Schijnvriendschap
Experimenteel onderzoek naar het modererende effect van
parasociale relaties op de geloofwaardigheid van beautybloggers
Master thesis
Persuasive Communication track
Graduate School of Communication
Universiteit van Amsterdam
Elfi Voorhuis
Studentenummer: 10556621
Supervisor: dr. Barbara Schouten
30 juni 2017
Dankwoord
Ik herinner me nog goed dat ik in de eerste weken van mijn, inmiddels afgeronde, bachelor communicatiewetenschap, een schrijfopdracht heb gewijd aan de effecten van beautybloggers op mijn aankoopgedrag. Ik citeer: ‘Het voelt niet alsof de blogger mij iets wil verkopen, maar
alsof ze een vriendin van me is, die oprecht enthousiast is over een product’. En dat was
precies het probleem, althans, voor mijn portemonnee. Zodra één van mijn favoriete
beautybloggers iets positiefs te melden had, stond ik al bij de kassa. Geen billboards, tv-spots of schimmige advertorials, maar: vriendinnen. Pinnen? Graag!
Enige probleem was dat de bloggers geen idee hadden van mijn bestaan. Gedurende mijn studie kwam ik er gelukkig achter dat ik niet de enige was met zo’n eenzijdige vriendschap en dat er zelfs een definitie voor was bedacht: een parasociale relatie. Mijn fascinatie voor dit verschijnsel nam een waar hoogtepunt aan toen ik zelf een blog begon, ‘ElfiSelfie’. Nu waren het mijn reviews die lezers overtuigden tot aankopen: van lipsticks, tot polaroidcamera’s. Voor mijn masterscriptie hoefde ik dan ook niet lang na te denken over een onderwerp. Dit was het moment om te onderzoeken wat mij al jaren fascineerde! Waanzinnig trots ben ik dan ook op het eindresultaat. Graag wil ik mijn moeder, vader, broer en vriend bedanken voor het eeuwige meedenken, spellingchecken en de motiverende peptalks. Niet alleen gedurende deze scriptie, maar voor mijn gehele studieperiode, van bachelor tot master. Zonder jullie had ik dit niet kunnen doen. En natuurlijk wil ik ook heel graag mijn scriptiebegeleider bedanken, Barbara Schouten, voor de strenge feedback en wijze adviezen. Door uw hulp heb ik deze scriptie tot dit mooie eindresultaat kunnen brengen.
En nu? Werken? Doorstuderen? Fulltime bloggen? Eerst maar weer eens afspreken met mijn vriendinnen. Voordat ik met hen ook een parasociale relatie heb.
Abstract
Consumenten maken steeds meer gebruik van reviews van bloggers voor het maken van aankoopkeuzes. Negatieve reviews hebben vaak een grotere impact op de consument dan positieve reviews. Dit effect zou kunnen worden verklaard doordat de bron van een negatieve review als geloofwaardiger wordt beschouwd door de lezer, dan de bron van een positieve review. Door een parasociale relatie met een blogger zou de bron echter kunnen worden gezien als erg geloofwaardig, ongeacht de inhoud van de review. Het doel van dit onderzoek is om te onderzoeken of het effect van een positieve of negatieve blogreview op de
productattitude en koopintentie van de lezer wordt gemedieerd door de geloofwaardigheid van de blogger en gemodereerd door de parasociale relatie tussen de lezer en de blogger. Door middel van drie pre-tests (N = 97, N = 59, N = 40) is een 2 (inhoud review: negatief vs. positief) x 2 (bron review: onbekend vs. bekend) factorieel between-subjects experiment vormgegeven en uitgevoerd (N = 119). Uit de resultaten bleek dat de inhoud van een review een groot effect heeft op de productattitude van de lezer. Daarnaast werd de bron van een negatieve review als geloofwaardiger beschouwd dan de bron van een positieve review. De geloofwaardigheid van de blogger had echter geen invloed op de productattitude, waardoor mediatie niet mogelijk was. Ook bleek dat de parasociale relatie geen modererend effect had op de relatie tussen de inhoud van een review en de geloofwaardigheid. Er bestaat echter wel een direct positief effect van de parasociale relatie op de geloofwaardigheid van de blogger. Ten slotte bleek dat de productattitude een groot effect heeft op de koopintentie van de lezer. Implicaties voor marketeers en suggesties voor vervolgonderzoek worden besproken.
Keywords: online reviews, blogs, source credibility, parasociale relaties, experimenteel
Inhoudsopgave
Inleiding p. 1
Theoretisch kader p. 4
Invloed van reviews op productattitude p. 5
Het mediërende effect van de geloofwaardigheid van de bron p. 5 Inhoud van een review en geloofwaardigheid van de bron p. 5 Geloofwaardigheid van de bron en productattitude p. 7
Geloofwaardigheid van de bron als mediator p. 8
Parasociale relaties met bekende bloggers p. 9
Het modererende effect van parasociale relaties p. 10
Productattitude en koopintentie p. 12
Methode p. 13
Design p. 13
Pre-tests p. 13
Pre-test 1: Selectie product en argumenten p. 14
Pre-test 2: Selectie bloggers p. 15
Pre-test 3: Testen stimulusmateriaal p. 17
Respondenten en dataverzameling p. 19
Procedure p. 20
Manipulatie onafhankelijke variabelen p. 21
Uitgevoerde metingen p. 21
Resultaten p. 24
Manipulatiechecks p. 24
Randomisatiechecks p. 25
Controle voor waargenomen echtheid p. 26
Controle voor afhankelijke variabelen p. 27
Testen hypotheses p. 28
Effect van inhoud van de review op productattitude p. 28 Effect van inhoud van de review op geloofwaardigheid van de bron p. 29 Effect van geloofwaardigheid van de bron op productattitude p. 29 Mediërende effect van geloofwaardigheid van de bron p. 31 Effect van bron van de review op parasociale relatie p. 32
Modererende effect van parasociale relatie p. 33
Effect van productattitude op koopintentie p. 35
Conclusie p. 36
Discussie p. 38
Tekortkomingen en aanbevelingen voor vervolgonderzoek p. 40
Academische en praktische implicaties p. 44
Referenties p. 45
1
Inleiding
‘Heb je de nieuwe mascara van Dior geprobeerd? Vera is er echt heel tevreden over’
Steeds vaker betrap ik mezelf erop dat ik over mijn favoriete blogger praat alsof het mijn vriendin is. Ik vertrouw blind op elke review die ze schrijft, want als zij een product fantastisch vindt, dan vind ik dat ook.
Consumenten maken steeds meer gebruik van online reviews voor het maken van aankoopkeuzes (Dellarocas, Zhang, & Awad, 2007), ook wel electronic word-of-mouth (eWOM) genoemd: positieve of negatieve beoordelingen van een product of merk die beschikbaar worden gemaakt via het internet (Hennig-Thurau, Gwinner, Walsh, & Gremler, 2004). Online reviews zijn een invloedrijke bron van informatie voor consumenten, omdat consumenten reviews geloofwaardiger vinden dan marketeerinformatie (Bickart & Schindler, 2001).
