● 劉建新 范秀成 李東進

(1 西南大學經(jīng)濟管理學院 上海 200433；2 復旦大學管理學院 重慶 400715；3 南開大學商學院 天津 300071)

1.引言

近年來，品牌代言人丑聞頻繁發(fā)生，給其所代言的品牌帶來了嚴重的消極影響，例如某世界高爾夫球的性癮癖丑聞、某環(huán)法自行車手的興奮劑丑聞、某NBA已逝超級巨星的強奸性侵丑聞等，都給其所代言的品牌造成了嚴重甚至災難性的消極影響，例如銷售下降、形象惡化和股價下挫等。為了降低品牌代言人丑聞的消極影響，代言品牌通常在品牌代言人發(fā)生丑聞后會立即停止其代言活動(Fong and Wyer，2012)，甚至某些品牌企業(yè)為了避免品牌代言人丑聞可能給自己帶來的消極影響，謹慎性地采用已故名人、卡通人物、動植物等為品牌代言(Till and Shimp，1998)。相較于品牌代言人丑聞的頻繁發(fā)生而言，有關品牌代言人丑聞的研究卻較為匱乏(Um，2013)，目前有關品牌代言人的研究主要關注品牌代言人特征、品牌代言人與產(chǎn)品或品牌形象或個性匹配性、品牌代言人對消費者品牌評價或購買意愿的影響等(McCracken，1989；Kamins，1990；White et al.,2009)，而有關品牌代言人丑聞研究主要關注品牌代言人丑聞的責任歸因、認同水平、文化差異、道德聲望及股價波動等(Money et al.,2006；Edwards and La Ferle，2009；Um，2016)，但對于品牌代言人丑聞如何影響消費者品牌轉換的研究卻極為鮮見。該方面研究的嚴重不足一方面會影響品牌代言理論體系的完整性，另一方面嚴重影響廠商的品牌運營和消費者的消費選擇。

鑒于品牌代言人丑聞的頻繁發(fā)生及相關研究的嚴重不足，本文將對以下問題進行探索和研究：(1)品牌代言人丑聞是否會影響消費者的品牌轉換？不同類型的丑聞其影響是否會存在差異？(2)如果存在影響，其影響的內(nèi)在機理是什么？(3)如果存在影響，影響機理的調(diào)節(jié)機制或邊界條件是什么？研究的創(chuàng)新之處主要體現(xiàn)在：(1)轉換了品牌代言人丑聞研究視角，將其劃分為敗德型丑聞和違法型丑聞，并進行了系統(tǒng)性的比較；(2)深化了研究層次，通過構建有調(diào)節(jié)的多重中介模型深入探尋了品牌代言人丑聞影響消費者品牌轉換的內(nèi)在機理；(3)明確了影響邊界，有效地界定了消費者認知需求的調(diào)節(jié)機制。這些研究不僅對于深化和完善品牌代言理論具有重要的理論意義，而且對于增強廠商的品牌代言人丑聞應急反應和幫助消費者理性看待品牌代言人丑聞具有重要的實踐意義。本文將首先進行文獻綜述和研究假設，然后進行實驗操作和假設檢驗，最后總結研究結論、研究意義與研究局限。

2.文獻綜述

聘請明星或名人作為品牌代言人由來已久，最早可追溯到1893年英國明星Langtry為Pears香皂代言(Bergstr?m and Sk?rfstad，2004)，Erdogan(1999)、Nanda與Khandelwal(2017)等研究發(fā)現(xiàn)，聘請明星代言有助于企業(yè)或品牌增強消費者的關注、提升品牌形象、品牌引入、品牌再定位、增強全球拓展等，從而增強產(chǎn)品銷售或改善經(jīng)營業(yè)績，甚至有助于股價的提升(Agrawal and Kamakura，1995)。但Till與Shimp(1998)、Erdwards與La Ferle(2009)、Muda等(2017)研究也發(fā)現(xiàn)，聘請明星為品牌代言也會產(chǎn)生“雙刃劍效應”，無法預測的明星丑聞會給所代言的品牌帶來消極甚至災難性的影響，例如品牌遮蔽、公眾議論、形象受損等，其中最直接的影響是消費者購買意愿降低、品牌形象受損和公司股價降低等(Louie et al.,2001)。雖然目前對于有關品牌代言人的理論研究已經(jīng)較為豐富，品牌代言人信源可信性理論、信源吸引力理論、匹配理論等各種理論相繼被提出，例如Hovland等(1953)的信源可信性理論認為品牌代言明星應該具有專業(yè)性和可信性，McGuire等(1985)的信源吸引力理論認為作為品牌代言人的明星應該具有相似性、熟悉性和喜歡性等特征，而Kamins等(1990)的匹配理論認為品牌代言人與品牌或產(chǎn)品匹配或一致時廣告將更為有效，但有關品牌代言人丑聞的理論研究卻較為有限(Fong and Wyer，2012)，目前較為具有影響力的理論主要有感知診斷性理論、意義遷移理論和責任歸因理論等。Skowronski和Carlston等(1989)認為相較于積極信息而言明星代言人丑聞等消極信息對于消費者信息加工和品牌態(tài)度更具有診斷性，McCracken等(1989)則認為如同品牌代言人的積極意義會遷移到品牌或產(chǎn)品中一樣品牌代言人丑聞的消極意義也會遷移從而產(chǎn)生消極影響，而Um(2013)則利用歸因理論解釋了品牌代言人丑聞的影響，認為如果消費者將品牌代言人丑聞做特質歸因則會影響消費者的品牌態(tài)度和購買意愿，而做情境歸因則會影響消費者的品牌態(tài)度但不會影響購買意愿，并且進一步認為消費者的認同水平和品牌承諾會產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。但相對于日益頻發(fā)的品牌代言人丑聞，有關品牌代言人丑聞的研究仍然相對有限(Um and Kim，2016)，尤其是對品牌代言人不同類型丑聞的差異化影響、品牌代言人丑聞對消費者品牌轉換的影響機制與邊界條件等問題缺乏有效的研究。

品牌商總是希望消費者有較高的品牌承諾和品牌忠誠，這樣有助于穩(wěn)定銷售和提升價值(Ahluwalia et al.,2000)；最擔心消費者產(chǎn)生品牌轉換或品牌放棄，因為這樣不僅意味著顧客開發(fā)成本會損失，而且喪失了可預期的收益。導致消費者產(chǎn)生品牌轉換的因素很多，但品牌代言人丑聞是重要誘因之一。品牌代言人丑聞(brand endorser scandal，BES)是指作為某品牌代言人的明星或名人因為發(fā)生違背法律或社會規(guī)范而被公開曝光從而導致被貶低或聲譽受損的事件(West，2006)。Thompson(1997)認為品牌代言人丑聞具有違法或敗德性、公知性、眾貶性、公開不贊成性、損譽性等五個特征。按照品牌代言人丑聞的定義可知，品牌代言人丑聞既有可能是違反道德即敗德丑聞(brand endorsor’s immoral scandal，BEIS)，即品牌代言人的言行與消費者的價值觀準則相沖突，違背了消費者所認同與遵從的社會規(guī)范與情理準則，由此而產(chǎn)生的負面信息，例如撒謊、出軌、嫖娼等；也有可能是違法丑聞(brand endorsor’s unlawful scandal，BEUS)，即品牌代言人的言行違反了一國現(xiàn)行法律規(guī)定，違背了整個社會必須遵守的法理準則，從而會給企業(yè)或消費者造成某種危害的有過錯行為的負面信息，例如吸毒、斗毆、詐騙等。由于兩者在事件性質等方面存在差異，其影響后果也截然不同。Till與Shimp(1998)，Johnson(2005)，Um(2013)等研究認為，品牌代言人敗德丑聞更多的與品牌代言人的道德品質有關，更為內(nèi)在和持久；而違法丑聞更多與品牌代言人的誘發(fā)情境有關，更為外在和短暫。Um(2016)等就基于歸因理論發(fā)現(xiàn)，更為內(nèi)在或持久的特質歸因會導致消費者更難以諒解，從而導致對品牌代言人所代言的品牌消極影響更大；而與之相反，更為外在或暫時的情境歸因更容易贏得消費者的寬恕，相對而言其對品牌代言人所代言的品牌消極影響也更小。但Berger等(2010)、S??ksj?rvi等(2016)也研究發(fā)現(xiàn)，品牌代言人的消極信息也有可能產(chǎn)生積極影響，例如對消極事件增強關注從而誘發(fā)消費者的購買動機等，從而產(chǎn)生聚光燈效應或睡眠者效應等。但目前的研究絕大多數(shù)聚焦于品牌代言人丑聞的消極影響，少數(shù)研究關注了它的積極影響，而從消費者視角同時關注品牌代言人丑聞是如何消極或積極影響消費者品牌轉換的研究較少，這在一定程度上影響了對品牌代言理論理解的全面性和深刻性。

