Overtuig jezelf!?
Onderzoek naar de mediërende rol van zelfovertuiging in de
relatie tussen openheid in banners en donatie-intentie.
Graduate School of Communication Master’s Thesis
Naam: Marike Stoel
Studentnummer: 10495159
Opleiding: Master Communicatiewetenschap Specialisatie: Persuasive Communication Begeleider: Dr. P.E. Ketelaar
2 VOORWOORD
Voor u ligt mijn masterscriptie waarin de effectiviteit van openheid in banners op
donatie-intentie onderzocht is. Met deze scriptie zal ik mijn master Communicatiewetenschap aan de Universiteit van Amsterdam afronden. Het schrijven van de scriptie was een lang, maar
leerzaam traject. Deze scriptie was echter niet tot stand gekomen zonder hulp van een
aantal mensen. Allereerst wil ik mijn begeleider Paul Ketelaar bedanken voor zijn feedback
en betrokkenheid. Zijn goede adviezen en kritische blik hebben me geholpen bij de afronding
van mijn scriptie. Daarnaast wil ik Jeroen Loman bedanken voor zijn inzichtgevende input
met betrekking tot het meten van zelfovertuiging. Ook wil ik mijn ouders bedanken die het
voor mij mogelijk hebben gemaakt om te studeren. Zonder jullie zowel financiële als mentale
steun was het absoluut niet gelukt. Tot slot gaat mijn dank uit naar mijn lieve vrienden bij wie
ik altijd terecht kon, die mij een luisterend oor hebben geboden en voor de nodige
ontspanning hebben gezorgd.
Marike Stoel
3 ABSTRACT
Tegenwoordig is er steeds meer advertentieclutter. Om consumenten in deze clutter nog te
bereiken maken reclamemakers veelvuldig gebruik van open advertenties. Open
advertenties geven weinig richting aan de interpretatie ervan wat ertoe leidt dat de
advertentie vatbaarder is voor verschillende interpretaties. Deze studie heeft als doel de
invloed van openheid in banners voor goede doelen op donatie-intentie en de mediërende rol
van zelfovertuiging te bestuderen. Hoewel openheid in printadvertenties al veelvuldig
onderzocht is, onderscheidt deze studie zich op twee punten. Allereerst wordt verondersteld
dat openheid met name effectief is als gebruik gemaakt wordt van een digitaal medium,
namelijk een banner. Ten tweede wordt verondersteld dat openheid effectief is als
ontvangers hoog betrokken zijn. Daarom wordt gekozen voor een hoge
betrokkenheidsproduct, namelijk een goed doel. Bovendien wordt onderzocht of
zelfovertuiging een verklaring is voor de positief veronderstelde effecten van openheid. Een online experiment met een randomized two group design werd opgezet waarin participanten
(N =141) zijn blootgesteld aan ofwel de gesloten (N = 70) ofwel de open banner (N = 71). In
tegenstelling tot de verwachtingen blijkt uit de resultaten dat een open banner niet leidt tot
een hogere donatie-intentie. Bovendien heeft zelfovertuiging geen mediërende invloed op de
relatie tussen openheid en donatie-intentie.
INTRODUCTIE
Vandaag de dag is er steeds meer advertentieclutter (Dahlén & Edenius, 2007; Moorman,
Neijens & Smit, 2011). Reclamemakers zoeken manieren om consumenten te bereiken. Een
manier waarop ze dit lijken te doen is door openheid in advertenties als strategie toe te
passen, gezien de toename van open advertenties de afgelopen decennia (Phillips &
McQuarrie, 2002; Van Gisbergen, Ketelaar & Beentjes, 2004).Kennelijk denken
reclamemakers met openheid weer een middel in handen te hebben om op te vallen.
Openheid in advertenties kan omschreven worden als verschillen in de hoeveelheid
4 hoge mate van openheid in een advertentie wordt weinig richting gegeven aan de bedoelde
interpretatie. Dit leidt ertoe dat de advertentie vatbaarder is voor verschillende interpretaties
(Ketelaar & Van Gisbergen, 2006). Openheid in advertenties wordt gerealiseerd door de
boodschap veelal visueel te communiceren, weinig gebruik te maken van tekst en vaak
ontbreekt het geadverteerde product (Ketelaar, Linssen & Van Gisbergen, 2013; Ketelaar,
Van Gisbergen, Beentjes & Bosman, 2008).
Onderzoek naar de effecten van openheid in advertenties heeft zich tot nu toe enkel
beperkt tot traditionele media (i.e. printmedia en televisie). Enerzijds zijn er negatieve
effecten gevonden op de attitude ten opzichte van de advertentie (Ketelaar et al., 2013;
Ketelaar, Van Gisbergen, Bosman & Beentjes, 2010; Van Enschot & Hoeken, 2015;
Warlaumont, 1995), het merk (Ketelaar et al., 2010) en een neutraal effect op aandacht
(Ketelaar et al., 2008). Anderzijds zijn er positieve effecten gevonden op de attitude ten
opzichte van de advertentie (e.g. McQuarrie & Mick, 2003; Mick & McQuarrie, 1999; Van
Enschot, Hoeken & Van Mulken, 2008), het merk (e.g. Brennan & Bahn, 2006; McQuarrie &
Mick, 1992) en koopintentie (Ang & Lim, 2006; Jeong, 2008; Stafford, Walker & Blasko,
1996).
De vraag is nu of openheid ook tot positieve effecten kan leiden in andere typen
media. Te beredeneren valt namelijk dat juist digitale media kunnen profiteren van openheid.
Hiervoor kunnen drie redenen gegeven worden. Open advertenties bestaan uit prominent
beeld. Afbeeldingen trekken op het internet meer aandacht (Hsieh, Chen & Ma, 2012) dan in
traditionele media, doordat op een website vaak meerdere advertenties tegelijk te zien zijn
(Yaverloglu & Donthu, 2008).Tevens kan openheid door haar beeldprominentie juist effectief
zijn voor het medium banner doordat beeld wellicht gemakkelijker de boodschap
communiceert dan tekst, aangezien daar weinig ruimte voor is op de kleinere oppervlaktes
die banners typeren (Cho, 1999; Shankar & Balasubramanian, 2009). Bovendien nodigen
open advertenties uit tot ontrafelen (Ketelaar et al., 2013) en deze interactiviteit past goed bij
het interactieve karakter van internet (Furner, Racherla & Babb, 2014; Van Noort, Voorveld &
5 Wat verder opvalt is dat de betrokkenheid van ontvangers bij de verwerking van open
advertentie slechts marginaal aandacht heeft gekregen (e.g. Mothersbaugh, Huhmann &
Franke, 2002; Phillips, 2000). Met name bij de verwerking van een open reclamevorm lijkt
het juist belangrijk te zijn dat ontvangers hoog betrokken zijn, aangezien ze dan meer
geneigd zijn om informatie intensief te verwerken (Kardes, 1988; Warlaumont, 1995). Dit kan
ook een verklaring zijn voor de eerder gevonden positieve effecten van openheid op
koopintentie, aangezien in deze onderzoeken gebruik gemaakt is van hoge
betrokkenheidsproducten (Ang & Lim, 2006; Jeong, 2008; Stafford et al., 1986). Dit
onderzoek maakt daarom gebruik van een hoge betrokkenheidsproduct, namelijk een
goededoelenorganisatie. Hoewel mensen hierbij zowel hoog als laag betrokken kunnen zijn
(Hassay & Peloza, 2009; Peloza & Hassay, 2007), wordt gekozen voor een goed doel
waarvan de verwachting is dat de meeste mensen hierbij hoog betrokken zijn. Tot op heden
is geen empirisch onderzoek uitgevoerd dat het effect van openheid binnen de context van
banners in combinatie met goede doelen bestudeerd heeft.
Tot slot is nog onduidelijk wat de reden is van mogelijk positieve effecten van
openheid in advertenties. Een verklaring zou het concept zelfovertuiging kunnen bieden. Bij
zelfovertuiging wordt geen directe poging gedaan om iemand van iets te overtuigen, maar overtuigen mensen zichzelf dat iets het geval is (Aronson, 1999). Openheid is een strategie
die zelfovertuiging zou kunnen opwekken. Open advertenties communiceren de bedoelde
betekenis namelijk op indirecte wijze en ontvangers moeten deze betekenis zelf ontrafelen
(vgl. Mothersbaugh et al., 2002). Kortom, de ontvanger moet dus zelf de betekenis en de
argumenten die gecommuniceerd worden achterhalen. Dit proces staat bekend als
zelfovertuiging, waarbij de motivatie voor gedragsverandering vanuit de individu zelf komt in plaats van een externe bron (Baldwin, Rothman, Vanderweg & Christensen, 2013). Hoewel
zelfovertuiging onder andere kan leiden tot een positieve attitude ten opzichte van gedrag en gedragsintenties (e.g. Baldwin, et al., 2013), het merk en koopintentie (e.g. Sawyer &
6 is geen empirisch onderzoek bekend naar de mediërende rol van zelfovertuiging in de relatie
tussen openheid in banners van goede doelen en donatie-intentie.
