品牌代言传播策略的性别适用性

第五节　品牌代言传播策略的性别适用性

为验证研究假设H21，本研究在问卷第8题以“你介意一个品牌代言人的性别吗？如果不介意，不需要回答此题；如果介意，您喜欢的是（1）男性代言人；（2）女性代言人”为题进行被测者的代言者性别喜好倾向调查。针对近年一些品牌传播活动以异性代言私密性产品的新现象，本研究问卷第16题以“您怎么看‘让男性代言者去推荐女性的私密用品、让女性代言者去推荐男性的私密用品’这个现象”及下属问题，通过五尺度量表获得被测者相关数据。

一、不同性别被测者的代言者性别喜好

2008年问卷数据统计显示，1000份有效被测者问卷中，占被测者总数69.2%的被测者表示并不介意（无所谓）代言者的性别，占被测者总数30.8%的被测者表示介意代言人的性别。在30.8%的介意代言者性别的被测者当中，有占总数6%的被测者男性喜欢代言者为男性，有占被测者总数11%的被测者男性喜欢代言者为女性，有占被测者总数5.2%的女性被测者喜欢代言者为男性，有占被测者总体8.6%的女性被测者喜欢代言者为女性。

表6-60　不同性别被测者的品牌代言者性别喜好

表6-61　t检验

表6-60、6-61的t检验可见，不同性别被测者的品牌代言者性别喜好存在着显著差异（P＜0.05）。女性被测者不介意代言人性别的比例比男性高，喜欢女性代言者的比例比喜欢男性代言者的比例高；男性比女性介意代言者的性别，且喜欢女性代言者的比例比喜欢男性代言者的比例高。比较而言，女性被测者比男性被测者不介意代言者性别差异，与喜欢异性代言者相比，更喜欢同性代言者；男性被测者比女性被测者介意代言者的性别差异，与喜欢同性代言者相比，更喜欢异性代言者。

该数据显示了与“名人代言人无论男女都对同性更有指向性和说服效果”（Gail Tom1998；Tom et al．1992）、“同一品牌同性别代言人形象在被试选择目标品牌时发生了明显的启动效应”（林树，2003）的研究结论相反的结论，支持了“女被测者对女性代言人的广告有较好广告态度”（张逸民，1977）、“男女两性名人代言人在广告吸引力方面有不同影响”（Rajan Nataraajan，1997），“具有‘美丽吸引力’类型的代言人，对男性有显著影响”（张志远，2005）等研究结论。数据说明，不同性别中国内地“80后”在校大学生群体的品牌代言者性别喜好呈现显著差异，且男性更喜欢异性代言者，而女性更喜欢同性代言者。

研究假设H21－1“不同性别中国内地‘80后’在校大学生对品牌代言者的性别喜好不存在显著差异”得到验证且不成立，两性对代言者的性别喜好呈现显著差异，且女性更适用同性代言者即女性代言者，男性更适用异性代言者即女性代言者。

2011年同题调查数据分析显示了与2008年一致的结论，“90后”被测者两性对代言者的喜好呈现显著差异，女性更适用同性代言者即女性代言者，男性更适用异性代言者即女性代言者。

二、不同性别被测者对品牌代言传播策略的总体认知与评价

为验证研究假设H21－2，本研究在问卷中设计相关问题，并通过分析获得如表6-62的比较数据。

表6-62　不同性别被测者对品牌代言传播策略的总体认知与评价

表6-63　t检验

表6-63t检验可见，第一个问题，男女被测者的回答有显著差异（P＜0.05）。男性被测者更趋向于同意“有没有品牌代言者无差异”观点。第二个问题，男女被测者的回答不存在显著差异（P＞0.05）。可见，对品牌代言传播策略的基本评价中，不同性别被测者之间呈现显著差异（P＜0.05）。女性比男性在意一个品牌是否有品牌代言者，容易受到代言者的影响，但两性在品牌代言传播活动的信任度上不存在显著差异（P＞0.05）。该数据与“无论整体或个别，广告代言人对女性消费者购买动机都产生影响；女性消费者对广告代言人具有良好印象，将增加产品的价值评价”（郑圣洁，2006）类似。

