Humor in advertenties: een kans of een bedreiging?
Een empirische studie naar de effectiviteit van ironie vs. sarcasme in gezondheidsbevorderende campagnes.
Master thesis, MSc Communication Science, Graduate School of Communication.
Naam auteur : Bionda de Groot Studentnummer : 11297581
Naam supervisor : Barbara Schouten Inleverdatum : 1 februari 2019 Aantal woorden : 8249
Samenvatting
In deze empirische studie is onderzocht in hoeverre de inzet van ironie versus sarcasme en een bekend merk versus een onbekend merk effectief is met betrekking tot de intentie van de consument tot gezond eten en welke mediërende rol amusement en attitude t.o.v. gezond eten hierin spelen. Hiervoor is de volgende onderzoeksvraag opgesteld: “Wat is het effect van
ironie versus sarcasme en een bekend merk versus een onbekend merk in gezondheids-advertenties op de intentie van de consument tot gezond eten en wat is hierbij de mediërende rol van amusement en de attitude t.o.v. gezond eten?”.
In een online experiment onder 188 Nederlanders werden de participanten random verdeeld over vijf condities. Iedere conditie bevatte dezelfde animatie: een kort filmpje waarin Esther patat eet en Mark hierop reageert, maar met een verschillend type humor, namelijk ironie of sarcasme. Daarnaast werd er in de animatie gebruik gemaakt van verschillende soorten merken, namelijk het bekende merk McDonald’s en het onbekende merk Arby’s. Na het bekijken van de animatie werd de participanten gevraagd naar hun mening over o.a. het merk, de mate van amusement, de attitude t.o.v. gezond eten en hun intentie tot gezond eten.
Uit de resultaten blijkt dat ironie en een bekend merk een positievere invloed hebben op de mate van amusement dan sarcasme en een onbekend merk. Ook blijkt dat een grotere mate van amusement leidt tot een positievere attitude t.o.v. gezond eten. Er zijn geen significante resultaten gevonden met betrekking tot de intentie tot gezond eten en er kan geconcludeerd worden dat er geen sprake is van een mediatie-effect. Kortom, voor het creëren van positieve effecten op de mate van amusement en de attitude van de consument t.o.v. gezond eten, kan het gebruik van ironische humor de sleutel zijn en is het effectiever dan sarcastische humor.
Inleiding
Driekwart van de Nederlandse bevolking eet ongezond en haalt de richtlijnen ‘goede voeding’ opgesteld door de Gezondheidsraad niet (Gezondheidsraad, 2015). Een gezond eetpatroon is belangrijk voor de preventie van diabetes, beroertes, dikke darmkanker en hart- en vaatziekten (Ocké et al., 2017). Doordat steeds meer mensen een ongezonde levensstijl hanteren, hebben zij een minder lange levensverwachting in vergelijking tot mensen die een gezonde levensstijl hanteren (VNG, 2015). Het is waarschijnlijk dat dit in de toekomst veel problemen gaat opleveren en daarom is dit een onderwerp van discussie dat dringend oplossingen nodig heeft (CBS, 2015).
Gezondheidscommunicatie heeft vaak als doel om mensen aan te zetten tot gezonder gedrag, maar deze massamediale campagnes bereiken dit doel slechts in zeer beperkte mate. De hedendaagse consument wordt dagelijks overspoeld door naar schatting 3000 advertenties die een gedragsverandering trachten te stimuleren (Hutter & Hoffman, 2014); hierdoor neemt de effectiviteit van media op gedrag af (Dahlén, Rosengren, & Torn, 2008). Een mogelijke oplossing om meer aandacht te genereren voor gezondheidscommunicatie is de toepassing van humor in advertenties. Humor is een vorm van entertainment waarbij men iets grappig vindt en/of er om kan lachen (Veatch, 1998).
Hoewel er veel onderzoek is gedaan dat aantoont dat humor in advertenties effectief is, is er slechts weinig bekend over hoe of wanneer het gebruik van humor precies effectief is. In huidige onderzoeken naar de effectiviteit van humor is geen rekening gehouden met
verschillende typen humor. Het is van belang om dit wel te onderzoeken, omdat het ene humortype tot compleet andere uitkomsten met betrekking tot gedragsintentie kan leiden dan het andere humortype (Catanescu & Tom, 2001). Zo leiden humortypen met een onverwachte wending tot een positievere verandering in gedragsintentie dan humortypen met een
onderzoekers moeten letten op ‘hoe’ of ‘wanneer’ het gebruik van humor effectief is, in plaats van zich af te vragen ‘of’ humor effectief is (Eisend, 2009; Geyter, 2009-2010). Daarom is het belangrijkste doel van deze studie om te onderzoeken of er een verschil is in de effectiviteit van ironische humor in vergelijking tot sarcastische humor op de gedragsintentie van de consument. In dit onderzoek omvat ironie een beleefde vorm van humor met een speelse spot, waarbij de zender overduidelijk laat zien dat hij of zij een grap maakt en niet de intentie heeft om iemand te kwetsen, terwijl sarcasme een onbeleefde vorm van humor omvat met een bijtende spot waarbij de zender niet laat zien dat hij of zij een grap maakt en wel de intentie heeft om iemand te kwetsen (Attardo, Eisterhold, Hay, & Poggi, 2003).
Daarnaast wordt er in deze studie specifiek onderzocht in hoeverre merkbekendheid van invloed is op de mate van amusement. Uit eerder onderzoek blijkt dat de percepties van de consument veelal afhankelijk zijn van de bekendheid van een merk (Chi, Yeh, & Yang, 2009; Leclerc, Schmitt, & Dubé, 1994; Percy & Rossiter, 1992). Merken die bekend zijn bij de consument beïnvloeden de evaluatie van de consument positief (Leclerc, Schmitt, & Dubé, 1994). Hoe vaker de consument met een merk in aanraking komt, hoe positiever hij of zij het merk beoordeelt en hoe positiever zijn of haar gevoelens jegens het merk zijn (Cox &
Locander, 1987). Er is echter nog niet onderzocht of dit ook geldt voor humor gerelateerde communicatie uitingen. Dit is relevant om te onderzoeken omdat het effect op amusement anders kan zijn voor bekende merken dan voor onbekende merken.
Uit eerder onderzoek is gebleken dat humor in advertenties leidt tot meer amusement, vergeleken met de afwezigheid van humor in advertenties (Christie & Friedman, 2004; Martin & Lefcourt, 2004; Ruch, 2001; Ruch & Hehl, 2007; Suls, 1972). Amusement is een mentale staat waarin een persoon zich vermaakt en een gevoel van plezier ervaart (Tsang, Ho, & Liang, 2004). Daarnaast bevat de bestaande literatuur voldoende bewijs dat humor in advertenties een positief (indirect) effect heeft op de attitude van de consument vergeleken met de afwezigheid van humor in advertenties (Eisend, 2007; Eisend, 2009; Sternthal &
Craig, 1973; Weinberger & Gulas, 1992; Zhang & Zinkhan, 2006). Hoe grappiger en relevanter de humor, hoe waarschijnlijker het is dat consumenten op den duur hun attitude aanpassen in de gewenste richting (Zhang & Zinkhan, 2006). Uit eerder onderzoek is tevens gebleken dat attitude een van de beste voorspellers van gedragsintentie is (Petty, Fazio, & Briñol, 2008). Echter is er geen sprake van een direct effect van humor op gedragsintentie (Madden, Allen, & Twible, 1988; Sternthal & Craig, 1973; Weinberger & Gulas, 1992). Daarom wordt in deze studie onderzocht of humor een effect heeft op gedragsintentie, gemedieerd door amusement en attitude.
Samenvattend, het doel van deze empirische studie is om erachter te komen in hoeverre ironie versus sarcasme en een bekend merk versus een onbekend merk in
advertenties effect hebben op de intentie van de consument tot gezond eten en of dit effect gemedieerd wordt door amusement en attitude t.o.v. gezond eten. De onderzoeksvraag in deze empirische studie luidt: “Wat is het effect van ironie versus sarcasme en een bekend merk
versus een onbekend merk in gezondheidsadvertenties op de intentie van de consument tot gezond eten en wat is hierbij de mediërende rol van amusement en de attitude t.o.v. gezond eten?”.
Deze studie is wetenschappelijk relevant omdat er onderscheid wordt gemaakt in discrete vormen van humor. Door zowel ironische als sarcastische humor in advertenties te onderscheiden, zal de literatuur verder worden uitgediept en nog een beter beeld geven van het daadwerkelijke effect van humorstrategieën op amusement, attitude t.o.v. gezond eten en intentie tot gezond eten. De resultaten van deze studie kunnen helpen bij het oplossen van het probleem dat driekwart van de Nederlandse bevolking ongezond eet. Wanneer blijkt dat het ene humortype effectiever is dan het andere humortype, kan dit aanbevolen worden aan organisaties die campagne voeren met betrekking tot dit gezondheidsprobleem. De resultaten van deze empirische studie zijn relevant voor overheidsinstellingen en commerciële
consument afgestemd kan worden met behulp van humor, zodat de kans op een positieve attitude t.o.v. gezond eten en intentie tot gezond eten vergroot wordt. Uiteindelijk zal dit een toename in gezond eten bevorderen en zullen de gezondheidsproblemen in Nederland afnemen.
