摘 要 品牌粉絲的敵意性品牌忠誠(chéng)具有“陰暗面”。文章整合敵意性品牌忠誠(chéng)、特質(zhì)遷移和態(tài)度極化的相關(guān)理論，通過(guò)三個(gè)實(shí)驗(yàn)探究消費(fèi)者敵意性品牌忠誠(chéng)和品牌用戶類型對(duì)品牌態(tài)度極化的交互影響，并探究其背后的內(nèi)在機(jī)制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，品牌狂熱用戶的敵意性品牌惡意會(huì)導(dǎo)致其他品牌潛在用戶和功利主義用戶的品牌態(tài)度負(fù)向極化，特質(zhì)遷移在上述粉絲行為對(duì)品牌的負(fù)面影響中起中介作用。研究有利于學(xué)界和企業(yè)界既關(guān)注和善加利用敵意性品牌忠誠(chéng)的正面效應(yīng)，也警惕其可能的負(fù)面后果，為企業(yè)合理利用敵意性品牌忠誠(chéng)提供實(shí)踐啟示。

關(guān)鍵詞 敵意性品牌忠誠(chéng) 特質(zhì)遷移 態(tài)度極化

1 引言

敵意性品牌忠誠(chéng)（oppositional brand loyalty）是指消費(fèi)者通過(guò)反對(duì)競(jìng)爭(zhēng)品牌來(lái)表達(dá)對(duì)首選品牌的忠誠(chéng)（Muniz amp; Hamer， 2001）， 如蘋(píng)果用戶通過(guò)誹謗攻擊微軟表達(dá)對(duì)蘋(píng)果的忠誠(chéng)（Hickman amp;Ward， 2007）。先前文獻(xiàn)主要探究敵意性品牌忠誠(chéng)對(duì)首選品牌的正面影響，如增強(qiáng)消費(fèi)者的品牌認(rèn)同（Chen amp; Ma， 2022）和削弱競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手品牌（楊爽，2017），僅有少數(shù)學(xué)者從道德認(rèn)同角度探究了敵意性品牌忠誠(chéng)對(duì)首選品牌的危害（Cheng amp; Yu，2022）。

然而，隨著在線品牌社群的快速發(fā)展，敵意性品牌忠誠(chéng)中針對(duì)競(jìng)爭(zhēng)品牌的不道德行為層出不窮，某些高度參與品牌社群的消費(fèi)者可能會(huì)對(duì)競(jìng)爭(zhēng)品牌乃至其用戶自發(fā)采取更激烈的行為，如故意貶低和嘲笑競(jìng)爭(zhēng)品牌的用戶或追隨者、幸災(zāi)樂(lè)禍乃至惡意中傷等（Hickman amp; Ward， 2007），這些敵意性品牌忠誠(chéng)行為極有可能招致對(duì)首選品牌的損害，甚至引發(fā)嚴(yán)重的社會(huì)惡性事件（Ewing et al.， 2013）。

Hayes 和Carr（2020）研究指出敵意性品牌忠誠(chéng)的攻擊性行為有利于強(qiáng)化品牌內(nèi)群體成員、尤其是對(duì)品牌認(rèn)同度高的內(nèi)群體成員對(duì)品牌的積極態(tài)度。但這一研究可能存在兩個(gè)問(wèn)題，除了不利于企業(yè)正視敵意性品牌忠誠(chéng)的黑暗面，它可能更適用于指導(dǎo)專注于開(kāi)拓利基市場(chǎng)的小眾品牌深耕核心粉絲，而對(duì)于以大眾市場(chǎng)為目標(biāo)人群的品牌，還需關(guān)注更廣泛的、占更大規(guī)模的路人和路人粉，他們的態(tài)度會(huì)因?yàn)檫@些內(nèi)群體成員的攻擊性行為向更積極的方向強(qiáng)化嗎？他們的態(tài)度有沒(méi)有可能反而向負(fù)向態(tài)度轉(zhuǎn)變？尤其是路人粉，它是否屬于品牌的內(nèi)群體成員？他們的積極態(tài)度是否會(huì)像核心粉絲一樣因攻擊競(jìng)爭(zhēng)品牌的行為而得到強(qiáng)化？這些問(wèn)題的答案不能從現(xiàn)有的研究中得以洞察，但對(duì)回答大眾品牌管理者該不該通過(guò)培育或強(qiáng)化用戶的敵意性品牌忠誠(chéng)有效管理粉絲、保持品牌競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)具有重要意義。

本研究通過(guò)三個(gè)實(shí)驗(yàn)遞進(jìn)地探討敵意性品牌忠誠(chéng)和用戶類型對(duì)品牌態(tài)度極化的交互影響及特質(zhì)遷移在其中的中介作用。其中實(shí)驗(yàn)1 初步探究主效應(yīng)，回答對(duì)于不同類型的品牌用戶，何種類型的敵意性品牌忠誠(chéng)會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)者對(duì)品牌態(tài)度極化（檢驗(yàn)H1a、H1b）。實(shí)驗(yàn)2 和實(shí)驗(yàn)3 通過(guò)變換實(shí)驗(yàn)情境和操縱方式再次驗(yàn)證主效應(yīng)，并進(jìn)一步探究特質(zhì)遷移的中介作用（檢驗(yàn)H2）。在方法上，分別通過(guò)彈幕評(píng)論圖片（實(shí)驗(yàn)1）、用戶評(píng)論截圖（實(shí)驗(yàn)2）和文字描述（實(shí)驗(yàn)3）的形式操縱敵意性品牌忠誠(chéng)，采用測(cè)量用戶與品牌關(guān)系后聚類（實(shí)驗(yàn)1、2）和自述（實(shí)驗(yàn)3）后自然成組的方式劃分品牌用戶。在實(shí)驗(yàn)情境上，為了排除品牌類型對(duì)研究結(jié)論的干擾，本研究使用了真實(shí)的服務(wù)品牌（實(shí)驗(yàn)1）、產(chǎn)品品牌（實(shí)驗(yàn)2）和名人品牌（實(shí)驗(yàn)3）情境。在不同的操縱、品牌類型和實(shí)驗(yàn)情境下主效應(yīng)和中介效應(yīng)均得到驗(yàn)證。

