■溫孝卿 王碧含

一、引言

中國經(jīng)濟近年來一直保持高速增長。城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)逐年下降，人們用在生活必需品上的開支不斷減少，教育娛樂等方面的花費則逐漸增加。在這一社會經(jīng)濟背景下，消費需求正發(fā)生顯著變化。消費者購買產(chǎn)品已不僅為了物質滿足，也開始希望獲得心理滿足和精神快樂。另外，隨著社會競爭日趨激烈，很多消費者希望通過消費行為達到減壓目的。追求快樂已成為越來越多的消費行為的直接目標。目前，旅游、電影、電視、音樂、網(wǎng)游以及新興的手工diy等行業(yè)的蓬勃發(fā)展都印證了這一點。這些行業(yè)所提供產(chǎn)品的共同特征是：為消費者提供的核心價值是快樂。凡具有該特征的產(chǎn)品都可以稱之為享樂性產(chǎn)品。

享樂性產(chǎn)品的概念最早是由Hirschman和Holbrook提出的。他們認為，人們消費不僅出于想解決問題的目的，也可能會追求奇思妙想、感覺或快樂。而享樂性產(chǎn)品的消費就包含“消費者行為中、與個體的產(chǎn)品體驗相關的多重感覺、想象及情感”［1］。在此基礎上，Ahtola（1985）提出消費行為包括實用性和享樂性兩方面。經(jīng)過30余年發(fā)展，學術界對享樂性產(chǎn)品的研究主要集中在對其概念的界定［2］；對快樂來源及影響因素的分析［3］；對消費者主動追求快樂的行為進行研究等方面［4］。但目前對享樂性產(chǎn)品廣告設計、廣告信息傳遞、廣告引發(fā)的情感、認知及行為方面的研究則較少［5］。

廣告是非人際溝通的促銷方式，其本質是產(chǎn)品、服務或概念的說服性信息。廣告可增強顧客對企業(yè)及產(chǎn)品的反應，提高品牌忠誠度并從競爭對手處爭奪客源。企業(yè)經(jīng)營活動中經(jīng)常使用廣告在顧客心中建立對產(chǎn)品或服務的基本認知。企業(yè)為留住顧客，必須在廣告上保持投入（Janda等，2001）。市場經(jīng)營實踐也證明了這一點。近年全球廣告支出不斷增加。據(jù)世界最大廣告公司W(wǎng)PP旗下的GroupM發(fā)布的報告顯示，2014年全球廣告支出增長率預計為4.6%，預計廣告支出總額為5310億美元。

為提高資金使用效率、增強廣告效果，研究廣告態(tài)度的形成及影響因素尤為重要。因為消費者行為研究表明，個體廣告態(tài)度對廣告效果具有顯著影響（Mitchell等，1981）。在廣告態(tài)度的形成中，情緒起著關鍵作用（Edell等，1987）。廣告信息的情感維度和認知維度是相互交織、而非分離的（Burke等，1989），那么廣告引起的情緒反應和認知反應如何相互作用？對個體行為有怎樣的影響？由于享樂性產(chǎn)品廣告利用消費者情緒對其進行說服是非常有效的［6］，因此為探索廣告引發(fā)的情緒與認知反應之間的作用機制，本研究選擇享樂性產(chǎn)品廣告作為研究對象，分析情緒對廣告態(tài)度和品牌態(tài)度的影響，并以目前廣告研究領域得到最廣泛支持的廣告態(tài)度作用模型DMH模型為基礎，研究品牌態(tài)度對購買意向的影響。

二、理論回溯

（一）享樂性產(chǎn)品

1.享樂性產(chǎn)品概念。雖然Hirschman和Holbrook描述了享樂性產(chǎn)品的含義，但很多學者為了便于實驗研究而對概念進行了再次界定。目前存在兩種界定方法：一是基于產(chǎn)品的方法，即通過與實用性產(chǎn)品的比較，描述享樂性產(chǎn)品的內涵［2］。該方法缺陷在于，很多產(chǎn)品同時具有實用性和享樂性特征。二是基于目標的觀點，即關注個體消費產(chǎn)品時追求的是實用性還是享樂性目標［7］。該觀點將產(chǎn)品視為獲得快樂的手段，與實際相一致；同時也避免了基于產(chǎn)品比較的研究中可能發(fā)生的混淆。

