孤独感调节品牌延伸关联性中介效应的实验结果

（一）品牌延伸关联性感知的分析

为检验H1和H2，以品牌延伸关联性感知为因变量，以品牌延伸类别（远／近）和孤独感分组为自变量，进行双因素方差分析。以孤独感量表得分的平均值（M＝2.17，SD＝0.39）为分组标准，高于平均分的为高孤独感组（n＝105），低于评分的为低孤独感组（n＝97）。结果表明：品牌延伸类别的主效应显著（M近延伸＝5.18，SD＝1.16，M远延伸＝4.34，SD＝1.87，F（1，129）＝15.300，p＜0.001）。孤独感（高／低）的主效应不显著（M高孤独感＝4.74，SD＝1.40；M低孤独感＝4.76，SD＝1.97，F（1，129）＝0.006，p＝0.938）。孤独感（高／低）与品牌延伸类别（远／近）对品牌延伸关联性感知的交互影响显著（M低孤独－近延伸＝5.41，SD＝1.10，M高孤独－近延伸＝4.90，SD＝1.00，M低孤独－远延伸＝4.07，SD＝1.89，M高孤独－远延伸＝4.62，SD＝1.74，F（1，129）＝6.169，p＜0.05）。

为进一步检验H1和H2，进行简单效应分析。具体来说，高孤独感的消费者相比低孤独感的消费者认为近延伸产品（运动手环）与母品牌的关系更远，且效应显著（M低孤独－近延伸＝5.41，SD＝1.10，M高孤独－近延伸＝4.90，SD＝1.00，t（129）＝－2.232，p＜0.05）；对于远延伸产品（家居服），孤独感越高的消费者相比低孤独感的消费者认为其与母品牌的关联有更高的趋势，该效应为边际显著（M低孤独－远延伸＝4.07，SD＝1.89，M高孤独－远延伸＝4.62，SD＝1.74，t（129）＝1.691，p＝0.093）（详见图5-3）。由此假设H1得到验证，H2没有获得完全验证。

图5-3　孤独感与品牌延伸类型对品牌延伸关联性感知的影响

那么针对更远的延伸产品（燕麦片和糖果），也检验了孤独感对品牌关联性感知的影响。以品牌延伸关联性感知为因变量，孤独感为自变量的方差分析结果显示：对于燕麦片（M低孤独＝4.32，SD＝2.10，M高孤独＝4.57，SD＝3.34，t（36）＝－0.442，p＝0.661）和糖果（M低孤独＝3.09，SD＝3.11，M高孤独＝2.96，SD＝2.54，t（35）＝0.226，p＝0.822），孤独感对品牌延伸关联性感知的影响不显著。由于延伸过远，消费者不会将其与母品牌建立紧密关联，个体变量（如孤独感）也很难产生影响作用。因此后续分析均选择运动手环组（n＝62）作为近延伸产品代表，家居服（n＝63）作为相对远延伸产品代表进行验证。

进一步将孤独感作为连续变量，对假设H1、H2进行检验，以品牌延伸关联性感知为因变量，以品牌延伸类别（1＝近延伸；2＝远延伸）和孤独感（连续变量）为自变量，进行了交互效应检验。参考Hayes和Matthes（2009）的方法，分析采用模型1，其中bootstrap样本量为5 000，采取偏差校正的方法，选取95%的置信区间，结果显示：品牌延伸类型与孤独感对于品牌延伸关联性感知的交互作用显著（β＝1.443，SE＝0.518，LLCI＝0.418 4，ULCI＝2.467 2，t＝2.787，p＝0.01）。具体而言，孤独感越高的消费者对近延伸产品（运动手环）会产生更低的品牌关联性感知（M低孤独－近延伸＝5.41，SD＝1.10，M高孤独－近延伸＝4.90，SD＝1.00，β＝－0.849，SE＝0.381，LLCI＝－1.602 2，ULCI＝－0.096 3，t＝－2.232，p＜0.05），而对于远延伸产品（家居服）的品牌关联性没有产生显著影响（M低孤独－远延伸＝4.07，SD＝1.89，M高孤独－远延伸＝4.62，SD＝1.74，β＝0.593 5，SE＝0.351，LLCI＝－0.101 1，ULCI＝1.288 1，t＝1.691，p＝0.093）（详见图5-4），由此假设H1再次得到验证，H2在以孤独感为连续变量检验时没有获得证明。