2 理論基礎(chǔ)及研究假設(shè)

2.1 敵意性品牌忠誠(chéng)與品牌用戶類型的對(duì)品牌態(tài)度極化的交互作用

態(tài)度是指?jìng)€(gè)人對(duì)事物及其好惡的總體評(píng)價(jià)（Rucker， 2021），態(tài)度極化是指?jìng)€(gè)體對(duì)事物的態(tài)度從原先的溫和中立趨于強(qiáng)烈極端（Ramírez et al.，2019）。態(tài)度極化比普通態(tài)度在強(qiáng)度上更加極端（Buder et al.， 2021），它非常適用于識(shí)別消費(fèi)者對(duì)品牌態(tài)度的分歧（Mafael et al.， 2016）。現(xiàn)有研究表明，社會(huì)認(rèn)同和自我分類是群體極化的主要驅(qū)動(dòng)因素（Buder et al.， 2021; Kim amp; Kim， 2019），本研究主要探究接觸不同類型的敵意性品牌忠誠(chéng)對(duì)品牌用戶對(duì)其首選品牌態(tài)度負(fù)向極化的影響。

前人研究關(guān)于品牌用戶類型的劃分，大多基于消費(fèi)者與品牌關(guān)系視角。比如，Wallace 等（2014）將Facebook 的粉絲聚類為：品牌狂熱者、真實(shí)主義者、自我表達(dá)者、功利主義者，為本文提供了重要參考。但由于本文除了考慮粉絲還需要考慮路人，因此，在Wallace 等人的研究基礎(chǔ)上，本文將品牌用戶大致分為潛在用戶（路人，未與品牌產(chǎn)生情感聯(lián)結(jié)，對(duì)品牌有一定的認(rèn)知度）、功利主義用戶（路人粉，與品牌建立普通情感聯(lián)結(jié)，是功能性、選擇性的買(mǎi)單者）和狂熱用戶（狂熱粉，對(duì)品牌有宗教般信仰與忠誠(chéng)）。

為了回答品牌的三類用戶在旁觀了核心粉絲對(duì)競(jìng)爭(zhēng)品牌的攻擊性行為后，會(huì)發(fā)生什么樣的態(tài)度變化，本文引入敵意性品牌忠誠(chéng)，并根據(jù)前人研究將其分為兩類，深入探究究竟敵意性品牌忠誠(chéng)行為都將引發(fā)態(tài)度變化，還是只有某類特定的敵意性品牌忠誠(chéng)行為會(huì)引發(fā)態(tài)度變化？根據(jù)敵意行為表現(xiàn)和強(qiáng)度不同，敵意性品牌忠誠(chéng)分為敵意性品牌拒絕和敵意性品牌惡意。敵意性品牌拒絕強(qiáng)調(diào)回避競(jìng)爭(zhēng)品牌，行為上表現(xiàn)為贊美首選品牌、與競(jìng)爭(zhēng)品牌劃清界限、基于客觀事實(shí)評(píng)價(jià)競(jìng)爭(zhēng)品牌的缺點(diǎn)（楊爽，2017；Djedidi， 2013）；敵意性品牌惡意強(qiáng)調(diào)惡意攻擊競(jìng)爭(zhēng)品牌，如說(shuō)壞話和幸災(zāi)樂(lè)禍（Japutra et al.， 2014）。相較于敵意性品牌拒絕，敵意性品牌惡意具有更強(qiáng)的攻擊性、負(fù)面性和侮辱性（Japutra et al.， 2014），是品牌社區(qū)中的“陰暗面”。