Deze studie richt zich op het vaststellen van het effect van openheid in banners voor
een goed doel op donatie-intentie en de mediërende rol van zelfovertuiging. Smith en
McSweeney (2007) tonen aan dat intentie als een goede voorspeller van
donatie-gedrag gezien kan worden. Dit is gunstig voor goededoelenorganisaties, omdat het grootste
deel van de inkomsten afkomstig is van individuele donateurs (VFI Brancheorganisatie van
goede doelen, 2014). Zelfovertuiging zou hierin een rol kunnen spelen. Omdat de motivatie
voor verandering van binnenuit komt, zou het de meest effectieve vorm zijn om
gedragsverandering in stand te houden (Baldwin, et al., 2013). Op basis van bovenstaande
staat in huidig onderzoek de volgende onderzoeksvraag centraal: ‘In welke mate heeft openheid in banners voor een goed doel een effect op donatie-intentie en wat is de mediërende rol van zelfovertuiging?’
THEORETISCH KADER Wat is openheid?
Er zijn verschillende termen die betrekking hebben op openheid. Voorbeelden zijn
indirectheid (McQuarrie & Phillips, 2005), implicietheid (Kardes, 1988), open-ended (Sawyer
& Howard, 1991) en ambiguïteit en polysemie (Warlaumont, 1995). Wat deze termen
gemeen hebben, is dat ze verwijzen naar advertenties die weinig hulp bieden richting een
interpretatie (Ketelaar et al., 2013). Er kan dus gesteld worden dat gebruik gemaakt wordt
van de zogenaamde soft-sell benadering waarbij de poging om te overtuigen niet duidelijk
wordt gemaakt (Chan, Jiang & Tan, 2010). Deze soft-sell benadering nodigt consumenten uit
hun eigen conclusies te vormen en er wordt hun niet direct verteld wat ze moeten geloven
7 Effect van openheid op donatie-intentie
In de literatuur zijn verschillende plausibele verklaringen te vinden voor de positieve effecten
van open advertenties. Zo wordt getheoretiseerd dat het gebruik van openheid in
advertenties tot een positieve attitude ten opzichte van de advertentie kan leiden, omdat de
ontvanger zelf de advertentie moet interpreteren (Van Enschot, Hoeken & Van Mulken,
2004). Als ontvangers het leuk vinden om op zoek te gaan naar een interpretatie van de
open advertentie dan zouden ze ook een positieve attitude ten opzichte van de advertentie
kunnen hebben (Ketelaar & Van Gisbergen, 2006). Bovendien kan het op zoek gaan naar
een interpretatie van de open advertentie leiden tot een intrinsieke beloning (McQuarrie &
Mick, 1992). Als de ontvanger slaagt in het vinden van een interpretatie, na de moeite die hij
of zij hierin gestoken heeft, geeft dat een gevoel van ‘intellectuele voldoening’ (Tanaka, 1992). Het plezier dat ontvangers bereiken door het succesvol interpreteren zou volgens
McQuarrie en Mick (1992) te relateren zijn aan de attitude ten opzichte van de advertentie.
Voorgaand onderzoek bevestigt dit (McQuarrie & Mick, 1999; Mick & McQuarrie, 2003; Van
Mulken, Van Enschot & Hoeken, 2005).
De hierboven beschreven positieve effecten van openheid op attitude ten opzichte
van de advertentie zouden in navolging van Brown en Stayman (1992) kunnen leiden tot een
positieve koopintentie. Hoewel onderzoek naar de effecten van openheid in advertenties op
koopintentie schaars is, zijn er enkele onderzoeken die aantonen dat openheid in
printadvertenties tot een positieve koopintentie leidt (Ang & Lim, 2006; Jeong, 2008; Stafford,
et al., 1996). Zo hebben Ang en Lim (2006) onderzoek gedaan naar de effecten van
openheid voor zowel lage als hoge betrokkenheidsproducten op onder andere koopintentie.
Hun onderzoek toont aan dat open advertenties tot een positievere koopintentie leiden dan
gesloten advertenties. Om het effect van openheid op koopintentie vast te stellen is echter
geen onderscheid gemaakt tussen advertenties voor hoge en lage betrokkenheidsproducten.
Onderzoek van Jeong (2008) laat eveneens zien dat openheid een positief effect
heeft op koopintentie. In zijn onderzoek maakte hij gebruik van hoge
8 opliepen in de mate van openheid, namelijk gesloten, open met headline en open zonder
headline. De headline op de open advertentie gaf enige richting aan de interpretatie. De afwezigheid van een headline duidde op openheid. De resultaten lieten zien dat de
advertentie zonder headline (i.e. open advertentie) tot een hogere koopintentie leidt. Tussen
de gesloten advertentie en de open advertentie met headline is geen verschil gevonden met
betrekking tot koopintentie (Jeong, 2008). In dit onderzoek geldt dus: hoe opener de
advertentie, hoe hoger de koopintentie.
In tegenstelling tot wat Jeong (2008) heeft gevonden, is er onderzoek dat aantoont
dat de mate van openheid van invloed is op koopintentie. Zo vonden Stafford et al. (1996)
dat een gemiddelde mate van openheid in printadvertenties voor hoge
betrokkenheidsproducten (mountainbike en dierentuin) onder andere resulteert in een
grotere koopintentie in vergelijking met gesloten advertenties of geheel open advertenties.
Hoewel dit resultaat niet te relateren is aan andere onderzoeken waarbij koopintentie als
uitkomst wordt genomen, komt het wel overeen met onderzoek dat de effectiviteit van
openheid met betrekking tot de attitude ten opzichte van de advertentie bestudeerd heeft. Zo
tonen voorgaande studies aan dat geheel open advertenties tot een negatieve attitude ten
opzichte van de advertentie leiden, omdat ontvangers moeilijkheden hadden met het vinden
van een interpretatie (Ketelaar et al., 2010; Phillips, 2000) of hiertoe niet in staat waren
(Ketelaar, 2010).
Kortom, openheid in printadvertenties kan tot zowel positieve als negatieve resultaten
leiden. Echter, openheid laat over het algemeen positieve resultaten zien binnen de context
van printadvertenties als koopintentie de uitkomstvariabele is. Hoewel uit empirisch
onderzoek niet bekend is of openheid hetzelfde effect heeft in een online omgeving en
binnen de context van goede doelen en daarover door wetenschappers ook nog niet is
gespeculeerd, wordt op basis van de theorie de volgende hypothese opgesteld:
H1. Een open banner leidt tot een hogere toename in donatie-intentie dan een gesloten
9 De mediërende rol van zelfovertuiging
Voor zover bekend is de link tussen zelfovertuiging en internetreclame niet eerder gelegd.
Openheid in de vorm van het ontbreken van conclusies (open-ended) in printadvertenties en
zelfovertuiging zijn wel eerder met elkaar in verband gebracht (Sawyer & Howard, 1991). Deze paragraaf gaat daar dieper op in.
Zoals eerder gesteld is, wordt bij zelfovertuiging geen directe poging gedaan om
iemand van iets te overtuigen, maar overtuigen mensen zichzelf dat iets het geval is (e.g. dat
het belangrijk is om te doneren aan het goede doel) (Aronson, 1999). Ontvangers overtuigen
zichzelf dus door zelfgegenereerde argumenten (Briñol et al., 2012). Aronson (1999) stelt dat
zelfovertuiging bijna altijd een krachtigere vorm van overtuiging is dan meer traditionele overtuigingstechnieken. De reden is dat bij meer traditionele overtuigingstechnieken iemand
overtuigd wordt door een ander persoon. Ongeacht hoe slim of overtuigend deze andere
persoon is, de ontvanger weet dat bij deze directe vorm van overtuigen iemand anders hem
of haar probeert te overtuigen. Echter, als zelfovertuiging plaatsvindt dan is de ontvanger
ervan overtuigd dat de motivatie voor verandering van binnenuit komt (Aronson, 1999).
Zelfovertuiging zou een rol kunnen spelen bij de effectiviteit van openheid in advertenties, omdat bij openheid geen sprake is van een directe vorm van overtuiging en de ontvanger
zelf de betekenis van de boodschap moet ontcijferen (vgl. Mothersbaugh et al., 2002)
Hoewel zelfovertuiging een positief effect heeft op onder andere gedragsintentie
(Baldwin et al., 2013) en koopintentie (Sawyer & Howard, 1991), zijn er enkele risico’s aan verbonden. Sawyer en Howard (1991) stellen dat als ontvangers de argumenten in de
boodschap niet verwerken, ze niet in staat zijn om conclusies te vormen. Het lijkt daarom
belangrijk dat de ontvanger gemotiveerd genoeg is om de informatie van een open
boodschap te verwerken om een conclusie te kunnen trekken. Deze redenering kan
bevestigd worden, aangezien onderzoek heeft aangetoond dat impliciete (meer open)
advertenties effectiever zijn dan expliciete (meer gesloten) advertenties, welke alleen voor
betrokken ontvangers geldt (Sawyer & Howard, 1991). Voor deze ontvangers is het effect
10 Een tweede risico kan zijn dat de ontvanger de informatie wel verwerkt, maar alsnog
geen of niet de bedoelde conclusie trekt (Sawyer & Howard, 1991). Dit suggereert dat het
belangrijk is dat de ontvanger in staat is om tot de bedoelde conclusie te komen.