Reviews op blogs kunnen ook worden gezien als een vorm van eWOM: sommige blogs focussen zich specifiek op het beoordelen van producten, zoals beautyblogs (Mendoza, 2010; Youngworks, 2013). Blogs, afgeleid van de term ‘web log’, zijn online platforms, waarop in chronologische volgorde berichten worden geplaatst. De bekendheid van bloggers groeit en hun invloed wordt door sommigen vergeleken met die van beroemdheden (Mendoza, 2010). Het effect van reviews op de productattitude en koopintentie van consumenten is regelmatig aangetoond in diverse onderzoeken (Basuroy, Chatterjee, & Ravid, 2003; Chevalier & Mayzlin, 2006; Zhang & Dellarocas, 2006). De algemene conclusie is dat online reviews de productattitude en koopintentie van de consument beïnvloeden in dezelfde richting als de inhoud van reviews: negatieve reviews hebben een negatieve invloed en positieve reviews hebben een positieve invloed (Ketelaar, Willemsen, Sleven, & Kerkhof, 2015). Echter, negatieve reviews hebben over het algemeen een groter negatief effect op de attitude en
2
koopintentie van de ontvangers dan dat positieve reviews een positief effect hebben (Ballantine & Au Yeung, 2015; Hartman, Hunt, & Childers, 2013; Sen & Lerman, 2007). De kleine positieve effecten van positieve reviews, zouden mogelijk kunnen worden verklaard door de geloofwaardigheid van de bron van de review. Uit verschillende onderzoeken blijkt dat de bron van een negatieve review als geloofwaardiger wordt beschouwd dan de bron van een positieve review (Ballantine & Au Yeung, 2015; Doh & Hwang, 2009; Lee & Koo, 2012). Het Source Credibility Model stelt dat informatie van een geloofwaardige bron, een grotere impact heeft op de ontvanger dan informatie van een ongeloofwaardige bron
(Chaiken, 1980; Lee & Youn, 2009; Reichelt, Sievert, & Jacob, 2014). Ook in onderzoek naar eWOM is diverse keren aangetoond dat het effect van online reviews op de consument sterk afhangt van de waargenomen geloofwaardigheid van de schrijver (Cheung, Luo, Sia, & Chen, 2009; Fan, Miao, Fang, & Lin, 2013; Pornpitakpan, 2004; Reimer & Benkenstein, 2016). De geloofwaardigheid van de bron zou dus een mediërende factor tussen de inhoud van een review en de productattitude en koopintentie van de ontvanger kunnen zijn.
De geloofwaardigheid van de bron zou kunnen worden versterkt door een parasociale relatie met de schrijver. Een parasociale relatie wordt gedefinieerd als schijnbare interpersoonlijke betrokkenheid van een mediagebruiker met een mediapersoonlijkheid (Horton & Wohl, 1956; Rubin, Perse, & Powell, 1985). Het ontstaan van parasociale relaties is diverse keren
aangetoond bij traditionele mediafiguren, zoals radiopresentatoren en acteurs (Giles, 2002; Lueck, 2015; Rubin & Step, 2000). Tussen lezers en bekende bloggers ontstaan mogelijk ook parasociale relaties: bloggers plaatsen vaak meerdere posts per week en regelmatig contact met een mediakarakter vergroot de kans op het ontstaan van een parasociale relatie
(Colliander & Dahlén, 2011; Horton & Wohl, 1956; Singh, Veron-Jackson, & Cullinane, 2008).
3
In traditionele media is regelmatig aangetoond dat een mediakarakter waarmee een parasociale relatie wordt gevoeld, een grotere impact heeft op de productattitude en koopintentie van de consument dan een mediakarakter waarmee geen parasociale relatie wordt gevoeld (Kim, Ko, & Kim, 2015; Knoll, Schramm, Schallhorn, & Wynistorf, 2015; Quintero Johnson & Patnoe-Woodley, 2016; Rubin, 2000). Dit zou kunnen komen door een toename in geloofwaardigheid: consumenten zijn minder sceptisch over de persuasieve intenties van een bron, wanneer ze een parasociale relatie met de bron ervaren (Alperstein, 1991; Giles, 2002; Moyer-Gusé, 2008). Zo toonden Chung en Cho (2017) aan dat een bron waarmee een parasociale relatie wordt ervaren, als geloofwaardiger wordt beschouwd dan wanneer er geen sprake is van een parasociale relatie.
Een parasociale relatie met een blogger zou dus een modererend effect kunnen hebben op de relatie tussen de inhoud van de review en de geloofwaardigheid van de bron. Door het gevoel van vriendschap met de blogger zou de bron kunnen worden gezien als zeer geloofwaardig, ongeacht de inhoud van de review.
Het doel van dit onderzoek is dan ook om te onderzoeken of het effect van een positieve of negatieve blogreview op de productattitude en koopintentie kan worden voorspeld aan de hand van de waargenomen geloofwaardigheid van de bron en de parasociale relatie tussen de lezer en de blogger. De onderzoeksvraag die hieruit volgt luidt:
RQ: ‘In hoeverre heeft de inhoud van een blogreview effect op de productattitude en de koopintentie van de lezer en wordt dit effect gemedieerd door de waargenomen geloofwaardigheid van de blogger? En in hoeverre wordt het verband tussen de inhoud van een blogreview en de geloofwaardigheid van de blogger, gemodereerd door een parasociale relatie met de blogger?’
4
De kleine effecten van positieve reviews op productattitude en koopintentie, in tegenstelling tot de grotere effecten van negatieve reviews, zouden kunnen worden verklaard door een lagere waargenomen geloofwaardigheid van de bron. Echter, wanneer er een parasociale relatie is gevormd met een blogger, zou de bron kunnen worden beschouwd als zeer geloofwaardig, ongeacht de inhoud van de review. Hier is echter nog geen onderzoek naar gedaan. De resultaten van dit onderzoek zouden belangrijke implicaties kunnen hebben voor de kennis over het effect van blogreviews, het belang van de geloofwaardigheid van een bron en het effect van parasociale relaties. De uitkomsten van dit onderzoek zouden tevens
belangrijk kunnen zijn voor marketeers, wanneer ze bepalen met welke blogger ze willen samenwerken. Door rekening te houden met de parasociale relaties tussen lezers en bloggers, zouden gesponsorde blogreviews effectiever kunnen worden ingezet.
Theoretisch kader
In dit theoretisch kader zal eerst worden onderbouwd wat de invloed van de inhoud van een review op de productattitude is. Daarna zal het verwachte mediërende effect van de
geloofwaardigheid van de bron op de relatie tussen de inhoud van de review en de productattitude worden onderbouwd met het Source Credibility Model en het Persuasion
Knowledge Model. Vervolgens zal worden onderbouwd waarom wordt verwacht dat lezers
met bekende bloggers sterke parasociale relaties ervaren, met behulp van onderzoek naar parasociale relaties op het gebied van zowel traditionele media, als blogs. Daarna wordt het verwachte modererende effect van de parasociale relatie met de blogger onderbouwd met onderzoek naar het effect van parasociale relaties op consumentengedrag en de
5
worden verklaard waarom een positieve productattitude een hogere koopintentie teweeg kan brengen bij de lezer.
Invloed van reviews op productattitude
De mening van een blogger over een product kan worden geuit in de inhoud van de review, waarbij een positieve inhoud vooral de voordelen van het product belicht en een negatieve inhoud vooral de nadelen (Cheung et al., 2009). Het effect van de inhoud van een review op de productattitude en koopintentie van de consument is regelmatig aangetoond in onderzoek (Ballantine & Au Yeung, 2015; Chevalier & Mayzlin, 2006; Hartman et al., 2013; Vermeulen & Seegers, 2009).
De algemene conclusie is dat online reviews de consument beïnvloeden in dezelfde richting als de inhoud: negatieve reviews hebben een negatieve invloed op de attitude en koopintentie van de consument en positieve reviews hebben een positieve invloed (Ketelaar et al., 2015). Zo toonden verschillende onderzoeken bijvoorbeeld aan dat positieve reviews verkoopcijfers van films verhogen en negatieve reviews verkoopcijfers verlagen (Basuroy et al., 2003; Chintagunta, Gopinath, & Venkataraman, 2010; Zhang & Dellarocas, 2006). De
productattitude wordt gedefinieerd als alle evaluaties van een object (Chae & Hoegg, 2013). Op basis van deze onderzoeken wordt de eerste hypothese gesteld:
H1: Een positieve review leidt tot een positievere productattitude bij de lezer dan een
negatieve review.
Het mediërende effect van de geloofwaardigheid van de bron
Inhoud van een review en geloofwaardigheid van de bron
Uit verschillende studies is gebleken dat negatieve reviews een grotere impact hebben op consumenten dan positieve reviews (Ahluwalia, 2002; Ballantine & Au Yeung, 2015;
6
Basuroy et al., 2003; Chevalier & Mayzlin, 2006; Hartman et al., 2013; Hennig-Thurau, Wiertz, & Feldhaus, 2015; Ketelaar et al., 2015). Negatieve reviews schaden de
verkoopcijfers van films bijvoorbeeld meer dan dat positieve reviews de verkoop verbeteren (Basuroy et al., 2003). Dit effect zou mogelijk kunnen worden verklaard door de
geloofwaardigheid van de bron van de review.