2.快樂來源及影響因素?？鞓穪碓纯梢苑殖蓛深悾寒a(chǎn)品本身以及與產(chǎn)品有關的個人經(jīng)歷。當快樂源自產(chǎn)品本身時，產(chǎn)品設計方面的美感（Norman，2004）、 消 費 產(chǎn) 品 時 的 體 驗 （Boven等，2003）以及個體對快樂本質的定義（Newman等，2011），都會影響快樂的產(chǎn)生；當快樂源自與產(chǎn)品有關的個人經(jīng)歷時，個體預期（Wilson等，1992）、對消費體驗的卷入度（LaTour等，2010）會影響快樂的產(chǎn)生。

3.消費者主動追求快樂的行為。除被動得到并體驗快樂外，消費者也會主動追求快樂。個體對未來快樂的預測（Gilbert等，2002）、對目前消費體驗的厭膩或適應（Wang等，2009）、個體的內在生理狀態(tài)（Ditto等，2006）都會影響個體產(chǎn)生主動追求快樂的行為。

通過文獻回顧可以發(fā)現(xiàn)，目前享樂性產(chǎn)品研究多集中在概念內涵及快樂的影響因素，但基于企業(yè)視角的、享樂性產(chǎn)品營銷決策方面的研究較少。例如享樂性產(chǎn)品廣告設計、廣告信息傳遞、廣告引發(fā)的情感、認知及行為方面的研究較少［5］。

（二）DMH模型

Shimp（1981）認為個體的廣告態(tài)度對其品牌態(tài)度和購買意向具有調節(jié)作用。在此基礎上，Mackenzie等學者（1986）提出了DMH模型（Dual Mediation Hypothesis）。他們研究發(fā)現(xiàn)，廣告態(tài)度直接影響品牌態(tài)度，并通過品牌屬性評價間接影響品牌態(tài)度。這些基于情感或認知的品牌態(tài)度，又會影響購買意向。DMH模型是迄今為止得到了最廣泛支持的廣告態(tài)度作用模型（Cynthia等，1995）。然而該模型也有其問題所在。首先，只將品牌態(tài)度視為購買意向唯一的直接影響因素，沒有考慮廣告態(tài)度對購買意向可能的影響。本研究認為廣告態(tài)度受卷入度調節(jié)，對購買意向可能存在影響。

Petty等（1983）認為，高卷入個體暴露于說服性信息時，會對中心信息進行有目的的、理性的處理（編碼、復述、精細化）；而低卷入個體則通過邊緣線路處理信息進而做出決策，即個體并非基于對產(chǎn)品信息的認真思考，而只是通過邊緣線索得出結論。廣告態(tài)度就是一種邊緣線索。例如，Droge（1989）認為“廣告態(tài)度專門作為邊緣線索發(fā)揮作用”；MacKenzie等（1992）認為動機增強會減弱邊緣線索對品牌態(tài)度的影響，在其研究中也是將廣告態(tài)度設置為邊緣線索。由此可推斷：低卷入下廣告態(tài)度作為邊緣線索將直接影響購買意向；高卷入下這一關系則不成立。除沒有考慮廣告態(tài)度對購買意向的可能影響外，DMH模型的另一缺陷在于：只研究了個體對廣告信息的認知反應，忽視了情緒在說服過程中所起的重要作用。

（三）廣告引發(fā)的情緒和認知反應

個體對刺激物可能產(chǎn)生各種情緒反應。本文的 “情緒”是指個體暴露于廣告時產(chǎn)生的感覺，而非暴露于廣告之前的心情、感覺、情緒。廣告信息能引起個體情緒反應［8］和認知反應［9］。Holbrook等（1987）提出，廣告態(tài)度和情緒調節(jié)廣告內容對品牌態(tài)度的影響。Burke等（1989）發(fā)現(xiàn)，情緒不僅直接影響廣告態(tài)度和品牌態(tài)度，而且通過品牌屬性評價，間接影響品牌態(tài)度。Stayman等（1988）也認為，情緒的力量并非總為廣告態(tài)度所調節(jié)。

通過文獻回顧可以發(fā)現(xiàn)，學者們在研究廣告引發(fā)的情緒和認知反應時，沒有將這兩個變量與個體的行為聯(lián)系在一起。認知、情感和行為是個體心理結構中最重要的三個系統(tǒng)。脫離對行為、認知、情感進行的研究，無論從積極心理學或消費者行為學的理論視角，還是從企業(yè)營銷的實踐視角來考察，都是有所缺憾的。為此，本文以享樂性產(chǎn)品廣告為研究對象，探索情緒與認知反應之間的關系，并結合DMH模型研究品牌態(tài)度對購買意向的影響；同時，將卷入度作為協(xié)變量納入模型，分析了廣告態(tài)度對購買意向的影響。