研究假设H21－2“不同性别中国内地‘80后’在校大学生对品牌代言传播策略的总体认知与评价存在显著差异”被验证且成立，但在对品牌代言传播活动的信任度上不存在显著差异。

2011年同题调查数据分析显示，假设H21－2同样被验证并成立。第一个问题，男女被测者的回答有显著差异（男均值2.811女均值3.044，P＜0.05）。男性被测者更趋向于同意“有没有品牌代言者无差异”观点。第二个问题，男女被测者的回答依旧存在显著差异（男均值3.235，女均值3.364，P＜0.05），与2008年数据结论不同。可见，对品牌代言者策略的基本评价中，“90后”不同性别被测者之间呈现显著差异（P＜0.05）。女性比男性在意一个品牌是否有品牌代言者，容易受代言者的影响，且两性在品牌代言传播活动的信任度上也存在显著差异（P＜0．05）。

三、不同性别被测者的品牌代言者最佳接触点评价

统计与分析不同性别被测者的品牌代言者最佳接触点评价，本研究得出如图6-6的比较数据。

表6-64　非参数检验

分组变量：被测者性别

图6-6　2008——不同性别被测者与喜欢的品牌代言者的期望接触点比较

表6-65　非参数检验

表6-66　非参数检验

上述三表数据显示，被测者期望与喜爱的品牌代言者接触的接触点评价在总体上不存在显著差异（P＞0.05），前五个场所都为电视广告、公益活动、促销活动、购买现场、意外遇见。即使将男女被测者占比最高的前五个场所进行比较检验可见，两者依然不存在显著差异（P＞0.05），可见，被测者男女与喜爱的品牌代言者接触的最佳接触点无显著差异。研究假设H21－3“不同性别中国内地‘80后’在校大学生与喜爱的品牌代言者的最佳接触点评价存在显著差异”被验证并不成立，但被测者男女与喜爱的代言者的最佳接触点存在着一定的差异性。

2011年同题调查数据分析显示，该假设同样被验证并不成立，按照最佳接触点由高到低排序，前五位为公益活动（男22.2%，女22.3%）、意外遇见（男18.3%，女17.1%）、购买现场（男13.5%，女14.3%）、电视广告（男12.9%，女14.5%）、博客（男6%，女6.6%）等，但被测者即中国内地“90后”在校大学生男女与喜爱的代言者的最佳接触点存在着一定的差异性，如电视广告接触点评价女性比男性高。

图6-7　2011——不同性别被测者与喜欢的品牌代言者的期望接触点比较

比较2008、2011两度调查数据可见，“90后”被测者与“80后”被测者的最佳接触点评价发生较大变化，“公益活动”、“意外遇见”、“电视广告”、“购买现场”共同具有高评价，不同的是，“博客”取代了促销活动，位列前五。

四、不同性别被测者的品牌代言数适用性评价

统计与分析2008年调查的“不同性别被测者对一个品牌代言者最佳品牌代言的数量”评价，本研究得出图6-8的比较数据。

图6-8　不同性别被测者的最佳品牌代言数评价

表6-67　t检验

分组变量：被测者性别

表6-67t检验可见，虽然不同性别被测者对品牌代言者的最佳代言数的个数评价之间有些微差异，但并不存在显著差异（P＞0.05）。

研究假设H21－4“不同性别中国内地‘80后’在校大学生对一个品牌代言者的最佳品牌代言数评价呈现显著差异”被验证并不成立。

2011年同题调查数据分析显示，不同性别的“90后”被测者对一个品牌代言者的最佳品牌代言数评价有些微差异（1个：男26%，女21.2%；2个：男30.9%，女37.7%，3个：男33.2%，女30.9%，4个：男5.3%，女4.9%，5个：男4.7%，女5.3%），但并不存在显著差异（P＞0.05），该研究假设同样被验证并不成立。