Theoretisch kader
HumorHumor is een populaire techniek die vaak wordt toegepast in advertenties (Woltman Elpers, Mukherjee, & Hoyer, 2004). Het is een vorm van entertainment waarbij men iets grappig vindt en/of er om kan lachen (Veatch, 1998), maar het kan ook geïnterpreteerd worden als het vermogen om in onverwachte situaties het lachwekkende te kunnen zien (Franzen, 1992).
Er zijn veel manieren om humor in te delen in verschillende typen. Zo onderscheidt Lilly (1869) acht verschillende humortypen: ironie, satire, sarcasme, parodie, woordspelingen, geklets, mimiek en praktische grapjes, terwijl Goodchilds, Goldstein en McGhee (1972) maar drie verschillende humortypen onderscheiden: agressief, seksueel en nonsens. Uit eerder onderzoek blijkt dat de meest voorkomende humortypen ironie en sarcasme zijn (Katz,
Colston, & Katz, 2005). Deze humortypen worden vaak gebruikt om impliciete kritiek over te brengen op een bepaald slachtoffer als ‘doelwit’, door het tegenovergestelde te zeggen of te schrijven van wat de auteur bedoelt (McDonald, 1999).
Ironie versus sarcasme
In dit onderzoek wordt onderscheid gemaakt in twee typen humor: ironie en sarcasme. Ironie is een speelse spot, waarbij de zender niet de intentie heeft om iemand te kwetsen. De zender laat de gesprekspartner zien dat hij of zij het niet meent door een grote glimlach op het gezicht en hierbij hardop te lachen (Attardo, Eisterhold, Hay, & Poggi, 2003). Sarcasme is een bijtende spot, waarbij de grens van de bespotte persoon opgezocht wordt. Het is een
gemene vorm van humor waarbij de zender juist wel de intentie heeft om iemand te kwetsen. De zender laat de gesprekspartner denken dat hij of zij het meent door een serieuze blik op het gezicht, zonder hardop te lachen (Attardo, Eisterhold, Hay, & Poggi, 2003).
Het verschil tussen ironie en sarcasme uit zich dus non-verbaal en paralinguaal. Bij non-verbale communicatie speelt het uiten van emoties een grote rol. Het visuele kenmerk van het verschil tussen ironie en sarcasme is de gezichtsuitdrukking (Attardo, Eisterhold, Hay, & Poggi, 2003). Zo kijkt men bij ironie vriendelijk met een grote lach op het gezicht en kijkt men bij sarcasme serieus zonder lach op het gezicht. Het auditieve kenmerk van het verschil tussen ironie en sarcasme is de tone of voice (Attardo, Eisterhold, Hay, & Poggi, 2003). Zo wordt de boodschap bij ironie aardig overgebracht en wordt er hardop gelachen, terwijl de boodschap bij sarcasme onaardig wordt overgebracht en er niet hardop gelachen wordt.
Ironie versus sarcasme en amusement
Er zijn twee theorieën die verklaren waarom humor tot amusement leidt.
De Incongruity theory is cognitief van aard en stelt dat amusement is afgeleid van het onverwachte. Een advertentie kan als humoristisch ervaren worden doordat men verrast wordt doordat iets in tegenspraak is met ervaringen uit het verleden, cognitieve kaders of
verwachtingen (Perks, 2012). Amusement gaat veelal gepaard met lachen en uit eerder
onderzoek blijkt dat we het hardst lachen om humor waarin de norm op een dusdanige manier doorbroken wordt dat de grap niet als bedreigend wordt gezien, maar wel als opvallend (Meyer, 2000; Wyer & Collins, 1992; Vaetch, 1998). Gezien het feit dat er bij ironie sprake is van humor waarin de norm wordt doorbroken (door de ander te bespotten) en dit niet als bedreigend wordt gezien (door te laten zien dat je het niet meent), is de verwachting dat mensen het hardst lachen om ironische humor in vergelijking tot sarcastische humor. Bij sarcastische humor wordt ook de norm doorbroken (door de ander te bespotten), maar wordt dit wél als bedreigend gezien (door niet te laten zien dat je het niet meent). Wanneer een grap
dreigend overkomt, zien mensen hier de humor niet van in en zullen zij hier niet (hard) om hoeven lachen (Meyer, 2000; Wyer & Collins, 1992). De verwachting is daarom dat mensen minder hard lachen, oftewel minder amusement ervaren, bij sarcastische humor in
vergelijking tot ironische humor.
De Superiority theory is zowel cognitief als affectief van aard. Het belangrijkste principe is dat ‘spot’, oftewel belachelijkheid en gelach om dwaze acties van anderen, centraal staat in de humorervaring (Keith-Spiegel, 1972). Dit komt voort uit verhoogde gevoelens van zelfwaarde nadat een ‘doelwit’ (non-verbaal) gedenigreerd wordt. Amusement gaat veelal gepaard met lachen (Vaetch, 1998) en uit eerder onderzoek blijkt dat we het hardst lachen om andere mensen waarvan hun gedrag vreemd of onaanvaardbaar is (Bergson,
Brereton, & Rothwell, 1911; Freud, 1960). Mensen ervaren amusement door zwakheden of tegenslagen van anderen, zolang deze niet te pijnlijk of destructief zijn (Halliwell, 1986). Gezien het feit dat er bij ironie sprake is van humor waarin het ‘doelwit’ (non-verbaal) gedenigreerd wordt (door het tegenovergestelde te zeggen van wat je bedoelt) en dit niet te pijnlijk of destructief is (door te laten zien dat je het niet meent), wordt er verwacht dat mensen het hardst lachen om ironische humor in vergelijking tot sarcastische humor. Bij sarcastische humor wordt het doelwit ook non-verbaal gedenigreerd (door het
tegenovergestelde te zeggen van wat je bedoelt), maar wordt dit wél als pijnlijk en destructief gezien (door niet te laten zien dat je het niet meent). Wanneer een grap pijnlijk of destructief overkomt, zien mensen hier de humor niet van in en zullen zij hier niet (hard) om hoeven lachen (Halliwell, 1986). De verwachting is daarom dat mensen minder hard lachen, oftewel minder amusement ervaren, bij sarcastische humor in vergelijking tot ironische humor. Hieruit vloeit de volgende hypothese:
H1: Wanneer een gezondheidsadvertentie ironie bevat, zal de mate van amusement hoger zijn
Bekend merk versus onbekend merk en amusement
De mate van amusement kan, naast het type humor, ook afhankelijk zijn van de
merkbekendheid. Uit eerder onderzoek blijkt dat de percepties over een advertentie van de consument veelal afhankelijk zijn van de bekendheid van een merk (Chi, Yeh, & Yang, 2009; Leclerc, Schmitt, & Dubé, 1994; Percy & Rossiter, 1992). Merken die bekend zijn bij de consument beïnvloeden de houding ten opzichte van de advertentie en de percepties ten opzichte van bepaald gedrag positief (Leclerc, Schmitt, & Dubé, 1994). Dit kan verklaard worden door het mere exposure effect (Zajonc & Markus, 1982). Dit houdt in dat hoe vaker iemand wordt blootgesteld aan een bepaalde stimulus, hoe positiever de evaluatie van die stimulus wordt (Bornstein, 1989). Dat betekent dat hoe vaker iemand wordt blootgesteld aan berichten van bekende merken, hoe positiever de evaluatie ten opzichte van dat merk zal zijn (Hoyer & Brown, 1990). Echter, het mere exposure effect treedt alleen op bij bekende merken ten opzichte van totaal onbekende merken (Brooks & Highhouse, 2006). Vanwege de
voordelen die bekende merken hebben dankzij het mere exposure effect is de verwachting dat advertenties van bekende merken meer amusement opleveren dan van onbekende merken. Hieruit ontstaat de volgende hypothese:
H2: Wanneer een gezondheidsadvertentie een bekend merk bevat, zal de mate van amusement
hoger zijn dan wanneer een gezondheidsadvertentie een onbekend merk bevat.
Amusement en attitude
Uit meerdere onderzoeken blijkt dat amusement gepaard gaat met de ontwikkeling van positieve gedachten en gevoelens en deze kunnen vervolgens de attitude van de consument positief beïnvloeden (Edell & Burke, 1987; Holbrook & Batra, 1987; Stayman & Aaker, 1988). De attitude t.o.v. gezond eten is de houding die wordt gevormd door evaluaties die consumenten hebben over gezond eten welke gebaseerd zijn op gevoelens, gedachten en overtuigingen (Eelen et al., 2016). Dit is te verklaren aan de hand van het Extended
Elaboration Likelihood Model (Petty & Cacioppo, 1986). Volgens dit model worden
gevoelens die ontstaan bij amusement op een perifere manier verwerkt en beïnvloedt dit vervolgens de attitude (Batra & Stayman, 1990). Wanneer de consument amusement ervaart, komt hij of zij in een positieve gemoedstoestand en zal diegene deze positieve gevoelens willen behouden en willen ontsnappen aan negatieve gevoelens door weinig of geen tegenargumenten te produceren. Het is waarschijnlijk dat deze positieve gemoedstoestand overgedragen wordt op een positieve attitude (Petty, DeSteno, & Rucker, 2001). Uit meerdere onderzoeken blijkt inderdaad dat er sprake is van een direct effect van gevoelens op de
attitude van de consument (Aaker, Stayman, & Hagerty, 1986; Alpert & Alpert, 1986; Batra & Ray, 1986; Edell & Burke, 1987). Er wordt dan ook verwacht dat naarmate de mate van amusement hoger is, de attitude t.o.v. gezond eten positiever is. Hieruit vloeit de hypothese: H3: Hoe hoger de mate van amusement, hoe positiever de attitude van de consument t.o.v.
gezond eten.
