吳薇

摘要：品牌延伸策略是現(xiàn)在企業(yè)營(yíng)銷中常采用的策略，研究延伸品牌幸福感對(duì)于企業(yè)品牌建設(shè)具有非常重要的意義。文章基于消費(fèi)剩余視角，構(gòu)建品牌錨，消費(fèi)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(yīng)對(duì)其延伸品牌幸福感的影響機(jī)理。研究結(jié)果表明，與低錨品牌相比，高錨品牌能使消費(fèi)者對(duì)其延伸品牌產(chǎn)生更高的幸福感，消費(fèi)剩余在其中起中介作用，涉入度起調(diào)節(jié)作用，與高涉入度消費(fèi)者相比，低涉入度消費(fèi)者的品牌錨定效應(yīng)對(duì)其延伸品牌幸福感的更顯著。

關(guān)鍵詞：品牌錨定效應(yīng)；消費(fèi)剩余；涉入度；品牌幸福感

中圖分類號(hào)：F274???????文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A??文章編號(hào)：1005-6432（2023）26-0000-04

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

1.引言

幸福是中國夢(mèng)的具體表現(xiàn)之一。近幾年來，經(jīng)濟(jì)學(xué)，社會(huì)學(xué)家，心理學(xué)家都在積極的探討如何衡量幸福感和提高幸福感。營(yíng)銷界提出消費(fèi)是幸福感的重要來源，品牌可以為消費(fèi)者帶來幸福感。在實(shí)踐中，很多品牌運(yùn)用幸福感營(yíng)銷，如2018年唯品會(huì)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(duì)唯品會(huì)這個(gè)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(huì)提高消費(fèi)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(jià)購買等等。品牌幸福感所帶了的上述消費(fèi)行為都是營(yíng)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(yíng)銷者迫切想要了解的問題。

現(xiàn)階段關(guān)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(cè)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(yíng)銷中常采用的策略，研究延伸品牌幸福感對(duì)于企業(yè)品牌建設(shè)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(fèi)剩余理論，探討品牌錨定效應(yīng)對(duì)其延伸品牌幸福感的影響，構(gòu)建概念模型，運(yùn)用情景模擬實(shí)驗(yàn)收集數(shù)據(jù)，進(jìn)行實(shí)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(yíng)銷策略的制定提供實(shí)踐指導(dǎo)和理論依據(jù)。

2.文獻(xiàn)回顧和假設(shè)的提出

2.1錨定效應(yīng)

錨定效應(yīng)最早是由Tversky?和?Kahneman?提出的，錨定效應(yīng)影響著人們的決策，當(dāng)人們無法區(qū)別問題的答案與錨定數(shù)值時(shí)，會(huì)直接給出錨值的答案。錨定效應(yīng)常常發(fā)生在模糊決策中。在消費(fèi)過程中，品牌、價(jià)格、包裝都可以成為錨。依據(jù)戴曼雅的實(shí)驗(yàn)研究，把錨定效應(yīng)分為高錨和低錨。所謂“高錨”是“錨”所呈現(xiàn)的產(chǎn)品信息，使消費(fèi)者對(duì)該產(chǎn)品產(chǎn)生的價(jià)格預(yù)期，高于其實(shí)際價(jià)格；而?“低錨”是“錨”所呈現(xiàn)的產(chǎn)品信息，使消費(fèi)者產(chǎn)生的價(jià)格預(yù)期，低于其實(shí)際價(jià)格。不同的錨，會(huì)產(chǎn)生不同的結(jié)果。

2.2錨定效應(yīng)和延伸品牌幸福感

根據(jù)錨定效應(yīng)，對(duì)于高錨的產(chǎn)品，消費(fèi)者會(huì)產(chǎn)生較高的價(jià)格估計(jì)和高端的質(zhì)量感知，感到生活質(zhì)量的提高，自我感知的提升，產(chǎn)生更多的積極情緒，從而對(duì)其延伸品牌幸福感會(huì)提升；而對(duì)于低錨產(chǎn)品，消費(fèi)者會(huì)產(chǎn)生較低的價(jià)格估計(jì)和低廉的質(zhì)量感知，感到生活質(zhì)量的降低，自我感知的下降，產(chǎn)生低端的情緒，對(duì)其延伸品牌產(chǎn)生較低的幸福感。基于以上分析，提出以下假設(shè)：

