沈正舜, 李懷斌

（1. 東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，遼寧 大連 116025；2. 淮陰師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 淮安 223001）

一、引 言

品牌傳記（brand biography）是指通過選擇性建構(gòu)的品牌故事來記錄與傳遞品牌的起源、積累以及隨時(shí)間發(fā)展的歷程（Avery等，2010；Paharia等，2011）。品牌“早期面對(duì)的外部壓力”和“對(duì)未來的熱情與決心”的程度都高的傳記屬于劣勢(shì)者傳記（underdog biography），而兩者都低的傳記則屬于優(yōu)勝者傳記（top dog biography）（Paharia等，2011；Nariswari和Chen，2016）。由于個(gè)體天然地習(xí)慣于敘事性思維（Weick，1995），并通過情感反應(yīng)對(duì)故事信息形成判斷（Green和Brock，2000），消費(fèi)者在回到現(xiàn)實(shí)情境時(shí)依然能保留在故事中形成的信念與態(tài)度（Escalas，2004），因此品牌傳記能夠有效地傳遞品牌信息并有力地影響消費(fèi)者。鑒于個(gè)體具有支持劣勢(shì)者的天性（Kim等，2008），劣勢(shì)者品牌傳記被企業(yè)廣泛運(yùn)用于營銷實(shí)踐，企業(yè)希望以此獲得更多的市場(chǎng)機(jī)會(huì)（McGinnis和Gentry，2009；Nariswari和Chen，2016）、增強(qiáng)消費(fèi)者的購買意愿（Siemens等，2013；Nagar，2017）、塑造品牌形象并建立消費(fèi)者偏好（Kao，2015；Shirai，2017）、提高品牌忠誠度（Paharia等，2011；Delgado-Ballester和Fernández-Sabiote，2016）以及減弱品牌的負(fù)面影響（楊晨等，2013）。然而，來自社會(huì)心理學(xué)的研究證據(jù)顯示個(gè)體顯著地傾向于將自己與優(yōu)勝者相聯(lián)系（Cialdini等，1976；Schimel等，2000；End等，2002），針對(duì)消費(fèi)者行為的研究也發(fā)現(xiàn)劣勢(shì)者品牌形象并不能獲得消費(fèi)者普遍的支持（McGinnis和Gentry，2009；Kirmani等，2017）。因此，需要一個(gè)更簡(jiǎn)潔的理論框架將這些研究發(fā)現(xiàn)結(jié)合起來，深入探察劣勢(shì)者與優(yōu)勝者品牌傳記的相對(duì)作用，以及它們影響消費(fèi)者品牌態(tài)度的過程，并提供易于遵循的管理見解。

為達(dá)到該目的，本研究致力于從以下方面填補(bǔ)研究缺口：（1）進(jìn)一步拓展品牌傳記作用的研究視野，使研究結(jié)論更符合企業(yè)的營銷實(shí)踐，并提高研究發(fā)現(xiàn)的外部效度。（2）由于消費(fèi)者由故事引發(fā)的情感反應(yīng)會(huì)改變現(xiàn)實(shí)的信念與態(tài)度（Escalas，2004），因此需要進(jìn)一步了解個(gè)體的情感資源在品牌傳記對(duì)品牌態(tài)度作用中的影響機(jī)制。（3）源于對(duì)現(xiàn)實(shí)的觀察，企業(yè)使用劣勢(shì)者和優(yōu)勝者品牌傳記影響消費(fèi)者品牌態(tài)度的營銷行為日趨普遍，從取得最佳作用效果的角度，究竟該賦予品牌哪種傳記角色？換言之，需要厘清劣勢(shì)者和優(yōu)勝者品牌傳記的作用邊界。

本研究以上述研究缺口為切入點(diǎn)，在中國情境下，基于社會(huì)認(rèn)同理論與自我一致性理論，重點(diǎn)探討品牌傳記如何引發(fā)消費(fèi)者的情感反應(yīng)，進(jìn)而影響消費(fèi)者的品牌態(tài)度，以揭示該作用的機(jī)制與邊界。本研究認(rèn)為品牌傳記的故事敘述會(huì)引發(fā)消費(fèi)者的移情反應(yīng)，從而影響其品牌態(tài)度，而這一影響路徑受品牌來源國和消費(fèi)可見度的調(diào)節(jié)。本研究通過四項(xiàng)實(shí)驗(yàn)驗(yàn)證了這一理論模型及影響機(jī)制，為品牌傳記與故事敘述相關(guān)研究做出了理論貢獻(xiàn)，也為中國企業(yè)運(yùn)用品牌傳記影響消費(fèi)者品牌態(tài)度提供了一定的支持與建議。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）品牌傳記影響消費(fèi)者品牌態(tài)度的中介過程

故事敘述（story narrative）是一種很有說服力的溝通工具（Van Laer等，2014；Shen等，2015；Russell等，2017；Dessart，2018；Sanders和Van Krieken，2018）。品牌傳記的故事敘述可以增強(qiáng)消費(fèi)者移情（empathy）。在消費(fèi)者行為研究中，移情指消費(fèi)者情感上無意識(shí)、不自覺地融合并認(rèn)同外部刺激，表現(xiàn)為對(duì)外部刺激情感反應(yīng)的吸收（Escalas和Stern，2003）。

首先，品牌傳記中優(yōu)勝者和劣勢(shì)者的身份敘述能夠引起消費(fèi)者的身份認(rèn)同。敘述是一種內(nèi)部呈現(xiàn)的故事，它讓個(gè)體能夠理解與所屬群體共同的身份故事（我是群體一員的故事）和群體故事（我的群體的故事）（Turner等，1979；Antonetti和Maklan，2018）。身份敘述創(chuàng)造了群體身份的內(nèi)容和含義，并且通過敘述的內(nèi)容喚起個(gè)體對(duì)群體的情感。因此，劣勢(shì)者和優(yōu)勝者的身份敘述能夠增強(qiáng)消費(fèi)者的身份相關(guān)性并加強(qiáng)消費(fèi)者的身份聯(lián)想。

其次，品牌傳記的故事敘述更易于引發(fā)消費(fèi)者的移情反應(yīng)。品牌傳記通過傳遞情感信息來激發(fā)消費(fèi)者的情感反應(yīng)（Paharia等，2011），而移情本質(zhì)上就是一種情感反應(yīng)。消費(fèi)者會(huì)把自己的經(jīng)歷融入故事來理解故事的含義（Escalas，2004），品牌傳記借此來創(chuàng)造品牌意義并在品牌和消費(fèi)者之間建立情感聯(lián)系。