Attitude en intentie
Volgens de Theory of Planned Behavior wordt het menselijk gedrag bepaald door de attitude ten opzichte van het gedrag (Ajzen, 1991). De intentie tot gezond eten wordt dus beïnvloed nadat de attitude t.o.v. gezond eten veranderd. Verschillende studies met betrekking tot gezondheidsgedrag en de Theory of Planned Behavior wijzen inderdaad uit dat attitude een significante voorspeller is van de intentie tot gezond eten (Ajzen & Driver, 1992; Ajzen & Timko, 1986; Chan & Fishbein, 1993; Lawton, Conner, & Parker, 2007; Manstead & Parker, 1995). Attitude blijkt zelfs één van de beste voorspellers te zijn van een gunstige of gewenste gedragsintentie (Conner & Sparks, 2005; Petty, Fazio, & Briñol, 2008). Dat wil zeggen dat naarmate men een positieve attitude t.o.v. gezond eten heeft, dit resulteert in een toegenomen intentie tot gezond eten. De hypothese die hieruit voortvloeit luidt:
De mediërende rol van amusement en attitude
De verwachting is dat ironie (in vergelijking tot sarcasme) een positiever effect op de intentie tot gezond eten heeft, gemedieerd door amusement en de attitude t.o.v. gezond eten. Dit betekent dat ironie een positief effect heeft op de mate van amusement (H1). Hoe hoger de mate van amusement, hoe positiever de attitude t.o.v. gezond eten (H3). Hoe positiever de attitude t.o.v. gezond eten, hoe positiever de intentie tot gezond eten (H4). Volgens de Theory
of Planned Behavior raken mensen het best overtuigd om hun gedrag te veranderen aan de
hand van heuristiek, emoties en voorbeelden van anderen met betrekking tot rolmodellen en normen (Sheeran & Orbell, 1999; Van der Pligt & Vliek, 2017). Dat betekent dat naarmate men een positieve attitude t.o.v. gezond eten heeft, welke gevormd is aan de hand van
heuristiek, emoties en voorbeelden van anderen, dit resulteert in meer intentie tot gezond eten. Gezien het feit dat er bij het zien van de humoristische animatie amusement ontstaat (wat gepaard gaat met positieve gevoelens en gedachten) en dit leidt tot een positieve attitude t.o.v. gezond eten, is de verwachting dat dit uiteindelijk leidt tot een positieve intentie tot gezond eten. De hypothese die hieruit voortvloeit luidt:
H5: Ironie leidt (in vergelijking tot sarcasme) tot een positievere intentie tot gezond eten,
gemedieerd door amusement en attitude t.o.v. gezond eten.
Conceptueel model
Het conceptuele model in Figuur 1 geeft een schematische weergaven van de vijf hypothesen.
Figuur 1: Conceptueel model met hypothesen Type humor:
Ironie versus sarcasme
Amusement Attitude t.o.v. gezond eten Type merk: Bekend versus onbekend Intentie tot gezond eten H1 H3 H4 H2
Methode
Om de onderzoeksvraag te beantwoorden en de hypothesen te toetsen, is er gebruik gemaakt van een experimentele onderzoeksmethode. Deze vorm van onderzoek maakt het mogelijk om een causaal verband aan te tonen tussen onafhankelijke en afhankelijke variabelen (’t Hart, Boeije, & Hox, 2010).
Design
In deze studie is onderzocht in hoeverre het effect van ironie versus sarcasme op intentie tot gezond eten gemedieerd wordt door amusement en attitude t.o.v. gezond eten. Daarnaast is onderzocht of het effect op amusement afhankelijk is van de merkbekendheid. Het
onderzoeksdesign betreft een 2 (type humor: ironie vs. sarcasme) x 2 (merkbekendheid: bekend vs. onbekend) factorial between-subjects design met intentie tot gezond eten als afhankelijke variabele en amusement en attitude t.o.v. gezond eten als mediatoren. Het
factorial design heeft vijf condities en is te zien in Figuur 2.
Type humor
Merkbekendheid Ironie Sarcasme
Bekend A C
Onbekend B D
Figuur 2: Factorial design
Steekproef
De participanten zijn op vrijwillige basis geworven door middel van convenience sampling. Bij deze methode worden er willekeurig respondenten gekozen die makkelijk te vinden zijn of die zichzelf beschikbaar stellen door zich aan te melden (’t Hart, Boeije, & Hox, 2010). Hoewel dit een eenvoudige manier van participantenwerving is, bestaat ook het nadeel dat de
Controleconditie Afwezige humor
resultaten van het onderzoek niet generaliseerbaar zijn naar de gehele populatie omdat er een specifieke groep mensen is onderzocht. Voorwaarde van deelname is dat de participant minimaal 18 jaar oud is en gebruik maakt van het internet. In totaal hebben 202 participanten deelgenomen aan dit onderzoek. Hiervan bleek dat 14 respondenten niet bruikbaar waren voor verdere analyses. Deze respondenten hebben bij de vraag ‘Hoe zeker vind je dat je de intentie
van de spreker correct hebt geïnterpreteerd?’ op een 7-puntsschaal geantwoord met 1
‘helemaal niet zeker’. Dit een duidelijk teken dat deze respondenten de intentie van de spreker niet goed begrepen hebben en dat zij de antwoorden op de daaropvolgende vragen hebben gegokt. Alle volgende resultaten hebben betrekking op de 188 overgebleven participanten (Mleeftijd = 25,92, SDleeftijd = 9,94), waarvan 72,4% vrouw en 27,6% man.
Stimulusmateriaal
Het stimulusmateriaal bestond uit vijf verschillende animaties van ieder 25 seconden. De animaties zijn weergegeven in Appendix 1. De manipulatie is de aanwezigheid van het type humor (ironie versus sarcasme) en de aanwezigheid van de merkbekendheid (bekend versus onbekend).
Het type humor is gemanipuleerd door een verschil in gezichtsuitdrukking en het wel of niet lachen. Zo past de mannelijke spreker (Mark) in advertentie A en B ironie toe met behulp van een lach op zijn gezicht en door hardop te lachen, terwijl hij in advertentie C en D sarcasme toepast met behulp van een serieuze blik en door niet te lachen.
De merkbekendheid is gemanipuleerd door een verschil in logo’s op het bakje patat. Er is gekozen om advertenties te ontwerpen voor het bekende merk McDonalds en het onbekende merk Arby’s. Er is gekozen voor deze merken omdat uit onderzoek blijkt dat McDonalds sinds 2002 één van de zes bekendste ketens van Nederland is met een
naamsbekendheid van 99% (Adformatie, 2002) en Arby’s een (vergelijkbare) Amerikaanse fastfoodketen is, maar vrijwel onbekend in Nederland is (Arby’s, z.d.).
Pre-test
Voorafgaand aan de hoofdstudie is er een pre-test uitgevoerd onder studenten (N = 11, Mleeftijd = 23,50, SDleeftijd = 1,75), waarvan 90,9% vrouw en 9,1% man. In deze pre-test moesten de
participanten alle vijf de advertenties beoordelen op inhoud. De vragenlijst is gemaakt met behulp van het programma Qualtrics en is te vinden in Appendix 2. De volgende vragen werden gebruikt: ‘In hoeverre vindt u de animatie: aantrekkelijk; professioneel; humoristisch;
amusant?’, ‘In hoeverre vindt u de humor in de animatie sarcastisch versus ironisch?’ en ‘Hoe bekend is het merk in de animatie voor u?’. De eerste vraag werd gemeten aan de hand
van een 7-punts Likertschaal van 1 (zeer mee oneens) tot en met 7 (zeer mee eens), omdat deze schaal de kans verkleint dat participanten een neutrale beoordeling geven (Matell & Jacoby, 1972). De andere twee vragen zijn gemeten aan de hand van een bipolaire schaal van 1 (sarcastisch) tot en met 7 (ironisch) en 1 (onbekend) en 7 (bekend). De resultaten van de pre-test zijn volledig weergegeven in Appendix 3. Op basis van deze resultaten is er besloten om geen aanpassingen te doen aan het stimulusmateriaal.
Meetinstrument
Dit experiment is uitgevoerd middels een online survey via het programma Qualtrics. Een online survey is een snelle en goedkope manier om zoveel mogelijk data te verzamelen en geeft de mogelijkheid tot een directe analyse. Een nadeel van een online survey is dat er twee belangrijke factoren zijn die je niet onder controle hebt. Enerzijds is de omgeving van iedere deelnemer anders en anderzijds kan de deelnemer de vragenlijst niet serieus invullen en snel doorklikken. Om te voorkomen dat de deelnemer snel doorklikt, is er een timer van 25 seconden aan de animatie toegevoegd, waardoor de participant pas door kan klikken nadat de animatie afgelopen is. De volledige vragenlijst van dit onderzoek bevindt zich in Appendix 4. Het bevatte in totaal zestien vragen, waarvan vijf experimentele vragen, drie vragen ter manipulatiecheck en acht vragen als controlevariabelen.