两度调查数据说明，适合“80后”、“90后”被测者的最佳代言数为1～3个之间，4个及以上代言数则会对代言者评价有负面影响。

五、不同性别被测者的品牌代言者适用性四要素评价

为验证研究假设H21－5，本研究对不同性别被测者对不同类型品牌代言者的四种基本要素的第一提及率进行独立被测者的非参数检验，得出如表6-68的数据结果。

表6-68　非参数检验

分组变量：被测者性别

如表6-68可见，在品牌代言者的可信度、喜爱度、吸引力、销售促进力各项要素评价的第一提及率排名中，两性的正面数据均不存在显著差异（P＞0.05），而两性的负面数据则存在显著差异（P＜0.05）。

研究假设H21－5“不同性别中国内地‘80后’在校大学生对品牌代言者的适用性四要素评价均存在显著差异”被验证并不成立，被测者两性对品牌代言者适用性四要素的评价中，正面评价不存在显著差异，负面评价存在显著差异。

2011年同题调查数据分析显示，该假设得到验证并不成立，但结论与2008年数据不同。具体表现为：在品牌代言者的可信度、喜爱度、吸引力、销售促进力各项要素评价的第一提及率排名中，只有“最吸引程度排名第一代言者”一项的两性的正面数据存在显著差异（P＜0.05），其余7项的正面、负面数据皆不存在显著差异（P＞0.05）。

六、不同性别被测者的不同类型品牌代言者适用性评价

为验证不同性别中国内地“80后”在校大学生对不同类型品牌代言者的适用性，本研究对目前使用最多的明星、名人代言进行了相关数据统计分析，获得以下数据。

（一）明星或名人代言者的适用性1．

明星或名人代言与品牌记忆

图6-9　不同性别被测者对明星、名人代言与品牌记忆的评价

表6-69　t检验

对图6-9中的数据进行表6-69的t检验可见，两性被测者对本题的认知与评价存在显著差异（P＜0.05），明星（名人）的品牌推荐对女性被测者品牌记忆的影响力比对男性被测者强。2011年针对“90后”被测者的同题调查数据分析显示了同样的结论。

2．明星或名人代言的可信度评价

表6-70　t检验

对图6-10（见下页）进行表6-70的t检验可见，两性存在显著差异（P＜0.05），男性被测者更认同“明星（名人）的推荐不可信”的观点。

图6-10　不同性别被测者对名人／明星代言的评价

2011年同题调查数据分析则显示，两性不存在显著差异（P＜0.05），男性、女性被测者一致认同“明星（名人）的推荐不可信”的观点。与2008年数据结论不同。

3．因喜欢的明星或名人推荐而改变购买态度

表6-71　t检验

对图6-11（见下页）进行表6-71的t检验可见，两性被测者存在显著差异（P＜0.05），男性被测者比较女性被测者更不会因喜欢的名人推荐而改变消费态度，女性被测者比男性被测者容易受到所喜爱的明星、名人的推荐的影响而产生消费。研究假设H21－6“明星或名人代言者对不同性别中国内地‘80后’在校大学生的代言适用性存在显著差异”被验证并成立，但男女两性多数均不会受到影响而产生消费。

2011年同题调查数据分析显示，中国内地“90后”在校大学生两性对该问题的反应不存在显著差异（P＞0.05），占比52.4%的男性、53.8%的女性均不会受到影响而产生消费。该结论与中国传媒大学CMI对“90后”的调查结论基本一致。

图6-11　不同性别被测者因喜欢的名人推荐而改变购买态度的比例

（二）对角色扮演专家代言者的信任度

前述研究假设H16“中国内地‘80后’在校大学生对角色扮演专家代言者的可信度评价低”被验证并成立，进一步，对角色扮演专家代言者的信任度在两性之间是否呈现显著差异呢？本研究同时提出假设H21-7。通过统计与分析验证，得出如图6-12的数据结论。

表6-72　t检验

将图6-12的数据进行表6-72的t检验可见，两性被测者存在显著差异（P＜0.05），女性更同意“用扮演的假专家做代言人，不了解一个品牌的专业知识，我不信任更不购买”的观点，比较男性被测者，她们更不信任角色扮演的假专家代言。研究假设H21－7“不同性别中国内地‘80后’在校大学生对角色扮演专家的信任度评价存在显著差异”被验证并成立，且多数（男性占比76.12%，女性占比84.9%）同意“用扮演的假专家做代言人，不了解一个品牌的专业知识，我不信任更不购买”的观点。

