品牌錨定效應對其延伸品牌幸福感的影響研究

吳薇

摘要：品牌延伸策略是現(xiàn)在企業(yè)營銷中常采用的策略，研究延伸品牌幸福感對于企業(yè)品牌建設具有非常重要的意義。文章基于消費剩余視角，構建品牌錨，消費剩余與其延伸品牌幸福感的的概念模型，分析品牌錨定效應對其延伸品牌幸福感的影響機理。研究結果表明，與低錨品牌相比，高錨品牌能使消費者對其延伸品牌產生更高的幸福感，消費剩余在其中起中介作用，涉入度起調節(jié)作用，與高涉入度消費者相比，低涉入度消費者的品牌錨定效應對其延伸品牌幸福感的更顯著。

關鍵詞：品牌錨定效應；消費剩余；涉入度；品牌幸福感

中圖分類號：F274???????文獻標識碼：A??文章編號：1005-6432（2023）26-0000-04

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

1.引言

幸福是中國夢的具體表現(xiàn)之一。近幾年來，經(jīng)濟學，社會學家，心理學家都在積極的探討如何衡量幸福感和提高幸福感。營銷界提出消費是幸福感的重要來源，品牌可以為消費者帶來幸福感。在實踐中，很多品牌運用幸福感營銷，如2018年唯品會年貨節(jié)廣告《幸福就是要在一起》，從幸福出發(fā)，憑借回家過年引起人們的共鳴，打感情牌淡化了商業(yè)感，也讓人們對唯品會這個品牌有了幸福感；知名?O2O?蛋糕的品牌是“幸福西餅店”；江蘇衛(wèi)視的品牌定位是“情感世界?幸福中國”等。品牌幸福感會提高消費者的忠誠度，從而引發(fā)一系列的行為，如積極口碑的傳播，購買頻率和數(shù)量增多，溢價購買等等。品牌幸福感所帶了的上述消費行為都是營銷者希望發(fā)生的，因此如何提高品牌的幸福感成為了許多營銷者迫切想要了解的問題。

現(xiàn)階段關于品牌幸福感的研究尚處于初始階段，主要集中在品牌幸福感的測量與維度等方面，探討延伸品牌幸福感的研究還比較少。然而，品牌延伸策略是現(xiàn)在企業(yè)營銷中常采用的策略，研究延伸品牌幸福感對于企業(yè)品牌建設具有非常重要的意義。文章正是從這一角度出發(fā)，基于消費剩余理論，探討品牌錨定效應對其延伸品牌幸福感的影響，構建概念模型，運用情景模擬實驗收集數(shù)據(jù)，進行實證研究，以期更加全面深入地探究影響延伸品牌幸福感的因素，?為企業(yè)營銷策略的制定提供實踐指導和理論依據(jù)。

2.文獻回顧和假設的提出

2.1錨定效應

錨定效應最早是由Tversky?和?Kahneman?提出的，錨定效應影響著人們的決策，當人們無法區(qū)別問題的答案與錨定數(shù)值時，會直接給出錨值的答案。錨定效應常常發(fā)生在模糊決策中。在消費過程中，品牌、價格、包裝都可以成為錨。依據(jù)戴曼雅的實驗研究，把錨定效應分為高錨和低錨。所謂“高錨”是“錨”所呈現(xiàn)的產品信息，使消費者對該產品產生的價格預期，高于其實際價格；而?“低錨”是“錨”所呈現(xiàn)的產品信息，使消費者產生的價格預期，低于其實際價格。不同的錨，會產生不同的結果。

2.2錨定效應和延伸品牌幸福感

根據(jù)錨定效應，對于高錨的產品，消費者會產生較高的價格估計和高端的質量感知，感到生活質量的提高，自我感知的提升，產生更多的積極情緒，從而對其延伸品牌幸福感會提升；而對于低錨產品，消費者會產生較低的價格估計和低廉的質量感知，感到生活質量的降低，自我感知的下降，產生低端的情緒，對其延伸品牌產生較低的幸福感。基于以上分析，提出以下假設：

H1：與低錨品牌相比，高錨品牌能使消費者對其延伸品牌產生更高的幸福感

2.4消費剩余的中介作用

對于高錨產品而言，消費者對該產品產生的價格預期，高于其實際價格，消費剩余比較多，消費者瞬間的積極體驗增加，從而延伸品牌幸福感得到提升；而對于低錨產品，消費者產生的價格預期低于其實際價格，消費者產生消費剩余比較少甚至為負，消費者瞬間的積極體驗減少，從而延伸品牌幸福感也減少。基于以上分析，提出以下假設：