再次，優(yōu)勝者和劣勢(shì)者品牌傳記對(duì)消費(fèi)者態(tài)度的影響更依賴于消費(fèi)者的移情反應(yīng)。第一，劣勢(shì)者品牌傳記傳遞的創(chuàng)建初期的卑微弱小、發(fā)展中歷經(jīng)的艱難曲折以及在市場(chǎng)困境中的不懈奮斗等故事內(nèi)容，會(huì)引發(fā)消費(fèi)者的身份聯(lián)想、滿足消費(fèi)者情感上的自我認(rèn)同，從而使消費(fèi)者產(chǎn)生情感反應(yīng)，消費(fèi)者對(duì)劣勢(shì)者的情感反應(yīng)驅(qū)動(dòng)消費(fèi)者對(duì)劣勢(shì)者品牌的認(rèn)同（McGinnis和Gentry，2009；Jun等，2015），從而增強(qiáng)消費(fèi)者的品牌態(tài)度。第二，個(gè)體通常會(huì)與失敗者保持距離，避免失敗者自我感知（McGinnis和Gentry，2009），通過與成功者綁定、和失敗者撇清的方式保護(hù)自我概念。社會(huì)認(rèn)同理論認(rèn)為，即便個(gè)體沒有真正參與優(yōu)勝者的相關(guān)行為，僅將自我和優(yōu)勝者建立某種關(guān)聯(lián)，個(gè)體的移情也能被激發(fā)（Schimel等，2000；End等，2002），個(gè)體的自尊和自我評(píng)價(jià)也會(huì)提升（Antonetti和Maklan，2018）。

綜上所述，當(dāng)消費(fèi)者面對(duì)品牌傳記的故事敘述時(shí)，他們更可能通過被品牌傳記信息所激發(fā)的移情來識(shí)別、理解和響應(yīng)品牌傳記所描繪的信息，這有助于消費(fèi)者的認(rèn)知形成和情感依附（Jones等，2018），從而有助于消費(fèi)者產(chǎn)生更積極的態(tài)度與意向。換言之，品牌傳記的故事敘述可以提高消費(fèi)者的移情。根據(jù)自我一致性理論，擁有高水平自我一致性的消費(fèi)者其自我概念和品牌之間會(huì)達(dá)到完美的契合（Sirgy，2018），該品牌會(huì)令消費(fèi)者感到舒適和協(xié)調(diào)，消費(fèi)者對(duì)促進(jìn)這種反應(yīng)的品牌傳記會(huì)產(chǎn)生積極的態(tài)度。基于上述討論本研究推斷出以下假設(shè)：

H1a：相較于不提供品牌傳記敘述，提供劣勢(shì)者品牌傳記能提高消費(fèi)者品牌態(tài)度，這一效應(yīng)被消費(fèi)者移情中介；

H1b：相較于不提供品牌傳記敘述，提供優(yōu)勝者品牌傳記能提高消費(fèi)者品牌態(tài)度，這一效應(yīng)被消費(fèi)者移情中介。

（二）品牌來源國的調(diào)節(jié)作用

進(jìn)一步的探討發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)者對(duì)品牌傳記的移情會(huì)受到品牌來源國的影響。品牌來源國（country of brand）包含認(rèn)知和情感成分（Johansson等，1985）。品牌來源國的認(rèn)知信息與情感信息所構(gòu)成的相互關(guān)聯(lián)的信念體系就是品牌來源國的刻板印象（Johansson等，1985；Koschate-Fischer等，2012；Eng等，2016），社會(huì)認(rèn)同理論將群體偏見和刻板印象聯(lián)系起來為研究來源國效應(yīng)提供了一個(gè)社會(huì)心理學(xué)視角，消費(fèi)者對(duì)品牌來源國的刻板印象如果與品牌傳記中的角色相協(xié)調(diào)，品牌來源國就能夠?yàn)橄M(fèi)者提供一致的認(rèn)知和情感線索，從而引發(fā)消費(fèi)者對(duì)該來源國品牌的有利推斷，在此情境下，品牌傳記的影響會(huì)更加顯著；但是，當(dāng)消費(fèi)者對(duì)品牌來源國的刻板印象與品牌傳記中的角色相沖突時(shí)，不一致的認(rèn)知和情感線索會(huì)抑制消費(fèi)者移情，此時(shí)品牌傳記通過消費(fèi)者移情對(duì)品牌態(tài)度的影響會(huì)顯著降低。基于此，品牌來源國具有調(diào)節(jié)作用。

由于發(fā)達(dá)國家更受益于來源國效應(yīng)（Lee等，2001），較之于新興市場(chǎng)國家，來自發(fā)達(dá)國家的品牌擁有無可比擬的魅力（Sharma，2011）并帶有顯著的光環(huán)（Roth和Romeo，1992）。根據(jù)社會(huì)認(rèn)同理論，消費(fèi)者對(duì)發(fā)達(dá)國家的群體偏好與對(duì)發(fā)達(dá)國家的刻板印象是緊密聯(lián)系的。由此可以推斷，消費(fèi)者對(duì)發(fā)達(dá)國家的刻板印象與來自發(fā)達(dá)國家的優(yōu)勝者品牌形象是相一致的，因而消費(fèi)者對(duì)優(yōu)勝者品牌傳記的移情不會(huì)被干擾，進(jìn)而使消費(fèi)者的品牌態(tài)度通過優(yōu)勝者傳記敘述的移情作用而得到提高。相反，來自發(fā)達(dá)國家的劣勢(shì)者品牌形象卻與消費(fèi)者對(duì)發(fā)達(dá)國家的刻板印象失調(diào)，因此會(huì)抑制移情反應(yīng)，進(jìn)而不能通過消費(fèi)者移情提高品牌態(tài)度。由此，本研究提出以下假設(shè)：

H2a：當(dāng)品牌來自發(fā)達(dá)國家時(shí)，采用優(yōu)勝者品牌傳記比采用劣勢(shì)者品牌傳記更能引發(fā)消費(fèi)者移情，從而對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度影響更大。

聯(lián)系消費(fèi)者對(duì)新興市場(chǎng)國家的刻板印象可分析得出，劣勢(shì)者的角色形象與消費(fèi)者對(duì)新興市場(chǎng)國家的刻板印象相吻合（Kim等，2008；Nariswari和Chen，2016），因此能夠引發(fā)消費(fèi)者移情，消費(fèi)者會(huì)對(duì)來自新興市場(chǎng)國家的劣勢(shì)者品牌產(chǎn)生偏好。此外，對(duì)于來自新興市場(chǎng)國家的優(yōu)勝者品牌，一方面，由于優(yōu)勝者的品牌形象與消費(fèi)者對(duì)新興市場(chǎng)國家的刻板印象不一致，導(dǎo)致消費(fèi)者認(rèn)知與情感失調(diào)，從而抑制消費(fèi)者的移情反應(yīng)；另一方面，“發(fā)達(dá)國家—優(yōu)勝者品牌”會(huì)作為自動(dòng)激活的有效干擾材料抑制“新興市場(chǎng)國家—優(yōu)勝者品牌”認(rèn)知的形成，因此消費(fèi)者很難建立起對(duì)來自新興市場(chǎng)國家的優(yōu)勝者品牌的認(rèn)同。由此，本研究提出如下假設(shè)：