图6-12　不同性别被测者对角色扮演专家代言者的信任度比较

2011年同题调查数据分析则显示，两性被测者对角色扮演专家代言者的信任度不存在显著差异（P＜0.05），与2008年数据结论不同，但占比87.9%的男性、86.8%的女性同样同意“用扮演的假专家做代言人，不了解一个品牌的专业知识，我不信任更不购买”的观点。可见，角色扮演专家代言者更不适用于“90后”被测者。

（三）对企业领袖代言者的代言动机评价

在具体使用企业领袖做代言时，一般分为两种情况：让企业领袖为自己在职品牌代言，让企业领袖为他品牌代言。本研究在问卷中设置了第3、4两题：“一个企业领袖为自己在任的企业或品牌担任代言人，您怎么看”、“您怎么看一个企业聘请其他企业的领导人做品牌代言人”，分别对应企业领袖为在职品牌代言和为他品牌代言现象，意图获得被测者对企业领袖代言的认知与评价。

根据对数据的t检验结果分析可见，不同性别被测者对企业领袖为在职品牌代言与企业员工代言的可信度比较评价（t检验：0.330，0.332）、企业领袖能更好地表现品牌特质（t检验：0.283，0.284）评价、企业利用企业领袖代言动机归因（t检验：0.442，0.443）、对企业领袖为在职品牌代言的可信度、消费促进力评价（t检验：0.648，0.648）、企业领袖个人魅力与跟从消费关系评价（t检验：0.514，0.515）、企业领袖为他品牌做代言的价值评价（t检验：0.975，0.975）、对企业利用它企业领袖做代言的效果归因评价（t检验：0.496，0.497）等方面均不存在显著差异（P＞0.05），体现出相当的一致性。但是，不同性别被测者在对企业领袖为他品牌代言的代言动机归因中，体现出显著差异（P＜0.05）。如表6-73所示。

表6-73　不同性别被测者对企业领袖为他品牌代言的动机归因

表6-74　t检验

表6-74的t检验可见，在评价“一个企业领袖为他品牌做广告或宣传的动机”时，两性被测者存在显著差异（P＜0.05）。比较女性被测者，男性被测者将代言动机归因为做秀行为的倾向明显。研究假设H21－8“不同性别中国内地‘80后’在校大学生对企业领袖代言他品牌的动机归因存在显著差异”被验证并成立。

2011年同题调查数据t检验显示，不同性别“90后”被测者对企业领袖为在职品牌代言与企业员工代言的可信度比较评价、企业领袖能更好地表现品牌特质评价、企业利用企业领袖代言动机归因、对企业领袖为在职品牌代言的可信度、消费促进力评价、企业领袖个人魅力与跟从消费关系评价、企业领袖为他品牌做代言的价值评价、对企业利用它企业领袖做代言的效果归因评价、企业领袖代言他品牌的动机归因等项均不存在显著差异（P＞0.05），体现出相当的一致性，唯独在“不管是企业领导人还是企业员工，比较那些明星、名人或其他专家代言，都更可信”一项上，出现显著差异。因此，假设假设H21－8被验证并不成立，不同性别“90后”被测者对企业领袖代言他品牌的动机归因不存在显著差异，均不赞同将企业领袖代言动机归因为作秀行为（男均值3.408，女均值3.443）。

七、不同性别被测者对双面代言策略的评价

如前述，研究假设H18“中国内地‘80后’在校大学生对双面代言的可信度评价高”被验证成立，但这是否意味着双面代言策略适用于不同性别的中国内地“80后”在校大学生？本研究对此进行了进一步的数据统计和分析。对表6-75的数据进行表6-76的t检验显示，不同性别被测者对双面代言的评价均不存在显著差异（P＞0.05），均肯定了品牌传播中采用双面代言策略的沟通优势。该结论与前人研究（MichaelA．Kamins，1989）同。

