify that two text descriptions could be used as different perceived performance risk stimuli. Study 3 （N = 409） employed 2 （ingredient image presentation： dynamic vs. static） by 2 （perceived performance risk： high vs. low） between-subjects design to identify the moderating role of perceived performance risk. Study 4 （N = 160） was aimed to exclude the mediating effect of processing fluency and goal focus and to measure purchasing behavior， examining the influence of perceived product efficacy on purchase behavior.

The main findings of this paper are as follows. First， the dynamic （vs. static） presentation of ingredient images had a positive effect on the perceived product efficacy. Second， the dynamic （vs. static） presentation of ingredient images easily aroused mental imagery， leading to higher perceived product efficacy. Third， when customers perceived a high performance risk in products， the presentation of ingredient images had no effect on the perceived product efficacy. By contrast， when the performance risk of the product was low， the effect of the ingredient images presentation was replicated. Thus， the moderating role of perceived performance risk was significant. Finally， we examined the effects of perceived product efficacy on purchase intentions. The results showed that perceived product efficacy had a positive effect on purchase intention.

This research extends the theoretical application of associative learning theory to product packaging and elaborates on the mediating mechanism of the effect of the presentation of ingredient images on the perceived product efficacy from the perspective of mental imagery. Moreover， this paper contributes to the research on the antecedents of perceived product efficacy. Meanwhile， our results offer important practical implications for businesses to design product packaging by considering dynamic elements and adopting marketing strategies to mitigate perceived performance risks.

Keywords "ingredient images， dynamic or static presentation， perceived product efficacy， mental imagery， perceived performance risk