Een veelgebruikt model voor het beoordelen van de geloofwaardigheid van een bron is het Source Credibility Model. Dit model stelt dat informatie van een geloofwaardige bron, een grotere impact heeft op de ontvanger dan informatie van een ongeloofwaardige bron
(Chaiken, 1980). Daarnaast stelt dit model dat aan geloofwaardigheid twee componenten ten grondslag liggen: betrouwbaarheid en expertise. Betrouwbaarheid wordt gedefinieerd als de mate van vertrouwen in de bron om juist te kunnen beoordelen (Ohanian, 1990). Expertise wordt gedefinieerd als de mate van professionele kennis die de bron heeft over een product of service (McCracken, 1989).
Negatieve reviews worden vaak als geloofwaardiger beschouwd dan positieve reviews (Ballantine & Au Yeung, 2015; Kusumasondjaja, Shanka, & Marchegiani, 2012; Lee & Koo, 2012; O’Reilly & Marx, 2011; Xue & Zhou, 2010). Een verklaring voor het verschil in waargenomen geloofwaardigheid is dat positieve reviews door ontvangers mogelijk worden gezien als beïnvloed door marketeers (Lee & Koo, 2012). Ten eerste maken sommige bedrijven gebruik van stealth marketing: het schrijven van positieve reviews over hun eigen producten (Bambauer-Sachse & Mangold, 2013; Doh & Hwang, 2009). Ten tweede worden blogs door de toenemende populariteit steeds vaker ingezet voor reclame. Dit gebeurt vaak in de vorm van een positieve review over een product, waarvoor de blogger een financiële tegemoetkoming ontvangt (Hsu & Lin, 2008; Hwang & Jeong, 2016).
Om misleiding van de consument te voorkomen is in januari 2014 de Reclamecode Social Media (RSM) ingevoerd. Vanwege deze code zijn bloggers verplicht om te vermelden
7
wanneer ze worden gesponsord (Stichting Reclame Code, n.d.). Ondanks deze code kan er nog steeds veel wantrouwen bestaan richting positieve reviews.
Op basis van het Persuasion Knowledge Model (Friestad & Wright, 1994) kan worden gesteld dat een consument door de jaren heen kennis opbouwt over hoe, waarom en wanneer een boodschapper probeert hem of haar te beïnvloeden. Door een vermoeden dat een review is beïnvloed door marketeers, kan de consument kritischer worden ten opzichte van de geloofwaardigheid van de bron van de review (Hwang & Jeong, 2016).
De geloofwaardigheid van een bron kan worden geschaad wanneer een review te positief is (Doh & Hwang, 2009). De kans dat de bron van een negatieve review wordt gewantrouwd door consumenten, is echter minimaal (Bambauer-Sachse & Mangold, 2013). Op basis van deze theorieën en onderzoeken wordt de volgende hypothese gesteld:
H2a: De bron van de review wordt bij een negatieve review door de lezer als
geloofwaardiger beschouwd dan bij een positieve review.
Geloofwaardigheid van de bron en productattitude
De invloed van de geloofwaardigheid van een bron op de consument is diverse keren aangetoond in het veld van celebrity endorsement: een marketingtechniek waarbij gebruik wordt gemaakt van celebrity endorsers (Belch & Belch, 2015). Uit deze onderzoeken bleek dat zowel de betrouwbaarheid (Lafferty, Goldsmith, & Newell, 2002; Pornpitakpan, 2004; Silvera & Austad, 2004; Till & Busler, 2000), als de expertise van de bron (Ohanian, 1991; Rossiter & Smidts, 2012) een grote positieve invloed heeft op de attitude en de koopintentie van de ontvanger.
Ook in een online omgeving is dit effect aangetoond. In diverse onderzoeken naar zowel online reviews (Cheung et al., 2009; Fan et al., 2013) als specifiek blogs (Bouhlel, Mzoughi, Ghachem, & Negra, 2010; Chu & Kamal, 2008; Kaye & Johnson, 2011; Sweetser, Porter,
8
Chung, & Kim, 2008), is aangetoond dat een review of blog van een geloofwaardige schrijver een grotere invloed heeft op de productattitude en koopintentie van de lezer, dan van een schrijver die als ongeloofwaardig wordt beschouwd. Op basis van deze onderzoeken wordt de volgende hypothese gesteld:
H2b: Hoe groter de waargenomen geloofwaardigheid van de bron, hoe groter het effect van
de review op de productattitude van de lezer.
Geloofwaardigheid van de bron als mediator
In onderzoek naar eWOM is veelal gefocust op de effecten van de inhoud van een review op de geloofwaardigheid van de bron, of de effecten van de geloofwaardigheid van de bron op de consument (Reimer & Benkenstein, 2016). Echter, naar een mogelijk mediërend effect van de geloofwaardigheid van de bron is nauwelijks onderzoek gedaan (Reimer & Benkenstein, 2016; Reimer, Mata, & Stoecklin, 2004).
Reimer en Benkenstein (2016) toonden aan dat de relatie tussen de inhoud van de review en de koopintentie van de ontvanger, gemedieerd werd door de geloofwaardigheid van de review. Een ongeloofwaardige review zorgde ervoor dat de koopintentie van de lezer afweek van de inhoud van de review. Een positieve review die als ongeloofwaardig werd beschouwd, zorgde bijvoorbeeld voor een lagere koopintentie. Eenzelfde mediatie effect kan mogelijk worden verwacht voor de geloofwaardigheid van de bron op de relatie tussen de inhoud van de review en de productattitude. Op basis van deze onderzoeken wordt de volgende hypothese gesteld:
H2c: Het effect van de inhoud van de review op de productattitude van de lezer wordt
9 Parasociale relaties met bekende bloggers
Tussen lezers en bloggers ontstaan mogelijk sterke parasociale relaties (Colliander & Dahlén, 2011). Een parasociale relatie wordt gedefinieerd als schijnbare interpersoonlijke
betrokkenheid van een mediagebruiker met een mediapersoonlijkheid, waarbij niet alleen wordt gezocht naar vriendschap, maar ook naar support en begeleiding (Giles, 2002; Horton & Wohl, 1956; Rubin, Perse, & Powell, 1985). Het ontstaan van parasociale relaties is een veelvoorkomend fenomeen (Giles, 2002) en ontstaat vanuit de menselijke behoefte aan sociaal contact (Horton & Wohl, 1956). Deze behoefte kan worden vervuld door relaties in de echte wereld, maar ook door ‘schijnrelaties’ met mediakarakters.
Parasociale relaties hebben overeenkomstige karakteristieken met traditionele interpersoonlijke relaties (Rubin & McHugh, 1987), alleen worden de gevoelens van
vriendschap niet beantwoord door het mediakarakter (Giles, 2002). Het gevoel van intimiteit en verbondenheid met het mediakarakter groeit, net als bij traditionele relaties, naarmate er meer tijd wordt doorgebracht met een mediakarakter (Horton & Wohl, 1956; Schiappa, Allen, & Gregg, 2007). Vrouwen zouden sterkere parasociale relaties vormen met mediakarakters dan mannen (Cohen, 2003). Sommige mediagebruikers ervaren zelfs intense gevoelens ten opzichte van mediakarakters waarmee ze parasociale relaties hebben gevormd (Cohen, 2004; Kassing & Sanderson, 2009). Cohen (2004) toonde bijvoorbeeld aan dat wanneer een favoriet karakter uit een serie verdween, de kijkers dezelfde negatieve emoties ervaarden als bij het verliezen van echte sociale relaties.