意義遷移理論和產(chǎn)品傳染理論均認為(McCracken，1989；Argo，2006)，無論是敗德丑聞還是違法丑聞，都會溢出到品牌代言人所代言的品牌和產(chǎn)品，并因此而讓消費者產(chǎn)生心理污染感；同時Berger等(2010)研究發(fā)現(xiàn)與產(chǎn)品相關的消極信息例如丑聞會喚起消費者的增強關注和信息加工，并因此會引起消費者的心理好奇感。因此，當品牌代言人丑聞發(fā)生后，消費者往往對品牌代言人及其代言品牌或產(chǎn)品既存在消極反應又存在積極反應(Fong and Wyer，2012；Um，2016)，并因此而產(chǎn)生態(tài)度矛盾性，而態(tài)度矛盾性已經(jīng)被發(fā)現(xiàn)更容易導致消費者對目標品牌或產(chǎn)品產(chǎn)生消極影響(Roster and Richins，2009；O’Neill et al.,2012；Pang et al.,2017)，例如延遲購買或產(chǎn)生品牌轉換。但Hohman等(2016)、Guarana和Hernandez(2016)也發(fā)現(xiàn)，目標受眾處于態(tài)度矛盾性時的決策反應也會受認知反應的調(diào)節(jié)影響，例如Hohman等(2016)就認為態(tài)度矛盾性更容易導致消費者做啟發(fā)式加工，從而做閉合式?jīng)Q策；而Guarana和Hernandez(2016)研究則認為態(tài)度矛盾性更容易導致消費者做系統(tǒng)式加工，從而做理性式?jīng)Q策。因此，消費者的認知需求可能會調(diào)節(jié)品牌代言人丑聞引發(fā)的消費者態(tài)度矛盾性對品牌轉換的影響。當然，以上的結論皆是源于現(xiàn)象觀察和文獻推理，其有效性還有待實證檢驗。

3.研究假設

3.1 品牌代言人丑聞、矛盾性態(tài)度與消費者品牌轉換

矛盾性態(tài)度(ambivalence attitude，AA)是指“個體對某一對象同時存在的積極和消極的認知評價、情緒以及情感體驗”(Otans et al.,1997)。由于消費者經(jīng)常需要進行屬性或損益權衡，矛盾性態(tài)度往往是消費者的真實反應，它既有可能是認知不一致或情感不一致導致，也有可能是認知與情感不一致所致(Lavine et al.,1998)。已有研究表明，矛盾性態(tài)度不僅會影響服務補救、品牌忠誠、在線廣告、品牌危機、沖動性購買、消費者滿意度和購買意向等，而且還會影響消費者的整個購買決策過程，例如需求產(chǎn)生、搜尋信息、評價方案、購買決策和購后評價等(高海霞和張敏，2016)。品牌代言人丑聞也會讓消費者產(chǎn)生矛盾性態(tài)度，一方面品牌代言人的丑聞行為會破壞消費者與品牌之間的心理契約，而違約行為會讓消費者產(chǎn)生厭惡行為，同時受制于意義遷移的影響，消費者會將品牌丑聞的消極意義遷移或傳染到所代言的品牌(Till and Shimp，1998)，并因此而產(chǎn)生心理污染感；另一方面品牌代言人丑聞由于破壞了消費者的心理圖示(Meyers-Levy and Tybout，1989)，會喚起消費者的心理好奇感，從而對代言品牌產(chǎn)生積極的信息加工和探索行為。心理污染感屬于消極情感，而心理好奇感屬于積極認知或動機，兩者同時并存會讓消費者產(chǎn)生矛盾性態(tài)度。同時，由于品牌代言人的敗德丑聞是因為代言人的道德缺失所致，而道德被人們視為更為本質和核心，因此敗德丑聞的影響更為消極和持久(Wojciszke et al.,1993)，其對所代言品牌的意義遷移滲透更深且更久，消費者的態(tài)度矛盾性會更強；相比較而言，品牌代言人的違法丑聞由于更具有情境誘因性，具有暫時性特征，更容易被消費者進行外部歸因(Um and Kim，2016)，也更容易喚起消費者的同理心，從而減弱對代言品牌的意義遷移，因此更容易喚起消費者的心理好奇感。據(jù)此，本研究假設：

H1：品牌代言人丑聞會引起消費者對代言品牌的矛盾性態(tài)度，并且敗德丑聞較之于違法丑聞更容易引起消費者更高的矛盾性態(tài)度。

Greenspan等(1980)研究發(fā)現(xiàn)矛盾性態(tài)度會使消費者的購買決策變得困難，削弱態(tài)度與行為意向以及實際行為之間的關系。品牌代言人丑聞引發(fā)的矛盾性態(tài)度最直接的后果是降低消費者對代言品牌的購買意愿(Fong and Wyer，2012)，增加品牌轉換的概率。品牌轉換(brand switch，BS)是指消費者停止購買正在使用的品牌轉而購買使用其他品牌(Mazursky et al.,1987)。Dhar等(1997)研究發(fā)現(xiàn)消費者偏好不確定或矛盾性態(tài)度會增強延遲購買或品牌轉換。Till與Shimp(1998)，Money等(2006)，White等(2009)研究發(fā)現(xiàn)品牌代言人丑聞會讓消費者對原有品牌感知到更高的風險，因為品牌本身是自我延伸的重要表征(Batra et al.,2012)，而更高的感知風險會讓消費者降低購買意愿或增強品牌轉換；同時，Priester等(2007)，Aaker等(2008)研究發(fā)現(xiàn)矛盾性態(tài)度會讓消費者在心理上產(chǎn)生強烈的沖突感和不適感，Olsen等(2005)通過實證研究進一步發(fā)現(xiàn)消費者的矛盾性態(tài)度與滿意度負相關，并且它甚至會獨立地降低消費者對產(chǎn)品的忠誠度，即消費者矛盾性態(tài)度越高其重購意愿越低，從而會增強消費者的品牌轉換意愿。Petty等(2006)還研究發(fā)現(xiàn)，矛盾性態(tài)度會增強個體對相關信息的加工，Robert等(2008)也發(fā)現(xiàn)矛盾性態(tài)度會給消費者帶來認知失調(diào)和情感不適，進而增強消費者對相關信息的深入加工，而Lee等(2013)研究發(fā)現(xiàn)信息加工的加深會增強消費者的品牌轉換。據(jù)此，本研究假設：

H2：品牌代言人丑聞引起的消費者矛盾性態(tài)度會正向影響消費者的品牌轉換，并且連同H1一起認為矛盾性態(tài)度會在品牌代言人丑聞影響消費者品牌轉換中起中介作用。