Afhankelijke variabele
De afhankelijke variabele in dit onderzoek betreft ‘intentie tot gezond eten’. Er is gekozen om in de vragenlijst gebruik te maken van bestaande schalen uit eerdere studies naar
gezondheidsgedrag om intentie tot gezond eten te meten (Ajzen, 2006; Cox, Koster, & Russel, 2004; Rogers, 1983). Intentie werd gemeten aan de hand van drie vragen met
betrekking tot bedoelingen, plannen en waarschijnlijkheid om gezond te eten, gemeten op een 7-punts Likertschaal van 1 (zeer mee oneens) tot 7 (zeer mee eens). De drie vragen (a) Ik heb
mij voorgenomen de komende week, (b) Ik ben van plan de komende week en (c) Het is
waarschijnlijk dat ik de komende week hebben ieder vier items: Gezonder ontbijten; Gezonder lunchen; Gezonder avondeten; Gezondere tussendoortjes eten. De items vormden samen een
driedimensionale schaal voor intentie (EVcomponent1 = 2,88, R2component1 = 71,91, α component1 = 0,87, EVcomponent2 = 3,01, R2component2 = 75,36, α component2 = 0,89, EVcomponent3 = 3,18, R2component3
= 79,48, α component3 = 0,91). De betrouwbaarheid van deze schaal met drie items is goed (α = 0,95, M = 4,04, SD = 1,37).
Mediatoren
De mediator ‘amusement’ werd gemeten aan de hand van een bestaande schaal uit eerder onderzoek (Tsang, Ho, & Liang, 2004). De schaal bestaat uit de volgende vijf items: De
advertentie die ik net heb gezien vond ik: vermakelijk; prettig; makkelijk; boeiend; plezierig.
De items werden gemeten aan de hand van een 7-punts Likertschaal van 1 (zeer mee oneens) tot en met 7 (zeer mee eens). De vijf items samen vormden een eendimensionale en
betrouwbare schaal (EV = 2,99, R2= 59,76, α = 0,81, M = 4,07, SD = 1,21).
Daarnaast werd de mediërende factor ‘attitude t.o.v. gezond eten’ onderzocht. Dit werd gemeten aan de hand van een bestaande bipolaire schaal uit eerder onderzoek welke beantwoord diende te worden aan de hand van een 7-puntsschaal van 1 tot en met 7 (Norman, Conner, & Bell, 2000). De schaal bestaat uit zeven items: Gezond eten vind ik: slecht/goed;
schadelijk/bevorderlijk; onaangenaam/aangenaam; smakeloos/smaakvol; onprettig/prettig; saai/interessant; onnodig/noodzakelijk. De zeven items samen vormden een eendimensionale
en betrouwbare schaal (EV = 4,52, R2= 64,51, α = 0,90, M = 5,92, SD = 1,09).
Manipulatiecheck
Om te controleren of de manipulatie succesvol is geweest, kregen de participanten drie vragen voorgelegd. Allereerst is er gecheckt in hoeverre de participant de advertentie als
humoristisch heeft ervaren. Er is gekozen om het humorgehalte van de advertenties te meten aan de hand van een bestaande schaal uit eerder onderzoek (Cline, Altsech, & Kellaris, 2003). Deze schaal bestaat uit de volgende vier items: De advertentie die ik net heb gezien vond ik:
leuk; lachwekkend; humoristisch; grappig. De items werden gemeten aan de hand van een
7-punts Likertschaal van 1 (zeer mee oneens) tot en met 7 (zeer mee eens). De vier items samen vormden een eendimensionale en betrouwbare schaal (EV = 3,15, R2= 78,64, α = 0,91, M = 3,68, SD = 1,44).
Vervolgens is er gecheckt in hoeverre de participant de advertentie als sarcastisch versus ironisch heeft ervaren. Dit is gemeten aan de hand van een bestaande schaal uit eerder onderzoek (Pexman & Olineck, 2002). De schaal bevatte vier items: De mannelijke spreker
(Mark) in de animatie vond ik: onbeleefd; spottend; kwetsend; niet grappig, welke gemeten
werden aan de hand van een 7-punts Likertschaal van 1 (zeer mee oneens) tot en met 7 (zeer mee eens). De vier items samen vormden een eendimensionale en redelijk betrouwbare schaal (EV = 2,12, R2= 52,95, α = 0,69, M = 4,23, SD = 1,13).
Tot slot is er gecheckt in hoeverre de participant het merk in de advertentie als bekend versus onbekend heeft ervaren. Dit is gemeten aan de hand van de vraag: Hoe bekend is het
merk in de advertentie voor jou? Deze stelling werd gemeten aan de hand van een bipolaire
Controlevariabelen
In de vragenlijst zijn de controlevariabelen ‘animatie attitude’, ‘merkattitude’, ‘correct begrepen’, ‘persoonlijk belang gezonde voeding’ en ‘stemherkenning’ toegevoegd. De animatie attitude en merkattitude zijn gemeten aan de hand van twee vragen met een bestaande bipolaire antwoordschaal uit eerder onderzoek, bestaande uit zes semantische differentialen welke gemeten zijn op een 7-puntsschaal (Madden, Allen, & Twible, 1988). Dit waren: Ik vind de animatie en Ik vind het merk in de animatie: slecht/goed; niet creatief/wel
creatief; onaangenaam/aangenaam; smakeloos/ smaakvol; saai/interessant;
onsympathiek/sympathiek. De zes items vormden voor animatie attitude (EV = 4,03, R2= 67,19, α = 0,90, M = 3,66, SD = 1,27) en voor merkattitude (EV = 3,97, R2= 66,24, α = 0,89,
M = 4,13, SD = 0,98) een eendimensionale en betrouwbare schaal.
Om te meten of de animatie correct begrepen is, werd net zoals in het onderzoek van Pexman en Olineck (2002), gevraagd: Hoe zeker vind je dat je de intentie van de spreker
correct hebt geïnterpreteerd? Deze vraag is beantwoord op een bipolaire 7-puntsschaal van 1
(helemaal niet zeker) tot en met 7 (uiterst zeker).
Persoonlijk belang gezonde voeding is gemeten met behulp van de vraag: In hoeverre
is gezond eten in het algemeen een belangrijk onderwerp voor jou? Deze vraag diende
beantwoord te worden op basis van een bipolaire 7-puntsschaal van 1 (helemaal niet belangrijk) tot en met 7 (uiterst belangrijk).
Stemherkenning is gemeten aan de hand van de vraag: Herkende je minimaal één van
de stemmen in de voice-over? Participanten konden deze vraag beantwoorden met ja of nee.
Tot slot zijn er drie algemene vragen met betrekking tot demografische gegevens gesteld: Wat is uw geslacht?; Wat is uw leeftijd?; Wat is uw hoogst behaalde opleiding? Er is er bewust voor gekozen om de algemene vragen aan het einde van de vragenlijst te stellen, omdat demografische vragen aan het begin van een vragenlijst de resultaten kunnen
leden van een minderheidsgroep voelen in een situatie waarin ze een cultureel stereotype bevestigen dat geassocieerd wordt met hun sociale groep. Wanneer de respondent zich bewust is van die stereotype dreiging, is hij of zij geneigd niet meer waarachtig te antwoorden
(Gilovich, Keltner, & Nisbett, 2006).
Procedure
De participanten werden uitgenodigd om deel te nemen aan de online vragenlijst door middel van Facebook of een e-mail. Er werd aan hen gevraagd of zij deel wilden nemen aan een online vragenlijst die vijf tot zeven minuten duurde. Voorafgaand aan de vragenlijst moest de respondent aangeven dat hij of zij akkoord ging met het informed consent form, wat inhoudt dat hij of zij nadrukkelijk toestemming geeft om deel te nemen (’t Hart, Boeije, & Hox, 2010).Vervolgens werd iedere participant random blootgesteld aan één van de vijf advertenties, waarna hen werd gevraagd om de zestien vragen te beantwoorden. Tot slot klikte de participant op ‘verzenden’ en werd hij of zij bedankt voor de deelname.
Resultaten
RandomisatiecheckDe respondenten zijn via de randomisatie in Qualtrics gelijkmatig over de vijf condities verdeeld (A: n = 35, B: n = 40, C: n = 37, D: n = 41, E: n = 35). Allereerst is er een
randomisatiecheck uitgevoerd om te controleren of de onafhankelijke variabelen (geslacht, leeftijd en opleidingsniveau) gelijk over de condities verdeeld waren. De descriptives hiervan zijn weergegeven in Tabel 2 in Appendix 5. Uit een Chi-squared test bleek dat de variabele geslacht geen significante associatie aantoonde met het type conditie, X2 = 6,59, df = 8, p =
0,581. Dit betekent dat de hoeveelheid mannen en vrouwen gelijkmatig over de condities verdeeld zijn. Daarnaast bleek uit een One-way ANOVA dat er geen significant verschil was in de gemiddelde leeftijd tussen de verschillende condities, F (4, 183) = 1,96, p = 0,102 en in het
gemiddelde opleidingsniveau tussen de verschillende condities, F (4, 183) = 1,15, p = 0,336. Geconcludeerd wordt dat de variabelen leeftijd, geslacht en opleidingsniveau allen gelijk over de condities verdeeld zijn en dat de randomisatie succesvol is geweest.