正如消費(fèi)者會(huì)通過(guò)選擇某些品牌來(lái)定義自我，他們同樣會(huì)通過(guò)回避購(gòu)買(mǎi)某些品牌來(lái)定義自我（Sirgy， 1982），某些引發(fā)聯(lián)想的參照群體（Whiteamp; Dahl， 2006）會(huì)影響消費(fèi)者的品牌態(tài)度。譬如，使用不遵守社會(huì)規(guī)范的敵對(duì)語(yǔ)言攻擊他人的行為通常會(huì)引起人們道德上的憤怒、規(guī)避傾向和態(tài)度兩極分化（Kim amp; Kim， 2019）。其次，現(xiàn)有研究表明，兩極分化是由群體內(nèi)部的同質(zhì)性和群體之間的異質(zhì)性決定的（Clark， 2009），根源于強(qiáng)烈的情感，如群體內(nèi)的偏袒和群體外的仇恨（Iyengar amp; Westwood，2015）。而狂熱用戶作為對(duì)品牌有著強(qiáng)烈情感依戀和認(rèn)同的消費(fèi)者（靳代平等， 2016），會(huì)把品牌納入自我概念之中，容易出現(xiàn)正定性偏差。當(dāng)品牌出現(xiàn)危機(jī)時(shí)，狂熱用戶可能會(huì)對(duì)負(fù)面信息進(jìn)行有偏見(jiàn)的認(rèn)知處理，將問(wèn)題向外而非向內(nèi)歸因（Wann amp;Dolan， 1994;Wang amp; Kim， 2020），甚至采取防御措施，主動(dòng)屏蔽品牌的負(fù)面信息，并在社交媒體上進(jìn)行積極的電子口碑（Lim amp; Brown-Devlin， 2023）。因此，當(dāng)狂熱用戶接觸內(nèi)群體成員同樣表達(dá)對(duì)首選品牌正向態(tài)度的敵意性品牌忠誠(chéng)時(shí)，其初始態(tài)度不易改變。然而，品牌的潛在用戶和功利主義用戶對(duì)品牌本身的情感聯(lián)結(jié)并不強(qiáng)烈，尚未將品牌納入自我概念之中，對(duì)品牌的初始態(tài)度較為溫和中性。因此，當(dāng)其接觸狂熱粉絲針對(duì)競(jìng)爭(zhēng)品牌的敵意性品牌惡意這一更具攻擊性和負(fù)面性的不文明行為后，可能會(huì)對(duì)首選品牌產(chǎn)生負(fù)面感知，其態(tài)度可能會(huì)由溫和中立負(fù)向極化。

H1a：對(duì)于品牌潛在用戶，相比于敵意性品牌拒絕，敵意性品牌惡意會(huì)使得消費(fèi)者的品牌態(tài)度負(fù)向極化。

H1b：對(duì)于品牌功利主義用戶，相比于敵意性品牌拒絕，敵意性品牌惡意會(huì)使得消費(fèi)者的品牌態(tài)度負(fù)向極化。

2.2 特質(zhì)遷移的中介作用

根據(jù)聯(lián)想網(wǎng)絡(luò)理論，粉絲的典型形象會(huì)影響品牌的形象（Schouten amp; McAlexander， 1995），但行為與人格之間存在巨大鴻溝，該理論難以解釋粉絲行為如何影響人們對(duì)品牌的態(tài)度。根據(jù)特質(zhì)推斷理論，人會(huì)無(wú)意識(shí)地通過(guò)行為者的行為推斷其人格特質(zhì)，比如人們可以從A罵人的行為推斷出A很粗魯。特質(zhì)推斷屬于歸因過(guò)程，表現(xiàn)為調(diào)用歸因知識(shí)，對(duì)行為和特質(zhì)之間建立了診斷性的、標(biāo)簽化的聯(lián)系。雖然特質(zhì)推斷致力于解釋行為如何影響人們對(duì)行為者人格的判斷，但是該理論也不能解釋粉絲的行為如何影響人們對(duì)品牌人格的判斷，為此本文引入特質(zhì)遷移理論。

特質(zhì)遷移（trait transference）是指?jìng)€(gè)體會(huì)將從行為者的行為推斷出的特質(zhì)錯(cuò)誤地遷移到不是該行為者的其他人上（Carlston amp; Skowronski， 2005），如描述他人踢狗的行為，會(huì)帶來(lái)描述者是殘酷的判斷。因此，特質(zhì)遷移理論恰好可以解釋行為主體的行為如何影響對(duì)與之相關(guān)的非行為主體的人格判斷，即粉絲行為如何影響人們對(duì)品牌的人格的判斷。不同于特質(zhì)推斷，特質(zhì)遷移屬于聯(lián)想過(guò)程，表現(xiàn)為對(duì)行為和特質(zhì)之間建立了一般化、非標(biāo)簽化的聯(lián)系，包括特質(zhì)激活、特質(zhì)關(guān)聯(lián)、特質(zhì)影響三個(gè)環(huán)節(jié)。從遷移方向來(lái)看，自發(fā)推斷的特質(zhì)不僅可以遷移到傳播者身上（Skowronski et al.， 1998），還可以遷移到與該行為隨機(jī)匹配的人或無(wú)生命物體上，比如代言人的人格特質(zhì)會(huì)遷移到品牌身上（Bergkvist， 2017）。在遷移的效價(jià)上，負(fù)面信息被認(rèn)為比正面信息更具診斷性（Rozin amp; Royzman， 2001）。