Voorgaande studies tonen aan dat zelfgegenereerde argumenten tot positieve attitudes
leiden wanneer men dit als gemakkelijk ervaart (Sawyer & Howard, 1991; Wänke, Bohner &
Jurkowitsch, 1997). Een verklaring kan zijn dat als consumenten verwachten dat het moeilijk
is om voordelen van een product te noemen dit leidt tot ongunstige inferenties van het
product (Wänke et al., 1997).
Tot slot zou zelfovertuiging ook plausibel in verband gebracht kunnen worden met
goede doelen en donatie-intentie. Hiervoor is het nodig om allereerst het Elaboration
Likelihood Model (ELM) te introduceren. Dit model maakt onderscheidt tussen twee wegen waarlangs overtuiging kan plaatsvinden. De eerste is de perifere route waarbij overtuiging
het resultaat is van een simpele cue (e.g. een aantrekkelijke bron) die verandering induceert
zonder dat ontvangers de boodschap daarbij nauwkeurig in overweging nemen. Als
ontvangers deze route volgen, besteden ze dus minder cognitieve moeite aan de
boodschap. De tweede weg is de centrale route waarbij de ontvanger de boodschap
nauwkeurig en op doordachte wijze in overweging neemt en de argumenten op nauwkeurige
wijze onderzoekt (Petty & Cacioppo, 1986). Volgens Mittie (2009) zou zelfovertuiging aan de
centrale weg gekoppeld kunnen worden. Echter, verwerking via de centrale weg zou dan niet
per se het resultaat zijn van het nauwkeurig in overweging nemen en onderzoeken van de
argumenten in de boodschap (i.e. overtuiging via externe bron), maar resulteren in grotere
overtuiging van binnenuit, omdat zelfgegenereerde argumenten de oorzaak zijn van
verandering.
Het ELM stelt dat mensen hun attitudes veranderen in reactie op nieuwe informatie
die afkomstig is van een externe bron (i.e. persuasieve boodschap) (Lord, Paulson, Sia,
Thomas & Lepper, 2004). Echter, aan de hand van de eerder besproken literatuur kan
gesteld worden dat overtuiging ook van binnenuit kan komen als sprake is van
11 worden is cognitieve herstructurering. Cognitieve herstructurering wil zeggen dat gedachten
en/of gevoelens die overeenstemmen met het standpunt van de boodschap belangrijker of
toegankelijker worden gemaakt. Gedachten die niet overeenkomen worden minder belangrijk
of toegankelijk gemaakt. Het is belangrijk om te benadrukken dat cognitieve herstructurering
plaats kan vinden in de afwezigheid van een persuasieve boodschap (Lord et al., 2004).
Geven aan goede doelen kan gezien worden als self-beneficial, omdat men zo
bijdraagt aan een moreel goed leven (Touchstone, 2008). Als het doel is om self-beneficial
activiteiten te vergroten kan deze cognitieve herstructurering nuttig zijn. Zoals gesteld komt
bij zelfovertuiging de motivatie voor verandering van binnenuit. Om deze reden kan de
verandering natuurlijker en nuttiger voelen (Mittie, 2009). Als mensen zichzelf willen
overtuigen over het laten toenemen van self-beneficial activiteiten dan zou hun cognitieve
herstructurering invloed kunnen hebben op onder andere toekomstige intenties (i.e.
donatie-intentie) (Mittie, 2009).
Kortom, zelfovertuiging heeft zijn effectiviteit binnen het perspectief van
printadvertenties bewezen, aangezien het zelf genereren van de boodschapsclaim leidt tot
positieve attitudes. Bovendien zou het van invloed kunnen zijn op intenties (i.e.
donatie-intenties). Hoewel niet bekend is of zelfovertuiging hetzelfde effect heeft in een online omgeving wordt op basis van bovenstaande literatuur is de onderstaande hypothese
opgesteld. In Figuur 1 staat het conceptuele model weergegeven.
H2. Een open banner leidt tot meer zelfovertuiging dan een gesloten banner wat resulteert in
grotere donatie-intentie.
12 METHODE
Onderzoeksdesign
De onderzoeksvraag heeft betrekking op het effect van openheid in banners op de
donatie-intentie van ontvangers en of dit effect gemedieerd wordt door zelfovertuiging. Dit onderzoek maakte gebruik van een randomized two group design (gesloten vs. open banners). In dit
onderzoek staan twee hypothesen centraal die causale verbanden veronderstellen. Om deze
reden is gebruik gemaakt van een experiment welke is ingebed in een online survey. Het
experiment had één meetmoment. De onafhankelijke variabele (de boodschapstrategie), is
gemanipuleerd in een banner uitgevoerd in twee varianten, namelijk een gesloten en een
open banner. Op deze manier is onderzocht of het type banner (gesloten vs. open) invloed
was op de afhankelijke variabele ( donatie-intentie) en de mediator (zelfovertuiging).
Participanten en steekproef
De onderzoekspopulatie bestond uit Nederlandse consumenten tussen de 18 en 65 jaar. De
participanten zijn persoonlijk benaderd via Facebook, e-mail en LinkedIn met de vraag of ze
mee wilden doen aan een onderzoek betreffende de effectiviteit van banners. Participanten
konden op een link klikken die hen doorverwees naar het experiment. Deze studie maakte
tevens gebruik van snowball sampling, aangezien aan de participanten gevraagd is de link
door te sturen naar anderen. Voordat participanten verder konden met de vragenlijst
moesten ze een informed consent ondertekenen. De participanten namen dus op vrijwillige
basis deel aan het onderzoek en er is vertrouwelijk met hun gegevens omgegaan. De
participanten ontvingen geen beloning na deelname aan het onderzoek.
Stimuli
Dit onderzoek maakte gebruik van twee banners, namelijk een open en een gesloten banner.
De selectie van de banner is gebaseerd op bestaande criteria (Ketelaar et al., 2013;
13 retorische figuren en (3) weinig verbale verankering bevatten. Bovendien (4) moest het
product afwezig zijn en (5) mag hij niet eerder verschenen zijn op Nederlandse websites.
De advertentie van War Child (appendix I) is gerealiseerd door studenten
Communicatiewetenschap (RU) in het kader van een cursus Strategische Communicatie.
Doordat de advertentie door de studenten zelf ontworpen is, kan hij niet eerder op een
Nederlandse website verschenen zijn. Zoals op de afbeelding te zien is, is gebruik gemaakt
van een prominent, retorisch beeld (een kindermobile met speelgoed en oorlogswapens), is
geen tekst gebruikt en is het product niet afgebeeld. De advertentie probeert verwondering te
creëren door het uitgangspunt dat kinderen in een veilige omgeving opgroeien te
doorbreken. Op de advertentie is te zien dat twee realiteiten met elkaar gefuseerd zijn. Het
speelgoed dat aan de kindermobile hangt komt overeen met de werkelijkheid dat het voor
kinderen normaal is om in een veilige omgeving op te groeien. De oorlogswapens die aan de
kindermobile hangen komen overeen met de werkelijkheid van kinderen die hiermee
grootgebracht zijn. Door twee realiteiten in beeld weer te geven, maakt de advertentie het
contrast tussen beide werelden duidelijk. De advertentie is gericht op ontvangers voor wie
het vanzelfsprekend is dat kinderen in een veilige omgeving opgroeien wat overeenkomt met
de eerste werkelijkheid. Door een kindermobile anders dan gebruikelijk af te beelden krijgen
ontvangers het idee dat er iets niet klopt, omdat het niet overeenkomt met hun eigen realiteit
(Van Delft & Kreuzberg, n.d.).
De onderzoeker veranderde de advertentie in een banner door een doneerknop op
de advertentie te plaatsen met daarop een muisaanwijzer, zodat voor participanten duidelijk
was dat het een klikbare knop betrof. Een inleidend scenario boven de screenschot van de
website maakte duidelijk dat de participanten een banner te zien kregen en er werd een
definitie van het woord banner gegeven. De gesloten banner bevatte een headline die de
boodschap verklaart, namelijk ‘Laat kinderen zelf hun speelgoed kiezen’. Bij de open banner was geen headline aanwezig. Beide banners zijn geïntegreerd in een nieuwswebsite die
14 opmerkten en niet afgeleid of beïnvloed raakten door de tekst op de website, is de tekst
‘geblurred’.
Verder moest de banner aan enkele randvoorwaarden voldoen. De eerste was dat hij
gemakkelijk te begrijpen moest zijn, omdat dit belangrijk is, wil openheid effectief kunnen zijn (e.g. Ketelaar et al., 2010; Phillips, 2000; Van Enschot & Hoeken, 2014; Van Mulken, Van
Hooft & Nederstigt, 2014). Wat hiermee samenhing was dat de banner van een bekend
merk, in dit geval een bekend goed doel, afkomstig moest zijn aangezien ontvangers advertenties voor bekende merken, door hun al aanwezig kennis over dat merk,
gemakkelijker kunnen interpreteren (Ketelaar et al., 2013). Om te beoordelen of de banner
aan deze randvoorwaarden voldeed, is een pre-test uitgevoerd.