Vervolgens is er een randomisatiecheck uitgevoerd om te controleren of de controlevariabelen (animatie attitude, merkattitude, correct begrepen, stemherkenning en persoonlijk belang gezonde voeding) gelijk over de condities verdeeld zijn. De descriptives hiervan zijn weergegeven in Tabel 3 in Appendix 5. Uit een One-way ANOVA bleek dat er geen significant verschil was tussen de verschillende condities in de gemiddelde animatie attitude, F (4, 183) = 2,37, p = 0,054, in de gemiddelde score correct begrepen, F (4, 183) = 1,80, p = 0,132, in de gemiddelde stemherkenning, F (4, 183) = 0,95, p = 0,434 en in het persoonlijk belang gezonde voeding, F (4, 183) = 1,44, p = 0,223. Geconcludeerd kan worden dat de deze variabelen gelijk over de condities verdeeld zijn en dat de randomisatie succesvol is geweest. Echter, er bleek wel een significant verschil te zijn in de verschillende condities in de gemiddelde merkattitude, F (4, 183) = 2,44, p = 0,049. De randomisatie voor de variabele merkattitude was minder gelijk over de condities verdeeld en daarom wordt er gecontroleerd of deze variabele significant gerelateerd is aan een van de afhankelijke variabelen.
Controlevariabelen
Uit de Pearson correlation test is gebleken dat er een significante correlatie bestaat tussen merkattitude en amusement (r = 0,34, p < 0,001). Er bestaat dus een kans dat merkattitude het effect van amusement kan verstoren. Er zal in de volgende analyses, met betrekking tot amusement, dus voor deze variabele gecontroleerd worden. Er bestaat geen significante correlatie tussen merkattitude en attitude t.o.v. gezond eten (r = 0,07, p = 0,312) en tussen merkattitude en intentie tot gezond eten (r = 0,05, p = 0,481). Er zal in de volgende analyses, met betrekking tot attitude t.o.v. gezond eten en intentie tot gezond eten, dus niet voor deze variabelen gecontroleerd worden.
Manipulatiecheck
Om te controleren of de manipulatie is gelukt, werden er drie vragen gesteld. De eerste vraag was: In hoeverre heb je de advertentie als humoristisch ervaren? Voor deze vraag zijn de humoristische condities (A, B, C en D) samengevoegd ten opzichte van de niet-humoristische conditie (E). Uit een independent t-test bleek dat er een significant verschil was tussen de beoordeling van de aanwezigheid van humor in de condities met humor en de conditie zonder humor, t (69,66) = -8,08, p < 0,001, 95% CI [-1,98, -1,19]. De condities met humor werden als humoristischer beoordeeld (M = 3,98, SD = 1,37) dan de condities zonder humor (M = 2,39, SD = 0,96). Er kan geconcludeerd worden dat de manipulatie met betrekking tot humoristisch gewerkt heeft.
De tweede vraag was: In hoeverre vond je de animatie ironisch versus sarcastisch? Voor deze vraag zijn de ironische condities (A en B) en de sarcastische condities (C en D) samengevoegd. Uit een independent t-test bleek dat er een significant verschil was tussen de beoordeling van het type humor in de condities met sarcastische humor en in de condities met ironische humor, t (151) = -5,22, p < 0,001, 95% CI [-1,34, 0,26]. De ironische condities werden als ironischer beoordeeld (M = 4,23, SD = 1,58) dan de sarcastische condities (M = 2,89, SD = 1,60). Er kan geconcludeerd worden dat de manipulatie met betrekking tot type humor gewerkt heeft.
De derde vraag was: Hoe bekend is het merk in de advertentie voor jou? Voor deze vraag zijn de condities met het bekende merk McDonalds (A en C) en de condities met het onbekende merk Arby’s (B en D) samengevoegd. Uit een independent t-test bleek dat er een significant verschil was tussen de beoordeling van de bekendheid van het merk in de condities met het bekende merk en de condities met het onbekende merk, t (141,86) = -3,52, p < 0,001, 95% CI [-2,15, -0,60]. Het bekende merk McDonalds werd als bekender beoordeeld (M = 4,74, SD = 2,79) dan het onbekende merk Arby’s (M = 3,36, SD = 2,24). Er kan
Onderzoeksvariabelen
Vervolgens zijn de onderzoeksvariabelen (type humor, merkbekendheid, amusement, attitude t.o.v. gezond eten en intentie tot gezond eten) in kaart gebracht. De descriptives hiervan zijn weergegeven in Tabel 4 in Appendix 5.
Testen van hypothesen
Tot slot zijn de vijf hypothesen getoetst. In hypothese 1 werd verondersteld dat participanten in de ironische condities meer amusement zouden ervaren dan participanten in de sarcastische condities. Omdat er een kans bestaat dat merkattitude het effect van amusement kan
verstoren, is er voor deze variabele gecontroleerd met behulp van een ANCOVA. Wanneer de covariaat wordt meegenomen blijkt dat de scores op amusement significant verschillen voor het ene type humor (ironie) in vergelijking tot het andere type humor (sarcasme), F (1, 150) = 28,65, p < 0,001. Dit houdt in dat participanten in de ironische condities (M = 4,73, SD = 0,12) meer amusement ervoeren dan participanten in de sarcastische condities (M = 3,84, SD = 0,12) en dat merkattitude hier effect op heeft. Door deze gevonden resultaten wordt
hypothese 1 ondersteund en daarom aangenomen.
In hypothese 2 werd verondersteld dat wanneer een gezondheidsadvertentie een bekend merk bevat, de mate van amusement hoger zou zijn dan wanneer een
gezondheidsadvertentie een onbekend merk bevat. Omdat er een kans bestaat dat merkattitude het effect van amusement kan verstoren, is er voor deze variabele gecontroleerd met behulp van een ANCOVA. Wanneer de covariaat wordt meegenomen blijkt dat de scores op
amusement niet verschillen voor het ene type merk (bekend) in vergelijking tot het andere type merk (onbekend), F (1, 150) = 2,71, p = 0,142. Dit houdt in dat participanten in de condities met een bekend merk (M = 4,13, SD = 0,13) niet meer amusement ervoeren dan participanten in de condities met een onbekend merk (M = 4,40, SD = 0,13) en dat
merkattitude hier geen effect op heeft. Door deze gevonden resultaten wordt hypothese 2 niet ondersteund en daarom verworpen.
In hypothese 3 werd verondersteld dat naarmate de participanten meer amusement ervoeren, de attitude t.o.v. gezond eten positiever werd. Uit een lineaire regressieanalyse blijkt dat het regressiemodel met attitude t.o.v. gezond eten als afhankelijke variabele en amusement als onafhankelijke variabele significant is, F (1, 186) = 4,48, p = 0,036. Het model is dus bruikbaar om attitude t.o.v. gezond eten te voorspellen. De variantie in amusement verklaart voor 2,4% de variantie in attitude t.o.v. gezond eten. Amusement heeft een zwakke positieve significante samenhang met attitude t.o.v. gezond eten, b = 0,14, b* = 0,15, t = 2,12,
p = 0,036, 95% CI [0,01, 0,27]. Dit houdt in hoe hoger de ervaring van amusement is, hoe
positiever de attitude t.o.v. gezond eten. Hypothese 3 kan worden aangenomen.
In hypothese 4 werd verondersteld dat naarmate de participant een positievere attitude t.o.v. gezond eten heeft, de intentie tot gezond eten ook positiever werd. Uit een lineaire regressieanalyse blijkt dat het regressiemodel met intentie tot gezond eten als afhankelijke variabele en attitude t.o.v. gezond eten als onafhankelijke variabele niet significant is, F (1, 186) = 0,92, p = 0,339. Het model is dus niet bruikbaar om intentie tot gezond eten te voorspellen. De variantie in attitude t.o.v. gezond eten verklaart voor 0,05% de variantie in intentie tot gezond eten. Attitude t.o.v. gezond eten heeft geen significante samenhang met intentie tot gezond eten, b = 0,09, b* = 0,07, t = 0,96, p = 0,339, 95% CI [-0,09, 0,27]. Door deze resultaten wordt hypothese 4 niet aangenomen.
In hypothese 5 werd verondersteld dat sarcasme (in vergelijking tot ironie) tot een positievere intentie tot gezond eten leidt, gemedieerd door een toename van amusement en een positievere attitude t.o.v. gezond eten. Dit is getoetst met behulp van PROCESS en model 6. Omdat er een kans bestaat dat merkattitude het effect van amusement kan verstoren, is er voor deze variabele gecontroleerd in het mediatiemodel. In stap 1 van het mediatieproces is de regressie van het type humor op intentie tot gezond eten, waarbij de mediatoren genegeerd
werden, niet significant, b = -0,33, t (150) = -1,49, p = 0,139. Stap 2 laat zien dat de regressie van type humor op de mediator amusement significant is, b = 0,90, t (150) = 5,35, p < 0,001, dat de regressie van type humor op de mediator attitude t.o.v. gezond eten significant is, b = 0,54, t (149) = 3,46, p < 0,001 en dat de regressie van amusement op attitude t.o.v. gezond eten niet significant is, b = -0,02, t (149) = -0,35, p = 0,726. Stap 3 van het mediatieproces laat zien dat de regressie van de mediator amusement, gecontroleerd voor type humor, attitude t.o.v. gezond eten en merkattitude, niet significant is, b = 0,15, t (148) = 1,39, p = 0,166 en dat de mediator attitude t.o.v. gezond eten, gecontroleerd voor type humor, amusement en
merkattitude, niet significant is, b = 0,16, t (148) = 1,21, p = 0,227. Uit stap 4 van de analyse blijkt dat de regressie van type humor, gecontroleerd voor amusement, attitude t.o.v. gezond eten en merkattitude, een significante voorspeller is van intentie tot gezond eten, b = -0,55, t (148) = -2,17, p = 0,032. Op basis van deze resultaten kan er geconcludeerd worden dat er geen sprake is van een mediatie-effect. Hypothese 5 wordt niet ondersteund en kan niet worden aangenomen. Dit houdt in dat de relatie tussen type humor en intentie tot gezond eten niet verklaard kan worden door amusement en attitude t.o.v. gezond eten. In Figuur 3 is de mediatie analyse grafisch weergegeven met bijbehorende bèta waarden tussen de variabelen, welke aangeven hoe sterk het verband is.