三、研究設計

（一）研究假設

本研究認為：享樂性產(chǎn)品廣告引發(fā)的情緒對品牌態(tài)度存在直接影響，并通過廣告態(tài)度和品牌屬性評價間接影響品牌態(tài)度。廣告態(tài)度除直接影響品牌態(tài)度外，也通過品牌屬性評價對其存在間接影響。根據(jù)DMH模型，個體對享樂性產(chǎn)品的品牌態(tài)度，影響其購買意向。對低卷入個體而言，廣告態(tài)度也影響購買意向，但在高卷入情境下這一關系不成立。上述分析可以概括為下列研究假設：

H1a：享樂性產(chǎn)品廣告引發(fā)的情緒直接影響品牌態(tài)度。

H1b：享樂性產(chǎn)品廣告引發(fā)的情緒通過廣告態(tài)度間接影響品牌態(tài)度。

H1c：享樂性產(chǎn)品廣告引發(fā)的情緒通過個體對品牌屬性的評價，間接影響品牌態(tài)度。

H2a：個體對享樂性產(chǎn)品廣告的態(tài)度直接影響其品牌態(tài)度。

H2b：個體對享樂性產(chǎn)品廣告的態(tài)度通過其品牌屬性評價，間接影響品牌態(tài)度。

H3：個體對享樂性產(chǎn)品品牌的態(tài)度影響其購買意向。

H4：個體享樂性產(chǎn)品廣告態(tài)度對其購買意向的影響受卷入度的調節(jié)。低卷入個體廣告態(tài)度影響購買意向，在高卷入的情境下這一關系則不成立。

（二）前測

本研究共進行了四次前測，首先確定享樂性產(chǎn)品種類。結果表明，旅游產(chǎn)品具有明顯的享樂性特征（α＝0.92，M＝4.96）。其次，為確定研究中使用的品牌，我們根據(jù)2013福布斯大陸旅游業(yè)最發(fā)達城市排名，并綜合考慮各地的入境游和國內游人數(shù)、旅游收入，提出十個品牌（北京、上海、廣州、成都、南京、重慶、杭州、蘇州、天津、武漢）。最終成都由于品牌熟悉度和分布較寬泛的態(tài)度分值而被選中（M＝5.06，SD＝1.50）。另外，成都是知名旅游目的地，被試可能對成都有一定了解，因此引入品牌熟悉度作為協(xié)變量以排除干擾。第三，確定研究中使用的廣告?！翱斐鞘校?，閑不住的休閑成都”［10］因為最明顯的引發(fā)了被試情緒反應（M＝5.31，SD＝0.63）而被選中。為減少品牌屬性設定時的主觀性，本研究進行了第四次前測。研究者請被試寫出當其選擇旅游目的時會考慮的所有因素，并按重要程度排序。測試結束后，由兩名旅游管理專業(yè)的研究生分別獨立對所有資料進行匯總歸納，各總結出8種屬性。之后兩人交換各自結論，對不一致處進行交流探討，最終達成一致并根據(jù)測試廣告的內容，將品牌屬性減至6種（內容見變量測量部分）。

（三）樣本選擇

在正式調查中，本研究選取天津財經(jīng)大學旅游系本科生作為調查對象，采用隨機抽樣的方式，抽取297個初選樣本。因為相同專業(yè)的學生知識結構和思維方式較接近，這可在一定程度上排除年齡、職業(yè)、學歷、消費經(jīng)驗等因素的干擾，具有較高的內部效度。本研究采取問卷調查方式，利用面談法收集資料，經(jīng)過篩選后獲得有效問卷289份。被試年齡在19-23歲之間，男性135人，女性154人。

（四）變量測量

本研究對核心概念和協(xié)變量都采用Likert七分量表測量，在已有量表基礎上結合研究情境進行改編，“1”代表對該語句“完全不同意”，“7”代表“完全同意”。我們分別采用Mehrabian和Russell（1974）開創(chuàng)的PAD量表、Holbrook（1991）的廣告態(tài)度量表、Holbrook（1987）的品牌態(tài)度量表、Dodds等 （1991） 的購買意向量表、Katen等（1993）的品牌熟悉度量表、Laurent等（1985）的卷入度量表，測量情緒、廣告態(tài)度、品牌態(tài)度、購買意向、品牌熟悉度和產(chǎn)品卷入度。另外，我們利用前測得到的“風景名勝眾多、風景名勝景色優(yōu)美、氣候宜人、美食眾多、有吸引力的娛樂活動、深厚的歷史文化底蘊”六個Likert七分量表測量品牌屬性。