H2：消費剩余在品牌錨定效應與其延伸品牌幸福感的影響之間起中介作用

2.5產品涉入度的調節(jié)作用

根據(jù)精細加工可能性模型（ELM?模型），消費者遵循中心路徑或邊緣路徑對信息進行處理，路徑的選擇主要取決于人們對信息加工的涉入程度、信息論述力度和信息源特征。當消費者是低涉入度時，消費者往往啟動邊緣路徑對信息進行處理，此時他不會投入過多的精力對信息內容進行精細加工，而是根據(jù)母品牌表面的錨定信息，從而形成延伸品牌的幸福感知；但當消費者是高涉入度時，消費者往往啟動中心分析路徑，收集大量信息，謹慎地進行信息處理和評估，此時他將思維的重點放在說服性信息的內容上，信息內容本身對接收者的態(tài)度產生更大的影響進行分析，最后形成對品牌的幸福感知，受錨的影響較小。

H3：與高涉入度消費者相比，低涉入度消費者的品牌錨定效應對其延伸品牌幸福感的更顯著

文章采用2個實驗對假設進行檢驗。實驗1的目的主要是檢驗品牌錨定效應對其延伸品牌幸福感的主效應以及消費剩余的中介作用。實驗2在進一步驗證品牌錨定效應對其延伸品牌幸福感的主效應的基礎上，檢驗涉入度的調節(jié)作用。

3.?實驗1

3.1實驗的設計

2020年5月21日至5月22日在南昌航空大學征集120名被試者，隨機分配到高錨組和低錨組，剔除8份無效問卷，共收集問卷112份，男生57份，女生55份，平均年齡20.5，方差1.4。

3.2實驗的步驟以及變量的測量

第一步，錨的操控。本研究共兩個實驗情境，高錨品牌實驗和低錨品牌實驗情景。在高錨品牌組，向被試提供阿迪達斯運動鞋的照片，參數(shù)以及產品價格。在低錨品牌組，向被試展示361度運動鞋的照片，參數(shù)以及產品價格。?閱讀完上述實驗材料后，向兩組消費者呈現(xiàn)一款先前圖片品牌所創(chuàng)立新品牌TN的運動鞋及參數(shù)，請消費者估計運動鞋價格，然后再呈現(xiàn)出該運動鞋的真實價格688元。為了避免其他因素對實驗結果的干擾，所需估價的運動鞋除了品牌不同，運動鞋的圖案與參數(shù)都是相同的。

第二步，延伸品牌幸福感的測量。被試者在估計完運動鞋的價格后，再呈現(xiàn)出該運動鞋的真實市場價格688元，并對延伸品牌幸福感進行測量。品牌幸福感的測量參考郭昭宇的量表。采用李克特五點量表測量。

第三步，消費剩余的測量。根據(jù)消費者剩余的定義及譚平對消費者剩余的測量并采用李克特五點量表測量。

第四步，控制變量。選擇品牌熟悉度，品牌喜愛度作為控制變量。根據(jù)?Alba?和?Hutchinson的研究，通過“你是否曾經(jīng)使用或者聽說過該品牌的產品以及你對該品牌的熟悉程度”進行測度。品牌熟悉度和品牌喜愛度均采用五點李克特量表。

3.3數(shù)據(jù)的分析

3.3.1?信效度分析

延伸品牌幸福感和消費剩余量表的Cronbachs?α系數(shù)分別為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值為0.886，大于0.7，且總方差解釋為90.387%，適合做因子分析，因子荷載都大于0.7，AVE值為0.9035，大于0.5，具有良好的聚斂效度。消費剩余的量表KMO值為0.904，大于0.7，且總方差解釋為85.489%，適合做因子分析，因子荷載都大于0.7，AVE值為0.855，大于0.5，具有良好的聚斂效度。延伸品牌幸福感和消費剩余量表的AVE的平方根分別為0.951和0.925，均大于兩個量表的相關系數(shù)為0.754，故量表具有良好的區(qū)別效度。

3.3.2?錨定效應操控檢驗

通過單因素方差分析得到，高錨組的產品估計價格顯著高于低錨組的產品估計價格（M高=1328.07，M低=295.63，F(xiàn)（1，111）=349.481，p=0.000<0.01），故品牌錨的高低操控成功。

3.3.3?T檢驗

以錨的高低為分組變量，延伸品牌幸福感為檢驗變量進行獨立樣本t檢驗。高錨組的延伸品牌幸福感顯著高于低錨組（M高=3.86，M低=2.11，t（111）=10.187，p=0.000<0.01）。故假設H1成立。以錨的高低為分組變量，消費剩余為檢驗變量進行獨立樣本t檢驗。高錨組的消費剩余顯著高于低錨組的消費剩余（M高=3.87，M低=2.04，t（111）=11.306，p=0.000<0.01）。