3.2 品牌代言人丑聞、心理污染感、心理好奇感與消費者矛盾性態(tài)度

心理污染感(mental contamination，MC)是指消費者雖然與污染源無身體接觸但仍然產(chǎn)生的心理厭惡感(Rachman，1994)。它不同于真實污染感(Fairbrother et al.,2005；Coughtrey et al.,2017)，真實污染感強調(diào)消費者與污染源有真實的身體接觸，例如污水或傳染性疾病等，而心理污染感則強調(diào)消費者并不一定與污染源接觸而產(chǎn)生的心理厭惡感或恐懼感，它既包括性侵犯、人格侮辱、破壞道德等外源性心理污染感，也包括自我記憶、意象或想法等內(nèi)源性心理污染感(Coughtrey et al.,2017)，例如Coughtrey等(2013)研究發(fā)現(xiàn)意象的道德敗壞都會讓人產(chǎn)生心理污染感。心理污染感具有內(nèi)隱性、持久性和消極性等特征，容易導致緊張、抑郁或強迫癥等。Argo等(2006)、Morales與Fitzsimons(2007)、Castro等(2013)研究發(fā)現(xiàn)，消費者也會對他人實際接觸或想象接觸產(chǎn)生心理污染感，例如陌生人試穿的衣服、緊挨尿不濕或衛(wèi)生巾的食品、擺放凌亂的商品等，并因此而降低產(chǎn)品評價和購買意愿。McCracken(1989)等研究發(fā)現(xiàn)品牌代言人既會把樂觀、勵志、成功等積極意義遷移到代言品牌，也可能會把自私、頹廢、失敗等消極意義傳染給代言品牌，因此品牌代言人具有“雙刃劍”效應。品牌代言人丑聞，無論是敗德或違法丑聞，對品牌代言人自己或整個社會都具有明顯的消極影響(Till and Shimp，1998)，意義遷移或情感傳染等會讓消費者對代言品牌產(chǎn)生心理污染感。同理，品牌代言人敗德丑聞與違法丑聞在丑聞動機、事件性質和影響后果等方面都存在顯著差異，由此導致消費者對丑聞品牌的心理污染感存在不同。道德具有內(nèi)在性和持久性，是品牌代言人價值觀的重要組成部分(Elliot and Radomsky，2012)，敗德丑聞意味著品牌代言人本質上是“惡人”，而且敗德丑聞也更容易導致消費者具有更消極的情感，而消極情感會加劇消費者對代言品牌的厭惡感(Adaval，2001)，因此品牌代言人敗德丑聞更容易導致消費者更強的心理污染感；相比較而言，違法行為具有外在性和暫時性，外部環(huán)境的影響權重更大，違法丑聞僅僅意味著品牌代言人是“罪人”，同時消費者也更容易做“人非圣賢，孰能無過”的辯證性思考，會在一定程度上減弱消極意義的影響權重，因此品牌代言人違法丑聞更容易導致消費者更弱的心理污染感。據(jù)此，本研究假設：

H3：品牌代言人丑聞會引起消費者對代言品牌的心理污染感，并且敗德丑聞較之于違法丑聞更容易引起消費者更高的心理污染感。

Rachman(1994)，Elliot與Radomsky(2012)，Coughtrey等(2017)認為，心理污染感會給個體帶來緊張、沮喪或強迫癥等消極影響，因此人們都會盡力避免或者通過心理咨詢或醫(yī)學治療等措施降低或消除心理污染感；Argo等(2006)，Morales與Fitzsimons(2007)，Catro等(2013)研究也發(fā)現(xiàn)，心理污染感不僅會讓消費者產(chǎn)生消極認知，而且還會產(chǎn)生消極情緒，從而降低對目標品牌或產(chǎn)品的評價和購買意愿。心理污染感會增強消費者態(tài)度矛盾性的原因主要有兩個：一是心理污染感會讓消費者對丑聞品牌產(chǎn)生更高的感知風險，因為品牌或產(chǎn)品是定義自我概念或表征自我形象的自我延伸(Batra and Ahuvia，2012)，品牌代言人丑聞會通過意義遷移傳染給代言品牌，從而導致其負載消極意義而影響其象征功能；二是心理污染感會導致消費者產(chǎn)生緊張、沮喪、后悔等消極情緒，而Hasford等(2015)發(fā)現(xiàn)消極情緒會讓消費者對目標產(chǎn)品產(chǎn)生更為消極的評價，從而產(chǎn)生消極情緒傳染效應。據(jù)此，本研究假設：

H4：品牌代言人丑聞引起消費者對代言品牌的心理污染感會正向影響消費者的矛盾性態(tài)度，并且連同假設H3一起認為心理污染感會在品牌代言人丑聞影響消費者矛盾性態(tài)度中起中介作用。

心理好奇感(psychological curiosity，PC)是指人們搜索和獲取新信息或新知識的內(nèi)在欲望，它能促使人們消除信息差，學習新思想和解決問題(Loewenstein，1994)。Loewenstein，(1994)，Litman(2008)，F(xiàn)ang等(2014)認為，心理好奇感是激發(fā)探索性行為的先決條件，對人的情感、認知以及獲取信息的努力程度都會產(chǎn)生重要影響。它既有可能表現(xiàn)為一種穩(wěn)定的、持久的人格特質，即特質好奇心；也有可能表現(xiàn)為一種短暫的、變化不定的動機特性，即狀態(tài)好奇感(Kashdan and Roberts，2004)。King(1991)，Driessche(2016)，Vázquez-Casielles等(2017)研究發(fā)現(xiàn)，無論是特質好奇心還是狀態(tài)好奇感都會很容易讓消費者對廣告、目標產(chǎn)品、信息搜尋等產(chǎn)生趨近性動機，例如Menon和Soman(2002)等研究發(fā)現(xiàn)好奇喚起策略廣告較之于提供詳盡產(chǎn)品信息廣告更有助于激發(fā)消費者的興趣和學習動力，Wiggin等(2019)研究發(fā)現(xiàn)心理好奇感會增強消費者的縱情消費。品牌代言人丑聞也可能會激發(fā)消費者對代言品牌的心理好奇感，一方面是因為品牌代言人丑聞會讓消費者產(chǎn)生圖示不一致從而增強消費者的心理喚醒(Meyers-Levy and Tybout，1989)，而心理喚醒的增強會激發(fā)消費者的興趣和動機(Noseworthy et al.,2014)；另一方面Berger等(2010)研究發(fā)現(xiàn)有關品牌的消極信息會增強消費者的關注和信息加工從而增強產(chǎn)品評價和銷售，品牌代言人丑聞作為品牌消極信息也會引起消費者更多的信息加工和信息篩查，從而彌補“信息缺口”或消除“剝奪感”(Loewenstein，1994)。當然，品牌代言人敗德丑聞與違法丑聞對消費者的心理好奇感的喚醒程度會存在差異，Um(2013)，Um與Kim等(2016)研究發(fā)現(xiàn)敗德丑聞容易被消費者進行特質歸因，而特質歸因容易被確定為信息明確性，而明確的信息會讓消費者失去探尋的興趣和動力，因此會產(chǎn)生更低的心理好奇感；相對而言，違法丑聞更容易被消費者進行情境歸因，而情境歸因更容易被認為信息模糊性，而模糊的信息會增強消費者探尋的興趣和動力，因此會產(chǎn)生更高的心理好奇感。據(jù)此，本研究假設：

H5：品牌代言人丑聞會引起消費者對代言品牌的心理好奇感，并且違法丑聞較之于敗德丑聞更容易引起消費者更高的心理好奇感。

Loewenstein(1994)認為心理好奇感本質上是“已經(jīng)知道”與“想要知道”的“信息缺口”，人們會努力通過各種策略消除該“缺口”，從而實現(xiàn)認知平衡。Loewenstein(1994)，Menon和Soman(2002)，Vázquez-Casielles等(2017)研究發(fā)現(xiàn)心理好奇感既會擴展消費者的認知范圍，加強信息搜尋；也會增強他們的認知深度，促使他們尋找核心論據(jù)，增強論據(jù)強度，例如Menon和Soman(2002)在研究好奇誘發(fā)策略廣告時發(fā)現(xiàn)心里好奇感會增強消費者的興趣和學習動力，會促使他們擴大信息搜尋的范圍和耗費更多的認知加工時間，最終會導致好奇誘發(fā)策略廣告較之于詳盡信息策略廣告更為有效。Noseworthy等(2014)也研究發(fā)現(xiàn)，圖示不一致會喚醒消費者更強的心理好奇感，進而會增強其信息搜尋和信息加工；Dijk(2007)和Zeelenberg等(2007)同樣研究發(fā)現(xiàn)心里好奇感會讓消費者降低態(tài)度不確定性和后悔程度。品牌代言人丑聞不僅會讓消費者對丑聞產(chǎn)生好奇感，同樣也會讓他們對代言品牌產(chǎn)生好奇感，進而會影響消費者對代言品牌的態(tài)度。心理好奇感會增強消費者對代言品牌的關注和信息加工，搜尋有助于消除“信息缺口”的核心論據(jù)和邊緣線索，例如品牌屬性和產(chǎn)品質量等，同時Um(2013)，Um與Kim等(2016)研究發(fā)現(xiàn)好奇感的喚醒會增強消費者的丑聞歸因，并因此而增強丑聞判斷的診斷性。由此可見，心理好奇感一方面會增強消費者對丑聞品牌探尋的興趣和動力，另一方面會增強消費者對丑聞品牌的信息加工和責任歸因，而這都有助于增強消費者的認知判斷和態(tài)度明確性，并因此而降低消費者的態(tài)度矛盾性。據(jù)此，本研究假設：