Pre-test
Het doel van de pre-test was om te bepalen of de banners daadwerkelijk verschilden in de
mate van openheid, of de banners niet te moeilijk te begrijpen waren en of participanten
bekend waren met het merk. Voor dataverzameling voor de pre-test is de
RespondentenDatabase gebruikt, die vanuit hun eigen database duizenden participanten
aanbiedt. Door te kiezen voor de RespondentenDatabase is gepoogd ervoor te zorgen dat
de participanten die deelnamen aan de pre-test niet deelnamen aan het hoofdonderzoek. De
participanten die zijn uitgenodigd om deel te nemen aan de pre-test zijn geselecteerd op
nationaliteit (Nederlands) en leeftijd (18 t/m 65 jaar). In totaal hebben 75 participanten de
pre-test ingevuld. Deze participanten zijn door Qualtrics random toegewezen aan de
gesloten (N = 37) of open conditie (N = 38).
Meetinstrumenten. De items van de randvoorwaarde het gemak van interpretatie, zijn gemeten op een zevenpunts semantisch differentiaal (Ketelaar et al., 2013). Er zijn vier items
aan de participanten voorgelegd, namelijk ‘niet vanzelfsprekend – vanzelfsprekend’, ‘verwarrend – duidelijk’, ‘moeilijk te begrijpen - makkelijk te begrijpen’ en ‘ingewikkeld – eenvoudig’. Een score boven het gemiddelde (hoger dan 4) gaf aan dat de banner redelijk gemakkelijk tot zeer gemakkelijk te begrijpen was. Uit een principale factoranalyse met
15 Varimax rotatie en een betrouwbaarheidsanalyse bleek dat de items op één factor laadden
en een redelijk betrouwbare schaal vormden (EV = 2,56, R2 = 0,64, α = 0,80, M = 4,39, SD = 1,35). Echter, door het eerste item ‘niet vanzelfsprekend – vanzelfsprekend’ te verwijderen vormden de items een goede betrouwbare schaal (α = 0,85, M = 4,56, SD = 1,47). Om deze reden is dit item tijdens de analyse van de resultaten weggelaten. Uit een principale
factoranalyse met Varimax rotatie bleek opnieuw dat de overgebleven drie items op één
factor laadden (EV = 2,31, R2 = 0,77).
Om te bepalen of de banners verschilden wat betreft openheid is openheid gemeten
middels een bestaande schaal, welke afkomstig is van Ketelaar et al. (2008). Er zijn drie
stellingen gegeven: ‘De banner leidt me in de richting van de boodschap, is een raadsel voor me, verklaart de boodschap’. Op een zevenpunts Likertschaal (1= zeer mee oneens, 7= zeer mee eens) konden participanten aangeven in hoeverre zij het eens dan wel oneens zijn met
de stellingen. Voordat de analyses uitgevoerd zijn, is het negatief geformuleerde item ‘De banner is een raadsel voor me’ hercodeerd. Uit een principale factoranalyse met Varimax rotatie en een betrouwbaarheidsanalyse bleek dat alle drie de items op één factor laadden
en een redelijk betrouwbare schaal vormden (EV = 2,15, R2 = 0,72, α = 0,80, M = 4,30, SD = 1,41). Echter, door het tweede item ‘De banner is een raadsel voor me’ te verwijderen
vormden de items een goede betrouwbare schaal (α = 0,84, M = 4,13 , SD = 2,54). Om deze reden is dit item bij de analyse weggelaten. Uit een principale factoranalyse met Varimax
rotatie bleek dat de overgebleven items opnieuw op één factor laadden (EV = 1,72, R2 =
0,86).
Om zeker te zijn dat participanten bekend waren met het goede doel van deze studie,
is bekendheid met het goede doel gemeten met behulp van drie semantische paren op
bestaande een zevenpunts semantische differentiaal (Kent & Allen, 1994). Er is gevraagd in
welke mate men ‘onbekend – bekend’, ‘onervaren – ervaren’ en ‘ondeskundig – deskundig’ was met het goede doel. Een hoge score op de schaal (hoger dan 4) gaf aan dat
participanten bekend met het goede doel waren. Uit een principale factoranalyse met
16 en een redelijk betrouwbare schaal vormden (EV = 2,12, R2 = 0,71, α = 0,74, M = 3,95, SD = 1,37). Het was echter beter om het eerste item ‘onbekend - bekend’ te verwijderen. Hiermee vormden de overige items een goede betrouwbare schaal (α = 0,91). Uit een principale factoranalyse met Varimax rotatie bleek opnieuw dat de overgebleven items op één factor
laadden (EV = 1,84, R2 = 0,92).
De resultaten lieten zien dat de gesloten banner (M = 4,78, SD = 1,29) en de open
banner (M = 3,50, SD = 1,52) zoals beoogd van elkaar verschilden wat betreft openheid. Dit
verschil was significant, t (73) = 3,95, p < 0,001, 95% CI [0,64, 1,93]. De open banner werd
dus als significant meer open waargenomen dan de gesloten banner. Verder verschilden de
gesloten banner (M = 4,85, SD = 1,42) en de open banner (M = 4,29, SD = 1,48) zoals
beoogd niet significant van elkaar wat betreft het gemak van interpretatie, t (73) = 1,66, p =
0,101, 95% CI [-0,11, 1,23]. De gemiddelde scores op deze variabele lieten zien dat zowel
de gesloten als de open banner boven gemiddeld (hoger dan 4) scoorde wat betreft het
gemak van interpretatie en dus allebei relatief gemakkelijk te begrijpen waren. Hiermee voldeed de banner aan deze randvoorwaarde. De participanten bleken beneden gemiddeld
bekend te zijn met War Child (M = 3,45, SD = 1,53) als het eerste item ‘onbekend - bekend’ niet meegenomen was. Een frequentietabel liet zien dat iets meer dan de helft (57,3%) 4 of
hoger op de schaal van bekendheid scoorde. Echter, als we keken naar alleen de score op
het item ‘onbekend – bekend’ bleken participanten boven gemiddeld te scoren (M = 4,95, SD = 1,76). Dit duidde op een boven gemiddelde bekendheid met War Child. Verder liet een
frequentietabel zien dat 86,7% van de participanten 4 of hoger scoorde op het item
‘onbekend – bekend’. Voorgaand onderzoek stelt dat alleen het item ‘onbekend – bekend’ een goede indicatie is van de bekendheid met het merk (Low Charles & Lamb Jr., 2000;
Sundaram & Webster, 1999; Tam, 2008). Gezien het hoge gemiddelde en het feit dat meer
dan 80% van de participanten hoger dan gemiddeld scoorde op dit item kan gesteld worden
dat aan de randvoorwaarde bekendheid met het goede doel is voldaan. De banner van War
Child bleek dus om bovenstaande redenen geschikt te zijn om als stimulus te gebruiken in
17 Operationalisatie
Donatie-intentie. De afhankelijke variabele donatie-intentie is gemeten met twee items afkomstig uit bestaand onderzoek van Basil, Ridgway & Basil (2008). Er zijn twee stellingen
gegeven: ‘Ik zou in de toekomst een donatie aan War Child willen doen’ en ‘Na het zien van deze banner wil ik een donatie aan War Child doen’. Op een zevenpunts Likertschaal (1= zeer mee oneens, 7= zeer mee eens) konden participanten aangeven in hoeverre zij het
eens dan wel oneens waren met de stellingen. De principale componentenanalyse met
Varimax rotatie en de betrouwbaarheidsanalyse lieten zien dat de items op één factor
laadden en een redelijk betrouwbare schaal vormden (EV= 1,54, R2 = 0,77, α = 0,70, M = 3,67, SD = 1,27)
Zelfovertuiging. Om de mediator zelfovertuiging te meten is gebruik gemaakt van een funnel debriefing, waarbij eerst algemene en dan meer specifieke vragen gesteld zijn. Deze methode is gebruikt om participanten eerst in bredere termen na te laten denken over het
onderwerp waarna het voor hen gemakkelijker is om antwoord te geven op de specifiekere
vragen (Baxter & Babbie, 2004).
Er is eerst een algemene open vraag gesteld, namelijk: ‘Wat dacht je tijdens het zien van de banner?’ De tweede open vraag is specifieker, namelijk ‘Had je tijdens het kijken naar de banner voorargumenten verzonnen om geld te doneren? Dus heb je argumenten bedacht
waarom je wel zou willen doneren aan de organisatie War Child?’. De antwoorden zijn gemeten middels een ja/nee- optie. Als participanten ‘ja’ hebben aangevinkt is via een open vraag geïnventariseerd wat deze argumenten zijn. De vraag die hierbij hoorde, luidde als
volgt: ‘Wat waren deze voorargumenten?’. Er werd duidelijk gemaakt dat er geen foute of goede antwoorden waren en dat de participanten niet op spelling en/of grammatica hoefden
te letten. Tevens is naar de moeilijkheid van argumentgeneratie gevraagd, aangezien de
moeilijkheid van invloed kan zijn op het effect van zelfovertuiging (e.g. Wänke, et al., 1997).
De gestelde vraag luidde als volgt: ‘Ik vond het moeilijk om voorargumenten te verzinnen’. De antwoorden zijn gemeten op een zevenpunts Likertschaal (1 = zeer mee oneens, 7= zeer
18 zijn met de stelling. Tevens is aan de participanten gevraagd of ze tegenargumenten hebben
verzonnen en zo ja, wat deze tegenargumenten zijn. Ook hierbij gold dat op een zevenpunts
Likertschaal gevraagd is naar de moeilijkheid om tegenargumenten te genereren.
