聂烜 许基南 沈鹏熠

摘 要：基于模仿理论和动机改变理论，深入探究网红代言人温暖特质对品牌幸福感的影响机制及作用边界。三个实验的结果表明：网红代言人温暖特质显著正向影响品牌幸福感;共情、顧客公民行为分别起到中介作用，且二者共同起到链式中介作用;社会距离负向调节了网红代言人温暖特质对共情的正向影响和共情的中介作用，以及共情与顾客公民行为的链式中介作用。

关键词：网红代言人;温暖特质;品牌幸福感;共情;顾客公民行为;社会距离

中图分类号：F273. 2 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2024）02-0058-10

一、研究背景

《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035 年远景目标纲要》指出，要“不断增强人民群众获得感、幸福感、安全感”。在影响人民群众幸福感的诸多因素中，经济因素是最重要的影响因素之一，其中消费影响幸福的观点在经济学领域得到普遍认同。营销学界则提出品牌可以给消费者带来幸福感，故品牌幸福感逐渐受到学者的关注[1-2] 。甲骨文公司与幸福专家Gretchen Rubin的联合调研表明，78%的受访者期望品牌在为顾客传递幸福感方面可以做得更多，并愿意支付溢价以获得真正的幸福。在网红经济呈现爆发式增长的背景下，聘请网红代言人可以作为提升消费者品牌幸福感的选择之一，但企业在品牌营销中应该选择具备何种特质的网红代言人以提升消费者的品牌幸福感，成为品牌建设重点关注的问题。

在我国社会主义精神文明建设注重弘扬社会正能量以及网红负面事件频发的背景下，具有温暖特质的网红更受到品牌的青睐， 如向母校捐款2 066 万元、作品主打正能量传播的papi 酱成为New Balance、YeeHoO 英氏等多个品牌的代言人。企业聘请具有温暖特质的网红作为品牌代言人，有助于促使顾客对品牌产生积极感知，进而提升顾客的品牌幸福感。尽管学界已就网红代言人的各种特质对消费者或品牌的积极效应开展了许多富有成效的探索，但学者主要基于信源可靠性、信源吸引力等模型，就网红的可信性、吸引力、专业性、真实性等特质开展研究，而温暖作为刻板印象内容模型中先于能力被判断的维度，在网红相关研究中较为少见。此外，多数关于代言人对消费者情感影响的研究集中在消费者对品牌的情绪感知，如品牌依恋、品牌至爱等，而消费者个体的情感（如幸福感、归属感等）受到较少关注。综上，直接探讨网红代言人温暖特质对消费者品牌幸福感影响的国内外研究仍较少，且其中的影响机制也尚不明确。

共情在人际沟通中扮演着重要角色，表现为对他人情感的理解和认同。社交媒体的快速发展则为消费者与网红代言人之间的交流创造了更便利的条件，也使得消费者更易产生对网红代言人的共情。且消费者会对具有可信性特质的网红发布的社交媒体内容产生共情反应[3] ，而共情反应对提升个体的主观幸福感具有显著作用。网红代言人的可信性等温暖特质能转移至品牌，且根据模仿理论，顾客可能对网红代言人温暖特质下的行为进行模仿，进而激发顾客公民行为。顾客公民行为作为亲社会行为的一种类型，对提升个体幸福感具有积极作用。而根据动机改变理论[4] ，共情会在态度与观念层面推动顾客公民行为的产生。可见，网红代言人的温暖特质能够推动共情和顾客公民行为的产生，共情在其中能够促进顾客公民行为，而二者又可能共同成为品牌幸福感提升的重要推力。

共情、顾客公民行为是否发生，也受到某些因素的影响，如社会距离。一般来说，个体对距离较远的事物，表现出的情感反应更弱，也更难以产生进一步的共情，且人们对人物的模仿意愿也受到心理距离的影响。与此类似，社会距离是否能在网红代言人温暖特质对共情、顾客公民行为的影响中起到负向调节作用，且网红代言人温暖特质对品牌幸福感的作用机制是否也受到影响，尚需进一步明确。

综上所述，基于模仿理论、动机改变理论，本文拟通过三个场景模拟实验，尝试完成以下工作：一是考察网红代言人温暖特质对品牌幸福感影响的主效应;二是揭示共情、顾客公民行为在网红代言人温暖特质对品牌幸福感影响中的中介作用，以及可能存在的链式中介作用，为主效应提供有意义的解释视角;三是探明社会距离在网红代言人温暖特质对品牌幸福感影响机制中的调节作用，明确影响机制的作用边界。

二、文献回顾

（一）网红代言人温暖特质

网红是指通过活跃的网络活动（如分享美妆、食物、穿搭等方面的原创内容）在社交媒体上积累了大量粉丝的个人用户，如微博、B 站、抖音、淘宝等平台的博主、电商主播等。企业聘请网红担任品牌代言人的重要原因之一在于网红自身具备某些吸引消费者的特质，这些特质能够被转移到其代言的品牌上。现有文献就网红代言人特质及其积极影响开展了许多研究，如基于信源可靠性模型、信源吸引力模型的可信性、专业性和吸引力，以及在各类新媒体平台中表现出的交互性、真实性等[5] 。