如前所述，品牌狂熱用戶的敵意性品牌惡意行為違反了社群成員應(yīng)當(dāng)遵從的行為標(biāo)準(zhǔn)、規(guī)章制度和道德倫理（Cialdini amp; Trost， 1998），具有非理性、不道德、惡意性等負(fù)面特征，人們會(huì)對(duì)違反規(guī)范的人產(chǎn)生負(fù)面印象以及規(guī)避懲罰傾向（陳思靜， 馬劍虹，2011）。品牌狂熱用戶屬于首選品牌聯(lián)想網(wǎng)絡(luò)中的重要節(jié)點(diǎn)，旁觀者容易將從狂熱用戶的敵意性品牌惡意行為中推斷的非理性、不道德、惡意性等特質(zhì)遷移到關(guān)聯(lián)品牌，影響其對(duì)該品牌的認(rèn)知和評(píng)價(jià)。因此，本文預(yù)測(cè)當(dāng)品牌狂熱用戶出于對(duì)某一品牌的喜愛(ài)而嘲諷、詆毀競(jìng)爭(zhēng)品牌時(shí)，品牌潛在用戶和功利主義用戶將會(huì)對(duì)這一行為主體產(chǎn)生負(fù)面評(píng)價(jià)，進(jìn)而遷移影響對(duì)關(guān)聯(lián)首選品牌的態(tài)度。另外，敵意性品牌忠誠(chéng)屬于忠誠(chéng)行為的一種表現(xiàn)形式，發(fā)起主體主要是對(duì)品牌具有高度情感聯(lián)結(jié)的人，對(duì)于品牌狂熱用戶而言，當(dāng)經(jīng)歷了這部分群體自發(fā)的敵意性品牌忠誠(chéng)行為后更容易產(chǎn)生內(nèi)群體認(rèn)同感，強(qiáng)化其對(duì)品牌的積極態(tài)度（Hayes amp; Carr， 2020），而不會(huì)產(chǎn)生負(fù)面特質(zhì)遷移，不會(huì)導(dǎo)致對(duì)品牌態(tài)度負(fù)向極化。

H2：對(duì)于品牌潛在用戶和功利主義用戶，相比于敵意性品牌拒絕，敵意性品牌惡意會(huì)使得消費(fèi)者產(chǎn)生特質(zhì)遷移，進(jìn)而對(duì)品牌態(tài)度負(fù)向極化。

綜上，本研究的理論模型如圖1 所示。

3 實(shí)驗(yàn)1

實(shí)驗(yàn)1 旨在探究敵意性品牌忠誠(chéng)和用戶類型對(duì)品牌態(tài)度極化的交互作用（H1a 和H1b），選擇真實(shí)的服務(wù)品牌（皇馬和巴薩）作為實(shí)驗(yàn)情境。

3.1 被試

使用G*Power 3.1.9.7 軟件對(duì)研究所需樣本量進(jìn)行事前估計(jì)，參考Kunst 等（2019）在群體忠誠(chéng)研究中的設(shè)定標(biāo)準(zhǔn)，設(shè)置f = .20，α = .05，采用F 檢驗(yàn)，為達(dá)80%（1-β ）的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力，至少需要246 人。在見(jiàn)數(shù)平臺(tái)招募381 名有效被試，其中女性占比60.4%，平均年齡 = 28.16 ± 7.94 歲，各組人數(shù)詳見(jiàn)表1。

3.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用2（敵意性品牌忠誠(chéng)：敵意性品牌拒絕vs.敵意性品牌惡意）×3（品牌用戶：潛在用戶vs. 功利主義用戶vs. 狂熱用戶）的被試間設(shè)計(jì)。

3.3 實(shí)驗(yàn)材料

敵意性品牌忠誠(chéng)。通過(guò)球隊(duì)比賽直播的彈幕評(píng)論圖片操縱，在敵意性品牌拒絕組，被試看到有如“皇家馬德里最強(qiáng)”等主要以支持皇馬、回避巴薩為主的評(píng)論；在敵意性品牌惡意組，被試看到有“巴薩真是垃圾”等主要以貶低、嘲笑巴薩為主的評(píng)論內(nèi)容。改編自Kuo 和 Feng（2013）、Kuo 和 Hou（2017）的敵意性品牌拒絕（α = .89）和敵意性品牌惡意（α= .93）量表檢驗(yàn)操縱有效性。

品牌用戶。采用品牌忠誠(chéng)、品牌認(rèn)同、自我——品牌聯(lián)結(jié)和品牌依戀的成熟量表測(cè)量被試對(duì)皇馬的初始品牌態(tài)度后自然分組。品牌忠誠(chéng)（α = .94）改編自Baldinger 和 Rubinson（1996）；品牌認(rèn)同（α= .95）改編自Tu?kej 等（2013）；自我——品牌聯(lián)結(jié)（α = .94）改編自Escalas 和 Bettman（2003）。品牌依戀（α = .95）改編自Thomson 等（2005）。

態(tài)度極化。測(cè)量被試對(duì)不認(rèn)同品牌、不依戀品牌和回避品牌等問(wèn)項(xiàng)（Grégoire et al.， 2009）的同意或不同意態(tài)度（α = .95）。上述測(cè)量均使用李克特七點(diǎn)量表。

3.4 實(shí)驗(yàn)程序

首先，測(cè)量被試對(duì)皇馬的初始態(tài)度。接下來(lái)，測(cè)量被試在看完操縱材料后在敵意性品牌忠誠(chéng)和對(duì)皇馬粉絲及皇馬態(tài)度的量表上得分。隨后，測(cè)量被試對(duì)皇馬和巴薩的熟悉度、閱讀材料的投入程度和實(shí)驗(yàn)情境真實(shí)性感知，最后，收集被試的性別、受教育程度等人口統(tǒng)計(jì)信息，整個(gè)實(shí)驗(yàn)大概耗時(shí)3 分鐘。

3.5 結(jié)果分析

操縱檢驗(yàn)。獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)結(jié)果表明，敵意性品牌拒絕組被試的感知敵意性品牌拒絕得分（M 拒絕= 4.33，SD = 1.56）顯著高于敵意性品牌惡意組的得分（ M 惡意= 3.90，SD = 1.78），t （379）= 2.56，plt; .05 ，Cohen' s d = .26。敵意性品牌惡意組被試的感知敵意性品牌惡意得分（ M 惡意= 5.63，SD = .99）顯著高于敵意性品牌拒絕組的得分（M 拒絕 = 4.06，SD = 1.56），t （379）= -11.86，p ＜ .001，Cohen' sd = 1.20。說(shuō)明敵意性品牌忠誠(chéng)的操縱成功。