Het ontstaan van parasociale relaties is aangetoond bij verschillende mediakarakters in traditionele media, zoals personages in soaps en sitcoms (Cohen, 2004; Rubin & Perse, 1987; Rubin & Step, 2000; Russell & Stern, 2006), atleten (Brown, Basil, & Bocarnea, 2003; Kassing & Sanderson, 2009) en radiopresentatoren (Quintero Johnson & Patnoe-Woodley, 2016; Rubin & Step, 2000).
10
De kans dat tussen lezers en bloggers ook parasociale relaties ontstaan, is zeer aannemelijk (Colliander & Dahlén, 2011; Colliander & Erlandsson, 2015). Blogs hebben vaak een
persoonlijke insteek: reviews worden regelmatig met een voornaam ondertekend (Singh et al., 2008) en bloggers delen vaak persoonlijke details (Colliander & Dahlén, 2011). Hierdoor kan een lezer eerder het gevoel krijgen dat de blogger een vriendin van hem of haar is.
Met bekende bloggers wordt mogelijk een hogere mate van parasociale relatie gevoeld dan met onbekende bloggers. Een parasociale relatie met een mediakarakter groeit, naarmate de ontvanger vaker wordt blootgesteld aan een mediakarakter (Auter, 1992; Horton & Wohl, 1956; Schiappa et al., 2007). Een mediakarakter waaraan een ontvanger één keer is blootgesteld, kan wel een kleine mate van parasociale gevoelens teweegbrengen bij de ontvanger, maar voor een hogere mate is herhaaldelijke blootstelling nodig (Auter, 1992). Ditzelfde effect is aangetoond in het onderzoek van Colliander en Dahlén (2011), waarin werd aangetoond dat met bekende bloggers een grotere mate van parasociale relatie werd gevoeld dan met onbekendere schrijvers van online magazines. Op basis van deze
onderzoeken wordt de derde hypothese gesteld:
H3: Met een bekende blogger wordt een hogere mate van parasociale relatie gevoeld dan
met een onbekende blogger.
Het modererende effect van parasociale relaties
Uit verschillende onderzoeken naar celebrity endorsement blijkt dat mediakarakters waarmee parasociale relaties zijn gevormd, een grote invloed hebben op de attitude en koopintentie van ontvangers (Kim et al., 2015; Knoll et al., 2015; Lueck, 2015; Quintero Johnson & Patnoe-Woodley, 2016; Rubin, 2000). Zo bleek bijvoorbeeld uit het onderzoek van Knoll et al. (2015) dat de productattitude van consumenten positiever werd, wanneer het product werd aangeprezen door een beroemdheid waarmee ze een parasociale relatie ervaarden.
11
Onderzoek naar de effecten van parasociale relaties met bloggers is schaars (Colliander & Dahlén, 2011; Colliander & Erlandsson, 2015). Colliander en Dahlén (2011) toonden aan dat een blogger waarmee een hoge mate van parasociale relatie werd gevoeld, zorgde voor een positievere merkattitude en koopintentie bij de lezer, dan een schrijver waarmee een lage mate van parasociale relatie werd gevoeld.
Een verklaring voor deze positieve effecten is het effect van parasociale relaties op de geloofwaardigheid van de bron. Uit het onderzoek van Chung en Cho (2017) bleek dat een hoge mate van gevoelde parasociale relatie leidt tot een hogere mate van waargenomen geloofwaardigheid van de bron. Met mediakarakters waarmee een parasociale relatie wordt gevoeld, ervaart de consument een gevoel van vriendschap en een gezamenlijke geschiedenis, waardoor de ontvanger minder sceptisch is over de persuasieve intenties van het
mediakarakter (Alperstein, 1991; Giles, 2002; Moyer-Gusé, 2008).
Door de parasociale vriendschap zou de lezer de blogger geloofwaardig kunnen vinden, ongeacht de inhoud van de review. Immers, mensen geloven eerder vrienden dan onbekenden. Hierdoor zou het verschil in geloofwaardigheid tussen positieve en negatieve reviews kunnen verdwijnen. De volgende hypothese wordt gesteld:
H4: Het verband tussen de inhoud van de review en de waargenomen geloofwaardigheid
van de bron wordt beïnvloed door de parasociale relatie met de blogger. Bij een hoge mate van gevoelde parasociale relatie wordt de bron van een positieve of negatieve review als even geloofwaardig beschouwd. Bij een lage mate van gevoelde parasociale relatie wordt de bron van een negatieve review, als geloofwaardiger beschouwd dan de bron van een positieve review.
12 Productattitude en koopintentie
Volgens de theorie van gepland gedrag van Ajzen (1985) wordt menselijk gedrag bepaald door de attitude, sociale norm en waargenomen gedragscontrole ten opzichte van het gedrag. Op basis hiervan wordt een gedragsintentie gevormd, die uiteindelijk bepaalt of gedrag wel of niet wordt uitgevoerd.
Uit verschillende onderzoeken is gebleken dat de productattitude een voorspeller is van de koopintentie van de consument (Kim & Hunter, 1993; Tarkiainen & Sundqvist, 2005; Yeon Kim & Chung, 2011). Een koopintentie wordt gedefinieerd als de bereidheid van de
consument om een product te kopen (Dodds, Monroe, & Grewal, 1991). Om een consument te motiveren tot een aankoop, moet er dus eerst een positieve productattitude ontstaan, waarna een positieve koopintentie kan ontstaan. Op basis hiervan wordt de laatste hypothese gesteld:
H5: Hoe positiever de productattitude, hoe groter de koopintentie.
De verwachte effecten worden samengevat in een conceptueel model in figuur 1.
13
Methode
Design
Om de onderzoeksvraag te beantwoorden is gebruik gemaakt van een 2 (inhoud review: negatief vs. positief) x 2 (bron review: onbekend vs. bekend) factorieel between-subjects experiment, waarin productattitude en koopintentie de afhankelijke variabelen zijn. De geloofwaardigheid van de bron is meegenomen als mediator. De parasociale relatie tussen de lezer en de blogger is meegenomen als quasi-experimentele modererende variabele. Er is gekozen voor een experiment, omdat hiermee causale verbanden kunnen worden aangetoond (Gravetter & Forzano, 2014). De experimentele condities zijn samengevat in tabel 1.
Tabel 1
Experimentele condities
Bekende blogger Onbekende blogger Positieve review Positieve review van een
bekende blogger
Positieve review van een onbekende blogger Negatieve review Negatieve review van een
bekende blogger
Negatieve review van een onbekende blogger
Pre-tests
Om de inhoud van de review te bepalen werden drie pre-tests uitgevoerd. Allereerst werd een survey uitgezet om te bepalen welk make-up product centraal zou staan en welke argumenten zouden worden gebruikt om de inhoud van de blogreview te manipuleren. Vervolgens werd een pre-test uitgezet om te bepalen met welke bekende en onbekende beautybloggers de hoogste of laagste parasociale relatie werd gevoeld. Ten slotte werd met de vergaarde kennis het stimulusmateriaal gevormd en een pre-test uitgevoerd om het materiaal te testen.
14 Pre-test 1: Selectie product en argumenten
Om te bepalen welk product en welke argumenten de blogreviews zouden moeten bevatten, werd via de sociale media kanalen van de onderzoeker een survey uitgezet (N = 97). Aan dit onderzoek hebben alleen vrouwen deelgenomen.
Respondenten werd gevraagd om op een elf-puntrangorde aan te geven welk make-up product ze het vaakst gebruikten (1 = Vaakst) tot en met welk make-up product ze het minst
gebruikten (11 = Minst vaak). Met de gemiddelde score per product werd bepaald welk product de meest neutrale gebruiksintensiteit heeft. Verwacht werd dat de productattitude en de koopintentie ten opzichte van dit product het meest neutraal was. Extreem hoge of lage gebruiksintensiteit zou de resultaten kunnen vertekenen.
Concealer (M = 6,19, SD = 3,37), huidkleurige crème die wordt gebruikt om oneffenheden te verbergen, bleek de meest gemiddelde gebruiksintensiteit te hebben van de make-up
producten. Echter, een concealer moet passen bij de huidskleur van de lezer. Daarom is gekozen om oogschaduw (M = 6,35, SD = 2,62) te gebruiken, omdat dit product geschikt is voor alle lezers. De scores van alle make-up producten zijn samengevat in tabel A1 in de bijlage.