De voor- en tegenargumenten zijn geteld door de onderzoeker en een onafhankelijke
codeerder. De procedure is gebaseerd op die Van Enschot en Hoeken (2015) en Spooren en
Degand (2010). Tijdens de eerste ronde van het coderen bleek Cohen’s kappa redelijk te zijn voor de voorargumenten (κ = 0,54, p < 0,001 ) en matig voor de tegenargumenten (κ = 0,38, p < 0,001). Aangezien deze intercodeurbetrouwbaarheid niet van acceptabel niveau was, heeft discussie plaats gevonden tussen beide codeerders, waarbij de verschillen in de
beoordeling van de antwoorden zo goed mogelijk zijn opgelost. Dit resulteerde in een bijna
perfecte Cohen’s kappa voor voorargumenten (κ = 0,90, p < 0,001) en tegenargumenten (κ = 0,91, p < 0,001). De laatste onenigheden zijn door de onderzoeker zelf opgelost. Het
uiteindelijk doel van deze meetmethode was om te bepalen hoeveel voorargumenten
participanten gegenereerd hadden. Hierna is een valence index gecreëerd wat inhoudt dat
tegenargumenten van de voorargumenten worden afgetrokken (Mackie, 1987). De reden
hiervoor was dat als mensen gunstige (i.t.t. ongunstige) argumenten genereren overtuiging
toeneemt (Petty, Wheeler & Tormala, 2003). Bovendien neemt overtuiging toe als sprake is
van een groter aantal voorargumenten dan tegenargumenten (Petty, et al., 2003).
Betrokkenheid. Om te controleren of de participanten aan de randvoorwaarde
betrokkenheid voldeden, is de variabele betrokkenheid met het goede doel gemeten middels een bestaande schaal (Zaichkowsky, 1994). Er is aan de participanten gevraagd antwoord te
geven op de volgende vraag: ‘War Child is voor mij’ gevolgd door tien semantische paren, bijvoorbeeld ‘belangrijk – onbelangrijk’, ‘saai – interessant’, ‘niet waardevol – waardevol’. De antwoorden zijn gemeten op een zevenpunts semantisch differentiaal. Een score van hoger
dan 4 gaf aan dat de participanten hoger dan gemiddeld betrokken waren (vgl. Zaichkowsky,
1994). Voordat de analyses uitgevoerd zijn, werden alle items zo gecodeerd dat een lage
score een lage betrokkenheid en een hoge score een hoge betrokkenheid representeerde.
19 factoren laadden: factor 1 (EV = 4,10, R2 = 0,41) en factor 2 (EV = 1,11, R2 = 0,11). Dit is echter niet wat op basis van de literatuur verwacht werd. Bovendien vielen de twee factoren
niet duidelijk onder één noemer. Om deze redenen is de factorstructuur genegeerd, zodat
het hier gebruikte meetinstrument van betrokkenheid hetzelfde zou meten als de bestaande
schaal zoals deze gebruikt is in het onderzoek van Zaichkowsky (1994). Er werd dus verder
gegaan met de oorspronkelijke schaal. De betrouwbaarheidsanalyse liet zien dat de items
een goede betrouwbare schaal vormden (α = 0,83, M = 4,50, SD = 0,77).
Gemak van interpretatie. Om te controleren of de banners gemakkelijk te begrijpen waren, is ook het gemak van interpretatie gemeten tijdens het hoofdexperiment. De vragen
die gebruikt zijn, komen overeen met de vragen die gebruikt zijn tijdens de pre-test. Bij deze
vraag is een verkleinde weergave van de banner getoond om de randvoorwaarden met
betrekking tot de banner zo gunstig mogelijk te maken. Zo is het mogelijk dat participanten
zich de banner niet precies konden herinneren en daardoor de vragen niet goed konden
beantwoorden. Onder de verkleinde weergave zijn de vragen gesteld. Een principale
componentenanalyse met Varimax rotatie en een betrouwbaarheidsanalyse lieten zien dat
de items op één factor laadden en een goede betrouwbare schaal vormden (EV = 3,13, R2 = 0,78, α = 0,91, M = 4,28, SD = 1,51). De betrouwbaarheid van de schaal kon verhoogd worden door het item ‘niet vanzelfsprekend – vanzelfsprekend’ te verwijderen. Echter, het verschil was zo klein (0,02) en de items vormden al een goede betrouwbare schaal dat
besloten is om dat niet te doen.
Bekendheid met het goede doel. Om te controleren of de participanten bekend waren met het goede doel zijn dezelfde vragen gebruikt als bij de pre-test. Een principale
componentenanalyse met Varimax rotatie en een betrouwbaarheidsanalyse lieten zien dat
de items op één factor laadden en een redelijk betrouwbare schaal vormden (EV = 2,18, R2 = 0,73, α = 0,80, M = 3,84, SD = 1,28). Echter, net zoals tijdens de pre-test bleken de
participanten lager dan het gemiddelde te scoren op deze schaal van bekendheid. Zoals
eerder aangegeven, geeft enkel het item ‘onbekend - bekend’ ook een goede indicatie van merkbekendheid. Als we alleen naar het gemiddelde van dit item keken, bleek deze een stuk
20 hoger en waren participanten bovengemiddeld bekend met War Child (M = 5,06, SD = 1,63) .
Bovendien scoorde 83,7% van de participanten 4 of hoger op dit item. Tijdens de verdere
analyses is daarom alleen dit item meegenomen als meetinstrument van bekendheid met het
goede doel.
Attitude ten opzichte van internetreclame. Om te controleren of een negatieve attitude ten opzichte van internetreclame van invloed was op donatie-intentie is de attitude ten
opzichte van internetreclame gemeten tijdens het hoofdexperiment. Het blijkt namelijk dat consumenten bannerreclame niet altijd weten te waarderen (Tutaj & van Reijmersdal, 2012).
De variabele is gemeten met drie items op een zevenpunts Likertschaal (1= zeer mee
oneens, 7= zeer mee eens) (vgl. Previte, 1999): ‘Adverteren op het internet is een goede zaak’, ‘Over het algemeen vind ik adverteren via het internet ongunstig’, ‘Ik vind
internetreclame over het algemeen leuk’. Allereerst is het negatief geformuleerde item ‘Over het algemeen vind ik internetreclame ongunstig’ hercodeerd. Een principale
componentenanalyse met Varimax rotatie en een betrouwbaarheidsanalyse lieten zien dat
de items op één factor laadden en een redelijk betrouwbare schaal vormden (EV = 1,71, R2 = 0,57, α = 0,62, M = 4,27, SD = 0,99). Hoewel Cronbach’s alfa onder het vaak gebruikte cut-off point viel van 0,70 (Field, 2013) is een waarde van Cronbach’s alfa van hoger dan 0,60 betrouwbaar genoeg (Dotson & Hyatt, 2005; Li, 2013; Verhellen, Oates, De Pelsmacker &
Dens, 2014).
Demografische kenmerken. In dit onderzoek is gecontroleerd voor leeftijd (18-65), geslacht (m/v), opleiding en inkomen. Van de variabele leeftijd is een mean centered variabele gemaakt. Hierdoor werd de variabele constant gehouden op waarde 0,-. De
variabele geslacht is hercodeerd in een dummyvariabele (0 = man, 1= vrouw).
Procedure
Aan participanten is eenmalig gevraagd om deel te nemen aan het onderzoek. Na een week
is een herinnering verstuurd. De vragenlijst stond twee weken online en dit was de periode
21 op de link die hen doorverwees naar het experiment. Voordat ze konden deelnemen werden
ze geïnformeerd over hun rechten, de duur van het onderzoek (10-15 minuten), de
handelingen in Qualtrics en een ethische toetsing van onderzoek aan de afdeling
Communicatiewetenschap van de Universiteit van Amsterdam. Door aan te vinken dat ze het
eens waren met de informatie gaven de participanten aan dat ze de informatie gelezen
hadden. De participanten zijn door Qualtrics random toegewezen aan één van de twee
condities (gesloten vs. open). De participanten ontvingen hierna een instructie met wat ze te
zien kregen, namelijk een screenshot met daarop een banner van War Child. Er werd hun
gevraagd deze banner te bekijken en te verwerken en de participanten mochten de banner
zo lang bekijken als ze wilden. Na blootstelling aan de stimuli vond de nameting middels de
vragenlijst plaats. Allereerst is de afhankelijke variabele donatie-intentie gemeten. Daarna
volgden de vragen met betrekking tot zelfovertuiging. Tot slot zijn de vragen met betrekking
tot de controlevariabelen (i.e. betrokkenheid, gemak van interpretatie, bekendheid met het
goede doel en attitude ten opzichte van internetreclame) gesteld en is naar demografische kenmerken (i.e. geslacht, leeftijd, opleidingsniveau en inkomen) gevraagd. Tevens is
gevraagd of de participanten konden bedenken wat het doel van de studie was. Om te
voorkomen dat vragen onbeantwoord bleven, konden participanten niet naar de volgende
vraag als ze de huidige nog niet beantwoord hadden. Bovendien was er niet de mogelijkheid
om terug te gaan naar de vorige vraag. Aan het einde van de vragenlijst konden de
participanten op- en/of aanmerkingen geven en werden ze bedankt voor hun deelname.