H2b：當(dāng)品牌來自新興市場(chǎng)國家時(shí)，采用劣勢(shì)者品牌傳記比采用優(yōu)勝者品牌傳記更能引發(fā)消費(fèi)者移情，從而對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度影響更大。

（三）消費(fèi)可見度的調(diào)節(jié)作用

消費(fèi)可見度（consumption observability）指消費(fèi)者認(rèn)為產(chǎn)品的消費(fèi)在社會(huì)上可見的程度（Bearden和Etzel，1982；Graeff，1996）。公開可見的消費(fèi)行為比私下隱秘的消費(fèi)行為更易受社會(huì)群體規(guī)范的影響（Fisher和Price，1992；Ratner和Kahn，2002；Kulviwat等，2009；Antonetti和Maklan，2018）。私下消費(fèi)時(shí)消費(fèi)者不受社會(huì)群體規(guī)范的影響，因此其對(duì)品牌的評(píng)價(jià)受品牌形象與真實(shí)自我一致性的影響更大。公開消費(fèi)時(shí)，社會(huì)群體規(guī)范使得消費(fèi)者對(duì)所展現(xiàn)的社會(huì)自我更加敏感，為了達(dá)到社會(huì)群體期望的形象（Graeff，1996），不會(huì)做出私下偏好的消費(fèi)決策（Ratner和Kahn，2002）。概括而言，在不同的消費(fèi)可見度下，社會(huì)群體與自我概念的不同作用能夠引發(fā)不同的消費(fèi)者移情反應(yīng)。換言之，消費(fèi)可見度構(gòu)成了引發(fā)消費(fèi)者移情的邊界條件。

當(dāng)消費(fèi)可見度較高時(shí)，消費(fèi)決策受到社會(huì)群體的審視，在社會(huì)自我一致性的影響下，個(gè)體會(huì)表現(xiàn)出符合社會(huì)群體期望的行為（Sirgy，2018）。因此，當(dāng)消費(fèi)者接觸到優(yōu)勝者品牌傳記時(shí)，代表社會(huì)群體期望的優(yōu)勝者品牌形象會(huì)激發(fā)社會(huì)自我一致性（Krishen和Sirgy，2016），在社會(huì)群體共識(shí)的作用下，消費(fèi)者會(huì)偏好優(yōu)勝者品牌，因而會(huì)對(duì)優(yōu)勝者品牌做出更積極的移情反應(yīng)。

與之相對(duì)，當(dāng)消費(fèi)可見度較低時(shí)，消費(fèi)行為是社會(huì)不可觀察的。由于沒有面向社會(huì)群體展示自我的需要，消費(fèi)者會(huì)傾向于滿足真實(shí)自我一致性（White和Peloza，2009；Sirgy，2018），因而做出的反應(yīng)不易受到社會(huì)群體期望的影響（Kim等，2016）。在沒有社會(huì)群體影響的情況下，個(gè)體對(duì)劣勢(shì)者更敏感，更可能從事有益于劣勢(shì)者的行為（Schrift和Amar，2015）。據(jù)此分析可以得知，在消費(fèi)可見度低的情境下，消費(fèi)者會(huì)對(duì)劣勢(shì)者品牌做出更積極的移情反應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，本研究提出如下假設(shè)：

H3a：當(dāng)消費(fèi)可見度高時(shí)，采用優(yōu)勝者品牌傳記比采用劣勢(shì)者品牌傳記更能引發(fā)消費(fèi)者移情，對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度的影響更大；

H3b：當(dāng)消費(fèi)可見度低時(shí)，采用劣勢(shì)者品牌傳記比采用優(yōu)勝者品牌傳記更能引發(fā)消費(fèi)者移情，對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度的影響更大。

根據(jù)上述分析，本研究的理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

三、研究設(shè)計(jì)與發(fā)現(xiàn)

（一）預(yù)實(shí)驗(yàn)

預(yù)實(shí)驗(yàn)的目的是檢驗(yàn)被試能否準(zhǔn)確理解兩類品牌傳記，品牌傳記操縱是否成功。

為了進(jìn)行預(yù)實(shí)驗(yàn)，本研究首先進(jìn)行了刺激材料測(cè)試。由20名某高校的學(xué)生組成的小組被要求列出10項(xiàng)與學(xué)生消費(fèi)相關(guān)的主要產(chǎn)品目錄，然后運(yùn)用7級(jí)Likert量表（1=非常少，7=非常多）衡量被試在購買這些產(chǎn)品前的內(nèi)外部信息搜集程度。被試為某高校經(jīng)濟(jì)、管理學(xué)院的學(xué)生，共發(fā)出50份問卷，全部為有效問卷。測(cè)試結(jié)果顯示，智能手機(jī)是最受被試關(guān)注的產(chǎn)品類別，在購買前內(nèi)外部信息搜集程度最高（M內(nèi)=5.87，M外=5.42）。測(cè)試刺激材料是為了確保預(yù)實(shí)驗(yàn)所使用的產(chǎn)品類別與被試群體相關(guān)，因此，智能手機(jī)被選為刺激材料。

50名學(xué)生在閱讀完兩類品牌傳記后，被詢問以下兩個(gè)問題：哪個(gè)品牌對(duì)于未來發(fā)展的熱情與決心程度高？哪個(gè)品牌在發(fā)展歷史上的劣勢(shì)程度高？采用7級(jí)Likert量表（1=非常低，7=非常高）進(jìn)行測(cè)量，結(jié)果顯示，外部劣勢(shì)M劣勢(shì)者=6.30，M優(yōu)勝者=2.64，t=18.968，df=98，p＜0.001。熱情決心M劣勢(shì)者=6.34，M優(yōu)勝者=2.62，t=18.984，df=98，p＜0.001。證明本研究品牌傳記的操縱能夠準(zhǔn)確地傳遞給被試。

（二）研究一（a）：劣勢(shì)者品牌傳記影響消費(fèi)者品牌態(tài)度的中介機(jī)制

1. 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與流程。研究一旨在檢驗(yàn)消費(fèi)者移情在品牌傳記對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度影響中的中介作用，分（a）、（b）兩部分，分別對(duì)應(yīng)劣勢(shì)者品牌傳記和優(yōu)勝者品牌傳記研究，采用預(yù)實(shí)驗(yàn)確定的智能手機(jī)作為刺激材料。實(shí)驗(yàn)一（a）采用單因素（品牌傳記：劣勢(shì)者品牌傳記vs.無品牌傳記）組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，沒有提供任何品牌傳記敘述的作為控制組。因變量是消費(fèi)者品牌態(tài)度，中介變量是消費(fèi)者移情，考察劣勢(shì)者品牌傳記通過消費(fèi)者移情對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度的影響。被試為某高校的學(xué)生，本研究在教學(xué)樓內(nèi)隨機(jī)選擇一間教室的學(xué)生參加一組實(shí)驗(yàn)，有效被試79名，被試年齡段為17—29歲，其中女性占53%。