表6-75　不同性别被测者对双面代言的评价

表6-76　t检验

研究假设H21－9“不同性别中国内地‘80后’在校大学生对双面代言策略的评价呈现显著差异”被验证并不成立。研究假设H18和研究假设H21－9的验证说明，双面代言策略的确适用于中国内地“80后”在校大学生消费者。

2011年同题调查数据分析显示，不同性别被测者除了对“这个代言者让我了解了品牌的整体质量状况”的评价存在显著差异（P＜0.05）之外，其他项都不存在显著差异。因此，针对“90后”被测者，假设H21－9被验证部分成立。双面代言策略同样适用于“90后”不同性别的被测者。

八、不同性别被测者对私密性产品的异性代言策略的评价

如前述，研究假设H19“异性代言策略不适用于面向中国内地‘80后’在校大学生的私密性产品”得到验证并成立，对于中国内地“80后”在校大学生而言，异性代言私密性产品的策略适用性不强。但不同性别被测者如何认知与评价私密性产品的异性代言和同性代言策略，两者是否存在显著差异？研究通过问卷调查与数据分析，获得如表6-77的结果。

表6-77　私密性产品的异性或同性代言的效果比较

表6-78　t检验

续表

对表6-77数据进行表6-78的t检验可见，两性在五个选项上均存在显著差异（P＜0.05）。同意异性代言私密性产品无经验、不可信，认为私密性产品不适合异性代言、认为更能接受同性代言的男性被测者占比比女性被测者显著低；赞同异性代言，认为异性魅力相吸，异性代言效果好、异性代言有趣的男性占比比女性显著高。可见，即使是私密用品，男性被测者对异性代言的信任度、正面评价均比女性被测者多；女性被测者则多数喜欢同性代言者。

研究假设H21－10“不同性别中国内地‘80后’在校大学生对私密性产品的同性代言与异性代言的适用性评价呈现显著差异”被验证并成立，男性比女性的异性代言策略的适用性评价高，女性比男性的同性代言策略的适用性评价高。

2011年同题调查数据分析显示，结论与2008年同。男性比女性的异性代言策略的适用性评价高，女性比男性的同性代言策略适用性评价高。

九、不同性别被测者对代言者品德因素的反应

为验证研究假设H21－11，本研究对问卷第29题调查数据进行统计与分析，获得不同性别被测者有关代言者品德评价与代言者信任度、与代言者好感度、与代言品牌好感度、与代言品牌购买意向四种关系的评价反应。具体数据如下列各表所示。

表6-79　代言者品德与代言者信任度评价

表6-80　代言者品德与代言者喜爱度评价

表6-81　代言者品德与代言品牌喜爱度评价

表6-82　代言者品德与代言品牌购买意向评价

对上述各表进行t检验可见，当一个品牌代言者的品德或口碑不好，但他们具有吸引被测者的魅力、专业的品牌知识、推荐的证词也有理有据时，男女被测者在“代言者品德评价与代言者信任度”、“代言者品德评价与代言者好感度”、“代言者品德评价与代言品牌购买意愿”这三种关系的反应上不存在显著差异（P＞0.05），但在“代言者品德评价与代言品牌喜爱度”关系的反应上呈现显著差异（P＜0.05）。实证说明，即使在代言者具有吸引力、专业性、推荐内容可信度高的情况下，一个品牌代言者的品德及负面信息对两性被测者的代言者信任度、代言者好感度、品牌购买意愿的影响力相当，但会使男性被测者对代言品牌的好感度比女性被测者显著低。即使在代言者具有吸引力、专业性、推荐内容可信度高的情况下，代言者品德对不同性别被测者的品牌好感度的影响也呈现显著差异，其他项则不存在显著差异。因此，研究假设H21－11“代言者品德对不同性别中国内地‘80后’在校大学生的代言者信任度、代言者好感度、品牌好感度、品牌购买意愿的影响力呈现显著差异”被验证并不完全成立，代言者品德对不同性别被测者的品牌好感度的影响呈现显著差异，而对代言者信任度、代言者好感度、品牌购买意愿的影响力不存在显著差异。