H6：品牌代言人丑聞引起消費者對代言品牌的心理好奇感會負向影響消費者的矛盾性態(tài)度，并且連同假設H5一起認為心理好奇感會在品牌代言人丑聞影響消費者矛盾性態(tài)度中起中介作用。

3.3 認知需求的調(diào)節(jié)作用

態(tài)度矛盾性會增強消費者的感知風險和預期后悔，因此會增強消費者的品牌轉換。但該影響可能會受到消費者認知需求的調(diào)節(jié)影響。認知需求(need for cognition，NFC)是指“個體參與并且享受思考活動的傾向”(Cacioppo and Petty，1982)，反映了個體愿意思考的偏好和程度。Cacioppo與Petty(1982)、Haugtvedt等(1992)、Cacioppo等(1996)研究發(fā)現(xiàn)具有更高認知需求的個體會具有更強烈的認知動機、更高的加工強度和更強的認知愉悅性，加工方式偏好系統(tǒng)式加工，論據(jù)線索注重核心論據(jù)，例如論據(jù)質量等；而更低認知需求的個體則有更低的認知動機和更高的認知厭惡，加工方式偏好啟發(fā)式加工，論據(jù)線索注重邊緣線索，例如名人背書等。已有大量的研究表明，消費者的認知需求會對廣告加工、信息框架、稀缺感知、態(tài)度改變、消費決策、品牌選擇等有重要影響，例如Haugtvedt等(1992)研究發(fā)現(xiàn)高認知需求者在評價廣告時較之于低認知需求者更多地依賴產(chǎn)品屬性的評價，而低認知需求者較之于高認知需求者更多地依賴廣告呈現(xiàn)的邊緣線索；Zhang與Buda(1999)在研究信息框架效應時發(fā)現(xiàn)低認知需求者較之于高認知需求者更敏感于消極框架而非積極框架等。當然，認知需求的具體影響還會受到消費者的認知資源、自我相關性、分心程度、情緒狀態(tài)、信息呈現(xiàn)形式、時間壓力、決策可逆性等特質或情境因素的影響(Cacioppo et al.,1996)。

由于不同認知需求者對模糊性或矛盾性的容忍和認知清晰度需求等存在差異(Thompson et al.,1995)，面對品牌代言人丑聞引發(fā)的態(tài)度矛盾性，更低認知需求者會更偏好將品牌代言人丑聞作為邊緣線索進行信息加工，同時由于更低認知需求者更敏感于消極信息(Zhang and Buda，1999)，因此更容易將品牌代言人丑聞尤其是敗德丑聞意義遷移和情緒傳染到代言品牌，并感知到更強的心理污染感和矛盾性態(tài)度，進而會增強品牌轉換的意愿；而更高認知需求者只會將品牌代言人丑聞作為補充線索，更多地會依賴品牌屬性或產(chǎn)品質量等核心線索和信息搜尋，更注重論據(jù)質量和精細加工，因此會降低品牌代言人丑聞意義遷移和情緒傳染的成分或權重，增強品牌或產(chǎn)品評價和責任歸因，會有更高的心理好奇感和更低的態(tài)度矛盾性，最終會降低品牌轉換的意愿。據(jù)此，本研究假設：

H7：消費者認知需求會調(diào)節(jié)品牌代言人丑聞引發(fā)的消費者態(tài)度矛盾性對品牌轉換的影響，即低認知需求消費者在面對品牌代言人丑聞尤其是敗德丑聞引發(fā)的矛盾性態(tài)度時更容易產(chǎn)生品牌轉換，而高認知需求消費者在面對品牌代言人丑聞尤其是違法丑聞引發(fā)的矛盾性態(tài)度時更不容易產(chǎn)生品牌轉換。

綜合以上文獻綜述和研究假設，我們提出如圖1所示的研究概念框架模型，并將通過3個實驗進行實證檢驗。實驗1主要檢驗品牌代言人丑聞對消費者品牌轉換的直接影響，實驗2主要檢驗品牌代言人丑聞影響消費者品牌轉換的多重中介機制，實驗3主要檢驗認知需求對品牌代言人丑聞影響消費者品牌轉換多重中介機制的調(diào)節(jié)作用。

4.實驗操作與假設檢驗

4.1 實驗1：品牌代言人丑聞對消費者品牌轉換的直接影響

4.1.1 實驗設計

實驗1的主要目的是檢驗品牌代言人丑聞影響消費者品牌轉換的直接效應。實驗采用品牌代言人丑聞(敗德丑聞vs.違法丑聞vs.未提示丑聞)×代言品牌的混合設計方法，其中品牌代言丑聞類型是組間設計，而代言品牌是組內(nèi)設計。為了避免預定實驗信息產(chǎn)生的贊許效應或需求效應，我們借鑒Um(2013)、Um與Kim等(2016)的實驗操控方法，讓被試確定品牌代言人丑聞類型。我們于2019年3月1日在西南某綜合性高校招募了21名被試(8男/13女，M年齡=21.143，SD=0.964)，首先讓其在10分鐘內(nèi)盡可能多地列舉近年來發(fā)生過丑聞的品牌代言人，然后根據(jù)其列舉標明所發(fā)生的丑聞事件，最后由2名實驗者和3名被試組成的評估組進行定性分類。最終統(tǒng)計結果顯示，所有被試共列舉出了313例品牌丑聞代言人，平均列舉14.905例(SD=3.910)，例如范某某、吳某某、翟某某等；標明的品牌代言人丑聞包括詐騙、盜竊、斗毆、虐童、吸毒、逃稅、酒駕、婚外情、嫖娼、離婚、虐待動物等，被列舉最多的丑聞是吸毒、逃稅和婚外情等；評估組根據(jù)事件屬性、后果嚴重性、事件關注度等標準將其分為違法丑聞和敗德丑聞，并各列舉了5例，例如違法丑聞中范某某“逃稅事件”和敗德丑聞中翟某某“學術作假事件”等。

確定了品牌代言人及其丑聞類型后，我們開始收集、整理和設計實驗情境。通過信息收集和整理發(fā)現(xiàn)，所選擇的10位品牌代言人均代言了不同數(shù)量的品牌，例如范某某陸續(xù)代言的國內(nèi)外品牌高達122個，包括LV、歐萊雅、奔馳等知名品牌，涉及化妝品、汽車、家電等行業(yè)。參照Till與Shimp(1998)，Money與Shimp(2006)，Um等(2013)的做法，根據(jù)品牌代言人、代言品牌和產(chǎn)品使用等影響因素，我們分別設計了不同的實驗情境，例如“違法丑聞(vs.敗德丑聞vs.未提示丑聞)”的實驗情境為“某傘一直以來是我鐘愛的品牌，我又想購買一把，該品牌是范某某代言的，但我聽說‘她逃稅了幾億元(vs.她學歷存在造假vs.她最近一直很忙)’”，為了避免閱讀字數(shù)差異的干擾影響，閱讀字數(shù)均為42字。關于消費者的品牌轉換我們采用了Oliver與Swan(1989)的3問項7點制Likert量表(1=非常不贊同，7=非常贊同)，例如“該現(xiàn)象會讓我考慮關注其他品牌”；同時為了再次確認品牌代言人丑聞類型，所有被試評價完成后，被試還將對以上案例事件進行4分制的屬性評價(違法丑聞vs.敗德丑聞vs.并非丑聞vs.不知道)，以及完善個人統(tǒng)計信息。我們于2019年3月8—9日在西南某綜合性高校招募了兩批次共計79名被試參與實驗，實驗結果表明實驗批次沒有產(chǎn)生干擾影響，實驗結束時要接受質詢，并領取15元人民幣的參與獎勵以示感謝。實驗結束后經(jīng)仔細檢查，發(fā)現(xiàn)有5名被調(diào)查問卷由于存在回答不完整、缺失值太多和答題具有規(guī)律性(例如“11111”或“12345”)等原因被剔除，最終有效被試為74名(41男/33女)，他們的平均年齡為M年齡=21.297歲(SD=1.030)。