實(shí)驗(yàn)過程分為情境描述與問卷填答。研究者走進(jìn)某間教室，向?qū)W生說明“您現(xiàn)在正考慮購買一部智能手機(jī)”，研究者接著拿出包含劣勢(shì)者品牌傳記的故事敘述材料分發(fā)給學(xué)生，學(xué)生們被要求詳細(xì)閱讀材料后填答調(diào)查問卷。同樣的實(shí)驗(yàn)流程在另外一間教室重復(fù)實(shí)施，唯一的差別就是控制組的材料不包含品牌傳記敘述。待所有被試交回完成的調(diào)查問卷后，研究者向被試解釋實(shí)驗(yàn)的真正目的并向被試致謝。

2. 變量測(cè)量與操縱檢驗(yàn)。品牌傳記的測(cè)量采用Paharia等（2011）的量表（α=0.945）；消費(fèi)者移情的測(cè)量采用Escalas和Stern（2003）的量表（α=0.769）；品牌態(tài)度量表源自Perkins和Forehand（2012）的研究（α=0.768）。本研究中所有測(cè)量均采用7級(jí)Likert量表。

操縱檢驗(yàn)顯示，M劣勢(shì)者品牌傳記=6.29，M無品牌傳記=4.13，t=20.059，df=77，p＜0.001，表明劣勢(shì)者品牌傳記和無品牌傳記的故事敘述存在顯著差異，因而劣勢(shì)者品牌傳記實(shí)驗(yàn)操縱成功。

3. 實(shí)驗(yàn)結(jié)果及分析。進(jìn)行獨(dú)立T檢驗(yàn)分析（參見圖2），對(duì)因變量品牌態(tài)度的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，M劣勢(shì)者品牌傳記=5.40，M無品牌傳記=4.84，t=3.406，df=77，p＜0.01，表明劣勢(shì)者品牌傳記主效應(yīng)顯著。對(duì)中介變量消費(fèi)者移情的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，M劣勢(shì)者品牌傳記=5.02，M無品牌傳記=4.41，t=3.757，df=77，p＜0.001，劣勢(shì)者品牌傳記主效應(yīng)顯著。

進(jìn)行Bootstrap中介效應(yīng)檢驗(yàn)（樣本量選擇5 000，95%置信區(qū)間），劣勢(shì)者品牌傳記對(duì)品牌態(tài)度直接效應(yīng)顯著（LLCI=0.0088，ULCI=0.1632，t=2.2176，p＜0.05）；消費(fèi)者移情的中介效應(yīng)顯著（LLCI=0.0012，ULCI=0.1017）。因此，消費(fèi)者移情在劣勢(shì)者品牌傳記對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度的影響中發(fā)揮部分中介作用。至此，本研究的假設(shè)H1a獲得支持。

根據(jù)Baron和Kenny（1986）的方法檢驗(yàn)消費(fèi)者移情中介效應(yīng)的穩(wěn)健性。結(jié)果（參見表1）顯示，模型1品牌傳記（0.299**）對(duì)品牌態(tài)度的主效應(yīng)顯著；模型2品牌傳記（0.215**）對(duì)消費(fèi)者移情影響顯著；模型3加入中介變量后，品牌傳記（0.182*）和消費(fèi)者移情（0.548***）仍對(duì)品牌態(tài)度有顯著影響，其中品牌傳記（β=0.182）較模型1（β=0.299）的顯著性降低，表明主效應(yīng)和中介效應(yīng)具有穩(wěn)健性。

圖2 劣勢(shì)者品牌傳記條件下的消費(fèi)者移情與品牌態(tài)度

表1 中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（三）研究一（b）：優(yōu)勝者品牌傳記影響消費(fèi)者品牌態(tài)度的中介機(jī)制

1. 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與流程。實(shí)驗(yàn)一（b）同樣采用單因素（品牌傳記：優(yōu)勝者品牌傳記vs.無品牌傳記）組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，分別為優(yōu)勝者品牌傳記組及沒有提供任何品牌傳記敘述的控制組。被試為某高校的學(xué)生，研究者在教學(xué)樓內(nèi)隨機(jī)選擇一間教室的學(xué)生參加一組實(shí)驗(yàn)，有效被試73名，被試年齡段為19—30歲，其中女性占56%。

實(shí)驗(yàn)過程與實(shí)驗(yàn)一（a）基本一致，差別在于提供給被試的是優(yōu)勝者品牌傳記故事敘述材料，實(shí)驗(yàn)內(nèi)容同樣包括情境描述與問卷填答，具體不再贅述。

2. 變量測(cè)量與操縱檢驗(yàn)。品牌傳記的測(cè)量采用Paharia等（2011）的量表（α=0.891）；消費(fèi)者移情的測(cè)量采用Escalas和Stern（2003）的量表（α=0.773）；品牌態(tài)度量表源自Perkins和Forehand（2012）的研究（α=0.801）。

操縱檢驗(yàn)結(jié)果顯示，M優(yōu)勝者品牌傳記=2.75，M無品牌傳記=5.18，t=15.538，df=71，p＜0.001，表明優(yōu)勝者品牌傳記和無品牌傳記故事敘述存在顯著差異，因而優(yōu)勝者品牌傳記實(shí)驗(yàn)操縱成功。

3. 實(shí)驗(yàn)結(jié)果及分析。進(jìn)行獨(dú)立T檢驗(yàn)分析（參見圖3），對(duì)因變量品牌態(tài)度的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，M優(yōu)勝者品牌傳記=5.24，M無品牌傳記=4.86，t=2.425，df=71，p＜0.05，表明優(yōu)勝者品牌傳記主效應(yīng)顯著。對(duì)中介變量消費(fèi)者移情的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，M優(yōu)勝者品牌傳記=5.09，M無品牌傳記=4.65，t=2.410，df=71，p＜0.05，優(yōu)勝者品牌傳記主效應(yīng)顯著。

Bootstrap中介效應(yīng)檢驗(yàn)（樣本量選擇5 000，95%置信區(qū)間）結(jié)果進(jìn)一步顯示，優(yōu)勝者

品牌傳記對(duì)品牌態(tài)度的直接效應(yīng)顯著（LLCI=-0.2792，ULCI=-0.0399，t=-2.6591，p＜0.01）；消費(fèi)者移情的中介效應(yīng)顯著（LLCI=0.0170，ULCI=0.0712）。因此，消費(fèi)者移情在優(yōu)勝者品牌傳記對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度的影響中發(fā)揮部分中介作用。至此，本研究的假設(shè)H1b獲得支持。