Vervolgens werd een selectie van eigenschappen van make-up producten getest, om te
bepalen welke argumenten moesten worden gebruikt in de reviews. De geteste eigenschappen zijn verzameld uit blogreviews en make-up advertenties. In totaal werden zeventien
eigenschappen getest, die toepasbaar waren op alle producten. Respondenten werd gevraagd op een zeven-puntschaal aan te geven hoe belangrijk ze de eigenschappen vonden bij de aanschaf van een product (1 = Heel erg onbelangrijk, 7 = Heel erg belangrijk).
Vijftien karakteristieken scoorden hoog (> 4,40) en twee karakteristieken scoorden laag (< 2.50). De gemiddelde scores van alle geteste eigenschapen staan samengevat in tabel A2 in de
15
bijlage. De vijftien karakteristieken met de hoogste scores werden geselecteerd voor de reviews.
Op basis van deze resultaten is voor de foto’s in de reviews gebruik gemaakt van een
oogschaduwpalette van het merk ‘Make-up Revolution’ met neutrale oogschaduwkleuren ter waarde van € 4,95. Het merk op het oogschaduwpalette is weggewerkt met Photoshop. In de positieve review werden alle eigenschappen positief geformuleerd en in de negatieve review werden alle eigenschappen negatief geformuleerd. Het aantal woorden van de positieve (226) en negatieve (223) reviews werd vrijwel gelijk gehouden. De teksten van de reviews zijn te vinden in bijlage B.
Pre-test 2: Selectie bloggers
Om de bron van de review te bepalen is via de sociale media kanalen van de onderzoeker een tweede pre-test uitgezet, waarin werd onderzocht met welke bekende en onbekende
beautybloggers de hoogste of laagste parasociale relatie werd gevoeld. Hiervoor werd gebruik gemaakt van zes beautybloggers, waarvan drie zeer bekend zijn in Nederland (Vera Camilla, Beautylab en Cynthia) en drie relatief onbekend (Beautilicousworld, Beauty Dagboek en The Beauty Assistant) (Youngworks, 2013). Om de kans op al bestaande parasociale relaties met de bloggers te vergroten, is deze pre-test uitgezet onder vrouwen die regelmatig beautyblogs bezoeken.
Aan deze pre-test hebben in totaal 83 participanten deelgenomen, waarvan 24 participanten aangaven niet regelmatig beautyblogs te lezen. Deze participanten zijn buiten beschouwing gelaten, waardoor 59 participanten over bleven. Alle participanten waren vrouw (N = 59) en de gemiddelde leeftijd van de participanten was 23 jaar (M = 23,20, SD = 8,78). Het
16
uitgebreid overzicht van het opleidingsniveau van de participanten is te vinden in tabel C1 in de bijlage.
Allereerst werd elke participant random blootgesteld aan één blogger, waardoor er zes condities werden gevormd. Om de manipulatie zo realistisch mogelijk te maken, werden de reviews in de lay-out van de genoemde bloggers geplaatst. Het stimulusmateriaal is te vinden in bijlage D en de verdeling van de participanten over de condities is te vinden in tabel C2 in de bijlage. Hierna werd de parasociale relatie met de blogger gemeten met zeven stellingen op een zeven-punts Likert schaal (1 = Helemaal mee oneens, 7 = Helemaal mee eens),
geselecteerd uit een 20-item schaal die is ontwikkeld door Rubin et al. (1985) (α = 0,93). De stellingen zijn herschreven om aan te sluiten bij bloggers. De zeven items tezamen vormden een betrouwbare schaal (α = 0,88, M = 4,57, SD = 1,25). Met de gemiddeldes van de items is een schaal samengesteld, die loopt van 1 (lage mate van parasociale relatie) tot 7 (hoge mate van parasociale relatie). Vervolgens vulde de participant vragen in met betrekking tot
demografische gegevens. Ten slotte volgde een debriefing, waarin werd uitgelegd dat de review fictief was. De complete vragenlijst is toegevoegd in bijlage E.
Met Vera Camilla werd gemiddeld de hoogste parasociale relatie gevoeld (M = 5,47, SD = 0,95) en met The Beauty Assistant de laagste (M = 3,92, SD = 1,61). De gemiddelde scores per blogger zijn te vinden in tabel C3 in de bijlage. Om te controleren of Vera Camilla en The Beauty Assistant significant verschilden op de gevoelde parasociale relatie, is een
independent sample t-test uitgevoerd. Omdat de groepen minder dan 30 participanten bevatten werd een bootstrapanalyse uitgevoerd op 5000 samples. Het verschil bleek significant, t (16)
= - 2,56, p = 0,021, 95% CI [- 2,69, - 0,41] (bootstrap), d = 1,11. Met Vera Camilla werd een hogere mate van parasociale relatie gevoeld dan met The Beauty Assistant.
Op basis van deze resultaten werd gekozen om het stimulusmateriaal samen te stellen met Vera Camilla en The Beauty Assistant als bronnen.
17 Pre-test 3: Testen stimulusmateriaal
Met de derde pre-test werd getest of de productattitude van de blogger positief of negatief was volgens de participant, of de naam van de blogger werd onthouden en of de coverstory de ware aard van het onderzoek verhulde. De pre-test werd uitgezet via de sociale media van de onderzoeker en aan dit onderzoek mochten zowel mannen als vrouwen meedoen die interesse hadden in beauty. Aan deze pre-test hebben in totaal 40 participanten deelgenomen. Het merendeel, 87,5% van de participanten was vrouw (N = 35) en de gemiddelde leeftijd was 26 jaar (M = 26,13, SD = 8,98). De helft van de participanten heeft een universitaire opleiding afgerond (N = 20). Een uitgebreid overzicht van het opleidingsniveau van de participanten is te vinden in tabel F1 in de bijlage.
Allereerst werd de participant blootgesteld aan de coverstory van het onderzoek, waarin werd gesteld dat het ging om een marktonderzoek voor een nieuw make-up merk, Image. Hierna werd de participant random toegewezen aan één van de vier condities en blootgesteld aan een positieve of negatieve review van Vera Camilla of The Beauty Assistant. Het
stimulusmateriaal is te vinden in bijlage G en de verdeling van de participanten over de condities is te vinden in tabel F2 in de bijlage. Vervolgens moest de participant antwoord geven op vijf stellingen met betrekking tot de productattitude van de blogger, afgeleid van de stellingen van Chae en Hoegg (2013) voor het meten van productattitude (α = 0,98). Deze stellingen werden beantwoord op een zeven-punts Likert schaal (1 = Helemaal mee oneens, 7 = Helemaal mee eens). De vijf items tezamen vormden een betrouwbare schaal (α = 0,98, M = 4,21, SD = 2.42). Met de gemiddeldes van de items is een schaal samengesteld die loopt van 1 (negatieve productattitude van de blogger) tot 7 (positieve productattitude van de blogger). Hierna werd gevraagd of de participant zich de naam van de blogger kon herinneren. Ook werd gevraagd wat de participant dacht dat het doel van het onderzoek was, om de coverstory
18
te testen. Als laatste vulde de participant een aantal vragen in met betrekking tot demografische gegevens. De complete vragenlijst is toegevoegd in bijlage H.
Om te controleren of de lezers de productattitude van de blogger na het lezen van een positieve review (N = 20), positiever vonden dan bij een negatieve review (N = 20), is een
independent sample t-test uitgevoerd. Omdat de groepen minder dan 30 participanten bevatten
werd een bootstrapanalyse uitgevoerd op 5000 samples. Het verschil bleek significant, t (38) = - 18,82, p < 0,001, 95% CI [- 5,01, - 4,05] (bootstrap), d = 5,95. De participanten die de negatieve review hadden gelezen, beoordeelden de productattitude van de blogger negatiever (M = 1,94, SD = 0,87) dan de participanten die de positieve review hadden gelezen (M = 6,48,
SD = 0,63). De manipulatie van de inhoud van de review bleek dus succesvol.