社会认知领域的刻板印象内容模型指出，在社会交往过程中，人们会判断其他群体对自己的意图以及实现该意图的能力，对应可分为温暖和能力两个维度，温暖维度包括友善、真诚、诚信和道德等特质，而能力维度包括创造力、技能、高效、自信等特质[6] 。温暖和能力被广泛用于评价个体对他人或某一群体的刻板印象或认知差异。人们对温暖和能力的判断存在差异，温暖往往先于能力被判断，且温暖判断在情感和行为反应中更有分量[6] 。刻板印象内容模型在营销研究中的应用较为广泛，且许多学者就温暖进行了有针对性的研究，但较多关注品牌本身、品牌/ 产品原产地、服务的温暖，仅有少部分学者关注了代言人的温暖特质，如Zhang etal. [7] 发现具备高温暖特质的男性代言人能够使消费者产生更积极的品牌态度。结合Fiske et al. [6] 关于温暖维度的定义，本文认为网红的温暖特质指网红在各类新媒体平台的推文、视频、直播等多种形式中所表现出的友好、善良、真诚、道德和诚信，而网红代言人的温暖特质是引发消费者积极情感的因素之一。

（二）品牌幸福感

品牌幸福感源自幸福感，幸福感研究主要有两类范式———主观幸福感和心理幸福感。主观幸福感指个体按照其自定标准对生活质量的整体评估，心理幸福感则主张幸福是人的自我实现。在营销领域，学者以幸福感内涵为基础，提出了消费者幸福感（Consumer well-being）的概念。消费者幸福感指消费者在消费活动中形成的对生活满意度的评价，还包括对消费活动的主观评价和情感反应。

为凸显品牌在实现消费者幸福感中的重要作用，品牌幸福感（Brand well-being）这一概念也应运而生。卫海英等[1] 结合中国文化背景，提出品牌福祉指一切品牌相关的刺激因素给消费者乃至社会带来的积极的、高尚的、持续的幸福与利益;周志民等[2] 则更突出幸福这一因素，指出品牌幸福感是消费者通过与品牌接触所感知到的生活愉悦感、自我实现感和社会贡献感等。品牌幸福感与消费者幸福感的不同在于，消费者幸福感几乎不涉及品牌因素对幸福感的作用，而品牌象征意义带来的精神共鸣和情感表达则能在品牌幸福感中得到体现[1-2] 。

现有关于品牌幸福感的文献基本都涉及品牌幸福感的前因研究，但只包括品牌及其提供的服务或消费者本身，如在线品牌社群社会资本、服务仪式和消费者基本心理需要满足等。通过品牌营销策略线索提升品牌幸福感的路径，尤其是从品牌代言角度探究品牌幸福感形成机制的相关研究较为缺乏。参考周志民等[2] 的定义，本文将品牌幸福感理解为消费者接触或拥有某品牌的产品或服务所带来的生活满意度、自我实现感和社会贡献感，并相应地寻找合适的问项以组成测量品牌幸福感的新量表。

三、假设提出

（一）网红代言人温暖特质与品牌幸福感

网红代言人温暖特质积极影响消费者及其对品牌的情感，如网红通过与粉丝互动而表现出的真实性能够使消费者产生情感依恋，亲和力对顾客与品牌的关系资产具有积极影响，可信性则能提升顾客的满意度[8] 。情感依恋、满意度等积极情感因素是幸福感的重要来源。Schnebelen et al. [9] 指出，与品牌的接触过程（如广告）会对消费者的品牌幸福感产生影响，而网红代言人作为如今最常见的广告元素，同样可能会作用于品牌幸福感。

消费者对企业的温暖感知能够形成更高的主观幸福感，而根据意义迁移模型，企业聘请网红担任品牌代言人，网红自身的可信性、亲和力等温暖特质能够转移到品牌上，故本文認为网红代言人温暖特质能够提升消费者的品牌幸福感。Kim etal. [10] 也发现消费者对网红的感知友谊程度显著正向影响消费者的心理幸福感。综上所述，本文提出如下假设。

H1：网红代言人温暖特质正向影响品牌幸福感。

（ 二）共情的中介作用

共情（empathy）一般指个体理解和认同他人情感的能力和过程，是人际关系中的重要沟通元素，也被视为人类道德和情感系统的核心。在营销背景下，共情有助于买卖双方形成良好互动。社交媒体提升了人际间沟通的便捷性及频率，为共情的产生创造了更有利的条件。网红大多通过社交媒体成名，与粉丝能够实现实时、直接、快速的双向沟通;且Jung et al. [3] 发现网红的可信性积极影响消费者对网红社交媒体内容的共情反应，故本文推测具备温暖特质的网红代言人同样能使顾客对网红代言产生共情。此外，共情作为一种道德情感，能够促进个体发生亲社会行为，并带来主观幸福感的提升[11] 。综上所述，本文认为，当具备温暖特质的网红为品牌代言时，顾客会对网红的温暖特质及其代言内容产生共情反应，更能理解和认同网红在代言中所体现的观点、行为，并由此带来品牌幸福感的提升。因而，本文提出如下假设。