聚類分析。根據(jù)總體樣本在消費(fèi)者品牌關(guān)系各維度上的得分進(jìn)行K-means 聚類分析①。結(jié)果識(shí)別出三大用戶群體，分別命名為“潛在用戶”、“功利主義用戶”、“狂熱用戶”，單因素方差分析結(jié)果表明聚類均值之間的差別是非常顯著的（p ＜.001）。

以態(tài)度極化為因變量，敵意性品牌忠誠(chéng)和用戶類型為自變量進(jìn)行方差分析表明，敵意性品牌忠誠(chéng)和用戶類型的交互效應(yīng)顯著（如圖2），F(xiàn) （1，375）= 8.27，p ＜ .001，ηp2 = .04。簡(jiǎn)單效應(yīng)結(jié)果分析表明，當(dāng)品牌用戶為潛在用戶時(shí)，相比于敵意性品牌拒絕，敵意性品牌惡意會(huì)使得消費(fèi)者態(tài)度極化（M 拒絕 = 3.74，SD = 1.33；M 惡意 = 5.34，SD = 1.08，p ＜ .001，Cohen' s d = 1.32）；當(dāng)為功利主義用戶時(shí)，相比于敵意性品牌拒絕，敵意性品牌惡意會(huì)使得消費(fèi)者態(tài)度極化（ M 拒絕= 3.51，SD = 1.14；M 惡意 = 4.47，SD = .95，p ＜ .001，Cohen' s d = .91）；當(dāng)為狂熱用戶時(shí)，敵意性品牌拒絕和敵意性品牌惡意對(duì)消費(fèi)者態(tài)度極化的影響沒(méi)有顯著差異（M 拒絕 = 3.01，SD =1.45；M 惡意 = 3.34，SD = 1.33，p gt; .05）驗(yàn)證了假設(shè)H1a 和H1b。

配對(duì)樣本t 檢驗(yàn)。由于本研究關(guān)注品牌用戶在目睹其他狂熱粉絲的敵意性品牌惡意行為后是否會(huì)對(duì)品牌態(tài)度負(fù)向極化，因此分別用品牌依戀（反向得分）和態(tài)度極化的條目1 來(lái)測(cè)量用戶對(duì)品牌的初始態(tài)度和操縱后態(tài)度。其中品牌依戀的條目1 為“你對(duì)皇馬的喜歡程度”（7 分量表，1 = 一點(diǎn)也不喜歡；7 = 非常喜歡），得分越高表明被試對(duì)品牌的積極態(tài)度越強(qiáng)；態(tài)度極化的條目1 為“我認(rèn)為我的價(jià)值觀與皇馬的粉絲不同”（7 分量表，1 = 完全不同意；7= 完全同意），得分越高表明被試對(duì)品牌的消極態(tài)度越強(qiáng)。實(shí)驗(yàn)1 配對(duì)樣本t 檢驗(yàn)結(jié)果（表1）表明，當(dāng)潛在用戶和功利主義用戶目睹其他用戶的敵意性品牌惡意行為后，其對(duì)品牌的負(fù)向態(tài)度會(huì)進(jìn)一步強(qiáng)化。

4 實(shí)驗(yàn)2

實(shí)驗(yàn)2 旨在驗(yàn)證敵意性品牌忠誠(chéng)和用戶類型對(duì)品牌態(tài)度極化的交互作用（H1a 和H1b）以及特質(zhì)遷移的中介作用（H2），選擇真實(shí)的產(chǎn)品品牌（華為和蘋(píng)果）作為實(shí)驗(yàn)情境。

4.1 被試

采用與實(shí)驗(yàn) 1 相同的設(shè)定標(biāo)準(zhǔn)，G*Power 3.1.9.7軟件計(jì)算需 246 人。在見(jiàn)數(shù)平臺(tái)招募424 名有效被試，其中女性占比57.1%，平均年齡 = 31.59 ± 8.71歲，各組人數(shù)詳見(jiàn)表2。

4.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用2（敵意性品牌忠誠(chéng)：敵意性品牌拒絕vs.敵意性品牌惡意）×3（品牌用戶：潛在用戶vs. 功利主義用戶vs. 狂熱用戶）的被試間設(shè)計(jì)。

4.3 實(shí)驗(yàn)材料

敵意性品牌忠誠(chéng)。通過(guò)手機(jī)粉絲社群的討論貼圖片操縱，材料同實(shí)驗(yàn)1。敵意性品牌拒絕（α =.95）、敵意性品牌惡意（α = .95）、品牌忠誠(chéng)（α= .96）、品牌認(rèn)同（α = .94）、自我——品牌聯(lián)結(jié)（α = .96）、品牌依戀（α = .96）、態(tài)度極化（α= .95）的測(cè)量同實(shí)驗(yàn)1。

特質(zhì)遷移。參考Stough 和Carter（2023）、Brambilla 和Leach（2014）的量表改編，將目標(biāo)對(duì)象與不道德特質(zhì)的符合度評(píng)分作為特質(zhì)遷移（α =.95）的指標(biāo)，具體測(cè)項(xiàng)包括：（1）發(fā)表評(píng)論的華為用戶是不真誠(chéng)的；（2）發(fā)表評(píng)論的華為用戶是不值得信賴的；（3）發(fā)表評(píng)論的華為用戶是不負(fù)責(zé)任的；（4）我認(rèn)為華為同發(fā)表評(píng)論的華為用戶一樣缺乏社會(huì)公德。上述測(cè)量均使用李克特七點(diǎn)量表。