消費(fèi)者移情中介效應(yīng)穩(wěn)健性（Baron和Kenny，1986）檢驗(yàn)結(jié)果（參見表2）顯示，模型1品牌傳記（0.280**）對(duì)品牌態(tài)度的主效應(yīng)顯著；模型2品牌傳記（0.367***）對(duì)消費(fèi)者移情影響顯著；模型3加入中介變量后，品牌傳記（0.124**）和消費(fèi)者移情（0.326**）仍對(duì)品牌態(tài)度有顯著影響，其中品牌傳記（β=0.124）較模型1（β=0.280）的顯著性降低，表明主效應(yīng)和中介效應(yīng)具有穩(wěn)健性。

圖3 優(yōu)勝者品牌傳記條件下的消費(fèi)者移情與品牌態(tài)度

表2 中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（四）研究二：品牌來源國的調(diào)節(jié)作用

1. 前測(cè)。前測(cè)的目的是檢驗(yàn)被試能否準(zhǔn)確識(shí)別品牌來源國。本研究選擇預(yù)實(shí)驗(yàn)確定的智能手機(jī)作為刺激材料。在G7集團(tuán)中，美國（蘋果）、法國（阿爾卡特）、德國（西門子）、加拿大（黑莓）、日本（夏普等）、意大利（威圖等）六國均擁有知名手機(jī)品牌且在中國有售，只有英國沒有知名手機(jī)品牌。為了排除消費(fèi)者先前消費(fèi)經(jīng)驗(yàn)和產(chǎn)品知識(shí)的影響（Raghubir和Corfman，1999），本研究選擇英國作為發(fā)達(dá)國家的品牌來源國，為了排除消費(fèi)者我族主義的影響，選擇印度作為新興市場(chǎng)國家的品牌來源國，同時(shí)均使用虛擬品牌。來自英國的智能手機(jī)品牌取名為SunVita；來自印度的品牌按照印地語發(fā)音取名為Shukla。

50名被試閱讀完含有品牌來源國（新興市場(chǎng)國家與發(fā)達(dá)國家）信息的智能手機(jī)材料后填答問卷。操縱檢驗(yàn)顯示，M發(fā)達(dá)國家=5.44，M新興市場(chǎng)國家=4.48，t（98）=4.861，p＜0.001，表明來自發(fā)達(dá)國家和新興市場(chǎng)國家的品牌來源信息存在顯著差異，英國和印度的品牌來源國信息能夠準(zhǔn)確地傳遞給被試，證明品牌來源國操縱成功。

2. 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與流程。研究二旨在檢驗(yàn)品牌來源國對(duì)品牌傳記影響消費(fèi)者品牌態(tài)度的調(diào)節(jié)作用，并繼續(xù)考察消費(fèi)者移情的中介作用。本研究采用2（品牌傳記：優(yōu)勝者品牌傳記vs. 劣勢(shì)者品牌傳記）×2（品牌來源國：發(fā)達(dá)國家vs. 新興市場(chǎng)國家）組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。被試為某高校的學(xué)生，研究者在教學(xué)樓和圖書館討論室隨機(jī)邀請(qǐng)部分學(xué)生參加一個(gè)情境實(shí)驗(yàn)，實(shí)驗(yàn)完成后向每名被試贈(zèng)送一條速溶咖啡表示感謝。有效被試共有217名，其年齡區(qū)間為21—32歲，其中女性占56%。

實(shí)驗(yàn)程序與研究一基本相同，但在實(shí)驗(yàn)開始前增加一個(gè)環(huán)節(jié)，首先詢問被試是否知道實(shí)驗(yàn)所選擇的智能手機(jī)品牌Shukla和SunVita，結(jié)果沒有被試知道這兩個(gè)品牌。具體過程分為情境描述與問卷填答，不再贅述。待所有被試完成并提交問卷后，研究者詢問被試對(duì)實(shí)驗(yàn)?zāi)康牡牟聹y(cè)，結(jié)果并沒有被試猜測(cè)出實(shí)驗(yàn)的目的，實(shí)驗(yàn)結(jié)束后研究者向被試解釋實(shí)驗(yàn)的真正目的并向被試致謝。

3. 變量測(cè)量與操縱檢驗(yàn)。品牌來源國的測(cè)量采用Roth和Romeo（1992）的量表（α=0.940），品牌傳記（α=0.839）、消費(fèi)者移情（α=0.955）和品牌態(tài)度（α=0.934）等變量的測(cè)量與研究一相同，不再贅述。

操縱檢驗(yàn)：品牌傳記的主效應(yīng)顯著，M劣勢(shì)者品牌傳記=5.87，M優(yōu)勝者品牌傳記=3.60，F(xiàn)（1,215）=63.21，p＜0.001，表明劣勢(shì)者品牌傳記和優(yōu)勝者品牌傳記故事敘述存在顯著差異；品牌來源國的主效應(yīng)顯著，M發(fā)達(dá)國家=5.36，M新興市場(chǎng)國家=3.59，F(xiàn)（1,215）=18.70，p＜0.001，表明發(fā)達(dá)國家和新興市場(chǎng)國家的品牌來源信息存在顯著差異，證明本研究品牌傳記和品牌來源國操縱成功。

4. 實(shí)驗(yàn)結(jié)果及分析。消費(fèi)者移情ANOVA檢驗(yàn)顯示：品牌傳記的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，213）=40.36，p＜0.001；品牌來源國的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，213）=13.94，p＜0.001；品牌傳記和品牌來源國的交互效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，213）=15.27，p＜0.001。品牌態(tài)度ANOVA檢驗(yàn)顯示：品牌傳記的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，213）=47.45，p＜0.001；品牌來源國的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，213）=11.52，p＜0.01；品牌傳記與品牌來源國的交互效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，213）=25.69，p＜0.001。具體如表3所示。

表3 ANOVA檢驗(yàn)

消費(fèi)者移情單純主效應(yīng)檢驗(yàn)顯示：在品牌來自發(fā)達(dá)國家的條件下，優(yōu)勝者品牌傳記的均值顯著高于劣勢(shì)者品牌傳記，M優(yōu)勝者品牌傳記=4.29，M劣勢(shì)者品牌傳記=1.69，F(xiàn)（1,103）=144.88，p＜0.001；在品牌來自新興市場(chǎng)國家的條件下，劣勢(shì)者品牌傳記均值顯著高于優(yōu)勝者品牌傳記，M劣勢(shì)者品牌傳記=3.56，M優(yōu)勝者品牌傳記=2.37，F(xiàn)（1,110）=23.63，p＜0.001。具體如圖4所示。

品牌態(tài)度單純主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示：在品牌來自發(fā)達(dá)國家的條件下，優(yōu)勝者品牌傳記的均值顯著高于劣勢(shì)者品牌傳記，M優(yōu)勝者品牌傳記=5.10，M劣勢(shì)者品牌傳記=2.80，F(xiàn)（1,103）=131.12，p＜0.001；在品牌來自新興市場(chǎng)國家的條件下，劣勢(shì)者品牌傳記的均值顯著高于優(yōu)勝者品牌傳記，M劣勢(shì)者品牌傳記=4.36，M優(yōu)勝者品牌傳記=3.17，F(xiàn)（1,110）=34.60，p＜0.001。具體如圖5所示。