H2：网红代言人温暖特质通过共情对品牌幸福感产生正向影响。

（三）顾客公民行为的中介作用

顾客公民行为（Customer citizenship behavior）是指顾客对品牌或企业实施的超出顾客角色要求的自愿性行为，包括向组织提供反馈、进行推荐及帮助其他顾客等， 这些行为能为组织提供特殊价值[12] 。顾客公民行为本质上是一种亲社会行为。Nook et al. [4] 发现人产生的亲社会行为受到模仿动机驱动，根据模仿理论，人类倾向于模仿他人的行为动作以及说话方式[13] 。因而，当网红代言人表现出温暖特质时，顾客可能对网红代言人温暖特质下的行为进行模仿，进而产生顾客公民行为。

人们产生亲社会行为，能够得到幸福感的提升，因而幸福感是亲社会行为的一种无形回报。按照互惠原则，顾客会对品牌产生顾客角色外的自愿性行为（即顾客公民行为）以换取品牌幸福感。综上，本文认为网红代言人温暖特质能够通过引发顾客公民行为，以提升顾客的品牌幸福感，故提出如下假设。

H3：网红代言人温暖特质通过顾客公民行为对品牌幸福感产生正向影响。

（四）共情与顾客公民行为的链式中介作用

通过前文的分析可发现，网红代言人温暖特质既可以通过共情提升顾客的品牌幸福感，也可以通过顾客公民行为提升顾客的品牌幸福感。那么，共情和顾客公民行为在网红代言人温暖特质提升顾客的品牌幸福感过程中是什么关系？ 共情对亲社会行为的积极影响在营销领域得到证实，如共情会影响公益广告说服效果及广告受众的亲社会从众意愿。顾客公民行为作为一种亲社会行为，本文认为顾客会对具备温暖特质的网红代言人及其代言内容产生共情，即站在网红代言人的立场上理解和感受网红，这能够激发顾客表现出更多角色外行为，由此品牌幸福感得到进一步提升。这一推论也得到了亲社会行为从众效应中的动机改变理论的支持。

动机改变理论指出，亲社会行为是由于个体深层次动机发生改变，接受他人的亲社会动机并转变自己的态度，表现为个体对他人内在深层次态度与观念的采择与内化[4， 14] 。Nook et al. [4] 在研究中也发现观看他人的慷慨捐赠行为能促使个体出现共情行为，并表现出更强的亲社会行为意愿。综上所述，本文认为当面对具备温暖特质的网红代言人时，顾客可能会对网红代言人及其代言内容表示理解、赞赏并产生共情，进而引发对品牌的顾客公民行为，而根据前文所述，顾客公民行为又能进一步提升品牌幸福感。因此，本文提出如下假设。

H4：共情和顾客公民行为在网红代言人温暖特质和品牌幸福感之间起到链式中介作用。

（五）社会距离的调节作用

作为心理距离的维度之一，社会距离指个体对与他人或事件主体关系的感知远近或亲密程度，不同的社会距离如自我与他人、群体内的他人与群体外的他人、熟悉的他人与不熟悉的他人。网红作为品牌代言推广的要素之一，其与消费者间的社会距离会影响到消费者对网红的信任以及在直播平台的传播意愿。且人们更倾向于相信近社会距离个体的意见[15] ，故本文认为面对处于不同社会距离的具备温暖特质的网红代言人，顾客会有不同的情感及行为反应。

社会距离将削弱网红代言人温暖特质对共情的正向影响。与距离较远的人相比，个体通常会对距离较近的人产生关联感并形成更强的共情。Junget al. [3] 发现能经常与粉丝互动的网红，与粉丝有较低的心理距离，更易使粉丝产生共情。而对于心理距离较远的事物，人们会表现出更弱的情感反应且其从积极体验中收获的正面情感会遭到破坏。因此，本文认为，当具备温暖特质的网红代言人与顾客的社会距离较远时，顾客更难以对网红代言人及其代言内容产生共情。故提出H5a。

H5a：社会距离通过削弱网红代言人温暖特质对共情的正向影响，进而负向调节共情在网红代言人温暖特质与品牌幸福感之间的中介作用。

社会距离将削弱网红代言人温暖特质对顾客公民行为的正向影响。社会距离的增加将减少个体的亲社会行为，如助人行为、捐赠意愿等。此外，Mantovani et al. [16] 发现当社会距离增加时，企业社会责任对消费者亲社会行为的积极影响会下降。

由于人们更愿意模仿心理距离与自身接近的人物，因而本文认为，面对社会距离较远的具备温暖特质的网红代言人，顾客对其的模仿意愿更低，温暖特质对顾客的积极影响更弱，顾客公民行为也更难以发生，故提出H5b。

H5b：社会距离通过削弱网红代言人温暖特质对顾客公民行为的正向影响，进而负向调节顾客公民行为在网红代言人温暖特质与品牌幸福感之间的中介作用。

社会距离对共情、顾客公民行为在网红代言人温暖特质与品牌幸福感之间的链式中介效应起到负向调节作用。结合前文所述，当顾客与具备温暖特质的网红代言人感知社会距离较远时，更难以对网红代言人及其代言内容产生共情，顾客公民行为随即更难以被激发，进而顾客的品牌幸福感也難以得到提升;反之，网红代言人的温暖特质则能通过共情、顾客公民行为，对顾客的品牌幸福感产生积极影响。因此，本文提出如下H5c。