四、研究結果

（一）變量的信度和效度分析

1.信度分析。本研究采用SPSS對變量進行信度分析。結果顯示，情緒（α＝0.8917）、廣告態(tài)度（α＝0.8846）、品牌態(tài)度（α＝0.9265）、購買意向（α＝0.8919）、品牌熟悉度（α＝0.8097）、品牌屬性評價（α＝0.8625）、卷入度（α＝0.9470）都超過0.7的標準，且各問項的CI-TC值都大于0.5，說明各變量均達到較好的內部一致性信度。

2.效度分析。本研究對關鍵變量進行了建構效度、收斂效度和區(qū)別效度的檢驗。結果表明，情緒和廣告態(tài)度的KMO值為0.831，通過Barlett’s球形檢驗（p＝0.000）。用主成分分析法，以特征跟1為標準來截取數(shù)據(jù)。19個問項清晰地載荷在兩個因子上，累積方差解釋比例71.783%；品牌屬性評價和品牌態(tài)度的KMO值為0.814，通過Barlett’s球形檢驗 （p＝0.000）。10個問項載荷為兩個因子，累積方差解釋比例82.674%。購買意愿的KMO值為0.708，通過Barlett’s球形檢驗（p＝0.000）。3個問項載荷為一個因子，累積方差解釋比例83.831%。檢驗結果說明各核心變量量表具有較好的建構效度。所有問項的因子載荷值都大于0.5（P＝0.000），且都通過了t值檢驗。各變量的AVE值均超過了0.5，說明量表具有良好的收斂效度。另外，所有潛變量AVE值的平方根均大于各個變量間相關系數(shù)的絕對值，說明因子間區(qū)別效度較好。

（二）多變量方差分析

為了分析卷入度和品牌熟悉度兩個協(xié)變量的影響，本研究首先使用了多變量協(xié)方差分析的方法，將廣告態(tài)度、品牌態(tài)度、購買意向、品牌屬性評價作為多元因變量，將情緒作為自變量，并納入兩個協(xié)變量的完全模型分析結果顯示，情緒和品牌熟悉度及卷入度之間均存在顯著交互作用（sig值小于0.05），不滿足斜率同質性假設，因此不能進行協(xié)方差分析。最終，我們采用單因素多變量方差分析的方法探討了由于卷入度和品牌熟悉度的存在，情緒、品牌屬性評價、廣告態(tài)度、品牌態(tài)度、購買意向受到的影響。

1.不同卷入水平下多變量方差分析。根據(jù)本研究的量表設計特點，我們將卷入度分值大于或等于5分的定義為高卷入，小于5分的定義為低卷入。本研究在不同卷入水平下進行了多變量方差分析，發(fā)現(xiàn)卷入不同的個體，其觀看廣告后引發(fā)的情緒、廣告態(tài)度、品牌態(tài)度、品牌屬性認知和購買意向均存在顯著差異。具體結果如表1所示。

表1 不同卷入度水平下多變量方差分析

2.不同品牌熟悉度水平下多變量方差分析。根據(jù)本研究的量表設計特點，我們將品牌熟悉度大于或等于5分的定義為高熟悉度，小于5分的定義為低熟悉度。本研究在不同品牌熟悉度水平下進行了多變量方差分析，發(fā)現(xiàn)對成都熟悉度不同的個體，其情緒、廣告態(tài)度、品牌態(tài)度、品牌屬性認知和購買意向均無顯著差異。因此我們在構建結構方程模型時，僅納入了“卷入度”這一協(xié)變量。具體結果如表2所示。

表2 不同品牌熟悉度水平下多變量方差分析

（三）結構方程分析

研究模型的檢驗。本研究使用Amos17.0對研究模型進行分析，確認模型的擬合度，同時估計模型參數(shù)。檢驗結果如下：CMIN＝6.986，DF＝3，CMIN/DF＝2.329， 擬合指標GFI、AGFI、NFI分別 為 0.967、0.924、0.942，RMSEA、RMR 分 別 為0.035、0.028。從上述數(shù)據(jù)可以看出，研究模型的擬合度較好，適于進行分析。