4.4 實(shí)驗(yàn)程序

實(shí)驗(yàn)過(guò)程同實(shí)驗(yàn)1。

4.5 結(jié)果分析

操縱檢驗(yàn)。獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)表明，敵意性品牌拒絕組被試的感知敵意性品牌拒絕得分（M 拒絕=5.52，SD = 1.19）顯著高于敵意性品牌惡意組的得分（M 惡意 = 4.65，SD = 1.88），t （422） = 5.74，p＜ .001，Cohen' s d = .55。敵意性品牌惡意組被試的感知敵意性品牌惡意得分（M 惡意= 5.45，SD = 1.37）顯著高于敵意性品牌拒絕組的得分（ M 拒絕= 3.87，SD = 1.65），t （422） = -10.75，p ＜ .001，Cohen' sd = 1.04。說(shuō)明敵意性品牌忠誠(chéng)的操縱成功。

聚類分析。本文利用總體樣本在消費(fèi)者品牌關(guān)系各維度上的得分進(jìn)行K-means 聚類分析②。結(jié)果識(shí)別出三大消費(fèi)群體，同實(shí)驗(yàn)1，分別命名為“潛在用戶”、“功利主義用戶”和“狂熱用戶”，單因素方差分析結(jié)果表明聚類均值之間的差別是非常顯著的 （p lt; .001）。

以態(tài)度極化為因變量，敵意性品牌忠誠(chéng)和用戶類型為自變量進(jìn)行方差分析表明，敵意性品牌忠誠(chéng)行為和用戶類型的交互效應(yīng)顯著（如圖3），F(xiàn) （1，420） = 27.67，p lt; .001，ηp2 = .12。簡(jiǎn)單效應(yīng)結(jié)果分析表明，當(dāng)品牌用戶為潛在用戶時(shí)，相比于敵意性品牌拒絕，敵意性品牌惡意會(huì)使得消費(fèi)者態(tài)度極化（M 拒絕= 3.43，SD = 1.66；M 惡意 = 5.83，SD =.68，t = -9.46，p ＜ .001，Cohen' s d = 1.89）；當(dāng)為功利主義用戶時(shí)，相比于敵意性品牌拒絕，敵意性品牌惡意會(huì)使得消費(fèi)者態(tài)度極化（M 拒絕= 3.20，SD= 1.05；M 惡意= 4.85，SD = 1.13，t = -7.78，p lt; .001，Cohen' s d = 1.51）；當(dāng)為狂熱用戶時(shí)，敵意性品牌拒絕和敵意性品牌惡意對(duì)消費(fèi)者態(tài)度極化的影響沒(méi)有顯著差異（M 拒絕= 2.74，SD = 1.03；M 惡意 = 3.05，SD= 1.46，t = -1.81，p gt; .05）驗(yàn)證了假設(shè)H1a 和H1b。用戶對(duì)品牌態(tài)度變化見(jiàn)表2。

中介效應(yīng)檢驗(yàn)。以特質(zhì)遷移為中介變量，態(tài)度極化作為因變量，敵意性品牌忠誠(chéng)為自變量，用戶類型為調(diào)節(jié)變量，在控制性別和品牌熟悉度后，選擇在樣本量為5000 次、95% 置信區(qū)間下進(jìn)行Bootstrap 中介效應(yīng)檢驗(yàn)（PROCESS 模型8; 方杰等，2017; Hayes， 2017; Zhao et al.， 2010）。結(jié)果顯示，特質(zhì)遷移的中介效應(yīng)顯著（95% 置信區(qū)間區(qū)間不包含0）。進(jìn)一步結(jié)果表明，當(dāng)品牌用戶類型為潛在用戶時(shí)，特質(zhì)遷移的中介效應(yīng)顯著，β = 1.64，SE = .18，95%CI = [1.27，1.99]，不包含0；當(dāng)品牌用戶類型為功利主義用戶時(shí)，中介效應(yīng)顯著，β = 1.43，SE= .19，95%CI = [1.06，1.81]，不包含0；當(dāng)品牌用戶類型為狂熱用戶時(shí)，中介效應(yīng)不顯著，β = .28，SE = .15，95%CI = [-.02，.57]，包含0。上述結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H2。

為了進(jìn)一步證明模型的可靠性，進(jìn)行了原模型與備擇模型的比較，結(jié)果見(jiàn)表4。調(diào)換因變量和中介變量位置后備擇模型擬合效果變差（R2 減少.02），同時(shí)模型缺乏可靠的理論和研究支持，所以原模型是最合適的模型。

5 實(shí)驗(yàn)3

實(shí)驗(yàn)3旨在再次驗(yàn)證特質(zhì)遷移的中介作用（H2），選擇真實(shí)的個(gè)人品牌（明星）作為實(shí)驗(yàn)情境，擴(kuò)大模型的外部效度。

5.1 被試

采用與實(shí)驗(yàn) 1 相同的設(shè)定標(biāo)準(zhǔn)，G*Power 3.1.9.7軟件計(jì)算需 200 人。在見(jiàn)數(shù)平臺(tái)招募231 名有效被試，其中女性120 人占比51.9%，平均年齡 = 31.28± 10.25 歲，各組人數(shù)詳見(jiàn)表3。