H5c：社会距离负向调节共情与顾客公民行为在网红代言人温暖特质与品牌幸福感之间的链式中介作用。

基于以上分析，构建如图1 所示的概念模型。

四、研究设计与假设检验

本文通过三项场景实验来检验相关假设。实验一使用虚构的网红代言人作为刺激，旨在探究网红代言人温暖特质（高vs. 低）对品牌幸福感的直接影响，以及共情和顾客公民行为在其中的中介作用，使H1 至H4 得到验证;实验二使用真实的网红代言人作为刺激，旨在使H1 至H4 进一步得到验证;实验三使用虚构的网红代言人作为刺激，旨在验证社会距离的调节作用，使H5a、H5b、H5c 得到验证。此外，为避免使用真实品牌对结果产生的混淆影响，本文在三项实验中均使用虚构品牌作为刺激。

（一）实验一

实验一的目的是检验与低温暖特质的网红代言人相比，高温暖特质的网红代言人能通过共情、顾客公民行为提升品牌幸福感。

1. 预实验。选取5 位人物的照片，并邀请41 位本科生从温暖和能力两个方面对其进行评分。温暖包括友好、善良、真诚、道德和诚信等5 个维度（Cronbach's α = 0. 958），能力包括技能、智力、信心、创造力和效率等5 个维度（ Cronbach 's α =0. 916）， 温暖与能力的测项均来自于Fiske etal. [6] 。删除未通过注意力检测、答题时间过短的样本后，有效样本共33 份。根据温暖分值最高且温暖分值高于能力分值的原则，选出1 位人物（该人物温暖平均分为5. 45，能力平均分为5. 22）作为下一步预实验中具有温暖特质的网红代言人的刺激材料，并将其命名为孙一泽。

通过某在线调研平台的样本服务邀请了66 名被试参加单因素（网红代言人温暖特质：低vs. 高）组间实验。删除未通过注意力检测、答题时间过短的样本后，高温暖特质组与低温暖特质组各有30 份有效样本。在该实验中，孙一泽被描述为一位在知名网络红人排行榜排名前10 的网红。参考Zhanget al. [7] 的做法，在高温暖特质组，孙一泽被描述为“对粉丝友好，时常在评论区与粉丝互动;热心公益，曾参加过多次贫困地区农产品的直播带货;诚实守信，答应给粉丝抽奖送出的礼品从不食言”。在低温暖特质组，刺激材料未对孙一泽进行任何关于温暖特质的具体描述。两组参与者在观看完人物照片及其介绍后，对其温暖特质（Cronbach's α =0. 958）进行评分。独立样本t 检验结果显示，高温暖特质组的评分要显著高于低温暖特质组（M高温暖= 6. 25， SD高温暖= 0. 92; M低温暖= 5. 17，SD低温暖=0. 61;P = 0. 000），这表明对网红代言人温暖特质的操纵成功，可用于进一步的正式实验。

2. 实验设计。正式实验通过某在线调研平台的样本服务进行，采用单因素（网红代言人温暖特质：低vs. 高）组间实验设计以验证假设。共有216名被试参加此次实验，剔除答题时间过短和未通过注意力检测的样本后，共收集有效样本200 份，两组各有100 份。

代言产品的操纵：根据无性别属性、日常普遍性原则，选取无线耳机作为正式实验的代言产品。代言人的操纵已通过预实验完成。

3. 实验过程。所有被试被随机分到2 组实验情景中，并被告知在完成实验后将领取一个现金红包，以鼓励其认真参与实验。随后，被试将看到实验情景材料，其中，与预实验相同，低温暖特质组与高温暖特质组对网红有不同的描述。广告文案均参考真实品牌广告文案改编。

所有被试会看到实验情景描述“想象您在手机上刷微博，看到您购买过的MELODIC 耳机品牌发布了一条微博”、微博文字“欢迎@ 孙一泽sun 成为MELODIC 耳机代言人，接下来的日子记得多多发自拍噢～”以及代言人与产品的图片。此外，高温暖特质组的被试在微博内容下方看到如下描述：“孙一泽是一位拥有625 万粉丝的微博博主，曾入选网络红人榜前10。孙一泽对粉丝友好，时常在评论区与粉丝互动;热心公益，曾参加过多次贫困地区农产品的直播带货;诚实守信，答应给粉丝抽奖送出的礼品从不食言。”与预实验相同，低温暖特质组的被试没看到任何有关网红温暖特质的描述。

在阅读完情景材料后，被试回答了对网红代言人温暖特质的感知，共情、顾客公民行为、品牌幸福感的相关题项，注意力检测题项以及性别、年龄、收入、学历等人口统计信息题项。

共情量表参考Jung et al. [3] ，包括“我可以体会到网红在推文中的观点和感受”“我和推文中的网红有同样的观点和感受”“我赞同推文中网红的观点”“我感觉好像推文中的事件会发生在我身上”等4 个题项（Cronbach's α =0. 889）。顾客公民行为量表改编自Groth[12] ，包含“我会向我的朋友、家人和对该品牌感兴趣的人推荐该品牌”“我愿意向其他顾客提供建议，以帮助他们更好地了解该品牌”“我很乐意向该品牌提供我关于其产品的体验反馈和意见建议”等3 個题项（Cronbach's α =0. 878）。品牌幸福感量表改编自周志民等[17] 、Hwang et al. [18] 、Keyes[19] ，包括“该品牌让我感觉自己的生活状态更好了”“该品牌让我感觉自己对生活更满意了”“该品牌让我感觉自己得到了成长和进步”“该品牌让我觉得自我满足感得到了提升”“该品牌让我觉得自己考虑了他人的利益”“该品牌让我觉得自己对社会创造了价值” 等6 个题项（Cronbach's α =0. 935）。