4.1.2 實驗結果

SPSS24.0統(tǒng)計結果顯示，10個品牌“消費者品牌轉換測量量表”的3個問項的信度Cronbach’s α介于0.753～0.877，均大于可接受的標準0.700(Churchill，1979)，表明其具有良好的信度，隨后將其均值化處理形成消費者品轉換指數(shù)。同時品牌代言人丑聞類型統(tǒng)計結果顯示，品牌代言人丑聞中的“違法丑聞(BEUS)”“敗德丑聞(BEIS)”和“未提示丑聞(NRSI)”與預計結果準確率均高達90%以上，因此對其實驗操控是成功的。而最終統(tǒng)計結果顯示(見表1)，所有10個品牌代言人丑聞事件“敗德丑聞”和“違法丑聞”均比“未提示丑聞”對消費者品牌轉換有更顯著的影響，例如范某某代言某傘的案例中“敗德丑聞”較之于“未提示丑聞”有更顯著的品牌轉換影響(MBEIS=5.800，MNRSI=4.292，t(47)=13.104，p<0.050)，同時“違法丑聞”較之于“未提示丑聞”也有更顯著的品牌轉換影響(MBEUS=4.840，MNRSI=4.292，t(47)=4.444，p<0.050)，僅有趙某代言的某食用油“違法丑聞”較之于“未提示丑聞”邊緣顯著(MBEUS=4.280，MNRSI=4.056，t(47)=1.798，p=0.079>0.050)；不僅如此，消費者對“敗德丑聞”較之于“違法丑聞”也有更顯著的品牌轉換影響(MBEIS=5.800，MBEUS=4.840，t(48)=7.426，p<0.050)。該實驗結果表明，面對品牌代言人丑聞無論是“敗德丑聞”還是“違法丑聞”均較之于“未提示丑聞”有更積極的品牌轉換影響，并且“敗德丑聞”較之于“違法丑聞”對消費者的品牌轉換影響更大。但該實驗僅僅檢驗了直接效應，而且已經(jīng)發(fā)現(xiàn)品牌代言人真實事件對被試檢測的直接影響和滯后影響，實驗2將檢驗品牌代言人丑聞對消費者品牌轉換的中介機制。

4.2 實驗2：品牌代言人丑聞影響消費者品牌轉換的中介機制

4.2.1 預實驗1

預實驗1的主要目的是檢驗品牌代言人丑聞信息的有效性和差異性等，從而為實驗2提供有效的操控信息。為了避免真實品牌的干擾影響，實驗2將采用虛構品牌“賽歐”，該品牌的主要產(chǎn)品為筆記本電腦(市場價格為5000～6000元人民幣)，具體產(chǎn)品屬性根據(jù)真實產(chǎn)品改編而成。同時該產(chǎn)品品牌代言人也根據(jù)真實代言信息改編，“‘賽歐’品牌代言人為我國一線男性影視明星，年齡28歲，單身未婚，外表帥氣，演技出眾，長期以來代言該品牌，贏得萬千用戶喜愛”；而品牌代言人丑聞信息同樣根據(jù)真實信息改寫而成，其中“敗德丑聞”為“學歷作假”，而“違法丑聞”為“商場盜竊”。我們于2019年3月15日在西南某綜合性高校招募了33名被試(19男/14女，M年齡=21.121歲，SD=0.960)參與單因子組間實驗，分別給兩組被試呈現(xiàn)前述相同的品牌代言信息和不同的新聞信息，新聞信息為“……據(jù)某新聞媒體報道，他存在學歷作假(vs.商場盜竊)問題，并得到證實”。所有被試首先需要在2問項7點制Likert量表上填寫確證性問題(1=非常贊同，7=非常不贊同)，例如“該明星代言了‘賽歐’品牌電腦”；然后在3問項7點制Likert量表上評價品牌代言人丑聞屬性問題(1=敗德性或道德問題，7=違法性或法律問題)，例如“該明星代言人的該行為具有( )”；最后所有被試將完善個人統(tǒng)計信息，并領取15元人民幣的參與獎勵以示感謝。

SPSS24.0信度統(tǒng)計結果顯示，確證性問題和品牌代言人丑聞屬性問題的信度Cronbach’s α分別為0.775和0.981，均大于可接受的標準0.700(Churchill，1979)，表明其具有良好的信度，隨后將其均值化處理形成相應的指數(shù)。統(tǒng)計結果顯示，兩組被試在確證性問題上并沒有顯著的差異(MBEIS=6.688，MBEUS=6.588，t(31)=0.706，p=0.486>0.050)，同時兩組被試在年齡和性別問題上也無顯著差異；但在品牌代言人丑聞屬性問題上差異顯著(MBEIS=1.479，MBEUS=6.176，t(31)=-50.153，p<0.050)，“學歷作假”遠7而近1，即更屬于敗德性或道德問題；而“商場盜竊”遠1而近7，即更屬于違法性或法律問題。因此，我們在品牌代言人丑聞信息上操控是成功的，其將被用于主實驗2中。

4.2.2 實驗設計

實驗2的主要目的是檢驗品牌代言人丑聞影響消費者品牌轉換的中介效應。實驗采用單因素組間設計。實驗情境(封面故事)為“我使用了8年的‘賽歐’筆記本電腦壞了，連維修人員都認為沒有維修的價值了。我打算買一臺新的‘賽歐’。某一天下午我在某電商平臺瀏覽著‘賽歐’的各型號及其配置，該電腦品牌代言人時不時映入眼簾。突然，一條新聞彈出，‘賽歐’品牌代言人因學歷作假被揭穿(vs. 因商場盜竊被抓捕)，并得到證實”。閱讀字數(shù)均為110字。具體實驗過程為首先將被試分為兩組(敗德丑聞(BEIS)vs.違法丑聞(BEUS))，并將其帶入各自的實驗室；然后給被試發(fā)放內(nèi)裝有產(chǎn)品彩頁、實驗情境和測量量表等的大信封袋，要求被試打開信封袋進行評價和完善個人統(tǒng)計信息；最后被試將被問詢實驗目的，并領取15元人民幣的參與獎勵以示感謝。其中，測量量表包括“心理污染感測量量表”“心理好奇感測量量表”“態(tài)度矛盾性測量量表”和“品牌轉換測量量表”，“心理污染感測量量表”改編自Argo等(2006)，Morales與Fitzsimons(2007)所使用的4問項7點制Likert量表(例如“看到該信息后，我突然對他代言的電腦感到厭惡”)，“心理好奇感測量量表”改編自Kupor和Tormala(2015)使用的4問項7點制Likert量表(例如“看到該信息后，我對他代言的品牌感到很好奇”)，“態(tài)度矛盾性測量量表”改編自Preister和Petty(1996)使用的5項7點制Likert量表(例如“看到該信息后，我對是否繼續(xù)購買該品牌電腦感到很矛盾”)，而“品牌轉換測量量表”與實驗1相同。同時，為了避免消費者產(chǎn)品專業(yè)知識和消費者購買涉入的干擾影響，我們采用單一條目進行了測量，例如“我對電腦知識非常懂行”和“我對該電腦購買涉入很深”。所有量表都采用7點制Likert量表(1=非常不贊同，7=非常贊同)，而為了盡量避免產(chǎn)生自我效度或期許效應，所有問項采取隨機混合編排(Feldman and Lynch，1988)。除此之外，被試還被要求進行認知反應檢測，即要求被試回答“我為什么這樣想”，忽略錯別字和標點符號等，以便盡快和盡可能地表明自己的真實想法。我們于2019年3月22日至31日在西南某綜合性高校招募了161名被試，分三次進行實驗，實驗結果顯示實驗批次沒有對其產(chǎn)生影響。實驗結束后，經(jīng)仔細檢查，基于與實驗1相同的原因剔除9名被試，最終有效被試為152名(95男/57女)，他們的平均年齡為M年齡=21.184歲(SD=1.439)。