5.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用2（敵意性品牌忠誠(chéng)行為：敵意性品牌拒絕vs. 敵意性品牌惡意）×2（用戶類型：非狂熱用戶vs. 狂熱用戶）的被試間設(shè)計(jì)。

5.3 實(shí)驗(yàn)材料

品牌用戶。采用被試自述的操縱方式將用戶劃分為狂熱用戶和非狂熱用戶，讓被試寫(xiě)出一位自己十分迷戀/ 有所了解，談不上喜歡的明星名字和印象。采用品牌依戀（α = .95）量表（Thomson et al.，2005）檢驗(yàn)操縱有效性。

敵意性品牌忠誠(chéng)。通過(guò)粉絲社群評(píng)論文本操縱敵意性品牌忠誠(chéng)，材料同實(shí)驗(yàn)1。敵意性品牌拒絕（α= .90）、敵意性品牌惡意（α = .93）、特質(zhì)遷移（α= .89）、態(tài)度極化（α = .92）的量表均同實(shí)驗(yàn)2，相關(guān)表述略有不同。

5.4 實(shí)驗(yàn)程序

實(shí)驗(yàn)過(guò)程同實(shí)驗(yàn)1。

5.5 結(jié)果分析

操縱檢驗(yàn)。獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)表明，敵意性品牌拒絕組被試的感知敵意性品牌拒絕得分（M 拒絕= 5.89，SD = .93）顯著高于敵意性品牌惡意組的得分（M 惡意 = 5.06，SD = 1.74），t （229） = 4.60，p lt; .001，Cohen' s d = .59。敵意性品牌惡意組被試的感知敵意性品牌惡意得分（M 惡意= 5.92，SD = .82）顯著高于敵意性品牌拒絕組的得分（M 拒絕 = 3.37，SD = 1.26），t （229） = -18.02，p lt; .001，Cohen' s d = 2.40。說(shuō)明敵意性品牌忠誠(chéng)的操縱成功。獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)表明，非狂熱用戶組被試對(duì)明星的喜愛(ài)程度得分（ M 非狂 =2.99，SD = 1.21）顯著低于狂熱用戶組的得分（ M 狂熱= 6.19，SD = .58），t （229） = -26.30，p lt; .001，Cohen' s d = 3.37，證明用戶類型操縱成功。

以態(tài)度極化為因變量，敵意性品牌忠誠(chéng)行為類型和用戶類型為自變量進(jìn)行方差分析表明，敵意性品牌忠誠(chéng)和用戶類型的交互效應(yīng)顯著（如圖4），F(xiàn) （1， 227） = 32.23，p lt; .001，ηp2 = .12。簡(jiǎn)單效應(yīng)結(jié)果分析表明，當(dāng)消費(fèi)者為非狂熱用戶時(shí)，相比于敵意性品牌拒絕，敵意性品牌惡意會(huì)使得消費(fèi)者態(tài)度極化（ M 拒絕= 3.78，SD = 1.13； M 惡意 = 5.60，SD= .82，p lt; .001，Cohen' s d = 1.84）；當(dāng)消費(fèi)者為狂熱用戶時(shí)，敵意性品牌拒絕和敵意性品牌惡意對(duì)消費(fèi)者態(tài)度極化的影響沒(méi)有顯著差異（M 拒絕 = 3.30，SD = .93， M 惡意 = 3.61，SD = 1.10，p gt; .05）， 均不會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)者態(tài)度負(fù)向極化，驗(yàn)證了假設(shè)H1a 和H1b。 用戶對(duì)品牌態(tài)度變化見(jiàn)表3。

極化作為因變量，敵意性品牌忠誠(chéng)為自變量，用戶類型為調(diào)節(jié)變量，在控制性別后，選擇在樣本量為5000 次、95% 置信區(qū)間下進(jìn)行Bootstrap 中介效應(yīng)檢驗(yàn)（PROCESS 模型8；方杰等，2017；Hayes， 2017;Zhao et al.， 2010）。結(jié)果顯示，特質(zhì)遷移的中介效應(yīng)顯著。進(jìn)一步結(jié)果表明，當(dāng)品牌用戶類型為非狂熱用戶時(shí)，特質(zhì)遷移的中介效應(yīng)顯著，β = 1.01，SE= .15，95%CI = [.73，1.32]，不包含0；當(dāng)消費(fèi)者為狂熱用戶時(shí)，特質(zhì)遷移的中介效應(yīng)顯著，β = .75，SE = .16，95%CI = [.43，1.05]，不包含0。上述結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H2。

為了進(jìn)一步證明模型的可靠性，進(jìn)行了原模型與備擇模型的比較，結(jié)果見(jiàn)表4。調(diào)換因變量和中介變量位置后備擇模型擬合效果變差（ R2 減少.07），同時(shí)模型缺乏可靠的理論和研究支持，所以原模型是最合適的模型。

6 討論

6.1 理論貢獻(xiàn)

本研究探究了敵意性品牌忠誠(chéng)的雙刃劍效應(yīng)及其影響機(jī)制，對(duì)敵意性品牌忠誠(chéng)和品牌用戶研究領(lǐng)域具有一定的理論貢獻(xiàn)。