4. 结果分析。（1）操纵检验。单因素方差分析的结果显示，高温暖特质组的温暖评分要显著高于低温暖特质组的评分（M高温暖=6. 21，SD高温暖=0. 56;M低温暖= 5. 26，SD低温暖= 1. 24;F（1，199）= 48. 109，P = 0. 000），这表明实验对温暖特质的操纵是成功的。（2） 主效应检验。单因素方差分析的结果表明，网红代言人温暖特质对品牌幸福感的正向影响显著（F（1，199）= 7. 257，P =0. 000）。独立样本t 检验的结果表明，相比于低温暖特质组，高温暖特质组的品牌幸福感显著更高（M高温暖= 5. 37，SD高温暖=1. 13; M低温暖= 4. 87， SD低温暖= 1. 47; t （ 198 ） =-2. 694，P =0. 008），H1 得到支持。（3）中介效应检验。首先，以品牌幸福感为因变量，网红代言人温暖特质为自变量，共情为中介变量，并加入性别、年龄等控制变量，对共情的中介效应进行检验，采用Process 插件的模型4 进行Bootstrap 分析，样本数设定为5 000，置信区间设定为95%，结果表明共情在网红代言人温暖特质与品牌幸福感之间的中介效应显著（95% CI = 0. 271 7 ～ 0. 822 0）， 效应量为0. 534 3，H2 得到支持。其次，运用与检验共情中介效应相同的方法，对顾客公民行为的中介效应进行检验，结果表明顾客公民行为在网红代言人温暖特质与品牌幸福感之间的中介效应同样显著（95%CI=0. 237 8～0. 803 3），效应量为0. 497 3，H3 得到支持。最后，以品牌幸福感为因变量，网红代言人温暖特质为自变量，共情和顾客公民行为为中介变量，并加入性别、年龄等控制变量，对共情和顾客公民行为的链式中介作用进行检验，采用Process 插件的模型6 进行Bootstrap 分析，样本数和置信区间的设定与前文一致。结果表明，共情和顾客公民行为在网红代言人温暖特质与品牌幸福感之间的链式中介效应显著（95%CI=0. 005 7～0. 218 8），效应量为0. 105 8，H4 得到支持。

（二）实验二

实验二的目的是使用真实的网红代言人作为刺激，对实验一的结论进行重复验证，以进一步提升实验结果的稳健性及外部效度。

1. 预实验。预实验邀请了35 位本科生参加，并通过某在线调研平台进行。剔除答题时间过短、所有题项答案一致的样本后，有效样本共27 份。

预实验的主要流程为：首先，告知参与者一家知名连锁零食品牌计划聘请一位网红担任品牌挚友，并初步筛选了5 位网红（papi 酱、辣目洋子、张沫凡MOMO、梨涡少女mini、蜜糖可可酱，根据知名度或从微博V 影响力的美食板块榜单选取），该品牌非常看重网红是否具备温暖特质;其次，向参与者展示了5 位网红的照片，附上其微博主页链接，并提醒参与者如对该网红不够了解，可自行至互联网中搜索有关信息;最后，参与者对5 位网红的熟悉度（“你对该网红有多熟悉”，1=非常不熟悉，7 =非常熟悉）和温暖特质（友好、善良、真诚、道德和诚信，Cronbach's α =0. 964）进行评价。

单因素方差分析的结果显示，papi 酱、辣目洋子的熟悉度要显著高于其他三位网红。进一步的独立样本t 检验结果则表明，papi 酱、辣目洋子之间的熟悉度不存在显著差异（Mpapi酱= 4. 14，SDpapi酱=1. 820;M辣目洋子=4. 07，SD辣目洋子=1. 904;P =0. 886），且papi 酱的温暖特质评分要显著高于辣目洋子（Mpapi酱= 5. 36， SDpapi酱= 1. 118; M辣目洋子= 4. 57，SD辣目洋子=1. 572;P = 0. 041），且辣目洋子的温暖特质评分要低于5 位网红的平均值（M5位网红= 4. 60）。因此，正式实验将选取papi 酱作为具备高温暖特质的网红代言人的刺激，选取辣目洋子作为具备低温暖特质的网红代言人的刺激。v2. 实验设计。正式实验通过某在线调研平台的样本服务进行，采用单因素（网红代言人温暖特质：低vs. 高）组间实验设计以验证假设。共有182名被试参加此次实验，剔除答题时间过短、未通过注意力检测的样本后，有效样本共165 份，其中低温暖特质组81 份、高温暖特质组84 份。

代言产品的操纵：根据无性别属性、日常普遍性原则，选取零食作为正式实验的代言产品。代言人的操纵已通过预实验完成。

3. 实验过程。所有被试被随机分到2 组实验情景中，并被告知在完成实验后将领取一个现金红包，以鼓励其认真参与实验。随后，被试将看到实验情景材料（情景材料中的广告文案均参考真实品牌广告文案改编）。