研究假設的檢驗。

1.高卷入下研究假設的檢驗。模型的路徑參數(shù)檢驗結果表明，假設H1a（情緒→品牌態(tài)度）、H3（品牌態(tài)度→購買意向）和H4（廣告態(tài)度→購買意向）通過了檢驗。H2a（廣告態(tài)度→品牌態(tài)度）沒有通過，因此廣告態(tài)度無法作為中介變量影響情緒和品牌態(tài)度之間的關系，即H1b（情緒→廣告態(tài)度→品牌態(tài)度）沒有通過檢驗。

表3 高卷入下模型的路徑參數(shù)檢驗

為了在高卷入下檢驗情緒與品牌態(tài)度間的中介效應，我們采用溫忠麟等人（2004）的方法，利用AMOS進行了分析。設X為自變量（情緒），Y為因變量（品牌態(tài)度），M為中介變量（品牌屬性評價），則中介關系可以用回歸方程表示如下：Y＝cx+e1；M＝ax+e2；Y＝c'x+bM+e3。采用bootstrap（自抽樣5000次）運算結果表明，c、a、b、c'的估計值都達到了顯著性，說明中介效應顯著。c＝0.237，a＝0.260，b＝0.502，c'＝0.106。 中介效應與總體效應的比例＝a×b/c＝55.31%，說明中介效應占總體效應的比例為55.31%，H1c通過檢驗。

在分析廣告態(tài)度與品牌態(tài)度間的中介效應時發(fā)現(xiàn)，除了直接效應系數(shù)c'之外，c、a、b的估計值都達到了顯著性，說明廣告態(tài)度對品牌態(tài)度雖然沒有直接影響，但存在完全中介效應。即H2b（廣告態(tài)度→品牌屬性評價→品牌態(tài)度）通過了檢驗。

表4 低卷入下模型的路徑參數(shù)檢驗

2.低卷入下研究假設的檢驗。模型的路徑參數(shù)檢驗結果表明，假設H1a（情緒→品牌態(tài)度）、H2a（廣告態(tài)度→品牌態(tài)度）、H3 （品牌態(tài)度→購買意向）和H4（廣告態(tài)度→購買意向）通過了檢驗，且各路徑系數(shù)都較高。品牌屬性評價→品牌態(tài)度這一路徑系數(shù)不顯著，因此情緒和廣告態(tài)度都無法通過品牌屬性評價影響品牌態(tài)度，即假設H1c、H2b沒有通過檢驗。

為了檢驗低卷入下情緒與品牌態(tài)度間的中介效應，我們采用溫忠麟等人的方法，采用AMOS進行了分析。設X為自變量（情緒），Y為因變量（品牌態(tài)度），M為中介變量（廣告態(tài)度），則中介關系可以用回歸方程表示如下：Y＝cx+e1；M＝ax+e2；Y＝c'x+bM+e3。采用bootstrap（自抽樣5000次）運算結果表明，當中介變量為廣告態(tài)度時，c、a、b、c'的估計值都達到了顯著性， 說明中介 效 應 顯 著 。c＝0.435，a＝0.407，b ＝0.483，c'＝0.238。中介效應與總體效應的比例＝a×b/c＝45.19%，說明中介效應占總體效應的比例為45.19%，H1b通過。

假設檢驗結果的討論。個體的產(chǎn)品卷入水平一直被認為是購買決策的重要調節(jié)因素（Celsi和Olson，1988）。本研究結果證明了這一點。對不同卷入水平下研究假設的檢驗可發(fā)現(xiàn)，無論卷入水平如何，情緒都對品牌態(tài)度存在著直接及間接影響。然而，低卷入下情緒對品牌態(tài)度的直接影響超過了高卷入的情況。這可能是因為高卷入下的認知努力所帶來的基于信息的說服效應比情感調節(jié)更加重要，而低卷入的情況則相反（Greenwald和Leavitt，1984）。

在情緒對品牌態(tài)度的間接影響中，卷入水平不同，產(chǎn)生間接影響的中介變量不一樣。高卷入下，情緒通過品牌屬性評價影響品牌態(tài)度；而低卷入下，情緒通過廣告態(tài)度影響品牌態(tài)度。究其原因，可能卷入水平不同，個體對信息的加工處理具有明顯差異。高卷入下態(tài)度通過中樞線路形成，即個體比低卷入時更集中地收集產(chǎn)品信息并對關鍵信息進行有目的、理性的處理，不會通過邊緣線索簡單得出結論。因此廣告引發(fā)的情緒只能通過影響個體的品牌屬性評價，間接影響品牌態(tài)度；而低卷入下態(tài)度通過邊緣線路形成，即缺乏認知努力的低卷入個體通常只根據(jù)邊緣線索形成態(tài)度。因此，情緒只能通過影響廣告態(tài)度間接影響品牌態(tài)度。