4.2.3 實驗結果

(1)信效度檢驗和變量處理。SPSS24.0信度檢測結果顯示，心理污染感、心理好奇感、態(tài)度矛盾性和消費者品牌轉換的信度Cronbach’s α位于0.768～0.942，均大于可接受的標準0.700(Churchill，1979)，表明其具有良好的內(nèi)部一致性與可靠性。同時，驗證性因子分析(CFA)發(fā)現(xiàn)，所有問項的標準化因子載荷值均介于0.627～0.739，超過0.500的最低標準，表明各變量具有良好的聚合效度；各變量的AVE值的均方根大于其他變量之間的相關系數(shù)，表明各變量之間具有良好的區(qū)分效度。Haman單因子檢驗結果也表明，在將所有問項一起做因子分析未旋轉時第一個主成分占到的載荷量是26.793%，表明同源偏差并不嚴重。此外，為了統(tǒng)計的需要，分別將品牌代言人敗德丑聞(BEIS)和品牌代言人違法丑聞(BEUS)啞變量編碼為1和0。

(2)直接效應檢測。直接效應檢測結果顯示：①單因素方差分析(ANOVA)統(tǒng)計結果顯示，品牌代言人敗德丑聞較之于違法丑聞更容易引起消費者的態(tài)度矛盾性(MBEIS=4.908，MBEUS=4.547，t(150)=8.046，p<0.050)，因此H1得到有效檢驗；②線性回歸方程(F(1，150)=80.291，p<0.050)的統(tǒng)計結果顯示，態(tài)度矛盾性會增強消費者的品牌轉換意愿(β=0.590，t(150)=8.961，p<0.050)，因此H2的前半部分得到有效檢驗，后半部分將于后檢驗；③ANOVA統(tǒng)計結果顯示，品牌代言人敗德丑聞較之于違法丑聞更容易引起消費者的心理污染感(MBEIS=5.006，MBEUS=4.236，t(150)=14.884，p<0.050)，因此H3得到有效檢驗；④ANOVA統(tǒng)計結果顯示，品牌代言人違法丑聞較之于敗德丑聞更容易引起消費者的心理好奇感(MBEIS=3.585，MBEUS=4.151，t(150)=-10.718，p<0.050)，因此H5得到有效檢驗；⑤以品牌代言人丑聞、心理污染感與心理好奇感為自變量和以態(tài)度矛盾性為因變量的線性回歸方程(F(1，150)=64.483，p<0.050)的統(tǒng)計結果顯示，心理污染感會積極影響消費者的態(tài)度矛盾性(β=0.548，t(150)=8.030，p<0.050)，因此H4的前半部分得到有效檢驗，其后半部分將于后檢驗；心理好奇感會消極影響消費者的態(tài)度矛盾性(β=-0.375，t(150)=-4.956，p<0.050)，因此H6的前半部分得到有效檢驗，其后半部分也將于后檢驗。

(3)中介效應檢測。由于Baron與Kenny(1986)的傳統(tǒng)中介效應檢驗備受詬病(Muller et al.,2005)，因此本文采用了Bootstrap中介檢驗分析程序。根據(jù)該程序的要求對各變量進行標準化處理后，按照Zhao等(2010)提出的中介效應分析程序，參照Hayes(2013)提出的Bootstrap方法進行中介效應檢驗，選擇模型6，樣本量選擇為5000，取樣方法為選擇偏差校正的非參數(shù)百分位法。結果如表2所示，“品牌代言人丑聞→態(tài)度矛盾性→消費者品牌轉換”“品牌代言人丑聞→心理污染感→態(tài)度矛盾性→消費者品牌轉換”和“品牌代言人丑聞→心理好奇感→態(tài)度矛盾性→消費者品牌轉換”等中介路徑效應顯著，中介效應分別為0.097(LLCI=0.025，ULCI=0.200，包含0)、0.185(LLCI=0.132，ULCI=0.238，不包含0)和0.113(LLCI=0.034，ULCI=0.191，不包含0)等，因此H2、H4和H6等后半部分均得到有效檢驗；而“品牌代言人丑聞→心理污染感→消費者品牌轉換”(LLCI=-0.204， ULCI=0.085，包含0)、“品牌代言人丑聞→心理好奇感→消費者品牌轉換”(LLCI=-0.192，ULCI=0.059，包含0)和“品牌代言人丑聞→心理污染感→心理好奇感→態(tài)度矛盾性→消費者品牌轉換”(LLCI=-0.014，ULCI=0.003，包含0)等中介效應均不顯著。同時，在控制了各中介路徑效應后，“品牌代言人丑聞→消費者趨避反應”的直接效應仍然顯著，效應大小為0.562(LLCI=0.344，ULCI=0.779，不包含0)。而與此同時，把“消費者專業(yè)知識”和“消費者購買涉入”作為協(xié)變量納入中介效應檢驗發(fā)現(xiàn)“消費者專業(yè)知識”并沒有產(chǎn)生干擾影響(LLCI=-0.145，ULCI=0.095，包含0)，但“消費者購買涉入”產(chǎn)生了干擾影響，效應值為-0.126(LLCI=-0.243，ULCI=-0.008，不包含0)。與中介效應檢驗結果一樣，盲于實驗目的的兩位專家進行編碼(BEIS編碼為1，BEUS編碼為-1， 無關內(nèi)容摒棄，不一致通過協(xié)商解決)的認知反應配對統(tǒng)計結果也顯示，品牌代言人敗德行為較之于違法行為使其有更多的品牌轉換想法(MBEIS=2.842，MBEUS=-1.724，t(151)= 53.794，p<0.050)，例如有人就認為“一想到品牌代言人道德敗壞我就惡心”等。

表2 品牌代言人丑聞影響消費者品牌轉換的中介路徑

通過實驗2檢驗了品牌代言人丑聞影響消費者品牌轉換的多重中介效應，即H1至H6全部得到了有效支持，僅有“消費者購買涉入”產(chǎn)生了干擾影響。但該實驗也存在三個方面的問題：一是該實驗并沒有檢測所提出的多重中介效應的調(diào)節(jié)機制，有待于進一步明確其邊界條件；二是該實驗也沒有有效排除多重中介效應的替代性解釋，解釋的唯一性存疑；三是該實驗僅僅檢驗了“學歷作假”和“商場盜竊”分別作為品牌代言人“敗德丑聞”和“違法丑聞”的效應，其他敗德違法行為是否有相似的效應仍然不得而知。為此，我們將通過實驗3檢驗品牌代言人丑聞影響消費者品牌轉換的邊界條件、替代性解釋和外部效度。

4.3 實驗3：品牌代言人丑聞影響消費者品牌轉換的調(diào)節(jié)機制

4.3.1 預實驗2

預實驗2的主要目的也是檢驗品牌代言人丑聞信息的有效性和差異性等。為了增強研究的真實性和外部效度，本實驗將采用真實的品牌“LN”，產(chǎn)品為羽毛球拍?！俺鲕墶焙汀拔尽笔窃S多品牌代言人屢屢發(fā)生的丑聞，給其所代言的品牌帶來了嚴重的消極影響，因此將它們分別定性為品牌代言人敗德丑聞和違法丑聞。但為了進一步肯定其問題屬性，通過預實驗2進行預檢測。我們于2019年4月5日在西南某綜合性高校招募了37名被試(21男/16女，M年齡=21.243歲，SD=1.091)參與單因子組間實驗，設置的實驗情境為正在購買“LN”羽毛球拍，而品牌代言人丑聞信息為“……據(jù)某新聞媒體報道，他剛剛因出軌被捉奸(vs.因吸毒被抓捕)，并得到證實”。測量問題、量表尺度、參與獎勵等信息與預實驗1一樣。