所有被试会看到实验情景描述“想象您在手机上刷微博，看到您购买过的连锁零食品牌千奇趣发布了一条微博”。此外，高（vs. 低）温暖特质组看到微博文字“欢迎千奇趣品牌挚友 @ papi 酱（vs. @ 辣目洋子）， 精品零食与papi 酱（vs. 辣目洋子）成功牵手。金奖美味，感恩回馈！”以及代言人与品牌的图片。

在阅读完情景材料后，被试回答了对网红代言人温暖特质、熟悉度的感知，共情、顾客公民行为、品牌幸福感相关的题项，注意力检测题项以及性别、年龄、收入、学历等人口统计信息题项。温暖特质（Cronbach's α = 0. 896）、共情（Cronbach's α =0. 884）、顾客公民行为（Cronbach's α =0. 838）和品牌幸福感（Cronbach's α = 0. 903）的题项均与实验一相同。

4. 结果分析。（1）操纵检验。单因素方差分析的结果显示，高温暖特质组的温暖评分要显著高于低温暖特质组的评分（M高温暖=5. 83，SD高温暖=0. 72;M低温暖= 5. 26，SD低温暖= 1. 06;F（1，164）= 16. 683，P =0. 000），且参与者对papi 酱与辣目洋子的熟悉度不存在显著差异（Mpapi酱= 5. 56，SDpapi酱= 1. 29;M辣目洋子=5. 88，SD辣目洋子= 1. 06;F（1，164）= 3. 166，P =0. 077）。这表明实验对温暖特质的操纵是成功的。（2） 主效应检验。单因素方差分析的结果表明，网红代言人温暖特质对品牌幸福感的正向影响显著（F（1，164）= 7. 879，P =0. 006）。独立样本t 检验的结果表明，相比于低温暖特质组，高温暖特质组的品牌幸福感显著更高（M高温暖= 5. 15，SD高温暖=0. 95; M低温暖= 4. 68， SD低温暖= 1. 20; t （ 163 ） =-2. 807，P =0. 006），H1 再次得到支持。（3）中介效应检验。与实验一检验中介效应的方法相同，Bootstrap分析的结果表明，共情的中介效应显著（95%CI=0. 058 0～0. 575 4），效应量为0. 308 2，H2 再次得到支持;顾客公民行为的中介效应同样显著（95%CI=0. 129 1～0. 581 1），效应量为0. 351 8，H3 再次得到支持;共情和顾客公民行为的链式中介效应显著（95%CI=0. 006 8～0. 170 5），效应量为0. 072 8，H4 再次得到支持。

（三）实验三

实验三将在实验一使用虚构网红的基础上，将使用网红营销策略最普遍的美妆品牌作为刺激，并将实验招募对象限制在女性，旨在进一步验证实验一、二的结论，并检验社会距离的调节作用。

1. 预实验。与实验一的预实验相同，邀请35 名本科生对5 张女性人物照片进行温暖特质评分，选出1 位女性人物作为下一步预实验的刺激材料，并将其微博名称命名为“付清清darling”。

通过某在线调研平台邀请了67 名被试参加单因素（社会距离：近vs. 远）组间实验。删除未通过注意力检测、答题时间过短的样本后，近社会距离与远社会距离组分别有30、31 份有效样本。在该实验中，我们将“付清清darling”介绍为“一位拥有237万粉丝的美妆博主，曾入选微博网络红人榜美妆板块前10”。参考Mantovani et al. [16] 操縱消费者-品牌社会距离的做法，结合网红代言研究的实际，从是否关注网红、观看网红视频的频率等方面对消费者-网红社会距离进行操纵。在近（vs. 远）社会距离组，刺激材料中说明“您在微博关注了（vs. 未关注）‘付清清darling，并经常观看（vs. 未观看过）她发布的美妆技巧相关推文或视频”。两组参与者在观看完人物照片及其介绍后，对其感知社会距离进行评价。社会距离的测量参考了Huang et al. [20] 的做法，被试通过选择两个圆圈的重叠程度（1=完全不重叠，7=几乎完全重叠）以评价与网红的社会距离。独立样本t 检验的结果显示，远社会距离组的感知社会距离要显著高于近社会距离组（M远=5. 58，SD远= 1. 680， M近= 4. 27， SD近= 1. 689; P =0. 003），这表明对社会距离的操纵成功，可用于进一步的正式实验。

2. 实验设计。正式实验通过某在线调研平台的样本服务进行，采用2（网红代言人温暖特质：低vs. 高）×2（社会距离：近vs. 远）的组间实验设计以验证假设。共有221 名女性被试参加此次实验，剔除答题时间过短和未通过注意力检测的样本后，共收集有效样本199 份，其中“高温暖特质+高社会距离”组有51 份，“高温暖特质+低社会距离”组有49份，“低温暖特质+高社会距离”组有52 份，“低温暖特质+低社会距离”组有47 份。

代言产品的操纵：选取口红作为正式实验的代言产品。社会距离的操纵已通过预实验完成。网红代言人温暖特质的操纵参考实验一。

3. 实验过程。所有被试被随机分到4 组实验情景中，并被告知在完成实验后将领取一个现金红包，以鼓励其认真参与实验。随后，被试将看到实验情景材料（情景材料中的广告文案均参考真实品牌广告文案改编）。