Van de participanten die een review hadden gelezen van The Beauty Assistant (N = 21), herinnerde 76,19% zich de naam van de blogger (N = 16). Van de participanten die een review hadden gelezen van Vera Camilla (N = 19), herinnerde 63,16% zich de naam van de blogger (N = 12). Om te controleren of de namen van de bloggers even goed werden
onthouden, werd een independent sample t-test uitgevoerd. Omdat de groepen minder dan 30 participanten bevatten, werd een bootstrapanalyse uitgevoerd op 5000 samples. Er bleek geen significant verschil te bestaan, t (38) = - 0,88, p = 0,382, 95% CI [- 0,41, 0,16] (bootstrap). De namen van de bloggers werden dus even goed onthouden. Om ervoor te zorgen dat in het hoofdexperiment de namen nog beter zouden worden onthouden, werden de bloglogo’s vergroot. De vergrote versies zijn te vinden in bijlage I.
Om de coverstory te testen werd gevraagd of de participanten een vermoeden hadden over het doel van het onderzoek. Geen enkele participant heeft aangegeven dat het ging om onderzoek naar geloofwaardigheid of parasociale relaties met bloggers. Het doel van het onderzoek bleef dus onbekend. Uitgebreide resultaten zijn te vinden in tabel F3 in de bijlage.
19 Respondenten en dataverzameling
Het experiment werd uitgevoerd onder vrouwen van 18 jaar of ouder die regelmatig
beautyblogs lezen. Om te kunnen kijken naar de effecten van parasociale relaties, is ervoor gekozen om het onderzoek uit te zetten onder een doelgroep die al regelmatig beautyblogs bezoekt, om de kans op al bestaande parasociale relaties met de bloggers te vergroten (Auter, 1992; Schiappa et al., 2007; Youngworks, 2013). Het voordeel van deze doelgerichte
sampling methode is dat participanten snel kunnen worden verzameld, het nadeel is dat de sample niet altijd representatief is voor de populatie (’t Hart, Boeije, & Hox, 2009). Participanten werden verzameld via de blog en de Facebook pagina van de blog van de onderzoeker. Om deelname te stimuleren werd een MAC-lipstick ter waarde van € 15,41 onder de participanten verloot.
In totaal deden 168 participanten mee aan het onderzoek. 24 participanten gaven aan jonger te zijn dan 18 jaar en werden uitgesloten van het onderzoek. Ook zijn 24 participanten die aangaven niet regelmatig beautyblogs te lezen uitgesloten van het onderzoek. Verder is één participant uitgesloten, omdat ze in de opmerkingen had vermeld dat de test verkeerd was gegaan. Na controle bleken er geen outliers aanwezig te zijn. In totaal hebben 119
participanten het onderzoek succesvol afgerond.
De gemiddelde leeftijd van de participanten was 23 jaar (M = 22,80, SD = 6,13). De jongste participant was 18 jaar oud, de oudste participant was 53 jaar. 23,5% van de participanten heeft een universitaire opleiding afgerond (N = 28). Een uitgebreid overzicht van het opleidingsniveau van de participanten is te vinden in tabel J1 in de bijlage. Van de
participanten die werden blootgesteld aan de review van The Beauty Assistant, bezocht 40,3% nooit de blog (N = 48). Van de participanten die werden blootgesteld aan de review van Vera Camilla, bezocht 12,6% nooit de blog (N = 15). Een uitgebreid overzicht van de
20 Procedure
Het experiment werd online afgenomen via het programma Qualtrics tussen 5 mei en 15 mei 2017. Voordat het experiment begon werd aan de participanten gevraagd akkoord te gaan met een informed consent. Als coverstory werd de participanten verteld dat ze deelnamen aan een marktonderzoek voor een nieuw beautymerk, Image. Om te bepalen of de participanten geschikt waren voor deelname werd gevraagd of de participanten 18 jaar of ouder waren en regelmatig beautyblogs lazen. Vervolgens werden de participanten random verdeeld over de vier condities. Een overzicht van de verdeling van de participanten is te vinden in tabel K1 in de bijlage. Het gebruikte stimulusmateriaal is te vinden in bijlage I.
Na de blootstelling aan de review beantwoordden de participanten verschillende stellingen waarmee de productattitude, koopintentie, geloofwaardigheid van de bron en parasociale relatie met blogger konden worden gemeten. Vervolgens werden verschillende vragen gesteld waarmee manipulatiechecks werden uitgevoerd: de productattitude van de blogger werd gemeten met verschillende stellingen, de bezoekfrequentie werd gemeten en de coverstory werd getest door te vragen of de participanten een vermoeden hadden over het doel van het onderzoek.
Ter controle werd gevraagd in hoeverre de participanten de review vonden passen bij de blog. Hierbij konden participanten eventueel nog toelichten waarom ze de review wel of niet passend vonden. Ook werd gevraagd of de participanten de naam van de blogger hadden onthouden.
Vervolgens moesten de participanten een aantal vragen invullen met betrekking tot demografische gegevens. Ter afronding konden participanten aangeven of ze kans wilden maken op de MAC-lipstick en een e-mail adres achterlaten. Ten slotte werden de
21
participanten gedebriefd en werd uitgelegd dat het ging om een fictieve review. De complete vragenlijst is toegevoegd in bijlage L.
Manipulatie onafhankelijke variabelen
Inhoud van de review. Om de inhoud van de review te manipuleren is gebruik gemaakt van
een positieve review en een negatieve review. Op basis van eerder uitgevoerde pre-tests bevatten beide reviews vijftien argumenten: de positieve review bevatte alleen positieve argumenten over het product en de negatieve review alleen negatieve. De teksten van de reviews zijn te vinden in bijlage B.
Bron van de review. Op basis van eerder uitgevoerde pre-tests zijn twee bloggers gekozen
als bron van de review: een bekende blogger (Vera Camilla) en een onbekende blogger (The Beauty Assistant).
Uitgevoerde metingen
Metingen afhankelijke variabelen
Productattitude. De productattitude van de participant is gemeten met vier bestaande items
op een zeven-punts semantische schaal, opgesteld door Chae en Hoegg (2013) (α = 0,98). Twee items (negatief/positief, niet leuk/leuk) zijn tegengesteld gevraagd aan de participanten en voor de analyses gehercodeerd. De vier items tezamen vormden een betrouwbare schaal (α = 0,95, M = 4,12, SD = 1,88). Met de gemiddeldes van de items is een schaal samengesteld, die loopt van 1 (negatieve productattitude) tot 7 (positieve productattitude).
Koopintentie. De koopintentie van de participant is gemeten met drie bestaande stellingen
samengesteld door Baker en Churchill (1997) (α = 0,86). Deze stellingen werden beantwoord op een zeven-punts Likert schaal (1 = Helemaal mee oneens, 7 = Helemaal mee eens). De drie items tezamen vormden een betrouwbare schaal (α = 0,90, M = 3,45, SD = 1,81). Met de
22
gemiddeldes van de items is een schaal samengesteld, die loopt van 1 (lage koopintentie) tot 7 (hoge koopintentie).
Meting mediator
Geloofwaardigheid van de bron. De geloofwaardigheid van de bron is gemeten met zes
items, op basis van twee bestaande schalen. Drie items zijn gebruikt van de 5-item schaal samengesteld door Kang (2010) (α = 0,84) en drie items van de 3-item schaal samengesteld door Mackenzie en Lutz (1989) (α = 0,84). Deze stellingen werden beantwoord op een zeven-punts Likert schaal (1 = Helemaal mee oneens, 7 = Helemaal mee eens).
Om met de genoemde schalen een nieuwe schaal te construeren is gebruik gemaakt van een principale-componenten-factoranalyse met een Varimax rotatie. Uit de factoranalyse bleek dat er één dimensie te onderscheiden was, met een eigenwaarde van 3,72. Deze factor verklaart 61,96% van de variantie. De zes items tezamen vormden een betrouwbare schaal (α = 0,88, M = 4,66, SD = 1,19). De schaal voor geloofwaardigheid van de bron is samengesteld met de gemiddeldes van de items en loopt van 1 (lage geloofwaardigheid van de bron) tot 7 (hoge geloofwaardigheid van de bron).