Figuur 3: Grafische weergave mediatie analyse met bèta waarden. * p < 0.05
Note: Alle cijfers zijn gebaseerd op de Process analyse gecontroleerd voor merkattitude.
Attitude t.o.v. gezond eten Amusement Intentie tot gezond eten Type humor (Ironie versus sarcasme) β = 0,90* β = -0,02 β = -0,33 (β = -0,55*) β = 0,16 β = 0,54* β = 0,15
Discussie
ConclusieIn deze studie is onderzocht of er een verband bestaat tussen het type humor (ironie versus sarcasme) en de intentie tot gezond eten van de consument en in hoeverre dit gemedieerd wordt door amusement en attitude t.o.v. gezond eten. Daarnaast is onderzocht of het effect op amusement afhankelijk is van de merkbekendheid. De verwachting was dat ironie, in
vergelijking tot sarcasme, leidt tot een hogere ervaring van amusement en dat dit een positievere attitude t.o.v. gezond eten en een positievere intentie tot gezond eten zou
oproepen. Met betrekking tot amusement en attitude t.o.v. gezond eten sloot deze verwachting aan bij de bevindingen van het onderzoek, maar met betrekking tot intentie tot gezond eten niet. Een andere verwachting was dat het gebruik van een bekend merk tot meer amusement zou leiden dan het gebruik van een onbekend merk. Deze verwachting sloot niet aan bij de bevindingen van het onderzoek.
Hypothese 1 wordt aangenomen, wat inhoudt dat het gebruik van ironie leidt tot een hogere ervaring van amusement, in vergelijking tot sarcasme. Participanten die blootgesteld werden aan ironische humor ervoeren meer amusement dan participanten die blootgesteld werden aan sarcastische humor. Dit resultaat komt overeen met het onderzoek van Bergson, Brereton en Rothwell (1911), Freud (1960), Halliwell (1986), Meyer (2000) en Wyer en Collins (1992), waaruit blijkt dat er meer amusement ontstaat wanneer de norm op een dusdanige manier doorbroken wordt, waarbij de humor wordt gezien als beleefd,
aanvaardbaar spottend, niet kwetsend en grappig. Sarcasme werd daarentegen ervaren als minder amusant, doordat het doorbreken van de norm werd gezien als onbeleefd,
onaanvaardbaar spottend, kwetsend en niet grappig.
Hypothese 2 wordt niet aangenomen, wat inhoudt dat het gebruik van een bekend merk niet leidt tot meer amusement in vergelijking tot een onbekend merk. Dit resultaat is in
tegenspraak met eerder onderzoek (Bornstein, 1989; Hoyer & Brown, 1990; Leclerc, Schmitt, & Dubé, 1994; Zajonc & Markus, 1982).Ondanks dat uit eerder onderzoek blijkt dat het effect van adverteren op positieve gevoelens sterker is voor bekende merken in vergelijking tot onbekende merken, zijn er in dit onderzoek geen significante resultaten gevonden met betrekking tot dit effect. Dit kan verklaard worden doordat de participanten het merk in de animatie niet of verkeerd gezien hebben, mogelijk doordat de logo’s van de merken te klein afgebeeld waren.
Hypothese 3 wordt aangenomen, wat inhoudt dat een grotere mate van amusement leidt tot een positievere attitude t.o.v. gezond eten. Participanten die veel amusement ervoeren, gaven inderdaad aan een positievere attitude te hebben t.o.v. gezond eten. Dit resultaat wordt ondersteund door onderzoek van Edell en Burke (1987), Holbrook en Batra (1987) en Stayman en Aaker (1988), waaruit blijkt dat amusement gepaard gaat met de ontwikkeling van positieve gedachten en gevoelens en deze beïnvloeden vervolgens de attitude van de consument positief.
Hypothese 4 wordt niet aangenomen, wat inhoudt dat een positievere attitude t.o.v. gezond eten niet leidt tot een positievere intentie tot gezond eten. Dit resultaat is in
tegenspraak met het onderzoek van Conner en Sparks (2005) en Petty, Fazio en Briñol (2008), waaruit blijkt dat attitude één van de beste voorspellers is van gedragsintentie. Dat er in dit onderzoek geen significante resultaten zijn gevonden voor deze relatie kan verklaard worden doordat er sprake was van een methodische beperking waarbij de vraag met betrekking tot gedragsintentie niet goed geformuleerd was. Dit wordt nader toegelicht in de discussie.
Hypothese 5 wordt niet aangenomen, wat inhoudt dat ironie (versus sarcasme) niet leidt tot een positievere intentie tot gezond eten, gemedieerd door amusement en attitude t.o.v. gezond eten. Kijkend naar de onderzoeksresultaten kan geconcludeerd worden dat er geen sprake is van een mediatie-effect. Dit resultaat is in tegenspraak met onderzoek van Edell en Burke (1987), Holbrook en Batra (1987) en Stayman en Aaker (1988), waaruit blijkt dat het
effect op attitude t.o.v. gezond eten gemedieerd wordt door amusement. Ook is dit resultaat in tegenspraak met het onderzoek van Conner en Sparks (2005) en Petty, Fazio en Briñol (2008), waaruit blijkt dat het effect op intentie tot gezond eten gemedieerd wordt door een positievere attitude t.o.v. gezond eten. Het is waarschijnlijk dat er in deze studie geen mediatie-effect is gevonden doordat gedragsintentie direct na blootstelling gemeten is en uit eerder onderzoek blijkt dat gedragsintentie niet op de korte termijn beïnvloed kan worden (Vermeir & Verbeke, 2006).
Als antwoord op de onderzoeksvraag kan worden gesteld dat ironie, in vergelijking tot sarcasme, leidt tot een hogere ervaring van amusement en een positievere attitude t.o.v. gezond eten, maar niet tot een positievere intentie tot gezond eten. Adverteren middels ironische humor lijkt een goede manier om amusement en een positieve attitude t.o.v. gezond eten te creëren, maar niet om de intentie tot gezond eten te stimuleren. Het gebruik van een bekend merk in vergelijking tot een onbekend merk heeft geen effect op de mate van amusement van de participant.
Beperkingen en vervolgonderzoek
Dit onderzoek kent enkele beperkingen, waardoor de interne- en externe validiteit in gevaar komen. Een beperking betreffende de interne validiteit is dat de meting van intentie tot gezond eten direct na blootstelling aan het stimulusmateriaal werd uitgevoerd. Aangezien uit dit onderzoek blijkt dat er geen significante resultaten zijn gevonden met betrekking tot intentie tot gezond eten en dat uit eerder onderzoek blijkt dat gedragsintentie niet op de korte termijn beïnvloed kan worden (Vermeir & Verbeke, 2006), was het wellicht beter geweest om longitudinaal onderzoek uit te voeren. Dit onderzoeksdesign maakt het mogelijk om intentie te meten op twee verschillende tijdsmomenten en wordt er snel inzichtelijk of er een
ontwikkeling is in deze afhankelijke variabele (Scheepers, Tobi, & Boeije, 2016). In
het invullen van de vragenlijst om de werking van een animatie op de gedragsintentie meer valide te kunnen meten.
Een andere belangrijke beperking met betrekking tot de intentie tot gezond eten is dat deze vragen geformuleerd waren in termen als: gezondér ontbijten, gezondér lunchen,
gezondér avondeten, gezondére tussendoortjes eten. Participanten die op het moment van het
invullen van de vragenlijst al heel gezond aten, gaven bij deze vragen aan helemaal niet gezondér te gaan eten na het zien van de animatie. In vervolgonderzoek dienen vragen met betrekking tot intentie tot gezond eten anders geformuleerd te worden, zoals: gezond
ontbijten, gezond lunchen, gezond avondeten, gezonde tussendoortjes eten. Hierdoor wordt
het mogelijk om de resultaten op de correcte manier te interpreteren.
Een andere beperking met betrekking tot de interne validiteit is dat de vragenlijst voor dit onderzoek online is afgenomen. Dit heeft dit ervoor gezorgd dat de sociale wenselijkheid bias lager was dan wanneer de vragenlijst telefonisch of door een interviewer werd
afgenomen (Fink, 2009). Er is nu echter geen inzicht in de non-respons van de participanten en de beweegredenen achter het niet volledig invullen van de vragenlijst zijn onbekend. Ook is het via een online survey niet mogelijk om controle te krijgen over de externe omgeving van de participanten (Fink, 2009). Doordat de externe omgeving per participant verschilde en wellicht niet iedere participant de vragenlijst met volledige aandacht ingevuld heeft, kan dit invloed hebben gehad op de resultaten, waardoor er een vertekend beeld verkregen is. In vervolgonderzoek zou de externe omgeving gecontroleerd kunnen worden door de vragenlijst af te laten nemen in een onderzoekslab. Op deze manier is er ook meer inzicht in de non-respons van de participanten.