Bovendien is hun duidelijk gemaakt dat ze nog één keer op de ‘verder’knop moesten klikken, zodat hun antwoorden opgeslagen werden.
RESULTATEN Beschrijving steekproef
In totaal zijn 227 participanten met de survey begonnen, waarvan 146 participanten het
daadwerkelijk hebben afgerond. Aangezien sprake is van enkele randvoorwaarden (i.e.
22 boxplots gekeken of er uitschieters zijn met betrekking tot deze randvoorwaarden. Als dit het
geval is, zijn deze participanten verwijderd uit de steekproef. Door deze manier, blijven
zoveel mogelijk data behouden. De resterende groep bestaat uit N = 141 participanten,
waarvan er 70 aan de gesloten banner en 71 aan de open banner zijn blootgesteld. In de
verdere analyses is voor de randvoorwaarden gecontroleerd.
In totaal is 27,7% van de participanten man (N = 39) en 72,3% van de participanten
vrouw (N = 102) en de variabele geslacht is niet normaal verdeeld (skewness = -1,01,
kurtosis = -1,00). De participanten zijn tussen de 18 en 57 jaren oud met een gemiddelde leeftijd van 29,74 jaar (SD = 10,97). Aangezien de variabele leeftijd niet normaal verdeeld blijkt te zijn (skewness = 1,22, kurtosis = 0,19), is een logtransformatie uitgevoerd . Hierna is
leeftijd wel normaal verdeeld (skewness = 0,88, kurtosis = -0,48). Voor de verdere analyse is daarom gebruik gemaakt van de variabele leeftijd nadat een logtransformatie is uitgevoerd.
Verder blijken de participanten over het algemeen hoog opgeleid (hoger beroepsonderwijs =
24,1%; wetenschappelijk onderwijs = 39,7%) en is de variabele opleidingsniveau redelijk
normaal verdeeld (skewness = -0,93, kurtosis = -0,05). Tot slot hebben 103 participanten
aangegeven wat hun bruto gezinsinkomen op jaarbasis is. De meeste participanten (42,6%)
hebben een lager bruto gezinsinkomen van minder dan €31.000,00 per jaar. De variabele inkomen is redelijk normaal verdeeld (skewness = 0,86, kurtosis = -0,76).
Randvoorwaarden
De participanten in de gesloten conditie (M = 4,45, SD = 0,76) en open conditie (M = 4,55,
SD = 0,79) blijken een bovengemiddelde betrokkenheid met War Child te hebben. Bovendien scoren de participanten in de gesloten conditie (M = 4,47, SD = 1,51) en open conditie (M =
4,08, SD = 1,51) bovengemiddeld met betrekking tot het gemak van interpretatie. Tot slot zijn
de participanten in de gesloten conditie (M = 5,03, SD = 1,75) en open conditie (M = 5,10,
SD = 1,50) bovengemiddeld bekend met het goede doel. De gemiddelden laten dus zien dat de participanten aan de randvoorwaarden voldoen.
23 Controlevariabelen
Middels een onafhankelijke t-test is bepaald of de participanten wat betreft leeftijd,
opleidingsniveau, inkomen, betrokkenheid, gemak van interpretatie, bekendheid met het goede doel en attitude ten opzichte van internetreclame gelijk verdeeld zijn over de condities. Onafhankelijke t-toetsen laten zien dat er geen significante verschillen bestaan tussen de
twee condities en de controlevariabelen (zie Tabel 1 in appendix III). Voor geslacht is met
een Chi kwadraattoets getest of deze gelijk verdeeld is over de condities. De reden dat een
Chi kwadraattoets is uitgevoerd, is dat het hier om een dichotome variabele gaat die niet
normaal verdeeld is. Er blijkt geen significant verschil te bestaan tussen de twee condities en
geslacht, χ2(1, N = 141) = 2,70, p = 0,101.
Tot slot is een Pearson’s correlatieanalyse uitgevoerd waarmee de samenhang tussen leeftijd, opleidingsniveau, inkomen, betrokkenheid, gemak van interpretatie,
bekendheid met het goede doel en attitude ten opzichte van internetreclame en de
afhankelijke variabele is gecontroleerd. Aangezien geslacht een binaire variabele is die niet
normaal verdeeld is, is gekozen voor Spearman’s rho. Uit de correlatieanalyses (zie Tabel 2 in appendix III) blijkt dat de variabelen betrokkenheid, gemak van interpretatie en bekendheid
met het goede doel significant samenhangen met donatie-intentie en er wordt daarom in de verdere analyses voor deze variabelen gecontroleerd.
Hypothese 1
De eerste hypothese veronderstelt dat een open banner tot een grotere toename in
donatie-intentie leidt dan een gesloten banner. Deze hypothese is niet bevestigd. Om te testen of een open banner tot een hogere donatie-intentie leidt dan een gesloten banner is gebruik
gemaakt van een meervoudige regressieanalyse waarbij het type banner (gesloten vs. open)
als onafhankelijke variabele, donatie-intentie als afhankelijk variabele en betrokkenheid,
gemak van interpretatie en bekendheid met het goede doel als controlevariabelen zijn
meegenomen. Van het type banner (gesloten vs. open) is een dummyvariabele gemaakt (0 =
24 boven 0,20. Bovendien ligt de gemiddelde waarde van VIF dichtbij 1 wat bevestigt dat
collineariteit voor dit model geen probleem is (vgl. Field, 2013) (zie Tabel 3 in appendix III).
Het regressiemodel (inclusief controlevariabelen) is significant, F (3, 136) = 18,77, p < 0,001.
Het regressiemodel kan gebruikt worden om donatie-intentie te voorspellen, maar deze
voorspelling is qua sterkte matig, aangezien 29,3% van de verschillen in donatie-intentie
voorspeld kan worden op basis van het type banner (gesloten vs. open). De sterkte van het
verband tussen type banner (gesloten vs. open) en donatie-intentie is negatief, zeer zwak en
niet significant, b* = -0,00(2), t = -0,03, p = 0,978, 95% CI [-0,37, 0,36]. Deze relatie is niet in
de voorspelde richting. Het type banner (gesloten vs. open) is dus niet in staat om
donatie-intentie te voorspellen (zie Tabel 4).
Tabel 4
Samenvatting van de regressieanalyse (inclusief controlevariabelen) van de onafhankelijke variabele type banner (gesloten vs. open) op de afhankelijke variabele donatie-intentie (N = 141).
Noot: R2= -0,01 voor stap 1; ∆R2
= 0,29 voor stap 2 (ps < 0,001)
Hypothese 2
In de tweede hypothese wordt gesteld dat een open banner tot meer zelfovertuiging leidt wat
resulteert in een hogere donatie-intentie. Deze hypothese kan niet bevestigd worden.
B SE B b* t p
Stap 1
Constant 3,68
(3,38, 3,98)
0,15 24,22 p < 0,001
Type Banner (gesloten vs. open) -0,01
(-0,43, 0,41) 0,21 -0,00(4) -0,05 p = 0,964 Stap 2 Constant -0,24 (-1,35, 0,88) 0,56 -0,42 p = 0,675
Type Banner (gesloten vs. open) -0,01
(-0,37, 0,36)
0,18 -0,00(2) -0,03 p = 0,978
Betrokkenheid 0,71
(0,46, 0,97)
0,13 0,44 5,47 p < 0,001
Gemak van interpretatie 0,20
(0,07, 0,33)
0,06 0,24 3,04 p = 0,003
Bekendheid met het goede doel -0,03
(-0,15, 0,09)
25 Allereerst is middels een Chi kwadraattoets beoordeeld in welke mate het stimulusmateriaal
argumentgeneratie heeft opgewekt. Er is een nieuwe variabele aangemaakt, waarbij geldt 0
= geen argumenten gegenereerd, 1= wel argumenten gegenereerd. Hoewel een aantal
participanten voor- en tegenargumenten of voor- of tegenargumenten heeft gegenereerd (N
= 59) blijkt het merendeel (N = 82) dit niet gedaan te hebben. De Chi kwadraattoets laat zien
dat 42 participanten in de open conditie en 40 participanten in de gesloten conditie geen
argumenten gegenereerd hebben. Verder hebben 30 participanten in de gesloten conditie en
29 participanten in de open conditie wel argumenten gegenereerd. De uitkomst laat zien dat
er een negatieve, zeer zwakke en niet significante relatie is tussen het type banner (gesloten
vs. open) en of participanten wel of geen argumenten gegenereerd hebben (χ2 (1, N = 141) = 0,06, p = 0,809, Cramérs V = 0,02). Er kan dus gesteld worden dat het stimulusmateriaal niet
resulteert in het zelf genereren van argumenten.
Tevens is gekeken naar de rol van de controlevariabele ‘moeilijkheid van het
genereren van voor- of tegenargumenten’. Allereest is bepaald of de participanten wat betreft deze variabelen gelijk verdeeld zijn over de condities. Hoewel de groepen wat betreft het
aantal participanten verschillen met betrekking tot de variabele ‘moeilijkheid om
voorargumenten te genereren’, is Levene’s toets niet significant (Levene’s F (1, 32) = 0,75, p = 0,394). Ook wat betreft de variabele ‘moeilijkheid om tegenargumenten te genereren’ verschilt het aantal participanten per conditie, maar ook hier is Levene’s toets niet significant (Levene’s F (1, 37) = 0,45, p = 0,833). De assumptie van gelijke varianties in de populatie wordt dus voor beide variabelen niet geschonden. Bovendien zijn er geen significante
verschillen tussen de twee condities en de controlevariabelen (zie Tabel 5 in appendix III).