H1：與低錨品牌相比，高錨品牌能使消費(fèi)者對(duì)其延伸品牌產(chǎn)生更高的幸福感

2.4消費(fèi)剩余的中介作用

對(duì)于高錨產(chǎn)品而言，消費(fèi)者對(duì)該產(chǎn)品產(chǎn)生的價(jià)格預(yù)期，高于其實(shí)際價(jià)格，消費(fèi)剩余比較多，消費(fèi)者瞬間的積極體驗(yàn)增加，從而延伸品牌幸福感得到提升；而對(duì)于低錨產(chǎn)品，消費(fèi)者產(chǎn)生的價(jià)格預(yù)期低于其實(shí)際價(jià)格，消費(fèi)者產(chǎn)生消費(fèi)剩余比較少甚至為負(fù)，消費(fèi)者瞬間的積極體驗(yàn)減少，從而延伸品牌幸福感也減少?；谝陨戏治觯岢鲆韵录僭O(shè)：

H2：消費(fèi)剩余在品牌錨定效應(yīng)與其延伸品牌幸福感的影響之間起中介作用

2.5產(chǎn)品涉入度的調(diào)節(jié)作用

根據(jù)精細(xì)加工可能性模型（ELM?模型），消費(fèi)者遵循中心路徑或邊緣路徑對(duì)信息進(jìn)行處理，路徑的選擇主要取決于人們對(duì)信息加工的涉入程度、信息論述力度和信息源特征。當(dāng)消費(fèi)者是低涉入度時(shí)，消費(fèi)者往往啟動(dòng)邊緣路徑對(duì)信息進(jìn)行處理，此時(shí)他不會(huì)投入過多的精力對(duì)信息內(nèi)容進(jìn)行精細(xì)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(dāng)消費(fèi)者是高涉入度時(shí)，消費(fèi)者往往啟動(dòng)中心分析路徑，收集大量信息，謹(jǐn)慎地進(jìn)行信息處理和評(píng)估，此時(shí)他將思維的重點(diǎn)放在說服性信息的內(nèi)容上，信息內(nèi)容本身對(duì)接收者的態(tài)度產(chǎn)生更大的影響進(jìn)行分析，最后形成對(duì)品牌的幸福感知，受錨的影響較小。

H3：與高涉入度消費(fèi)者相比，低涉入度消費(fèi)者的品牌錨定效應(yīng)對(duì)其延伸品牌幸福感的更顯著

文章采用2個(gè)實(shí)驗(yàn)對(duì)假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。實(shí)驗(yàn)1的目的主要是檢驗(yàn)品牌錨定效應(yīng)對(duì)其延伸品牌幸福感的主效應(yīng)以及消費(fèi)剩余的中介作用。實(shí)驗(yàn)2在進(jìn)一步驗(yàn)證品牌錨定效應(yīng)對(duì)其延伸品牌幸福感的主效應(yīng)的基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)涉入度的調(diào)節(jié)作用。

3.?實(shí)驗(yàn)1

3.1實(shí)驗(yàn)的設(shè)計(jì)

2020年5月21日至5月22日在南昌航空大學(xué)征集120名被試者，隨機(jī)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(shí)驗(yàn)的步驟以及變量的測(cè)量