控制變量：高錨組和低錨組的品牌熟悉度（t（111）=0.857，p=0.394>0.1）和品牌偏愛度（t（111）=0.661，p=0.510>0.1）亦無顯著差異。

3.3.4?中介作用

首先按照溫忠麟等分步回歸對中介作用進行檢驗：一是以品牌錨為自變量，延伸品牌幸福感為因變量，建立模型1，回歸系數(shù)為1.750，p<0.001，顯著；二是以錨為自變量，消費剩余為因變量，建立模型2，回歸系數(shù)為1.83，p<0.001，顯著；：三是以錨和消費剩余為自變量，延伸品牌幸福感為因變量，建立模型3，消費剩余的回歸系數(shù)為0.976顯著，權力感的回歸系數(shù)降為-0.306，且不顯著，故消費剩余完全中介品牌錨定效應對其延伸品牌幸福感的影響，結果如表1所示。

VIF值都小于10，說明多重共線性問題很小。按照Zhao?X（2013）運用SPSS中的Processv3.4插件再次驗證中介效應，選擇選擇model?4和5000樣本量進行中介分析。以延伸品牌幸福感為因變量，品牌錨為自變量，消費剩余為中介變量得到如下表2，95%的置信區(qū)間下間接效應為1.7857，LLCI和ULCI的區(qū)間為[1.4258，2.1807]，不包括0，直接效應為-0.0357，LLCI和ULCI的區(qū)間為[-0.2334?，0.1621]，包括0，故消費剩余完全中介品牌錨定效應對其延伸品牌幸福感的影響，假設H2成立。

4.?實驗2

4.1實驗的設計

實驗2采用2（高錨vs低錨）╳2（涉入度強vs弱）組間的設計進一步驗證品牌錨定效應對品牌幸福感的主效應以及消費剩余的中介作用的基礎上以及檢驗品牌信念的調節(jié)作用。

2020年9月12日至9月18日在江西財經(jīng)大學征集150名被試者，隨機分配到高錨組和低錨組，剔除14份無效問卷，共收集問卷136份，男生70份，女生66份，平均年齡21.7，方差1.7。

4.2變量的測驗與實驗步驟

第一步，錨定效應的測量。本研究共兩個實驗情境，高錨品牌實驗和低錨品牌實驗情景。在高錨品牌組，向被試提供蘋果筆記本電腦的參數(shù)信息以及產品價格。在低錨品牌組，向被試神舟筆記本電腦參數(shù)信息以及產品價格。?閱讀完上述實驗材料后，向兩組消費者呈現(xiàn)一款先前圖片品牌所創(chuàng)立新品牌SP的筆記本及參數(shù)，請消費者估計筆記本電腦的價格。

第二步，延伸品牌幸福感和消費剩余的測量。被試者在估計完運動鞋的價格后，再呈現(xiàn)出該筆記本電腦的真實市場價格8598元，并對延伸品牌幸福感的測量和剩余價值的測量與實驗1相同。

第三步，涉入度的測量。參照?Zaichkowsky涉入度的量表。

第四步，控制變量的選取同實驗1。

4.3數(shù)據(jù)的分析

4.3.1?信效度分析

延伸品牌幸福感，消費剩余和涉入度量表的Cronbach?α系數(shù)分別為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值為0.864，大于0.7，且總方差解釋為72.263%，適合做因子分析，因子荷載都大于0.8，AVE值為0.722，大于0.5，具有良好的聚斂效度。消費剩余的量表KMO值為0.895，大于0.7，且總方差解釋為70.444%，適合做因子分析，因子荷載都大于0.7，AVE值為0.705，大于0.5，具有良好的聚斂效度。涉入度量表KMO值為0.872，大于0.7，且總方差解釋為78.341%，適合做因子分析，因子荷載都大于0.7，AVE值為0.783，大于0.5，具有良好的聚斂效度。延伸品牌幸福感，消費剩余以及涉入度量表的AVE的平方根均大于各量表的兩兩相關系數(shù)如表3，故量表具有良好的區(qū)別效度。

4.3.2?錨定效應的檢驗

通過單因素方差分析得到，高錨組的產品估計價格顯著高于低錨組的產品估計價格（M高=6180.882.07，M低=11889.299，F(xiàn)（1，135）=155.956，p=0.000<0.01），故品牌錨的高低操控成功。

控制變量：高錨組和低錨組的品牌熟悉度（t（135）=0.66，p=0.510>0.1））和品牌偏愛度（t（135）=-0.009，p=0.993>0.1）均無顯著差異