Tevens is een Pearson’s correlatieanalyse uitgevoerd waarmee de samenhang tussen de moeilijkheid om voor- of tegenargumenten te generen en donatie-intentie beoordeeld is. De analyse laat zien dat beide variabelen niet significant correleren met donatie-intentie (zie
Tabel 6 in appendix III). Er is dus in de verdere analyses voor deze controlevariabelen niet
26 Mediatie-analyse. Hoewel het stimulusmateriaal niet geschikt is om
argumentgeneratie op te wekken, is toch een mediatie-analyse uitgevoerd om enigszins
inzicht te krijgen in de toetsing van de tweede hypothese. De analyse is alleen uitgevoerd
met de participanten die argumenten gegenereerd hebben (N = 59). Voor de analyse wordt
gebruik gemaakt van de PROCESS macro regressieanalyse (model 4) van Hayes (2013)
met het type banner als onafhankelijke variabele, donatie-intentie als afhankelijke variabele,
zelfovertuiging als mediator en betrokkenheid, gemak van interpretatie en bekendheid met het goede doel als controlevariabelen. Voorafgaand aan de analyse zijn van de mediator en de controlevariabelen mean centered variabelen gemaakt. Redenen voor het mean centeren
van een variabele zijn dat nul nu een betekenisvolle score krijgt en het de interpretatie van
de resultaten vergemakkelijkt (Field, 2013). Aangezien een negatief effect verwacht wordt
van gesloten banner, is deze gecodeerd als 0 en de open banner als 1. De resultaten laten
zien dat het type banner op niet significante wijze zelfovertuiging voorspelt, b = 0,06, t =
-0,16, p = 0,875. De R2 waarde vertelt ons dat het type banner (inclusief de
controlevariabelen) 20,4% van de variantie in zelfovertuiging verklaart. Het feit dat b negatief
is, vertelt ons dat als de banner meer gesloten is, donatie-intentie toeneemt (en vice versa).
Deze relatie is niet in de voorspelde richting. Verder laat de analyse zien dat zelfovertuiging
op marginaal significante wijze donatie-intentie voorspelt, b = 0,19, t = 1,94, p = 0,058. De
relatie is zwak en in de voorspelde richting. De positieve b-waarde voor zelfovertuiging houdt
in dat als zelfovertuiging toeneemt, donatie-intentie toeneemt. De R2 waarde laat zien dat het model 45,4% van de variantie in donatie-intentie verklaart. Het type banner (gesloten vs.
open) voorspelt op niet significante wijze donatie-intentie als zelfovertuiging meegenomen wordt in het model, b = 0,06, t = 0,23, p = 0,821. De relatie is zwak, maar wel in de
voorspelde richting. De positieve b-waarde voor het type banner vertelt ons dat als de
banner meer open is dit tot een hogere donatie-intentie leidt. De R2 waarde laat zien dat het model 41,5% van de variantie in donatie-intentie verklaart. Tot slot is middels de Sobeltest
27 0,888). Kortom, zelfovertuiging is geen mediator van de relatie tussen het type banner
(gesloten vs. open) en donatie-intentie (zie Figuur 2).
Figuur 2 Model van het type banner (gesloten vs. open) als voorspeller van donatie- intentie, gemedieerd door zelfovertuiging.
Exploratieve analyses
Hoewel niet gesteld kan worden dat het type banner (gesloten vs. open) invloed heeft op
argument-generatie zijn enkele exploratieve analyses uitgevoerd om te kijken of
zelfovertuiging tot een grotere donatie-intentie leidt. Aangezien het aantal participanten per conditie klein is, moet interpretatie van de resultaten met voorzichtigheid plaatsvinden. Bij
alle analyses zijn betrokkenheid, gemak van interpretatie en bekendheid met het goede doel
als controlevariabelen en donatie-intentie als afhankelijke variabele meegenomen. Een
omschrijving van de onafhankelijke variabele wordt per analyse gegeven. Allereerst is
middels een ANCOVA getoetst of sprake is van een hogere donatie-intentie als gevolg van
het genereren van voorargumenten versus het niet genereren van argumenten.
De participanten die geen argumenten gegenereerd hebben zijn gecodeerd als 0 (N =
82). De participanten die voorargumenten hebben gegenereerd zijn gecodeerd als 1 (N =
21). Participanten die tegenargumenten of zowel voor- als tegenargumenten hebben
gegenereerd zijn niet meegenomen in de analyse. Hoewel de groepen wat betreft het aantal
participanten verschillen, is Levene’s F-toets niet significant, Levene’s F (1, 101) = 0,94, p = 0,336. De assumptie van gelijke varianties in de populatie wordt dus niet geschonden. De
28 analyse laat zien dat participanten die geen argumenten gegenereerd hebben (M = 3,76, SD
= 1,21) lager scoren op donatie-intentie dan participanten die voorargumenten gegenereerd
hebben (M = 4,48, SD = 1,05). Dit verschil is echter niet significant, F (1, 98) = 0,64, p =
0,427, η2 = 0,01. Het maakt dus niet uit of participanten voorargumenten of geen argumenten genereren met betrekking tot donatie-intentie (zie Tabel 7).
Tabel 7
Resultaten van de ANCOVA met het genereren van voorargumenten versus het niet genereren als onafhankelijke variabele, donatie-intentie als afhankelijke variabele en
betrokkenheid, gemak van interpretatie en bekendheid met het goede doel als controlevariabelen (N = 103)
Tevens is middels ANCOVA getoetst of sprake is van een hogere donatie-intentie als
gevolg van het genereren van voorargumenten versus het genereren van voor-en
tegenargumenten. De participanten die zowel voor- als tegenargumenten hebben
gegenereerd zijn gecodeerd als 0 (N = 13) en de participanten die voorargumenten hebben
gegenereerd zijn gecodeerd als 1 (N = 21). Participanten die geen argumenten of alleen
tegenargumenten hebben gegenereerd zijn niet meegenomen in de analyse. Hoewel de
groepen wat betreft het aantal participanten verschillen, is Levene’s F-toets niet significant, Levene’s F (1, 32) = 0,01, p = 0,977. De assumptie van gelijke varianties in de populatie wordt dus niet geschonden. De analyse laat zien dat participanten die voorargumenten
gegenereerd hebben (M = 4,48, SD = 1,05) hoger scoren op donatie-intentie dan
participanten die zowel voor- als tegenargumenten gegenereerd hebben (M = 3,31, SD = Sum of
Squares
df Mean Square
F p η2
Voor vs. niet genereren 0,73 1 0,73 0,64 0,427 0,01 Betrokkenheid 16,36 1 16,36 14,35 < 0,001 0,13 Gemak van interpretatie 4,87 1 4,87 4,27 0,041 0,04
Bekendheid met het goede doel 0,12 1 0,12 0,11 0,746 0,00
Fout 111,66 98 1,14
29 1,20). Dit verschil is echter niet significant, F (1, 29) = 1,73, p = 0,199, η2 = 0,06. Het maakt voor donatie-intentie dus niet uit of participanten voorargumenten of zowel voor- als
tegenargumenten hebben gegenereerd (zie Tabel 8).
Tabel 8
Resultaten van de ANCOVA met voorargumenten versus voor- en tegenargumenten als onafhankelijke variabele, donatie-intentie als afhankelijke variabele en betrokkenheid, gemak van interpretatie en bekendheid met het goede doel als controlevariabelen (N = 34).
Tot slot is middels ANCOVA getoetst of sprake is van een hogere donatie-intentie als
gevolg van het genereren van voorargumenten versus het genereren van tegenargumenten.
De participanten die tegenargumenten hebben gegenereerd zijn gecodeerd als 0 (N = 25) en
de participanten die voorargumenten hebben gegenereerd zijn gecodeerd als 1 (N = 21).
Participanten die geen argumenten gegenereerd hebben of zowel voor- als
tegenargumenten gegenereerd hebben zijn niet meegenomen in de analyse. Hoewel de
groepen wat betreft het aantal participanten verschillen, is Levene’s F-toets niet significant, Levene’s F (1, 44) = 0,45, p = 0,504). De assumptie van gelijke varianties in de populatie wordt dus niet geschonden. De analyse laat zien dat participanten die voorargumenten
gegenereerd hebben (M = 4,48, SD = 1,05) hoger scoren op donatie-intentie dan
participanten die tegenargumenten gegenereerd hebben (M = 2,90, SD = 1,22). Dit verschil
is significant, F (1, 41) = 6,40, p = 0,015, η2 = 0,14. Uit de analyse blijkt dus dat participanten Sum of
Squares
df Mean Square
F p η2
Voor vs. voor en tegen 1,67 1 1,67 1,73 0,199 0,06
Betrokkenheid 9,69 1 9,69 10,05 0,004 0,26
Gemak van interpretatie 0,04 1 0,04 0,04 0,845 0,00
Bekendheid met het goede doel 1,31 1 1,31 1,36 0,253 0,05
Fout 27,97 29 0,96
30 die voorargumenten hebben gegenereerd een significant hogere donatie-intentie hebben dan
participanten die tegenargumenten hebben gegenereerd (zie Tabel 9).