Een andere beperking met betrekking tot de externe validiteit is dat dit onderzoek gericht was op het bekende merk McDonald’s en het onbekende merk Arby’s. Voor beide merken werd er in de animatie een patatbakje gebruikt met daarop het merklogo. Een aantal participanten (n = 18) die blootgesteld werden aan het patatbakje met daarop een logo van het
bekende merk McDonalds dachten alsnog dat zij een patatbakje van een onbekend merk hadden gezien. Mogelijk komt dit doordat het logo van de merken te klein op het patatbakje was afgebeeld. Het gevolg hiervan is, gezien de hypothese dat bekende merken meer
amusement opleveren dan onbekende merken, dat de resultaten negatief beïnvloed zouden kunnen zijn. Doordat verschillende participanten in de conditie met het bekende merk McDonald’s het logo niet herkenden of gezien hebben en dachten dat zij blootgesteld waren aan het onbekende merk Arby’s, gaven zij aan minder amusement te ervaren dan
participanten in dezelfde conditie die zich wel bewust waren van het bekende merk
McDonald’s. In vervolgonderzoek dient een duidelijker verschil in onbekende en bekende merken aangebracht te worden door de logo’s op de patatbakjes te vergroten.
Wetenschappelijke en maatschappelijke implicaties
Deze studie heeft wetenschappelijke implicaties, omdat er een effect bestaat van type humor op amusement en de attitude t.o.v. gezond eten. Nu blijkt dat de effecten voor het ene humortype (ironie) positiever zijn dan voor het andere humortype (sarcasme) kan de gap waarbij verschillende humortype ontbreken (m.b.t. amusement en attitude t.o.v. gezond eten) gevuld worden. In vervolgonderzoek zouden er, naast ironie en sarcasme, meerdere
humortypen meegenomen kunnen worden. Wanneer er humor wordt gebruikt, moet uiterste voorzichtigheid worden betracht bij het kiezen van de juiste humortypes en in de juiste context. Om dit te testen kan er een pre-test uitgevoerd worden om te zien hoe mensen reageren op de humor in de advertenties. Zodra de juiste humortypes duidelijk zijn en in een juiste context worden gebruikt, kan dit gebruikt worden in onderzoek naar
gezondheidsbevordering.
Deze studie vult niet alleen een gap, maar helpt overheidsinstellingen en commerciële bedrijven ook om de juiste humortype te selecteren in gezondheidsbevorderende campagnes. In dit onderzoek komt namelijk naar voren dat het toepassen van ironie versus sarcasme in
gezondheidsbevorderende campagnes wel effect heeft op de mate van amusement en de attitude t.o.v. gezond eten, maar geen effect heeft op de intentie tot gezond eten. Dit houdt in dat een gezondheidsboodschap met ironische humor voor overheidsinstellingen en
commerciële bedrijven kan zorgen voor een hogere ervaring van amusement en positievere attitude t.o.v. gezond eten. Door onverwachte humor te gebruiken, welke niet te pijnlijk of destructief is, wordt er het hardst gelachen (Bergson, Brereton, & Rothwell, 1911; Freud, 1960; Halliwell, 1986). Het is van belang dat het humortype (i.e. ironie) in de advertentie goed naar voren komt zodat de consument dit daadwerkelijk als amusant ziet. Ironische advertenties vallen op in een verzadigde mediaomgeving waardoor de consument zich eerder aangesproken voelt en de effectiviteit van de advertentie op amusement en attitude t.o.v. gezond eten toeneemt.
Literatuurlijst
Aaker, D. A., Stayman, D. M., & Hagerty, M. R. (1986). Warmth in advertising:
Measurement, impact, and sequence effects. Journal of Consumer Research, 12(4), 365-381. doi:10.1086/208524
Adformatie. (2002, maart 27). Zes winkels met 99 procent naamsbekendheid. Geraadpleegd op 1 november 2018, van
https://www.adformatie.nl/carriere/zes-winkels-met-99-procent-naamsbekendheid
Ajzen, I. (1991). The theory of planned behavior. Organizational Behavior and Human
Decision Processes, 50(2), 179–211. doi:10.1016/0749-5978(91)90020-T
Ajzen, I., & Driver, B. L. (1992). Application of the theory of planned behavior to leisure choice. Journal of Leisure Research, 24(3), 207-224.
doi:10.1080/00222216.1992.11969889
Ajzen, I., & Timko, C. (1986). Correspondence between health attitudes and behavior. Basic
and Applied Social Psychology, 7(4), 259-276. doi:10.1207/s15324834basp0704_2
Alpert, J. I., & Alpert, M. I. (1986). The effects of music in advertising on mood and purchase
intentions. Department of Marketing Administration, College of Business
Administration and Graduate School of Business, University of Texas, Austin.
Arby’s. (z.d.) Who we are and what we do. Geraadpleegd op 1 november 2018, van https://arbys.com/about
Attardo, S., Eisterhold, J., Hay, J., & Poggi, I. (2003). Multimodal markers of irony and sarcasm. Humor, 16(2), 243-260. doi:10.1515/humr.2003.012
Batra, R., & Ray, M. L. (1986). Affective responses mediating acceptance of advertising.
Journal of Consumer Research, 13(2), 234-249. doi:10.1086/209063
Betra, R., & Stayman, D. M. (1990). The role of mood in advertising effectiveness.
Journal of Consumer Research, 17(2), 203-214. doi:10.1086/208550
Bergson, H., Brereton, C. S. H., & Rothwell, F. (1911). Laughter: An essay on the meaning of
the comic. New York: Macmillan.
Bornstein, R. F. (1989). Exposure and affect: Overview and meta-analysis of research, 1968- 1987. Psychological Bulletin, 106(2), 265-289. doi:10.1037/0033-2909.106.2.265
Brooks, M. E., & Highhouse, S. (2006). Familiarity breeds ambivalence. Corporate
Reputation Review, 9(2), 105-113. doi:10.1057/palgrave.crr.1550016
Catanescu, C., & Tom, G. (2001). Types of humor in television and magazine advertising.
Review of Business, 22(1), 92-95.
CBS (2015, 23 april). Nederland eet onvoldoende groente, fruit en vis. Geraadpleegd op 1 november 2018, van
https://www.cbs.nl/nl-nl/nieuws/2015/17/nederland-eet-onvoldoende-groente-fruit-en-vis
Chan, D. K. S., & Fishbein, M. (1993). Determinants of college women's intentions to tell their partners to use condoms 1. Journal of Applied Social Psychology, 23(18), 1455-1470. doi:10.1111/j.1559-1816.1993.tb01043.x
Chi, H. K., Yeh, H. R., & Yang, Y. T. (2009). The impact of brand awareness on consumer purchase intention: The mediating effect of perceived quality and brand loyalty. The
Journal of International Management Studies, 4(1), 135-144.
Christie, I. C., & Friedman, B. H. (2004). Autonomic specificity of discrete emotion and dimensions of affective space: a multivariate approach. International Journal of
Psychophysiology, 51(2), 143–153. doi: 10.1016/j.ijpsycho.2003.08.002
Cline, T. W., Altsech, M. B., & Kellaris, J. J. (2003). When does humor enhance or inhibit ad responses? The moderating role of the need for humor. Journal of Advertising, 32(3), 31-45. doi:10.1080/00913367.2003.10639134
Conner, M., & Sparks, P. (2005). Theory of planned behaviour and health behaviour. In M. Conner (Ed.), Predicting health behaviour (pp. 170-222). New York: Open University Press.
Cox, D. N., Koster, A., & Russell, C. G. (2004). Predicting intentions to consume functional foods and supplements to offset memory loss using an adaptation of protection
Cox, D. S., & Locander, W. B. (1987). Product novelty: Does it moderate the relationship between ad attitudes and brand attitudes? Journal of Advertising, 16(3), 39-44. doi:10.1080/00913367.1987.10673084
Dahlén, M., Rosengren, S., & Torn, F. (2008). Advertising creativity matters. Journal of
Advertising Research, 48(3), 392-403. doi:10.2501/S002184990808046X
Edell, J. A., & Burke, M. C. (1987). The power of feelings in understanding advertising effects. Journal of Consumer Research, 14(3), 421-433. doi:10.1086/209124
Eelen, J., Rauwers, F., Wottrich, V. M., Voorveld, H. A., & van Noort, G. (2016). Consumer responses to creative media advertising: A literature review. In P. de Pelsmacker,
Advertising in New Formats and Media: Current Research and Implications for Marketers (pp. 19-46). United Kingdom: Emerald Group Publishing Limited.
Eisend, M. (2007). A meta-analysis of humor effects in advertising. Advances in Consumer
Research, 34, 320-323.
Eisend, M. (2009). A meta-analysis of humor in advertising. Journal of the Academy of
Marketing Science, 37(2), 191-203. doi:10.1007/s11747-008-0096-y
Fink, B. (2009). A clinical introduction to Lacanian psychoanalysis: Theory and technique. Cambridge: Harvard University Press.
Franzen, G. (1992). Hoe reclame echt werkt: Bevindingen uit empirisch onderzoek. Deventer: Kluwer Bedrijfswetenschappen.
Freud, S. (1960). Jokes and their relation to the subconscious. New York: Norton.
Geyter, T.D. (2009-2010). The effectiveness of humorous versus rational appeals in print
advertising for utilitarian and hedonic products. Faculteit Politieke en Social
Wetenschappen, Universiteit Gent, Gent.
Gezondheidsraad (2015). Richtlijnen goede voeding 2015. Geraadpleegd op 1 november 2018, van https://www.gezondheidsraad.nl/nl/taak-werkwijze/werkterrein/gezonde-voeding/richtlijnen-goede-voeding-2015
Gilovich, T., Keltner, D., & Nisbett, R. E. (2006). Social psychology. New York: W.W. Norton.