首先，本研究豐富了敵意性品牌忠誠(chéng)的后效研究。以往研究表明，敵意性品牌忠誠(chéng)既可能對(duì)首選品牌產(chǎn)生積極影響（楊爽，2017；Chen amp; Ma，2022），也可能危害消費(fèi)者和品牌關(guān)系（Cheng amp;Yu， 2022），但是上述研究均未探討敵意性品牌忠誠(chéng)對(duì)首選品牌產(chǎn)生兩極影響的邊界條件。比如Cheng和Yu（2022）認(rèn)為敵意性品牌忠誠(chéng)存在負(fù)面性，但是重點(diǎn)在探究道德認(rèn)同對(duì)敵意性品牌忠誠(chéng)兩類行為的調(diào)節(jié)作用，沒(méi)有驗(yàn)證和解釋敵意性品牌忠誠(chéng)的負(fù)面性。本研究則區(qū)分了敵意性品牌拒絕和敵意性品牌惡意，揭示了敵意性品牌惡意對(duì)首選品牌的負(fù)面影響及邊界條件。

其次，本研究豐富了品牌用戶的研究。以往研究聚焦粉絲群體對(duì)品牌的正向影響（Lim amp; Brown-Devlin， 2023），誤認(rèn)為粉絲的敵意性品牌忠誠(chéng)越高越好，導(dǎo)致企業(yè)花費(fèi)大量管理資源培養(yǎng)和提高粉絲的敵意性品牌忠誠(chéng)。但是，由本文研究可知，粉絲的敵意性品牌忠誠(chéng)不僅表現(xiàn)為敵意性品牌拒絕，還表現(xiàn)為更具攻擊力和負(fù)面性的敵意性品牌惡意，而敵意性品牌惡意會(huì)導(dǎo)致潛在用戶和功利主義用戶粉轉(zhuǎn)黑，即對(duì)品牌態(tài)度負(fù)向極化。因此培育粉絲群體的敵意性品牌忠誠(chéng)更適用于開(kāi)拓利基市場(chǎng)，而對(duì)于依賴潛在用戶和功利主義用戶的大眾市場(chǎng)（陳德球，胡晴， 2022），則需要警惕敵意性品牌忠誠(chéng)的“黑暗面”。

最后，本研究為敵意性品牌忠誠(chéng)負(fù)面影響用戶品牌態(tài)度的作用機(jī)制提供了新的理論解釋。傳統(tǒng)的品牌危機(jī)理論試圖解釋粉絲形象如何影響品牌形象，主要是基于品牌聯(lián)想網(wǎng)絡(luò)理論，但是該理論不能解釋為何粉絲的互撕和罵戰(zhàn)行為會(huì)引發(fā)路人觀感不佳，進(jìn)而對(duì)品牌粉轉(zhuǎn)黑。這一現(xiàn)象背后包含了兩階段的認(rèn)知過(guò)程，第一步是從粉絲行為上升到粉絲人品，第二步是從粉絲人品上升到品牌人格。而本研究引入特質(zhì)遷移理論，很好地解釋了這一過(guò)程。

6.2 實(shí)踐啟示

首先，敵意性品牌惡意的負(fù)面影響為品牌敲響了警鐘，企業(yè)營(yíng)銷人員應(yīng)辯證看待敵意性品牌忠誠(chéng)。一方面，品牌要用好其帶來(lái)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，巧妙地培育或維持用戶的敵意性品牌拒絕。另一方面，企業(yè)要警惕敵意性品牌惡意的反噬，加強(qiáng)對(duì)敵意性品牌惡意行為的監(jiān)管。其次，企業(yè)應(yīng)根據(jù)用戶與品牌關(guān)系對(duì)品牌社群進(jìn)行分類管理，比如在弱品牌關(guān)系社群刪除或禁止成員發(fā)布針對(duì)競(jìng)爭(zhēng)品牌的幸災(zāi)樂(lè)禍或垃圾言論。

6.3 局限與展望

首先，本研究中介采用問(wèn)卷測(cè)量的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)存在局限，未來(lái)可以通過(guò)引入調(diào)節(jié)變量的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)排除潛在變量的競(jìng)爭(zhēng)性解釋，結(jié)合線上線下的品牌社群收集被試實(shí)際行為提升實(shí)驗(yàn)效度。有學(xué)者指出，道德信念與網(wǎng)絡(luò)攻擊意圖顯著負(fù)相關(guān)，道德高尚的人對(duì)不道德行為表現(xiàn)出強(qiáng)烈的反對(duì)（Xu et al.，2016），未來(lái)可以引入道德信念這一調(diào)節(jié)變量進(jìn)一步驗(yàn)證特質(zhì)遷移的中介作用。其次，本研究?jī)H僅探討了敵意性品牌忠誠(chéng)和用戶類型對(duì)品牌態(tài)度極化的交互影響及特質(zhì)遷移在其中的中介作用，尚未探究是否相比于大眾型的目標(biāo)市場(chǎng)，在利基型的目標(biāo)市場(chǎng)中，敵意性品牌忠誠(chéng)越強(qiáng)越好，未來(lái)可以探究目標(biāo)市場(chǎng)類型在敵意性品牌忠誠(chéng)對(duì)不同類型品牌用戶態(tài)度極化影響中的調(diào)節(jié)作用。

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本研究得到國(guó)家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目（72272062）、廣東省自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目（2022A1515012048）和廣州品牌創(chuàng)新發(fā)展研究基地項(xiàng)目的資助。