4.3.3?調節(jié)作用

按照Zhao?X（2013）運用SPSS中的processv3.4插件[34]，選擇選擇model?1和5000?樣本量進行調節(jié)分析。以延伸品牌幸福感為因變量，品牌錨為自變量，涉入度為調節(jié)變量得到，品牌錨的CI區(qū)間[LLCI=3.942，ULCI=4.760]，不包括0，主效應顯著，系數(shù)4.35為正，再次驗證H1，品牌錨與涉入度的交互項的CI區(qū)間[LLCI=-1.210，ULCI=-4.760]，不包括0，說明調節(jié)效應顯著，調節(jié)系數(shù)-1.085為負，說明涉入度負向調節(jié)品牌錨定效應對其延伸品牌幸福感的影響，即涉入度越低，品牌錨定效應對其延伸品牌幸福感的更顯著，假設H3成立。

為了進一步驗證涉入度高低的影響差異，把高于涉入度平均值歸為高涉入度組，低于涉入度平均值歸為低涉入度組，結合品牌錨的分組，以延伸品牌幸福感為因變量，通過雙引數(shù)方差分析得到：品牌錨的主效應顯著（F（2，134）=247.241，p=0.000<0.01），品牌錨與涉入度的交互作用顯著（F（2，134）=312.699，p=0.000<0.01），做簡單效應分析，低涉入度組，品牌錨對其延伸品牌幸福感有顯著性影響（M高錨=4.27，M低錨=2.33，t（70）=25.709，p=0.000<0.01），高涉入度，品牌錨對其延伸品牌幸福感無顯著性影響（M高錨=3.26，M低錨=3.14，t（64）=1.281，p=0.205>0.01），如圖2所示，再次驗證H3。

4.3.4?有中介的調節(jié)作用

進一步分析有中介的調節(jié)作用，運用SPSS中的processv3.4插件，選擇選擇model?8和5000?樣本量，以延伸品牌幸福感為因變量，品牌錨為自變量，涉入度為調節(jié)變量，消費剩余為中介變量。

當涉入度低時，95%的置信區(qū)間消費剩余中介效應的CI區(qū)間為[LLCI=0.9384，ULCI=1.5843]，不包括0，直接效用的CI區(qū)間為[LLCI=0.3362，ULCI=1.0073]，不包括0，故當涉入度低時，消費剩余在品牌錨定效應與其延伸品牌幸福感的影響中起部分中介作用，效用值1.2711，對于涉入度低的產品，消費剩余正向中介品牌錨定效應對其延伸品牌幸福感的影響。當涉入度高時，消費剩余間接效應的CI區(qū)間為[LLCI=-0.3388，ULCI=-0.1078]，不包括0，直接效用的CI區(qū)間為[LLCI=-0.0432，ULCI=0.2486]，包括0，故當涉入度高時，消費剩余在品牌錨定效應與其延伸品牌幸福感的影響中起完全中介作用，效用值為-0.2166，對于涉入度高的產品，消費剩余負向中介品牌錨定效應對其延伸品牌幸福感的影響。

品牌錨與涉入度的交互項對消費剩余的影響系數(shù)為-2.3436，且LLCI和ULCI的區(qū)間為[-2.5535，-2.1337]，不包括0，故涉入度在品牌錨與消費剩余度之間存在調節(jié)作用。品牌錨與涉入度的交互項對消費剩余的影響系數(shù)為-0.5691，且LLCI和ULCI的區(qū)間為[?-0.9771，????-0.1611]，不包括0，故涉入度在品牌錨與消費剩余度之間存在調節(jié)作用。有調節(jié)地中介指數(shù)的CI區(qū)間為[LLCI=-1.8814，ULCI=-1.0804]，不包括0，有中介的調節(jié)作用顯著。

4.4討論

實驗2驗證了假設?H1，不僅為實驗1的結論提供更穩(wěn)健的證據(jù)，還證實了涉入度的調節(jié)作用，支持假設?H3。實驗結果表明，涉入度低時，品牌錨對其延伸品牌幸福感有顯著性影響，涉入度高時，品牌錨對其延伸品牌幸福感無顯著性影響。

5.結論

文章通過兩個情景實驗，對概念模型進行驗證，得到以下結論：第一，品牌錨定效應對其延伸品牌幸福感有顯著性影響。第二，消費剩余中介了品牌錨定效應對其延伸品牌幸福感的影響。第三，涉入度調節(jié)了品牌錨定效應對其延伸品牌幸福感的影響。第四，涉入度調節(jié)了消費剩余的中介作用。

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[基金項目]南昌航空大學第二批課程思政示范課課題“消費者行為學”（課題編號：sz2136）。