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图5-4　孤独感与品牌延伸类型对品牌延伸关联性感知的交互作用

（二）孤独感对品牌延伸关联性中介效应的调节

首先，本研究为了检验H3中品牌延伸关联性感知的中介效应，以延伸产品评价为因变量，以品牌延伸类型为自变量，以品牌延伸关联性感知为中介变量，对实验结果进行方差分析，结果表明：品牌延伸类型对品牌延伸关联性感知的影响效应显著（M近延伸＝5.18，SD＝1.16，M远延伸＝4.34，SD＝1.87，F（1，129）＝15.300，p＜0.001）。进行中介效应分析，参照Hayes（2013）提出的bootstrap方法（模型4，样本量5 000，95%置信区间），结果显示：品牌延伸关联性感知对品牌延伸类型和延伸产品评价之间的中介效应显著（β＝－0.634，SE＝0.180，95%CI＝［－0.993 3，－0.316 1］）。由此假设H3得到验证。

接下来，本研究为了验证孤独感对品牌延伸类型（1＝近延伸；2＝远延伸）与品牌延伸评价的调节作用，以品牌延伸评价为因变量，首先进行孤独感的调节效应检验。结果显示：孤独感对品牌延伸类型与品牌延伸评价关系的调节作用显著（β＝1.383，SE＝0.577，LLCI＝0.240 8，ULCI＝2.524 8，t＝2.396，p＜0.05）。具体而言，对于近延伸产品（运动手环），孤独感越高的消费者的延伸产品评价越低（β＝－0.512，SE＝0.424，LLCI＝－1.665 7，ULCI＝－0.013 0，t＝－1.948，p＝0.054）。而孤独感越高的消费者对远延伸产品（家居服）的评价虽有更高的趋势，但调节作用没有达到显著水平（β＝0.557，SE＝0.391，LLCI＝－0.217 9，ULCI＝1.330 8，t＝1.422，p＝0.157）（详见图5-5）。

图5-5　孤独感对品牌延伸类型与品牌延伸评价关系的调节作用

接下来，在品牌延伸关联性感知中介效应的基础上，本研究为了进一步验证H3a和H3b，即孤独感对中介效应（品牌延伸关联性感知）的调节作用，以延伸产品评价为因变量，品牌延伸类型为自变量，品牌延伸关联性感知为中介变量，对实验结果进行了有调节的中介效应分析。选择bootstrap的样本量为5 000，采用偏差校正的方法，使用模型7，选取95%的置信区间（Hayes，2013）。数据结果显示：品牌延伸关联性的中介效应显著（β＝－0.634，SE＝0.180，95%CI＝［－0.993 3，－0.316 1］），且该中介效应的强度会受到孤独水平的影响（β＝1.084，SE＝0.396，95%CI＝［0.349 4，1.903 2］）。具体来说，对于近延伸产品，孤独感会调节品牌延伸关联性感知的中介效应，产生消极的延伸产品评价（β＝－0.849，SE＝0.381，95%CI＝［－1.060 3，－0.166 4］）。而对于远关联度的延伸产品，孤独感会调节品牌延伸关联认知的中介效应，产生积极的延伸产品评价，但此时品牌延伸关联性感知的中介效应变得不显著（β＝0.594，SE＝0.351，95%CI＝［－0.126 1，0.947 7］）。因此，H3a得到证明，而H3b效应不显著。