第一步，錨的操控。本研究共兩個(gè)實(shí)驗(yàn)情境，高錨品牌實(shí)驗(yàn)和低錨品牌實(shí)驗(yàn)情景。在高錨品牌組，向被試提供阿迪達(dá)斯運(yùn)動(dòng)鞋的照片，參數(shù)以及產(chǎn)品價(jià)格。在低錨品牌組，向被試展示361度運(yùn)動(dòng)鞋的照片，參數(shù)以及產(chǎn)品價(jià)格。?閱讀完上述實(shí)驗(yàn)材料后，向兩組消費(fèi)者呈現(xiàn)一款先前圖片品牌所創(chuàng)立新品牌TN的運(yùn)動(dòng)鞋及參數(shù)，請(qǐng)消費(fèi)者估計(jì)運(yùn)動(dòng)鞋價(jià)格，然后再呈現(xiàn)出該運(yùn)動(dòng)鞋的真實(shí)價(jià)格688元。為了避免其他因素對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果的干擾，所需估價(jià)的運(yùn)動(dòng)鞋除了品牌不同，運(yùn)動(dòng)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(cè)量。被試者在估計(jì)完運(yùn)動(dòng)鞋的價(jià)格后，再呈現(xiàn)出該運(yùn)動(dòng)鞋的真實(shí)市場(chǎng)價(jià)格688元，并對(duì)延伸品牌幸福感進(jìn)行測(cè)量。品牌幸福感的測(cè)量參考郭昭宇的量表。采用李克特五點(diǎn)量表測(cè)量。

第三步，消費(fèi)剩余的測(cè)量。根據(jù)消費(fèi)者剩余的定義及譚平對(duì)消費(fèi)者剩余的測(cè)量并采用李克特五點(diǎn)量表測(cè)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(chǎn)品以及你對(duì)該品牌的熟悉程度”進(jìn)行測(cè)度。品牌熟悉度和品牌喜愛度均采用五點(diǎn)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(fèi)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(fèi)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(fèi)剩余量表的AVE的平方根分別為0.951和0.925，均大于兩個(gè)量表的相關(guān)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(yīng)操控檢驗(yàn)

通過單因素方差分析得到，高錨組的產(chǎn)品估計(jì)價(jià)格顯著高于低錨組的產(chǎn)品估計(jì)價(jià)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(yàn)

以錨的高低為分組變量，延伸品牌幸福感為檢驗(yàn)變量進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)。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(shè)H1成立。以錨的高低為分組變量，消費(fèi)剩余為檢驗(yàn)變量進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)。高錨組的消費(fèi)剩余顯著高于低錨組的消費(fèi)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(duì)中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)：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(fèi)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(fèi)剩余為自變量，延伸品牌幸福感為因變量，建立模型3，消費(fèi)剩余的回歸系數(shù)為0.976顯著，權(quán)力感的回歸系數(shù)降為-0.306，且不顯著，故消費(fèi)剩余完全中介品牌錨定效應(yīng)對(duì)其延伸品牌幸福感的影響，結(jié)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(yùn)用SPSS中的Processv3.4插件再次驗(yàn)證中介效應(yīng)，選擇選擇model?4和5000樣本量進(jìn)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(fèi)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(yīng)為1.7857，LLCI和ULCI的區(qū)間為[1.4258，2.1807]，不包括0，直接效應(yīng)為-0.0357，LLCI和ULCI的區(qū)間為[-0.2334?，0.1621]，包括0，故消費(fèi)剩余完全中介品牌錨定效應(yīng)對(duì)其延伸品牌幸福感的影響，假設(shè)H2成立。

4.?實(shí)驗(yàn)2

4.1實(shí)驗(yàn)的設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)2采用2（高錨vs低錨）╳2（涉入度強(qiáng)vs弱）組間的設(shè)計(jì)進(jìn)一步驗(yàn)證品牌錨定效應(yīng)對(duì)品牌幸福感的主效應(yīng)以及消費(fèi)剩余的中介作用的基礎(chǔ)上以及檢驗(yàn)品牌信念的調(diào)節(jié)作用。

2020年9月12日至9月18日在江西財(cái)經(jīng)大學(xué)征集150名被試者，隨機(jī)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(cè)驗(yàn)與實(shí)驗(yàn)步驟

第一步，錨定效應(yīng)的測(cè)量。本研究共兩個(gè)實(shí)驗(yàn)情境，高錨品牌實(shí)驗(yàn)和低錨品牌實(shí)驗(yàn)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(chǎn)品價(jià)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(chǎn)品價(jià)格。?閱讀完上述實(shí)驗(yàn)材料后，向兩組消費(fèi)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(qǐng)消費(fèi)者估計(jì)筆記本電腦的價(jià)格。