Tabel 9
Resultaten van de ANCOVA met voor- versus tegenargumenten als OV, donatie-intentie als AV en betrokkenheid, gemak van interpretatie en bekendheid met het goede doel als
controlevariabelen (N = 46). Sum of Squares df Mean Square F p η2 Voor vs. tegen 6,47 1 6,47 6,40 0,015 0,14 Betrokkenheid 8,31 1 8,31 8,22 0,007 0,17
Gemak van interpretatie 0,68 1 0,68 0,68 0,416 0,02
Bekendheid met het goede doel 1,97 1 1,97 1,85 0,170 0,05
Fout 41,45 41 1,01
Totaal 689,25 46
CONCLUSIE EN DISCUSSIE
Dit onderzoek had tot doel om de invloed van openheid in banners voor goede doelen op
donatie-intentie en de mediërende rol van zelfovertuiging te bestuderen. De
onderzoeksvraag die hierbij gesteld werd, luidde als volgt: ‘In welke mate heeft openheid in banners voor een goed doel een effect op donatie-intentie en wat is de mediërende rol van zelfovertuiging?’ Het antwoord op deze onderzoeksvraag is dat een open banner voor het goede doel niet tot een significante toename in donatie-intentie leidt. Er zijn aanwijzingen van
zelfovertuiging an sich aanwezig in dit onderzoek, maar deze staan los van de banners en dus van het doel van het onderzoek.
De eerste hypothese is niet bevestigd. Er is namelijk niet gevonden dat een open
banner tot een hogere donatie-intentie leidt. Dit resultaat is in tegenspraak met voorgaand
onderzoek dat aantoont dat een open advertentie tot een positievere koopintentie leidt dan
een gesloten advertentie (Ang & Lim, 2006; Jeong, 2008; Stafford et al., 1996). In deze
studie blijkt de redenering dat het op zoek gaan naar een interpretatie tot een plezierig
31 1992) leidt en het slagen in het vinden van een interpretatie leidt tot intellectuele voldoening
(Tanaka, 1992) niet op te gaan. Een mogelijke verklaring voor het feit dat een open banner
niet tot een positievere koopintentie leidt, kan zijn dat participanten een negatieve attitude
ten opzichte van de advertentie of het merk (War Child) hadden waardoor geen toename in
donatie-intentie gevonden is. Vanuit de literatuur is namelijk bekend dat een positieve attitude ten opzichte van de advertentie en het merk tot een positieve koopintentie leidt
(Brown & Stayman, 1992; Helmig, Huber & Leeflang, 2007; MacKenzie, Lutz & Belch, 1986).
Als deze attitudes bij de participanten in de open conditie negatief of niet positief genoeg
waren, kan dat ertoe geleid hebben dat de gevonden samenhang niet significant is. Echter,
om hier met zekerheid een uitspraak over te kunnen doen, hadden er in dit onderzoek
metingen van attitude ten opzichte van de advertentie en het merk moeten plaatsvinden.
Voor vervolgonderzoek wordt daarom aangeraden om naast (donatie-)intentie, ook
advertentie- en merkattitude te meten.
De tweede hypothese veronderstelde dat een open banner tot meer zelfovertuiging
leidt dan een gesloten banner wat resulteert in een grotere donatie-intentie. Ook deze
hypothese is niet bevestigd. Zo is niet gevonden dat een open banner tot een grotere mate
van zelfovertuiging leidt. Gesteld is dat openheid tot zelfovertuiging zou leiden, omdat in
open advertenties indirect gecommuniceerd wordt en de ontvanger de betekenis van de
boodschap zelf moet ontcijferen (vgl. Mothersbaugh et al., 2002). De ontvanger moet dus
zelf argumenten genereren waarom hij zou moeten doneren. Echter, deze redenering lijkt
gezien het niet significante resultaat niet op te gaan. Wat echter wel blijkt, hoewel geen
onderdeel van de doelstelling van het onderzoek, is dat een grotere mate van zelfovertuiging
tot een grotere donatie-intentie leidt en dat deze toename marginaal significant is. Dit
resultaat komt overeen met voorgaand onderzoek dat aantoont dat zelfovertuiging een
positief effect heeft op koopintentie (Sawyer & Howard, 1991) en gedragsintentie (Baldwin et
al., 2013). Bovendien bevestigt het de redenering dat zelfovertuiging door cognitieve
32 activiteiten, zoals donatie-intentie (Mittie, 2009). Het is echter belangrijk om dit resultaat met
voorzichtigheid te interpreteren, aangezien de gevonden waarde niet geheel significant is.
Verder zijn er enkele exploratieve analyses uitgevoerd. Deze analyses hebben
aangetoond dat sprake is van een significant effect van argumentgeneratie op
donatie-intentie, waarbij geldt dat mensen die alleen voorargumenten hebben gegenereerd een hogere donatie-intentie hebben dan mensen die alleen tegenargumenten gegeneerd als type
banner buiten beschouwing gelaten wordt. Hieruit kan geconcludeerd worden dat het voor
zelfovertuiging belangrijk is dat men niet enkel tegenargumenten heeft ten opzichte van het doneren, aangezien dit tot een significant lagere donatie-intentie leidt dan wanneer men
enkel voorargumenten heeft. Dit resultaat is hiermee een aanvulling op bestaand onderzoek
dat aangetoond heeft dat als mensen gevraagd worden om een voorargument te geven om
wél te kiezen voor een merk het merk positiever geëvalueerd wordt dan wanneer aan
mensen gevraagd wordt om een tegenargument te geven (Wänke et al., 1997). Dit
onderzoek laat zien dat het genereren van voorargumenten ook een positief effect heeft op
conatieve responses, zoals donatie-intentie. Echter, interpretatie van de resultaten dient
wegens de kleine steekproefgrootte met voorzichtigheid plaats te vinden
Limitaties en aanbevelingen
Deze studie kent drie limitaties. Ten eerste is het een proof of the principle studie wat inhoudt
dat de omstandigheden zo zijn vormgeven dat de kans op het vinden van een effect
geoptimaliseerd wordt. Zo zijn de banners geïntegreerd in een website waarbij de tekst van
de artikelen onleesbaar is gemaakt. Bovendien waren bepaalde kenmerken van een banner,
zoals interactiviteit in de zin van een klikbare banner (e.g. Macias, 2003) en animatie (e.g.
Brajnik & Gabrielli, 2010) afwezig. Hoewel aan de participanten duidelijk is gemaakt dat de
doneerknop klikbaar is (door de muisaanwijzer erop te plaatsen) was het niet mogelijk om er
daadwerkelijk op te klikken. Verder is aan de participanten expliciet gevraagd de banner te
bekijken en te verwerken, terwijl men in real-life banners vaak vermijdt (Cho & Cheon, 2004;
33 Hoewel het middels de gebruikte setting mogelijk is om het idee van de effectiviteit
van openheid in banners te toetsen, kan dat in dit onderzoek wel ten koste zijn gegaan van
hoe mensen normaal gesproken zouden reageren. Door de gebruikte onnatuurlijke setting
zouden participanten een lagere intentie gehad kunnen hebben om te doneren, wellicht
omdat ze zagen dat het überhaupt niet mogelijk was om een donatie te doen, aangezien de
banner niet klikbaar was. Echter, in een natuurlijkere setting zouden participanten een
hogere intentie kunnen hebben, indien er direct een donatiemogelijkheid zou worden
geboden. Dit kan een verklaring zijn voor het feit dat een open banner niet tot een hogere
donatie-intentie leidt. Bovendien is de aandacht van de participanten expliciet richting de banner gestuurd. Dit zou irritatie opgewekt kunnen hebben, waardoor een lagere
donatie-intentie in de hand is gewerkt. Voor vervolgonderzoek wordt daarom gesuggereerd om de setting natuurlijker te benaderen door bijvoorbeeld gebruik te maken van een echte website
en banner waarbij het mogelijk is om erop te klikken. Bovendien zou men de aandacht van
de participanten minder expliciet richting de banner kunnen sturen.
Een tweede beperking is dat het stimulusmateriaal kennelijk niet voldoende geschikt
is om argumentgeneratie op te roepen, aangezien meer dan de helft van de participanten
geen argumenten heeft gegeneerd. Het is echter te vroeg om te zeggen dat zelfovertuiging
in deze studie geen rol speelt bij openheid. Het zou bijvoorbeeld kunnen dat participanten
geen zin hadden om argumenten te bedenken of op te schrijven, terwijl ze deze wel hadden
(vgl. Krosnick, 1991). Een gevolg van het feit dat meer dan de helft van de participanten
geen argumenten heeft gegenereerd, is dat met name bij enkele exploratieve analyses een
kleine steekproef overbleef. Hierdoor zijn er net voldoende participanten overgebleven om
statistische analyses op te verrichten wat ertoe heeft geleid dat het moeilijk was om
significante resultaten te vinden. Dit is te verklaren door het feit dat in kleine steekproeven
grote verschillen niet significant zijn wegens power issues, omdat een kleine steekproef
minder power heeft om effecten te detecteren (Field, 2013).Dit laatste lijkt het geval te zijn,
aangezien bij sommige exploratieve analyses redelijk grote verschillen in de gemiddelden