Goodchilds, J. D., Goldstein, J., & McGhee, P. (1972). On being witty: Causes, correlates, and consequences. In J. H. Goldstein (Ed.), The psychology of humor: Theoretical
perspectives and empirical issues (pp. 173-193). New York: Academic Press.
Halliwell, S. (1986). The poetics of aristotle: translation and commentary. Chapel Hill: University of North Carolina Press Books.
Hart, H. 't., Boeije, H. R., & Hox, J. (2010). Onderzoeksmethoden (8e druk). Den Haag: Boom/Lemma.
Holbrook, M. B., & Batra, R. (1987). Assessing the role of emotions as mediators of consumer responses to advertising. Journal of Consumer Research, 14(3), 404-420. doi:10.1086/209123
Hoyer, W. D., & Brown, S. P. (1990). Effects of brand awareness on choice for a common, repeat-purchase product. Journal of Consumer Research, 17(2), 141-148.
doi:10.1086/208544
Hutter, K., & Hoffmann, S. (2014). Surprise, surprise. Ambient media as promotion tool for retailers. Journal of Retailing, 90(1), 93-110. doi:10.1016/j.jretai.2013.08.001
Katz, A. N., Colston, H., & Katz, A. (2005). Discourse and sociocultural factors in understanding nonliteral language. In L. Herbert (Ed.), Figurative language
comprehension: Social and cultural influences (pp. 183-207). New Jersey: Lawrence
Erlbaum Associates Publishers.
Keith-Spiegel, P. (1972). Early conceptions of humor: Varieties and issues. In J. H. Goldstein (Ed.), The psychology of humor: Theoretical perspectives and empirical issues (pp. 4-39). New York: Academic Press.
Lawton, R., Conner, M., & Parker, D. (2007). Beyond cognition: Predicting health risk behaviors from instrumental and affective beliefs. Health psychology, 26(3), 259.
Leclerc, F., Schmitt, B. H., & Dubé, L. (1994). Foreign branding and its effects on product perceptions and attitudes. Journal of Marketing Research, 31(2), 263-270.
doi:10.2307/3152198
Li, S. Y. (1995). The use of humor in television advertising: a content analysis of humorous
ads across humor types versus product types (Doctoral dissertation). Texas Tech
Lilly, H. M. (1869). Oxygen and nitrous oxide mixture. In J. H. Goldstein (Ed.), The
psychology of humor: Theoretical perspectives and empirical issues (pp. 12-99). New
York: Academic Press.
Madden, T.J., Allen, C.T., & Twible, J.L. (1988). Attitude toward the ad: An assessment of diverse measurement indices under different processing ‘sets’. Journal of Marketing
Research, 25(3), 242-252. doi:10.2307/3172527
Manstead, A. S., & Parker, D. (1995). Evaluating and extending the theory of planned behaviour. European Review of Social Psychology, 6(1), 69-95.
doi:10.1080/14792779443000012
Martin, R. A., & Lefcourt, H. M. (2004). Sense of humor and physical health: Theoretical issues, recent findings, and future directions. Humor, 17(1/2), 1-20.
doi:10.1515/humr.2004.005
McDonalds. (z.d.). Feiten & cijfers over McDonalds. Geraadpleegd op 1 november 2018, van https://www.mcdonalds.nl/over-mcdonalds/feiten-cijfers
McDonald, S. (1999). Exploring the process of inference generation in sarcasm: A review of normal and clinical studies. Brain and Language, 68(3), 486-506.
doi:10.1006/brln.1999.2124
Meyer, J. C. (2000). Humor as a double-edged sword: Four functions of humor in communication. Communication Theory, 10(3), 310–331. doi:10.1111/j.1468-2885.2000.tb00194.x
Norman, P., Conner, M. T., & Bell, R. (2000). The theory of planned behaviour and exercise: Evidence for moderating role of past behaviour. British Journal of Health Psychology,
5(3), 249-261. doi:10.1348/135910700168892
Ocké, M. C., Toxopeus, I. B., Geurts, M., Mengelers, M. J. B., Temme, E. H. M., & Hoeymans, N. (2017). Wat ligt er op ons bord? Bilthoven, Nederland: RIVM.
Percy, L., & Rossiter, J. R. (1992). A model of brand awareness and brand attitude advertising strategies. Psychology & Marketing, 9(4), 263-274. doi:10.1002/mar.4220090402
Perks, L. G. (2012). The ancient roots of humor theory. Humor, 25(2), 119-132. doi:10.1515/humor-2012-0007
Petty, R. E., & Cacioppo, J. T. (1986). The elaboration likelihood model of persuasion.
Advances in Experimental Social Psychology, 19(1), 123–205.
doi:10.1007/978-1-4612-4964-1_1
Petty, R. E., DeSteno, D., & Rucker, D. D. (2001). The role of affect in attitude change. In J. P. Forgas (Ed.), Handbook of affect and social cognition (pp. 212-233). Mahwah, NJ, US: Lawrence Erlbaum Associates Publishers.
Petty, R. E., Fazio, R. H., & Briñol, P. (2008). Attitudes: Insights from the new implicit
Pexman, P. M., & Olineck, K. M. (2002). Does sarcasm always sting? Investigating the impact of ironic insults and ironic compliments. Discourse Processes, 33(3), 199-217. doi:10.1207/S15326950DP3303_1
Van der Pligt, J., & Vliek, M. (2017). The psychology of influence: Theory, research and
practice. Leiden, Nederland: Taylor & Francis Ltd.
Rogers, R. W. (1983). Cognitive and physiological processes in fear-based attitude change: A revised theory of protection motivation. In J. Cacioppo & R. Petty (Eds.), Social
psycho-physiology: A source book (pp. 153-176). New York: Guilford Press.
Ruch, W. (2001). The perception of humor. In: A.W. Kaszniak (Ed.), Emotion, wualia, and
consciousness (pp. 410-425). Tokyo: Word Scientific Publisher.
Ruch, W., & Hehl, F. J. (2007). A two-mode model of humor appreciation: its relation to aesthetic appreciation and simplicity–complexity of personality. In: W. Ruch (Ed.), The
Sense of Humor. Explorations of a Personality Characteristic (pp. 109-142). Berlin:
Gruyter.
Scheepers, P., Tobi, H., & Boeije, H. (2016). Onderzoeksmethoden (9e druk). Amsterdam,
Nederland: Boom.
Sheeran, P., & Orbell, S. (1999). Augmenting the theory of planned behavior: Roles for anticipated regret and descriptive norms. Journal of Applied Social Psychology, 29(10), 2107-2142. doi:10.1111/j.1559-1816.1999.tb02298.x
Stayman, D. M., & Aaker, D. A. (1988). Are all the effects of ad-induced feelings mediated by AAD? Journal of Consumer Research, 15(3), 368-373. doi:10.1086/209173
Sternthal, B., & Craig, C. S. (1973). Humor in advertising. The Journal of Marketing, 37(4), 12-18. doi:10.2307/1250353
Suls, J. M. (1972). A two-stage model for the appreciation of jokes and cartoons: An information processing analysis. In: J. H. Goldstein, P. E. McGhee (Eds.), The
Psychology of Humor (pp. 81-100). New York: Academic Press.
Tsang, M., Ho, S., & Liang, T. (2004). Consumer attitudes toward mobile advertising: An empirical study. International Journal of Electronic Commerce, 8(3), 65-78.
doi:10.1080/10864415.2004.11044301
Veatch, T. C. (1998). A theory of humor. International Journal of Humor Research, 11(2), 161-216. doi:10.1515/humr.1998.11.2.161
Vermeir, I., & Verbeke, W. (2006). Sustainable food consumption: Exploring the consumer “attitude–behavioral intention” gap. Journal of Agricultural and Environmental
Ethics, 19(2), 169-194. doi:10.1007/s10806-005-5485-3
VNG. (2015, juli 7). Overzicht trends en ontwikkelingen: Een outside–in analyse van de belangrijkste bewegingen in het sociaal domein. Opgehaald op 1 november 2018, van https://vng.nl/files/vng/20150707-vtsd-scenario.pdf
Weinberger, M. G., & Gulas, C. S. (1992). The impact of humor in advertising: A
review. Journal of Advertising, 21(4), 35-59. doi:10.1080/00913367.1992.10673384
Woltman Elpers, J. L. C. M., Mukherjee, A., & Hoyer, W. D. (2004). Humor in television advertising: A moment-to-moment analysis. Journal of Consumer Research, 31(3), 592-598. doi:10.1086/425094
Wyer, R. S., & Collins, J. E. (1992). A theory of humor elicitation. Psychological
review, 99(4), 663.
Zajonc, R. B., & Markus, H. (1982). Affective and cognitive factors in preferences. Journal of
Consumer Research, 9(2), 123-131. doi:10.1086/208905
Zhang, Y., & Zinkhan, G. M. (2006). Responses to humorous ads: Does audience
involvement matter? Journal of Advertising, 35(4), 113-127. doi:10.2753/JOA0091-3367350408
Appendix
Appendix 1: Stimulusmateriaal
1.1 Conditie A: Bekend merk + ironie
Conditie B: Onbekend merk + ironie
Conditie C: Bekend merk + sarcasme
Conditie D: Onbekend merk + sarcasme
Conditie E: Afwezige humor