SPSS24.0信度檢測、確證性問題和丑聞屬性等統(tǒng)計結果也與預實驗1一樣，不僅問題測量的信度Cronbach’s α分別為0.784和0.986，均大于可接受的標準0.700(Churchill，1979)，而且確證性問題并無顯著差異(MBEIS=6.474，MBEUS=6.278，t(35)=1.796，p=0.081>0.050)，被試年齡與性別也無顯著差異，僅有丑聞屬性存在顯著差異(MBEIS=1.579，MBEUS=6.630，t(35)=-61.777，p<0.050)，“因出軌被捉奸”遠7而近1，即更屬于敗德性或道德問題；而“因吸毒而被抓捕”遠1而近7，即更屬于違法性或法律問題。因此，我們在品牌代言人丑聞信息上操控也是成功的，其將被用于主實驗3中。

4.3.2 實驗設計

實驗3的主要目的是檢驗消費者認知需求對品牌代言人丑聞影響消費者品牌轉換的調(diào)節(jié)作用，即H7。實驗采用2(丑聞類型：敗德丑聞(BEIS)vs.違法丑聞(BEUS))×2(認知需求：高認知需求(HNFC)vs.依存型自我建構(LNFC))的組間實驗設計。實驗情境(封面故事)為“我長期使用的‘LN’牌羽毛球拍昨晚打球時折了，我今天早上在某電商平臺瀏覽了該品牌的新羽毛球拍，看中某一款正準備付款時彈出一則新聞，該品牌代言人因出軌被捉奸(vs.因吸毒被抓捕)，并得到證實”。具體實驗過程除了消費者需要被進行認知需求檢測和消費情緒檢測外，其他實驗過程、測量量表和實驗獎勵等與實驗2一樣。其中，“消費者認知需求”檢測采用的是Cacioppo等(1996)開發(fā)的18問項5點制Likert簡版“認知需求測量量表”(例如“我更偏愛思考復雜而非簡單的問題”)，而“消費者消費情緒”檢測采用的是Watson等(1988)開發(fā)的20問項5點制Likert“PANAS”量表，包括積極情緒(活躍的、警覺的、注意的、堅決的、熱情的、興奮的、有靈感的、有興趣的、自豪的、堅強的)和消極情緒(害怕的、恐懼的、焦慮的、戰(zhàn)戰(zhàn)兢兢的、易怒的、不友善、內(nèi)疚的、感到羞愧、苦惱的、痛苦的)。我們于2019年4月6日至25日在西南某綜合性高校招募了271名被試，分6批次進行實驗，實驗結果顯示實驗批次沒有對其產(chǎn)生影響。實驗結束后，經(jīng)仔細檢查，基于與實驗1相同的原因剔除15名被試，最終有效被試為256名(147男/109女)，他們的平均年齡為M年齡=21.341歲(SD=1.584)。

4.3.3 實驗結果

(1)變量信效度、操控檢驗與變量處理。認知需求、心理污染感、心理好奇感、態(tài)度矛盾性和消費者品牌轉換等量表的信度Cronbach’s α位于0.738～0.947，均大于可接受的標準0.700(Churchill，1979)，同樣表明其具有良好的內(nèi)部一致性和可靠性。同時，驗證性因子分析(CFA)也發(fā)現(xiàn)，所有問項的標準化因子載荷值均介于0.581～0.733，超過0.500的最低標準，同樣表明各變量具有良好的聚合效度；各變量的AVE值的均方根大于其他變量之間的相關系數(shù)，同樣表明各變量之間具有良好的區(qū)分效度(Fornall and Larcker，1981)。Haman單因子檢驗結果也表明，在將所有問項一起做因子分析未旋轉時第一個主成分占到的載荷量是29.338%，同樣表明同源方法偏差并不嚴重。而對消費者認知需求則采用均值(3.424±0.306)中值分半的做法(t(254)=7.426，p<0.050)，高于均值(3.550±0.262)的被試被界定為高認知需求(HNFC)，低于均值(3.293±0.292)的被試則被界定為低認知需求(LNFC)。此外，為了統(tǒng)計的需要，我們同樣對品牌代言人丑聞和消費者認知需求進行了啞變量編碼(MBEIS=1，MBEUS=0；MHNFC=1，MLNFC=0)。

(2)調(diào)節(jié)作用檢測。由于消費者態(tài)度矛盾性屬于連續(xù)變量，而消費者認知需求屬于分類變量，因此采用了分組回歸檢測?；貧w結果顯示，對于高認知需求消費者而言，由品牌代言人丑聞引發(fā)的態(tài)度矛盾性影響消費者品牌轉換統(tǒng)計顯著但影響較小(β=0.306，t(129)=3.287，p<0.050)；而對于低認知需求消費者而言，不僅統(tǒng)計顯著而且影響較大(β=0.529，t(125)=6.264，p<0.050)。對品牌代言人敗德丑聞與違法丑聞進一步進行分組回歸的統(tǒng)計結果顯示，對于高認知需求消費者而言，品牌代言人違法丑聞較之于敗德丑聞有更低的品牌轉換意愿(βBEUS=0.247<βBEIS=0.353)，而對于低認知需求消費者而言，品牌代言人敗德丑聞較之于違法丑聞引發(fā)的態(tài)度矛盾性有更高的品牌轉換意愿(βBEIS=0.614>βBEUS=0.433)，因此H7得到有效支持。

(3)中介效應檢測。采用與實驗2相同的Bootstrap中介檢驗分析程序，選擇模型6，對消費者認知需求進行了分組中介效應檢驗。檢驗結果如表3所示，對于高認知需求消費者而言，“品牌代言人丑聞→消費者品牌轉換”(β=0.362，LLCI=0.136，ULCI=0.588，不包含0)的直接效應和“品牌代言人丑聞→態(tài)度矛盾性→消費者品牌轉換”(β=0.114，LLCI=0.030，ULCI=0.241，不包含0)、“品牌代言人丑聞→心理好奇感→消費者品牌轉換”(β=0.088，LLCI=0.040，ULCI=0.134，不包含0)、“品牌代言人丑聞→心理好奇感→態(tài)度矛盾性→消費者品牌轉換”(β=0.120，LLCI=0.023，ULCI=0.218，不包含0)和“品牌代言人丑聞→心理污染感→態(tài)度矛盾性→消費者品牌轉換”(β=0.083，LLCI=0.025，ULCI=0.174，不包含0)顯著，而其他中介效應并不顯著；而對于低認知需求消費者而言，“品牌代言人丑聞→消費者品牌轉換”(β=0.597，LLCI=0.414，ULCI=0.782，不包含0)的直接效應和“品牌代言人丑聞→消費者態(tài)度矛盾性→消費者品牌轉換” (β=0.082，LLCI=0.014，ULCI=0.151，不包含0)、“品牌代言人丑聞→心理污染感→消費者品牌轉換”(β=0.133，LLCI=0.070，ULCI=0.189，不包含0)、“品牌代言人丑聞→心理污染感→態(tài)度矛盾性→消費者品牌轉換”(β=0.222，LLCI=0.139，ULCI=0.315，不包含0)和“品牌代言人丑聞→心理好奇感→態(tài)度矛盾性→消費者品牌轉換”(β=0.078，LLCI=0.043，ULCI=0.113，不包含0)顯著，而其他中介效應并不顯著。對比分析發(fā)現(xiàn)，低認知需求消費者較之于高認知需求消費者不僅“品牌代言人丑聞→消費者品牌轉換”的直接效應和“品牌代言人丑聞→心理污染感→態(tài)度矛盾性→消費者品牌轉換”的中介效應更顯著，而且“品牌代言人丑聞→心理污染感→消費者品牌轉換”的中介效應也顯著；而高認知需求消費者較之于低認知需求消費者“品牌代言人丑聞→心理好奇感→態(tài)度矛盾性→消費者品牌轉換”的中介效應更顯著，而且“品牌代言人丑聞→心理好奇感→消費者品牌轉換”的中介效應也顯著。同時，與實驗2相同的認知反應編碼統(tǒng)計結果也顯示，高認知需求消費者有更強的好奇心和理性分析思維，例如“丑聞讓我感到很好奇，但代言人丑聞與羽毛球拍質量應該沒有多大關系吧”等；而低認知需求消費者有更強的心理污染感和情緒分析思維，例如“一想到品牌代言人丑聞，我就不想要那個羽毛球拍了，惡心得很”。而將消費者的消費情緒，無論是均值化的積極情緒還是均值化的消極情緒作為協(xié)變量納入中介模型進行檢驗，發(fā)現(xiàn)無論是高認知需求消費者(β積極情緒=0.033，LLCI=-0.043，ULCI=0.110，包含0；β消極情緒=0.082，LLCI=-0.049，ULCI=0.215，包含0)還是低認知需求消費者(β積極情緒=0.027，LLCI=-0.036，ULCI=0.009，包含0；β消極情緒=0.097，LLCI=-0.064，ULCI=0.259，包含0)都沒有顯著性，因此不能成為該效應的替代性解釋。