所有被试会看到实验情景描述“想象您在手机上刷微博，看到您购买过的美妆品牌特尼兰Tnilan发布了一条微博”，并看到微博文字“一抹臻红唇膏大胆说爱！ 看美妆博主@ 付清清darling 用RS520表白，让爱满溢唇间” 以及代言人与品牌的图片。此外，4 组被试还看到如下描述：“‘付清清darling是一位拥有237 万粉丝的美妆博主，曾入选微博网络红人榜美妆板块前10。‘付清清darling对粉丝友好，时常在评论区与粉丝互动;热心公益，曾在微博发起过多次关爱困境人群的公益项目;诚实守信，答应给粉丝抽奖送出的礼品从不食言（vs. 低温暖特质：无此句内容）。您在微博关注了（vs. 远社会距离：未关注）‘付清清darling，并经常观看（vs.远社会距离：未观看过）她发布的美妆技巧相关推文或视频。”

在阅读完情景材料后，被试回答了对网红代言人温暖特质、社会距离的感知，共情、顾客公民行为、品牌幸福感相关的题项，注意力检测题项以及性别、年龄、收入、学历等人口统计信息题项。温暖特质（Cronbach's α =0. 875）、共情（Cronbach's α =0. 864）、顾客公民行为（Cronbach's α =0. 760）和品牌幸福感（Cronbach's α = 0. 876）的题项均与实验一相同。

4. 结果分析。（1）操纵检验。单因素方差分析的结果显示，高温暖特质组的温暖评分要显著高于低温暖特质组的评分（M高温暖=6. 01，SD高温暖=0. 61;M低温暖= 5. 21，SD低温暖= 0. 89;F（1，198）= 55. 519，P = 0. 000）;远社会距离组的感知社会距离要显著高于近社会距离组（M远距离= 5. 33，SD远距离= 1. 68;M近距离= 4. 31，SD近距离= 1. 59;F（1，198）= 19. 292，P =0. 000）。这表明实验对温暖特质、社会距离的操纵是成功的。（2）主效应检验。单因素方差分析的结果表明，网红代言人温暖特质对品牌幸福感的正向影响显著（F（1，198）= 14. 820，P =0. 000）。独立样本t 检验的结果表明，相比于低温暖特质组，高温暖特质组的品牌幸福感显著更高（M高温暖= 5. 35，SD高温暖= 0. 89; M低温暖= 4. 81， SD低温暖= 1. 06; t（197） = -3. 846，P = 0. 000），H1 再次得到支持。（3）中介效应检验。与实验一、二相同，Bootstrap 分析的结果表明，共情的中介效应显著（95% CI =0. 110 8～0. 467 8），效应量为0. 287 9;顾客公民行为的中介效应显著（95%CI= 0. 127 8～0. 431 6），效应量为0. 274 0;共情、顾客公民行为的链式中介效应显著（95% CI = 0. 005 3 ～ 0. 123 7）， 效应量为0. 054 6。由此，H2、H3、H4 再次得到支持。（4） 调节效应检验（见图2）。一方面，以网红代言人温暖特质为自变量、共情为因变量、社会距离为调节变量的双因素方差分析结果表明，网红代言人温暖特质与社会距离的交互效应显著（F（1，198）= 5. 949， P =0. 016）;简单效应分析结果表明，对与网红代言人社会距离较远的顾客而言，低或高温暖特质对共情的影响不显著（ 远社会距离： M高温暖= 5. 50，SD高温暖= 0. 120;M低温暖= 5. 39，SD低温暖= 0. 119;F =0. 386，P = 0. 535）;对与网红代言人社会距离较近的顾客而言，相比低温暖特质，网红代言人的高温暖特质对共情能产生积极影响（ 近社会距离：M高温暖= 5. 68， SD高温暖= 0. 123; M低温暖= 4. 98，SD低温暖=0. 125;F =15. 910，P =0. 000）。另一方面，以顾客公民行为因变量，对社会距离的调节效应进行检验，双因素方差分析结果表明，网红代言人温暖特质与社会距离的交互效应不显著（F（1，198）=3. 013，P =0. 084）。

有调节的中介效应检验。采用Process 插件的模型84 进行Bootstrap 分析，样本数设定为5 000，置信区间设定为95%，并加入年龄、收入和教育程度作为控制变量。结果如表1 所示。

第一，当社会距离较近（均值-1SD）时，网红代言人温暖特质通过共情到品牌幸福感的中介效应显著（ 95% CI = 0. 212 0 ～ 0. 654 5）， 效应值为0. 417 4;当社会距离较远（均值+1SD）时，共情的中介效应不显著（95%CI = -0. 141 6 ～0. 261 7），效应值为0. 062 5;被調节的中介效应显著（95%CI =-0. 662 6～-0. 063 9），效应值为-0. 354 9。这表明共情的中介效应受到社会距离负向调节，故H5a 得到支持。

第二，当社会距离较近（均值-1SD）时，网红代言人温暖特质通过顾客公民行为到品牌幸福感的中介效应不显著（95%CI=-0. 015 6～0. 109 8），效应值为0. 033 7;当社会距离较远（均值+1SD）时，顾客公民行为的中介效应不显著（95%CI=-0. 019 2～0. 102 6），效应值为0. 032 4;被调节的中介效应同样不显著（95%CI = -0. 080 6 ～ 0. 071 0），效应值为-0. 001 3。这表明顾客公民行为的中介效应不受社会距离的调节，故H5b 未得到支持。