Meting moderator
Parasociale relatie. De parasociale relatie met de blogger werd gemeten met zeven bestaande
stellingen, geselecteerd uit de 20-item schaal die is ontwikkeld door Rubin et al. (1985) (α = 0,93). De stellingen zijn herschreven om aan te sluiten bij bloggers en werden beantwoord op een zeven-punts Likert schaal (1 = Helemaal mee oneens, 7 = Helemaal mee eens). De zeven items tezamen vormden een betrouwbare schaal, (α = 0,87, M = 4,36, SD = 1,17). Met de gemiddeldes van de items is een schaal samengesteld, die loopt van 1 (lage mate van parasociale relatie) tot 7 (hoge mate van parasociale relatie).
23 Metingen manipulatiechecks
Productattitude van de blogger. Om te controleren of de manipulatie van de inhoud van de
review (negatief vs. positief) succesvol was, werd de productattitude van de blogger gemeten met vijf stellingen, afgeleid van de bestaande stellingen van Chae en Hoegg (2013) voor het meten van productattitude (α = 0,98). De stellingen werden beantwoord op een zeven-punts Likert schaal (1 = Helemaal mee oneens, 7 = Helemaal mee eens). De vijf items tezamen vormden een betrouwbare schaal (α = 0,99, M = 3,88, SD = 2,26). De schaal voor de productattitude is samengesteld met de gemiddeldes van de items en loopt van 1 (negatieve productattitude blogger) tot 7 (positieve productattitude blogger).
Bezoekfrequentie. Om te controleren of de manipulatie van de bron van de review (onbekend
vs. bekend) succesvol was, werd de bezoekfrequentie per blogger gemeten met zeven antwoord categorieën (1 = Elke dag, 7 = Nooit).
Coverstory. Om te controleren of de participanten de coverstory geloofden, werd een open
vraag gesteld waarin de participanten moesten aangeven wat ze dachten dat het doel van het onderzoek was.
Metingen controlevariabelen
Ter controle werden de leeftijd en het opleidingsniveau van de participant gemeten.
Wel/geen deelname aan pre-tests. Vanwege de uitgevoerde pre-tests, bestond de kans dat
een participant al eerder had meegedaan aan dit onderzoek. Dit werd vastgesteld met een dichotome antwoordcategorie (1 = Ja, 2 = Nee).
Studeren van communicatiewetenschap. Om te controleren of de participant mogelijk extra
24
communicatiewetenschap werd gemeten of de participant communicatiewetenschap studeerde met een dichotome antwoordcategorie (1 = Ja, 2 = Nee).
Naam van de blogger. Om te controleren of de participanten de blog aandachtig hadden
gelezen, werd een open vraag gesteld waarin de participanten moesten aangeven wat de naam van de blogger was waarvan ze een review hadden gelezen. De antwoorden werden
vervolgens dichotoom gecodeerd als goed of fout (1 = Fout, 2 = Goed).
Waargenomen echtheid van de blog. Om te controleren of de reviews realistisch genoeg
waren, werd gevraagd in hoeverre de participanten de review vonden passen bij de blogs. De vraag werd beantwoord op een zeven-punts Likert schaal (1 = Helemaal niet passend, 7 = Heel erg passend). In een open vraag konden de participanten optioneel aangeven waarom ze de review wel of niet bij de blog vonden passen.
Resultaten
De analyses zijn uitgevoerd in het statistische programma IBM SPSS, versie 22.
Manipulatiechecks
Om te controleren of de manipulatie van de inhoud van de review succesvol is verlopen, is een independent sample t-test uitgevoerd. Het verschil tussen de condities bleek significant, t
(117) = - 16,77, p < 0,001, 95% CI [- 4,23, - 3,33], d = 3,07. De participanten die de negatieve review hadden gelezen, beoordelen de productattitude van de blogger als negatiever (M = 2,01, SD = 1,18) dan de participanten die de positieve review hadden gelezen (M = 5,79, SD =
1,28). Hieruit kan worden geconcludeerd dat de manipulatie van de inhoud van de review succesvol is geweest.
25
Om te controleren of de manipulatie van de bron van de review succesvol is verlopen, is een
independent sample t-test uitgevoerd. Het verschil bleek significant, t (117) = 6,33, p < 0,001,
95% CI [1,26, 2,43], d = 1,19. Vera Camilla werd vaker bezocht (M = 4,72, SD = 2,02) dan de The Beauty Assistant (M = 6,56, SD = 0,90). Hieruit kan worden geconcludeerd dat Vera Camilla een bekendere blogger was dan The Beauty Assistant en dat de manipulatie succesvol is geweest.
Om de coverstory te testen werd gevraagd of de participanten een vermoeden hadden over het doel van het onderzoek. Uitgebreide resultaten zijn te vinden in tabel M1 in de bijlage. Geen enkele participant heeft aangegeven dat het ging om onderzoek naar geloofwaardigheid of parasociale relaties met bloggers. Het doel van het onderzoek bleef dus onbekend.
Randomisatiechecks
Om te controleren of de leeftijd, opleiding, bezoekfrequentie, het onthouden van de naam van de blogger, wel/geen deelname aan de pre-tests en het studeren van communicatiewetenschap vergelijkbaar verdeeld zijn over de verschillende condities, zijn er randomisatiechecks
uitgevoerd. Voor leeftijd, opleiding en bezoekfrequentie is een ANOVA
meerwegs-variantieanalyse uitgevoerd, met inhoud en bron van de review als onafhankelijke variabelen. De gemiddeldes, standaarddeviaties en resultaten zijn te vinden in tabel N1, N2, N3 en N4 in de bijlage. Voor wel/geen deelname aan de pre-tests, het studeren van
communicatiewetenschap en het onthouden van de naam zijn chikwadraattoetsen uitgevoerd. De resultaten hiervan zijn te vinden in tabel N5 en N6 in de bijlage.
Tussen de condities van de inhoud van de review en het onthouden van de naam van de blogger werd een significant verschil gevonden, χ2 (1) = 4,90, p = 0,027. In de conditie met negatieve inhoud, werd de naam van de blogger vaker onthouden (M = 1,77, SD = 0,43) dan in de conditie met de positieve inhoud, (M = 1,58, SD = 0,50).
26
Tussen de condities van de bron van de review en bezoekfrequentie werd een significant verschil gevonden, F (1, 115) = 41,68, p < 0,001, ƞ2 = 0,27. De bekende blogger werd vaker bezocht dan de onbekende blogger. Ook tussen de condities van de bron en het studeren van communicatiewetenschap werd een significant verschil gevonden, χ2 (1) = 5,22, p = 0,022. In de conditie met de bekende blogger studeerden 2 participanten communicatiewetenschap (M = 1,96, SD = 0,19) en in de conditie met de onbekende blogger studeerden 10 participanten communicatiewetenschap (M = 1,84, SD = 0,37).
Om te controleren voor de invloed van het onthouden van de naam, de bezoekfrequentie en het studeren van communicatiewetenschap op de afhankelijke variabelen, zijn deze
meegenomen in de controleanalyses.
Controleanalyses
Controle voor waargenomen echtheid
Om te controleren of de reviews realistisch waren voor de participanten, werd gevraagd hoe goed ze de review vonden passen bij de blog die ze hadden gelezen.
Er is een independent sample t-test uitgevoerd. Het verschil bleek significant, t (117) = 2,78, p = 0,006, 95% CI [0,22, 1,31], d = 0,51. De participanten vonden de review minder goed passen bij de blog van Vera Camilla (M = 4,12, SD = 1,64) dan bij de blog van The Beauty Assistant (M = 4,89, SD = 1,36). Uit de opmerkingen bleek dat de participanten de review van Vera Camilla anders vonden dan haar gebruikelijke reviews: de tone-of-voice en foto’s van Vera ontbraken.