第二步，延伸品牌幸福感和消費(fèi)剩余的測(cè)量。被試者在估計(jì)完運(yùn)動(dòng)鞋的價(jià)格后，再呈現(xiàn)出該筆記本電腦的真實(shí)市場(chǎng)價(jià)格8598元，并對(duì)延伸品牌幸福感的測(cè)量和剩余價(jià)值的測(cè)量與實(shí)驗(yàn)1相同。

第三步，涉入度的測(cè)量。參照?Zaichkowsky涉入度的量表。

第四步，控制變量的選取同實(shí)驗(yàn)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(fèi)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(fèi)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(fèi)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(guān)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(yīng)的檢驗(yàn)

通過單因素方差分析得到，高錨組的產(chǎn)品估計(jì)價(jià)格顯著高于低錨組的產(chǎn)品估計(jì)價(jià)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(diào)節(jié)作用

按照Zhao?X（2013）運(yùn)用SPSS中的processv3.4插件[34]，選擇選擇model?1和5000?樣本量進(jìn)行調(diào)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(diào)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(yīng)顯著，系數(shù)4.35為正，再次驗(yàn)證H1，品牌錨與涉入度的交互項(xiàng)的CI區(qū)間[LLCI=-1.210，ULCI=-4.760]，不包括0，說明調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，調(diào)節(jié)系數(shù)-1.085為負(fù)，說明涉入度負(fù)向調(diào)節(jié)品牌錨定效應(yīng)對(duì)其延伸品牌幸福感的影響，即涉入度越低，品牌錨定效應(yīng)對(duì)其延伸品牌幸福感的更顯著，假設(shè)H3成立。

為了進(jìn)一步驗(yàn)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(jié)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(yīng)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(jiǎn)單效應(yīng)分析，低涉入度組，品牌錨對(duì)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(duì)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(yàn)證H3。

4.3.4?有中介的調(diào)節(jié)作用

進(jìn)一步分析有中介的調(diào)節(jié)作用，運(yùn)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(diào)節(jié)變量，消費(fèi)剩余為中介變量。

當(dāng)涉入度低時(shí)，95%的置信區(qū)間消費(fèi)剩余中介效應(yīng)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(dāng)涉入度低時(shí)，消費(fèi)剩余在品牌錨定效應(yīng)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(duì)于涉入度低的產(chǎn)品，消費(fèi)剩余正向中介品牌錨定效應(yīng)對(duì)其延伸品牌幸福感的影響。當(dāng)涉入度高時(shí)，消費(fèi)剩余間接效應(yīng)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(dāng)涉入度高時(shí)，消費(fèi)剩余在品牌錨定效應(yīng)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(duì)于涉入度高的產(chǎn)品，消費(fèi)剩余負(fù)向中介品牌錨定效應(yīng)對(duì)其延伸品牌幸福感的影響。

品牌錨與涉入度的交互項(xiàng)對(duì)消費(fèi)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(fèi)剩余度之間存在調(diào)節(jié)作用。品牌錨與涉入度的交互項(xiàng)對(duì)消費(fèi)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(fèi)剩余度之間存在調(diào)節(jié)作用。有調(diào)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(diào)節(jié)作用顯著。

4.4討論

實(shí)驗(yàn)2驗(yàn)證了假設(shè)?H1，不僅為實(shí)驗(yàn)1的結(jié)論提供更穩(wěn)健的證據(jù)，還證實(shí)了涉入度的調(diào)節(jié)作用，支持假設(shè)?H3。實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明，涉入度低時(shí)，品牌錨對(duì)其延伸品牌幸福感有顯著性影響，涉入度高時(shí)，品牌錨對(duì)其延伸品牌幸福感無顯著性影響。

5.結(jié)論

文章通過兩個(gè)情景實(shí)驗(yàn)，對(duì)概念模型進(jìn)行驗(yàn)證，得到以下結(jié)論：第一，品牌錨定效應(yīng)對(duì)其延伸品牌幸福感有顯著性影響。第二，消費(fèi)剩余中介了品牌錨定效應(yīng)對(duì)其延伸品牌幸福感的影響。第三，涉入度調(diào)節(jié)了品牌錨定效應(yīng)對(duì)其延伸品牌幸福感的影響。第四，涉入度調(diào)節(jié)了消費(fèi)剩余的中介作用。

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