圖4 不同來源國條件下品牌傳記對(duì)消費(fèi)者移情的影響

圖5 不同來源國條件下品牌傳記對(duì)品牌態(tài)度的影響

上述研究已經(jīng)證明，假設(shè)H2a和H2b中關(guān)于品牌來源國對(duì)品牌傳記與消費(fèi)者移情、消費(fèi)者品牌態(tài)度之間關(guān)系起調(diào)節(jié)作用的推斷得到驗(yàn)證。

接著檢驗(yàn)被調(diào)節(jié)的中介模型（陳瑞等，2013；Hayes，2014）。Bootstrap中介檢驗(yàn)（樣本量選擇5 000，95%置信區(qū)間）結(jié)果進(jìn)一步顯示：第一，消費(fèi)者移情中介了品牌傳記和品牌來源國對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度的交互影響，Bootstrap置信區(qū)間不包含0（LLCI=-0.6164，ULCI=-0.2428），品牌來源國在模型中的調(diào)節(jié)作用再次得到驗(yàn)證，品牌來源國與品牌傳記的交互效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，212）=20.55，p＜0.001。第二，在品牌來自發(fā)達(dá)國家的條件下，消費(fèi)者移情中介效應(yīng)顯著（LLCI=-0.2644，ULCI=-0.1099）。控制中介變量后，品牌傳記對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度的影響顯著（LLCI=-0.3737，ULCI=-0.1452）。第三，在品牌來自新興市場(chǎng)國家的條件下，消費(fèi)者移情中介效應(yīng)顯著（LLCI=0.0258，ULCI=0.1545）?？刂屏酥薪樽兞亢?，品牌傳記對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度的影響顯著（LLCI=0.0314，ULCI=0.3089）。

最后，參照Preacher等（2007）的方法檢驗(yàn)只有一個(gè)中介變量的被調(diào)節(jié)的中介作用的穩(wěn)健性，結(jié)果如表4所示。比較模型3及模型4可以發(fā)現(xiàn)，品牌傳記與品牌來源國的交叉項(xiàng)仍然顯著（β=0.046***），而且消費(fèi)者移情顯著預(yù)測(cè)了品牌態(tài)度（β=0.430***），品牌傳記經(jīng)由消費(fèi)者移情與品牌態(tài)度的間接關(guān)系顯著（β=0.286**），驗(yàn)證了被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)的存在。

綜上，研究二支持假設(shè)H2a和H2b，即在品牌來自發(fā)達(dá)國家的條件下，優(yōu)勝者品牌傳記（與劣勢(shì)者品牌傳記相比）更能提高消費(fèi)者品牌態(tài)度；在品牌來自新興市場(chǎng)國家的條件下，劣勢(shì)者品牌傳記（與優(yōu)勝者品牌傳記相比）更能提高消費(fèi)者品牌態(tài)度，在此作用路徑中消費(fèi)者移情起中介作用。

表4 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（五）研究三：消費(fèi)可見度的調(diào)節(jié)作用

1. 前測(cè)。前測(cè)的目的是確定研究三的刺激產(chǎn)品，其須體現(xiàn)消費(fèi)者在不同消費(fèi)情境下做出消費(fèi)決策的差異，因此該刺激產(chǎn)品消費(fèi)的公開和私下屬性須適中。運(yùn)用被他人注意和辨認(rèn)兩個(gè)指標(biāo)（Bearden和Etzel，1982）對(duì)50名MBA被試進(jìn)行測(cè)量，前測(cè)結(jié)果顯示，葡萄酒消費(fèi)的公開屬性和私下屬性適中。其中，被他人注意M服裝=4.58＞M葡萄酒=2.85＞M巧克力=1.64，F(xiàn)（2,147）=16.841，p＜0.001；辨認(rèn)M巧克力=4.25＞M葡萄酒=3.56＞M服裝=2.85，F(xiàn)（2,147）=5.256，p＜0.05。因此，研究三的刺激產(chǎn)品確定為葡萄酒。

2. 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與流程。研究三旨在檢驗(yàn)消費(fèi)可見度在品牌傳記對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度影響中的調(diào)節(jié)作用，同時(shí)繼續(xù)考察消費(fèi)者移情的中介作用。本研究采用2（品牌傳記：優(yōu)勝者品牌傳記vs.劣勢(shì)者品牌傳記）×2（消費(fèi)可見度：公開vs. 私下）組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。被試為某高校四個(gè)班級(jí)的MBA與EMBA學(xué)生，他們以課堂練習(xí)的形式參加了本實(shí)驗(yàn)，共計(jì)238名有效被試，其年齡區(qū)間為29—46歲，其中女性占44%。

研究三的實(shí)驗(yàn)過程與研究二基本相同，并繼續(xù)使用虛擬品牌，取名為天山之珠，刺激材料為天山之珠牌葡萄酒。進(jìn)行實(shí)驗(yàn)之前研究者首先詢問被試是否知道實(shí)驗(yàn)中的天山之珠牌葡萄酒，結(jié)果表明沒有一個(gè)被試知道該品牌。在向被試發(fā)放閱讀材料之前，研究者向被試說明實(shí)驗(yàn)結(jié)束后被試的問卷填答內(nèi)容將在班級(jí)內(nèi)逐一公開或是完全保密，以此來操縱消費(fèi)可見度。

3. 變量測(cè)量與操縱檢驗(yàn)。品牌傳記（α=0.850）、消費(fèi)者移情（α=0.955）和品牌態(tài)度（α=0.941）等變量的測(cè)量與研究一相同，所有變量測(cè)量均采用7級(jí)Likert量表，不再贅述。

操縱檢驗(yàn)：品牌傳記的主效應(yīng)顯著，M優(yōu)勝者品牌傳記=4.01，M劣勢(shì)者品牌傳記=3.60，F(xiàn)（1,236）=10.083，p＜0.01，表明劣勢(shì)者品牌傳記和優(yōu)勝者品牌傳記故事敘述存在顯著差異；消費(fèi)可見度的主效應(yīng)顯著，M公開=4.13，M私下=3.55，F(xiàn)（1,236）=10.359，p＜0.01，表明在公開情境及私下情境下的品牌態(tài)度信息存在顯著差異，證明本研究品牌傳記和消費(fèi)可見度操縱成功。

4. 實(shí)驗(yàn)結(jié)果及分析。消費(fèi)者移情ANOVA檢驗(yàn)顯示：品牌傳記的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，234）=10.638，p＜0.01；消費(fèi)可見度的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，234）=19.131，p＜0.001；品牌傳記和消費(fèi)可見度的交互效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，234）=30.648，p＜0.001。品牌態(tài)度ANOVA檢驗(yàn)顯示：品牌傳記的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，234）=37.255，p＜0.001；消費(fèi)可見度的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，234）=11.914，p＜0.01；品牌傳記與消費(fèi)可見度的交互效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，234）=9.712，p＜0.01。具體結(jié)果如表5所示。