另外，H3和H4在不同卷入水平下也都通過了檢驗。只是低卷入下品牌態(tài)度對購買意向的影響略小于高卷入的情況。這可能是由于低卷入下，購買意向除受品牌態(tài)度影響之外，還受到廣告態(tài)度的影響；而高卷入下購買意向則不受廣告態(tài)度的影響。

五、結論

本文以享樂性產(chǎn)品廣告作為研究對象，研究發(fā)現(xiàn)廣告引發(fā)的情緒對品牌態(tài)度具有直接和間接影響。直接影響的存在說明，廣告引發(fā)的情緒反應無法完全被個體的品牌屬性評價或廣告態(tài)度所抵消。如果在研究消費者廣告反應時不考慮情緒的作用，只測量廣告態(tài)度或品牌屬性評價，無疑是偏頗的。情緒對品牌態(tài)度的間接影響在不同卷入水平下通過不同的中介變量實現(xiàn)。

對享樂性產(chǎn)品企業(yè)或廣告人而言，首先必須高度重視情緒的重要性及價值。廣告訴求的確定、內容的安排、說服信息的效價、文案的撰寫、模特的選擇等與廣告設計有關的問題，都應考慮其對消費者情緒的影響。廣告制作完成后的廣告效果測試中，除了廣告態(tài)度、品牌態(tài)度等指標，還應加入廣告所引發(fā)的情緒以及它對個體認知、行為等因素的影響測試。

其次，當享樂性產(chǎn)品企業(yè)面對具有不同卷入水平的目標市場時，相同的說服策略通過不同機制發(fā)揮作用。對低卷入消費者而言，情緒通過廣告態(tài)度間接影響品牌態(tài)度。低卷入個體態(tài)度的形成不是基于對產(chǎn)品信息的認真思考，只是通過邊緣線索得出簡單結論。廣告態(tài)度就是一種邊緣線索。那么如何使消費者建立更積極的廣告態(tài)度？享樂性產(chǎn)品旨在引起個體對體驗因素的興趣（Dhar等，2000）。因此廣告設計中情感訴求比理性訴求能夠引發(fā)更加積極的廣告態(tài)度（Stafford等，1995）。企業(yè)可以針對低卷入市場設計情感訴求為主的廣告，以獲得更積極的廣告態(tài)度。這不僅利于強化情緒對品牌態(tài)度的間接影響，而且也利于提高低卷入個體的購買意向。

當個體卷入水平較高時，情緒通過品牌屬性評價間接影響品牌態(tài)度。高卷入個體態(tài)度的形成是基于對中心信息進行有目的的、理性的處理。高卷入使得消費者傾向于尋找理性信息，以滿足其對有形的、與產(chǎn)品有關的信息的需要（Kotler等，1999）。因此高卷入個體對享樂性產(chǎn)品的品牌屬性評價必然是通過中樞渠道對產(chǎn)品信息精細化處理之后形成的。企業(yè)可以針對高卷入市場使用理性訴求進行廣告信息安排，這樣可以獲得積極的品牌屬性評價，進而增強情緒對品牌態(tài)度的間接影響。當然，對于享樂性產(chǎn)品中的新品牌或新產(chǎn)品而言，消費者在做出最終購買決策之前要經(jīng)歷知曉、識別、態(tài)度形成等一系列階段。因此享樂性新品牌或新產(chǎn)品的廣告訴求也應該隨著時間推移加以改變，以符合消費者態(tài)度的這一連續(xù)變化。

本研究結果表明，在享樂性產(chǎn)品領域，品牌態(tài)度對購買意向具有顯著影響。這一與DMH模型一致的結論說明，品牌態(tài)度對購買意向的影響具有穩(wěn)定性。在品牌態(tài)度的研究中，消費者過去的體驗、廣告、企業(yè)形象是品牌態(tài)度的決定因素（Suh，2006）。由于本研究框架是廣告引發(fā)的情緒對品牌態(tài)度的影響，因此并沒有將消費者過去的體驗和企業(yè)形象這兩個變量納入到模型中。但是對享樂性產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)而言，應該通過為消費者提供高質量體驗、建立良好口碑效應、改善企業(yè)形象等策略，增強消費者的品牌態(tài)度，進而達到提高其購買意向的目的。

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