第三，当社会距离较近（均值-1SD）时，网红代言人温暖特质通过共情、顾客公民行为到品牌幸福感的链式中介效应显著（95%CI=0. 011 3～0. 208 3），效应值为0. 099 8;当社会距离较远（均值+1SD）时，链式中介效应不显著（95%CI=-0. 034 0～0. 079 0），效应值为0. 001 5;被调节的链式中介效应显著（95%CI=-0. 196 2～-0. 001 5），效应值为-0. 084 8。这表明共情、顾客公民行为的链式中介效应受到社会距离的负向调节，故H5c 得到支持。

五、研究结论与启示

（一）结论与理论贡献

1. 网红代言人温暖特质显著影响品牌幸福感，即与聘请低温暖特质的网红代言人相比，聘请高温暖特质的网红代言人对提升顾客的品牌幸福感有积极作用。本文通过探讨网红代言人温暖特质对品牌幸福感的影响，丰富了网红代言和品牌幸福感的研究内容。一方面，现有文献虽然对网红代言人特质的问题关注较多，但多聚焦于网红的可信性、吸引力、专业性、交互性等特质[8] ，而温暖作为刻板印象内容模型中先于能力被判断的维度，且温暖特质是广受欢迎的社会正能量，却在代言研究中并未受到较多关注。本文关注网红代言人的温暖特质及其产生的积极效应，发现网红代言人的温暖特质能够显著提升顾客的品牌幸福感， 这与Kim etal. [10] 的结论相似，推进了网红代言人特质的相关研究。另一方面，现有对品牌幸福感前因的研究大多只涉及品牌及其提供的产品/ 服务，或消费者本身，通过品牌营销策略线索提升品牌幸福感的路径被关注得较少，且代言的现有研究较少关注代言人对消费者个体情感的影响。因而，本文从品牌代言角度探究品牌幸福感的形成机制，发现网红代言人温暖特质既可以直接对品牌幸福感产生影响，也可以通过共情、顾客公民行为产生间接影响，丰富了品牌幸福感的前因研究范畴。

2. 共情與顾客公民行为在网红代言人温暖特质对品牌幸福感的正向影响中分别起到中介作用，且共同起到链式中介作用。本文提出了共情与顾客公民行为的解释机制，进一步延伸了相关理论在代言研究中的应用。一方面， 本文基于模仿理论[13-14] ，发现当网红代言人具有温暖特质时，顾客会倾向于模仿对网红代言人在温暖特质下的行为，进而激发对品牌具有积极意义的顾客公民行为。由此，将模仿理论在代言研究中进行了延伸拓展。另一方面，本文基于动机改变理论[4， 14] ，发现网红代言人温暖特质会依次在态度及行为层面使顾客发生变化，产生共情及顾客公民行为，进而品牌幸福感得到提升。相应地，将动机改变理论在代言研究中进行了延伸拓展。

3. 社会距离在网红代言人温暖特质对品牌幸福感的影响机制中起到调节作用，因此进一步明确了网红代言人温暖特质对品牌幸福感影响的作用边界。虽然现有研究已证实消费者对网红的信任及传播意愿会受到消费者与网红之间社会距离的影响，但品牌及其所聘请网红代言人的特质给顾客带来的个体情感变化，是否亦会受到社会距离的影响，此前未有学者对此明确。本文发现共情在网红代言人温暖特质与品牌幸福感间的中介作用，以及共情、顾客公民行为的链式中介作用，均受到社会距离的负向调节。由此，本文也为企业在聘请具备温暖特质的网红代言人时避免网红代言人作用失效提供了理论依据。

（二）管理启示

1. 本文对企业选择合适的网红代言人以提高品牌幸福感具有借鉴意义，企业应重点考虑网红代言人自身所具备的特质。本文的研究结果表明，相比低温暖特质的网红代言人，高温暖特质的网红代言人对品牌幸福感的提升作用显著更强。因此，为响应国家关于“不断增强人民群众幸福感”的号召，企业在考虑如何提升顾客的品牌幸福感时，应尝试选用具备高温暖特质的网红代言人作为刺激因素。例如，YSL 圣罗兰、realme 手机等品牌邀请向上好学、积极健康的B 站up 主“老番茄”进行产品推广。

2. 本文对企业设计网红代言广告或推文具有参考价值，企业应着重考虑如何激发顾客的共情。本文的研究结果表明，网红代言人温暖特质一方面会通过共情对品牌幸福感产生正向影响，另一方面共情也能激发顾客公民行为，进而积极作用于品牌幸福感。因此，企业在聘请具备高温暖特质的网红作为品牌代言人的同时，可以考虑在广告文案中加入能表达温暖的文字或表情符号，以更好地激发共情。

3. 本文对企业完善网红代言策略以增强网红代言效应具有一定的启示，企业应考虑从社会距离角度考虑如何强化网红代言人温暖特质对顾客品牌幸福感的影响。企业可尝试缩小顾客对网红代言人的感知社会距离，如授权网红在通过社交媒体平台推广品牌的过程中加强与消费者的互动。例如，发布内容时常传递友好、善良信息的小红书美食博主“樱桃叽歪酱”被邀请推广虎牌电饭煲，“樱桃叽歪酱”在产品推荐相关的笔记下回复了多条评论，而该条笔记的点赞、评论数量要显著高于该博主发布的其他笔记。

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責任编辑：王冬年