2011年同题调查数据分析显示，结论与2008年同。代言者品德对不同性别被测者的品牌好感度的影响呈现显著差异。代言者品德或口碑不好时，男性被测者比女性被测者的品牌好感度显著低。但代言者品德对不同性别被测者的代言者信任度、代言者好感度、品牌购买意愿的影响力不存在显著差异。

十、不同性别被测者对高代言费用的动机归因

研究假设H6“高代言费用现象会使中国内地‘80后’在校大学生对代言者的代言动机产生负面归因”被验证并成立。那么，不同性别被测者对高代言费用的代言动机归因是否呈现显著差异？通过统计分析，本研究获得如表6-83的比较性数据。

表6-83　不同性别被测者对高代言费用的动机归因比较

表6-84　t检验

对表6-83进行t检验显示，在对高代言费用现象的评价中，两性被测者在将高代言费用产生的动机归因为攀比心理、不喜爱与不使用品牌、评价高代言费用和效果关系时均不存在显著差异（P＞0.05）；在将动机归因为代言人品德（贪婪）、产品质量时，两性被测者出现了显著差异（P＜0.05）。男性被测者将高代言费用现象归因为“代言人贪婪”、“产品质量不够好”的倾向比女性被测者明显。

研究假设H21－12“将高代言费用现象的产生归因为代言人品德和产品质量时，不同性别中国内地‘80后’在校大学生呈现显著差异”被验证并成立。数据说明，男性被测者会比女性被测者倾向于将高代言费用现象与代言动机形成负面关联，女性被测者则会比男性被测者倾向于将高代言费用现象与代言品牌的质量产生负面关联。

2011年同题调查数据分析显示，在对高代言费用现象的评价中，“90后”两性被测者在将高代言费用产生的动机归因为攀比心理、不喜爱与不使用品牌，评价高代言费用和效果关系时，将动机归因为代言人品德（贪婪）、产品质量时均不存在显著差异（P＞0.05）。假设H21－12被验证不成立。

十一、不同性别被测者对异国代言者策略适用性评价

为验证研究假设H21－13“不同性别被测者对异国代言者代言本土品牌的策略适用性评价存在显著差异”，问卷设计了“您怎么看中国的本土品牌采用外国人来做品牌代言人”及其下属问题，得到不同性别被测者有关态度（说服力、可信度、代言动机评价）反馈数据。将相关数据进行t检验，得到下列结果。

表6-85　t检验结果

表6-85t检验可见，不同性别被测者对本土品牌采用异国代言者的适用性评价中，可信度、说服力、对品牌活动关注度的影响度、对喜爱迁移的影响、成本风险等项上，均不存在显著差异（P＞0.05）。也就是说，不同性别被测者均认为，对本土品牌聘请异国代言者代言在国际化、关注度影响力、移情消费等方面可持肯定态度，但首先需要代言人存在品牌消费关联性、真实的产品消费、具有一定的个人魅力才能产生代言可信度，获得更多的注目率和情感迁移、品牌购买。t检验还显示，在决策动机和企业价值取向上，本土品牌利用异国代言者被女性被测者误解的风险比男性大，且呈现显著差异。研究假设H21－13“不同性别被测者对异国代言者代言本土品牌的策略适用性评价存在显著差异”被检验并不完全成立。

2011年同题调查数据分析显示，不同性别被测者对本土品牌采用异国代言者的适用性评价中，可信度、成本风险等项上不存在显著差异（P＞0.05）。而在说服力、对品牌活动关注度的影响度、对喜爱迁移的影响上存在显著差异。如表6-86。

表6-86　t检验结果

针对“90后”被测者的调查数据分析说明，假设H21－13“不同性别被测者对异国代言者代言本土品牌的策略适用性评价存在显著差异”被检验并不完全成立，但具有个人魅力的异国代言者对“90后”女性被测者的说服力、品牌活动关注度的影响度、品牌喜爱迁移影响力均比男性被测者大。