表3 不同認知需求消費者對品牌代言人丑聞影響消費者品牌轉換的中介路徑比較

通過實驗3不僅有效檢測和拓展了不同類型品牌代言人丑聞影響消費者品牌轉換的外部效度，而且明確了品牌代言人丑聞影響消費者品牌轉換多重中介效應的認知需求調(diào)節(jié)作用，即H7得到有效支持，同時還有效排除了消費者消費情緒的替代性解釋。

5.研究結論與局限

5.1 研究結論

(1)品牌代言人丑聞會影響消費者的品牌轉換，并且存在多重中介機制。品牌代言人丑聞不僅給代言人自身帶來了嚴重的消極影響，而且會外溢給其所代言的品牌，造成代言品牌形象受損、銷售下降和收益減少等。但品牌代言人不同類型的丑聞會給其所代言品牌造成不同的影響，3個實驗結果均表明品牌代言人敗德丑聞相比較于違法丑聞更容易導致消費者品牌轉換。同時實驗2和實驗3表明，品牌代言人丑聞影響消費者品牌轉換存在復雜的多重中介機制，即品牌代言人丑聞會同時讓消費者對其所代言的品牌產(chǎn)生心理污染感和心理好奇感，并進而導致消費者態(tài)度矛盾性，而態(tài)度矛盾性會增強消費者的品牌轉換。該多重中介機制不僅得到了統(tǒng)計結果的有效支持，而且得到了認知反應的再次驗證。該研究結果并沒有受到消費者產(chǎn)品專業(yè)知識的干擾影響，但“消費者購買涉入”會對其產(chǎn)生影響。

(2)消費者的認知需求會調(diào)節(jié)品牌代言人丑聞影響消費者品牌轉換的多重中介機制。品牌代言人丑聞影響消費者品牌轉換并非無條件，而是會受到消費者認知需求的調(diào)節(jié)作用。實驗3的研究結果表明，高認知需求消費者在面對品牌代言人丑聞尤其是違法丑聞所引起的態(tài)度矛盾性時更容易走“品牌代言人丑聞→心理好奇感→消費者品牌轉換”和“品牌代言人丑聞→心理好奇感→態(tài)度矛盾性→消費者品牌轉換”的中介路徑，而低認知需求消費者在面對品牌代言人丑聞尤其是敗德丑聞所引起的態(tài)度矛盾性不僅“品牌代言人丑聞→消費者品牌轉換”的直接效應更強，而且也更容易走“品牌代言人丑聞→心理污染感→消費者品牌轉換”和“品牌代言人丑聞→心理污染感→態(tài)度矛盾性→消費者品牌轉換”的中介路徑。同時實驗3的研究結果也表明，無論是消費者的積極情緒還是消極情緒均沒有成為品牌代言人丑聞影響消費者品牌轉換多重中介效應的替代性解釋。

5.2 研究意義

(1)理論意義。理論意義主要表現(xiàn)在三個方面：一是以往有關品牌代言人丑聞的研究局限于將其劃分為能力丑聞與道德丑聞(Louie et al.,2001；Votola et al.,2006)和自我導向丑聞與他人導向丑聞(Money and Shimp，2006)，而本文主要研究了品牌代言人的敗德丑聞和違法丑聞對消費者品牌轉換的影響，研究視角具有創(chuàng)新意義；二是本文研究發(fā)現(xiàn)了品牌代言人丑聞影響消費者品牌轉換的多重中介機制，即品牌代言人丑聞會同時引發(fā)消費者對其所代言品牌的心理污染感和心理好奇感，并進而導致其態(tài)度矛盾性，最終影響消費者品牌轉換，該多重中介機制的發(fā)現(xiàn)將會深化對品牌代言人溢出效應的認知和理解，有助于完善品牌代言人理論體系；三是明確了品牌代言人丑聞影響消費者品牌轉換多重中介效應的邊界條件，即消費者認知需求的調(diào)節(jié)作用，邊界條件的明確或界定一方面有助于明確本文所發(fā)現(xiàn)的多重中介效應的認知邊界，另一方面有助于研究結論的實踐指導。

(2)管理啟示。管理啟示主要表現(xiàn)在四個方面：一是對于品牌商而言，由于無論是品牌代言人敗德丑聞還是違法丑聞都會產(chǎn)生消極溢出效應，因此品牌商應該慎重選擇品牌代言人，盡量選擇丑聞發(fā)生概率較低的代言人，甚至選擇卡通或虛擬代言人(Till and Shimp，1998)；同時盡量與品牌代言人簽訂“恥辱保險”以規(guī)避代言人丑聞所產(chǎn)生的消極影響(Erdogan and Drollinger，2008)；此外，如果發(fā)生品牌代言人丑聞，品牌商應積極歸因于違法丑聞而非道德丑聞，因為前者更容易導致消費者更少的品牌轉換。當然，鑒于低認知需求者較之于高認知需求者更容易在品牌代言人發(fā)生丑聞后出現(xiàn)品牌轉換，因此品牌代言人丑聞發(fā)生后及時發(fā)布全面、真實的信息可能有助于降低消費者的品牌轉換。二是對于品牌代言人而言，應該潔身自好，這一方面有助于維護良好形象和個人價值，另一方面有助于降低其給所代言品牌的消極影響，因為無論是敗德丑聞還是違法丑聞都會產(chǎn)生溢出效應，丑聞發(fā)生后積極歸因于環(huán)境誘發(fā)的違法丑聞或許更有助于降低消費者的品牌轉換和增強對代言品牌的保護。三是對于消費者而言，應該全面而理性地認識品牌代言人丑聞，品牌代言人只是品牌的邊緣線索(Lee and koo，2016)，與產(chǎn)品類型、質量和服務等并無本質的聯(lián)系，因此更應該關注品牌或產(chǎn)品本身。四是對于政府監(jiān)管機構而言，應該積極加強對品牌商的品牌代言和品牌代言人的代言行為等的規(guī)范和管理，營造積極健康的品牌代言發(fā)展環(huán)境。

5.3 研究局限

由于受制于研究條件和研究方法，本文也存在一些亟待改善和深化研究的局限：一是品牌代言人丑聞影響消費者品牌轉換的因素眾多(Bartz et al.,2013)，雖然本文探索了多重中介機制和認知需求的調(diào)節(jié)作用，但仍不足以概其全貌，有待進一步探索其他中介機制和調(diào)節(jié)變量；二是本文雖然探索了將“學術作假”與“商場盜竊”“出軌”與“吸毒”等分別作為敗德行為與違法行為的影響，但既沒有檢驗其等效性也沒有檢驗其多屬性或重疊性，這有待進一步完善；三是本文雖然研究了筆記本電腦和羽毛球拍等實驗商品，但并沒有探索其價格的影響，因為已有研究發(fā)現(xiàn)不同價格商品以及價格調(diào)整等都會對品牌代言人影響消費者品牌轉換產(chǎn)生影響，這有待深化研究；四是本文采用實驗方法研究了品牌代言人不同丑聞對消費者品牌轉換的截面影響，沒有關注它們的時間效應，因此未來需要進一步進行縱貫效應研究；五是本文以筆記本電腦和羽毛球拍為實驗商品、西南某綜合性高校大學生為實驗被試和被試自陳報告為數(shù)據(jù)收集方法，無疑限制了研究模型和結論的外部效度，因此拓展實驗條件、改進研究方法從而增強研究效度也是未來努力的重要方向，例如采用事件相關電位(ERP)、功能性核磁共振成像(fMRI)和眼動跟蹤技術(ET)等先進研究方法和技術。