消費(fèi)者移情單純主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示：在公開消費(fèi)情境下，優(yōu)勝者品牌傳記的均值顯著高于劣勢(shì)者品牌傳記，M優(yōu)勝者品牌傳記=4.19，M劣勢(shì)者品牌傳記=2.58，F(xiàn)（1,106）=33.162，p＜0.001；在私下消費(fèi)情境下，劣勢(shì)者品牌傳記的均值顯著高于優(yōu)勝者品牌傳記，M劣勢(shì)者品牌傳記=3.15，M優(yōu)勝者品牌傳記=2.05，F(xiàn)（1,128）=24.695，p＜0.001。具體如圖6所示。

品牌態(tài)度單純主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示：在公開消費(fèi)情境下，優(yōu)勝者品牌傳記的均值顯著高于劣勢(shì)者品牌傳記，M優(yōu)勝者品牌傳記=4.87，M劣勢(shì)者品牌傳記=3.35，F(xiàn)（1，106）=43.193，p＜0.001；在私下消費(fèi)情境下，劣勢(shì)者品牌傳記的均值顯著高于優(yōu)勝者品牌傳記，M劣勢(shì)者品牌傳記=4.21，M優(yōu)勝者品牌傳記=2.93，F(xiàn)（1，128）=38.107，p＜0.001。具體如圖7所示。

表5 ANOVA檢驗(yàn)

圖6 不同消費(fèi)可見度條件下品牌傳記對(duì)消費(fèi)者移情的影響

圖7 不同消費(fèi)可見度條件下品牌傳記對(duì)品牌態(tài)度的影響

上述分析結(jié)果證明，假設(shè)H3a和H3b中關(guān)于消費(fèi)可見度對(duì)品牌傳記與消費(fèi)者移情、消費(fèi)者品牌態(tài)度之間關(guān)系起調(diào)節(jié)作用的推斷得到驗(yàn)證。

Bootstrap中介效應(yīng)檢驗(yàn)（樣本量選擇5 000，95%置信區(qū)間下選擇模型8）結(jié)果表明：第一，消費(fèi)者移情中介了品牌傳記和消費(fèi)可見度對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度的交互影響，Bootstrap置信區(qū)間不含0（LLCI=1.1192，ULCI=2.3451），消費(fèi)可見度在模型中的調(diào)節(jié)作用再次得到驗(yàn)證，消費(fèi)可見度與品牌傳記的交互效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，233）=30.9983，p＜0.001。第二，在公開消費(fèi)情境下，消費(fèi)者移情中介效應(yīng)顯著（LLCI=0.3490，ULCI=0.9763）?？刂屏酥薪樽兞亢?，品牌傳記對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度的影響顯著（LLCI=0.4529，ULCI=1.3257）。第三，在私下消費(fèi)情境下，消費(fèi)者移情中介效應(yīng)顯著（LLCI=-0.6763，ULCI=-0.2355）。控制了中介變量后，品牌傳記對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度的影響顯著（LLCI=-1.2284，ULCI=-0.4573）。

被調(diào)節(jié)的中介作用穩(wěn)健性（Preacher等，2007）檢驗(yàn)結(jié)果（參見表6）顯示：模型4中品牌傳記對(duì)品牌態(tài)度的預(yù)測(cè)顯著降低，品牌傳記經(jīng)由消費(fèi)者移情與品牌態(tài)度的間接關(guān)系顯著（β=0.063**），品牌傳記與消費(fèi)可見度的交叉項(xiàng)仍然顯著（β=0.029***），而且消費(fèi)者移情顯著預(yù)測(cè)了品牌態(tài)度（β=0.550***），驗(yàn)證了被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)的存在。

綜上，研究三支持了假設(shè)H3a和H3b，即在公開消費(fèi)情境下，優(yōu)勝者品牌傳記（與劣勢(shì)者品牌傳記相比）更能提高消費(fèi)者品牌態(tài)度；在私下消費(fèi)情境下，劣勢(shì)者品牌傳記（與優(yōu)勝者品牌傳記相比）更能提高消費(fèi)者品牌態(tài)度，消費(fèi)者移情在此作用路徑中發(fā)揮中介作用。

表6 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

四、結(jié)論與討論

（一）研究結(jié)論

本研究提出并證實(shí)了品牌傳記能夠提高消費(fèi)者品牌態(tài)度，驗(yàn)證了消費(fèi)者移情在該作用中的中介效應(yīng)以及品牌來源國與消費(fèi)可見度對(duì)該中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。首先，本研究通過四項(xiàng)實(shí)驗(yàn)反復(fù)證實(shí)了品牌傳記有助于提高消費(fèi)者品牌態(tài)度，同時(shí)該作用受到消費(fèi)者移情的部分中介。其次，當(dāng)品牌來自發(fā)達(dá)國家時(shí)，優(yōu)勝者品牌傳記（與劣勢(shì)者品牌傳記相比）更能促進(jìn)消費(fèi)者移情反應(yīng)，進(jìn)而提高品牌態(tài)度；當(dāng)品牌來自新興市場(chǎng)國家（與發(fā)達(dá)國家相比）時(shí)，劣勢(shì)者品牌傳記（與優(yōu)勝者品牌傳記相比）更能促進(jìn)消費(fèi)者移情反應(yīng)，進(jìn)而提高品牌態(tài)度。再次，當(dāng)消費(fèi)可見度高（與私下隱秘消費(fèi)相比）時(shí)，優(yōu)勝者品牌傳記（與劣勢(shì)者品牌傳記相比）更能顯著促進(jìn)消費(fèi)者移情反應(yīng)，進(jìn)而提高消費(fèi)者品牌態(tài)度；當(dāng)消費(fèi)可見度低（與消費(fèi)公開可觀察相比）時(shí)，劣勢(shì)者品牌傳記（與優(yōu)勝者品牌傳記相比）更能顯著促進(jìn)消費(fèi)者移情反應(yīng)，進(jìn)而提高消費(fèi)者品牌態(tài)度。

本研究的結(jié)果揭示，品牌傳記所傳遞的品牌角色形象與消費(fèi)者所感知的品牌相關(guān)群體的形象及消費(fèi)者自我概念相一致時(shí)，消費(fèi)者對(duì)品牌傳記的敘事處理才會(huì)發(fā)生，進(jìn)而才會(huì)產(chǎn)生移情反應(yīng)，在此情況下，消費(fèi)者對(duì)品牌傳記更感興趣，企業(yè)也能夠更深入地講述品牌傳記。

（二）理論貢獻(xiàn)

第一，探索并驗(yàn)證了兩類品牌傳記對(duì)消費(fèi)者情感認(rèn)知活動(dòng)的影響。本研究通過系列實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)基于品牌傳記的消費(fèi)者情感認(rèn)知反應(yīng)并不限于品牌傳記的類型，同時(shí)證明了品牌傳記對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度作用的實(shí)質(zhì)是消費(fèi)者對(duì)各類型品牌傳記角色的社會(huì)心理加工，從而擴(kuò)大了對(duì)品牌傳記敘事理論理解的范圍。

第二，揭示了消費(fèi)者移情在品牌傳記營銷領(lǐng)域的作用機(jī)制。無論品牌傳記塑造的是劣勢(shì)者還是優(yōu)勝者品牌角色，皆能引發(fā)消費(fèi)者移情反應(yīng)，根據(jù)社會(huì)認(rèn)同理論與自我一致性理論，本研究分析指出移情反應(yīng)的社會(huì)心理加工過程是消費(fèi)者對(duì)品牌角色所產(chǎn)生的群體身份聯(lián)想與消費(fèi)者自我概念相一致所引起的，兩者一致性越高，消費(fèi)者對(duì)品牌傳記的移情反應(yīng)程度就越高，消費(fèi)者移情對(duì)品牌態(tài)度的作用也就越顯著。

第三，豐富了品牌敘事營銷研究領(lǐng)域的理論發(fā)現(xiàn)。作為一種雙向的消費(fèi)者溝通方式，品牌敘事同時(shí)具有以品牌故事有效激發(fā)消費(fèi)者情感反應(yīng)的優(yōu)勢(shì)和作為偽裝式廣告的不足，而品牌敘事營銷有效的關(guān)鍵在于消費(fèi)者對(duì)品牌敘事操縱意圖的感知。本研究基于消費(fèi)者移情這一心理機(jī)制探討了品牌傳記影響消費(fèi)者品牌態(tài)度的社會(huì)心理加工過程，發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者對(duì)品牌的群體聯(lián)想與自我概念相一致時(shí)，消費(fèi)者對(duì)品牌敘事操縱意圖的感知弱，表現(xiàn)出顯著的移情反應(yīng)，品牌敘事策略效果顯著；如果消費(fèi)者感知的品牌群體聯(lián)想與自我概念不一致，消費(fèi)者則可能感知到品牌傳記敘述的操縱意圖。

（三）營銷啟示

本研究的結(jié)論對(duì)中國企業(yè)通過品牌傳記有效引發(fā)消費(fèi)者的移情反應(yīng)，從而成功影響消費(fèi)者品牌態(tài)度具有重要的營銷策略啟示作用。

第一，中國企業(yè)可以積極運(yùn)用品牌傳記開展品牌營銷活動(dòng)。傳統(tǒng)的依賴經(jīng)典認(rèn)知加工的品牌—消費(fèi)者溝通方式是建立在消費(fèi)者通過合乎邏輯的思考對(duì)品牌做出評(píng)價(jià)進(jìn)而引起信念與態(tài)度改變的基礎(chǔ)上的，以此產(chǎn)生的說服效果往往很有限。根據(jù)本研究的結(jié)論，中國企業(yè)可以增強(qiáng)品牌傳記的想象力與生動(dòng)性，通過情感線索潛移默化地將品牌形象與理念傳遞給消費(fèi)者，并在情感上獲得認(rèn)同，進(jìn)而使消費(fèi)者對(duì)品牌產(chǎn)生偏好。

第二，中國企業(yè)可以利用新興大國的來源國優(yōu)勢(shì)傳遞優(yōu)勝者品牌形象。中國現(xiàn)階段雖然仍屬于新興市場(chǎng)國家，但已經(jīng)成為全球第二大經(jīng)濟(jì)體，全球普遍認(rèn)定中國是快速崛起的大國，中國的發(fā)展是成功的（中國外文局等，2018）。這是中國企業(yè)品牌來源的本質(zhì)屬性。根據(jù)研究二的結(jié)論，在來源國形象較高的情況下，消費(fèi)者會(huì)更偏好優(yōu)勝者品牌，在新時(shí)代中國全面復(fù)興的歷史背景下，中國企業(yè)如果仍繼續(xù)停留在追隨者的角色始終扮演劣勢(shì)者，將錯(cuò)失有效的品牌來源國效應(yīng)。因此，中國企業(yè)在國際市場(chǎng)上可以利用具有較高聲譽(yù)的來源國優(yōu)勢(shì)，有效地傳遞優(yōu)勝者品牌形象，進(jìn)而影響消費(fèi)者的品牌態(tài)度。

第三，企業(yè)品牌傳記營銷應(yīng)與目標(biāo)市場(chǎng)產(chǎn)品消費(fèi)情境的定位相協(xié)調(diào)。研究三結(jié)果表明，消費(fèi)者在私下消費(fèi)時(shí)對(duì)劣勢(shì)者品牌反應(yīng)更積極，但在公開消費(fèi)時(shí)更喜歡優(yōu)勝者品牌。因此，當(dāng)企業(yè)在目標(biāo)市場(chǎng)中定位其產(chǎn)品為公開消費(fèi)時(shí)，需將社會(huì)群體的影響納入營銷決策，企業(yè)應(yīng)通過在社會(huì)群體中成功塑造優(yōu)勝者品牌形象來影響消費(fèi)者品牌態(tài)度。相比之下，如果產(chǎn)品在目標(biāo)市場(chǎng)中被視為私人消費(fèi)品，那么以劣勢(shì)者品牌形象影響消費(fèi)者品牌態(tài)度就具有更大的意義，同時(shí)在此情況下，面向社會(huì)群體的營銷努力并不值得投入太多。

（四）未來研究方向

第一，品牌傳記的內(nèi)容結(jié)構(gòu)有待進(jìn)一步厘清。雖然已有研究揭示了混亂的時(shí)間順序和因果邏輯關(guān)系會(huì)導(dǎo)致說服效果差（Escalas，2007），但除了品牌傳記自身的內(nèi)容結(jié)構(gòu)外，題材、表述方式、詞藻的豐富性等都是獨(dú)立存在且不能忽略的重要因素。第二，探索在不同的媒體形式下，品牌傳記與消費(fèi)者品牌態(tài)度的關(guān)系是否存在差異。品牌傳記需要借助傳播媒體來聯(lián)結(jié)消費(fèi)者，音視頻類媒體形式與文字圖片類媒體形式對(duì)應(yīng)的分別是“直接提供”故事圖式與“自我生成”故事圖式（Kim等，2017），它們有可能使品牌傳記對(duì)品牌態(tài)度的作用存在差異。第三，分析不同的品牌地位（brand status）對(duì)品牌傳記與品牌態(tài)度關(guān)系的相對(duì)影響。探清品牌地位的高低能否對(duì)此關(guān)系形成干擾，將能更精確地揭示品牌傳記的作用，為企業(yè)品牌傳記營銷提供確切指導(dǎo)。