Om te controleren of de positieve of negatieve review als realistischer werd ervaren, werd nogmaals een independent sample t-test uitgevoerd. Dit verschil bleek ook significant, t (117) = - 3,53, p = 0,001, 95% CI [- 1,48, - 0,42], d = 0,65. De participanten die de negatieve review hadden gezien, vonden de review minder goed passen bij de blogs (M = 4,05, SD = 1,56) dan
27
de participanten die de positieve review hadden gezien (M = 5,00, SD = 1,38). Om te controleren voor de invloed van de waargenomen echtheid van de blogs, is deze variabele meegenomen in verdere controleanalyses.
Controle voor afhankelijke variabelen
Om te controleren of het onthouden van de naam, studeren van communicatiewetenschap, bezoekfrequentie en waargenomen echtheid van de blog van invloed zijn geweest op de mediator en afhankelijke variabelen zijn correlatietests uitgevoerd. Voor ‘studeren communicatiewetenschap’ en ‘onthouden naam’ zijn chikwadraattoetsen uitgevoerd. De resultaten hiervan zijn te vinden in tabel O1 en O2 in de bijlage. Voor ‘bezoekfrequentie’ en ‘waargenomen echtheid’ zijn Pearson correlatietests uitgevoerd, de resultaten hiervan zijn te vinden in tabel O3, O4 en O5 in de bijlage.
Het studeren van communicatiewetenschap en het onthouden van de naam hingen niet samen met de geloofwaardigheid van de bron. Tussen zowel geloofwaardigheid van de bron en de bezoekfrequentie, r = - 0,34, p < 0,001, als de waargenomen echtheid van de blog, r = 0,24, p = 0,004, werden wel significante correlaties gevonden. Deze variabelen zijn meegenomen als covariaten in de analyses met betrekking tot de geloofwaardigheid van de bron.
Het studeren van communicatiewetenschap en de bezoekfrequentie hingen niet samen met de productattitude. Tussen zowel de waargenomen echtheid van de blog, r = 0,36, p < 0,001, als het onthouden van de naam, χ2 (21) = 33,44, p = 0,042, werden wel significante correlaties gevonden. Deze variabelen zijn meegenomen als covariaten in de analyses met betrekking tot de productattitude.
Het studeren van communicatiewetenschap, het onthouden van de naam en de
bezoekfrequentie hingen niet samen met de koopintentie van de participant. Tussen de waargenomen echtheid van de blog en de koopintentie werd wel een significante correlatie
28
gevonden, r = 0,35, p < 0,001. Deze variabele is meegenomen als covariaat in de analyses met betrekking tot koopintentie.
Testen hypotheses
Effect van inhoud van de review op productattitude
De eerste hypothese stelde dat een positieve review zou leiden tot een positievere
productattitude dan een negatieve review. Er is een ANCOVA tweewegs-variantieanalyse uitgevoerd met productattitude als afhankelijke variabele en inhoud van de review als onafhankelijke variabele. De waargenomen echtheid van de blog en het onthouden van de naam zijn meegenomen als covariaten. De gemiddeldes, standaarddeviaties en resultaten zijn te vinden in tabel P1 in de bijlage en tabel 2.
Er bestaat een groot significant effect van de inhoud van de review op de productattitude van de ontvanger, F (1, 115) = 87,03, p < 0,001, ƞ2 = 0,36. De participanten die de positieve review hadden gelezen, hadden een positievere productattitude (M = 5,44, SD = 1,19) dan de participanten die een negatieve review hadden gelezen (M = 2,82, SD = 1,47). Op basis van deze resultaten wordt de eerste hypothese aangenomen.
Tabel 2
Analyse van Covariantie met ‘Inhoud van de review’ als onafhankelijke variabele, ‘Productattitude’ als afhankelijke variabele en waargenomen echtheid van de blog en onthouden van de naam als covariaten
df SS MS F p ƞ2
Inhoud review 1 151.03 151.03 87.03 .000 .364
Echtheid van de blog 1 8.84 8.84 5.10 .026 .021
Naam onthouden 1 0.98 0.98 0.56 .455
Error 115 199.58 1.74
29 Effect van inhoud van de review op geloofwaardigheid van de bron
Hypothese 2a stelde dat de bron van de review als geloofwaardiger wordt beschouwd bij een negatieve review dan bij een positieve review. Er is een ANCOVA
tweewegs-variantieanalyse uitgevoerd met geloofwaardigheid van de bron als afhankelijke variabele en inhoud van de review als onafhankelijke variabele. Bezoekfrequentie en de waargenomen echtheid van de blog zijn meegenomen als covariaten. De gemiddeldes, standaarddeviaties en resultaten van deze analyse zijn te vinden in tabel P2 in de bijlage en tabel 3.
Er bestaat een klein significant effect van de inhoud van de review op de geloofwaardigheid van de bron, F (1, 115) = 7,52, p = 0,007, ƞ2 = 0,05. Participanten die een negatieve review lazen vonden de bron geloofwaardiger (M = 4,80, SD = 1,12) dan participanten die een positieve review lazen (M = 4,51, SD = 1,24). Op basis van deze resultaten wordt hypothese 2a aangenomen.
Tabel 3
Analyse van Covariantie met ‘Inhoud van de review’ als onafhankelijke variabele, ‘Geloofwaardigheid van de bron’ als afhankelijke variabele en bezoekfrequentie en waargenomen echtheid van de blog als covariaten
df SS MS F p ƞ2
Inhoud review 1 8.36 8.36 7.52 .007 .050
Bezoekfrequentie 1 21.81 21.81 19.61 .000 .131
Echtheid van de blog 1 16.22 16.22 14.59 .000 .097
Error 115 127.87 1.11
Totaal 118 166.49
Effect van geloofwaardigheid van de bron op productattitude
Hypothese 2b stelde dat wanneer de bron van een review als geloofwaardiger wordt
30
hypothese te testen is een hiërarchische lineaire regressieanalyse uitgevoerd met geloofwaardigheid van de bron als onafhankelijke variabele en productattitude als
afhankelijke variabele. Het onthouden van de naam en de waargenomen echtheid van de blog zijn meegenomen als covariaten. Uitgebreide resultaten zijn te vinden in tabel 4.
16 procent van de variantie in productattitude kon worden voorspeld met behulp van de covariaten: de waargenomen echtheid en het onthouden van de naam (R2 = 0,16). Het toevoegen van de geloofwaardigheid van de bron aan het regressiemodel, leidde echter niet tot een stijging in de voorspellende waarde van het model (ΔR2 = 0,00). De
geloofwaardigheid van de bron bleek geen significante samenhang te hebben met de productattitude van de ontvanger, b* = - 0,09, t = - 0,66, p = 0,511. Op basis van deze resultaten wordt hypothese 2b verworpen.
Tabel 4
Samenvatting van de Hiërarchische Regressie Analyse met ‘Geloofwaardigheid van de bron’, onthouden van de naam en waargenomen echtheid van de blog als voorspellers voor
‘Productattitude’
Stap en voorspellende variabelen B SE B β t R2 ΔR2
Stap 1: .16***
Naam onthouden -0.66 0.34 -.17 -1.94
Echtheid van de blog 0.42 0.10 .35 4.03***
Stap 2: .16 .00
Naam onthouden -0.66 0.34 -.17 -1.95
Echtheid van de blog 0.44 0.11 .36 4.06***
Geloofwaardigheid van de bron -0.09 0.14 -.06 -0.66
31 Mediërende effect van geloofwaardigheid van de bron
Hypothese 2c stelde dat het effect van de inhoud van de review op de productattitude wordt gemedieerd door de geloofwaardigheid van de bron. Om deze hypothese te toetsen is gebruik gemaakt van MODEL 4 van Hayes’ PROCESS macro (Hayes, 2013), waarin de
bezoekfrequentie, de waargenomen echtheid van de blog en het onthouden van de naam werden meegenomen als covariaten. Het effect werd getoetst met een bootstrap estimation
approach met 5,000 samples. De resultaten van deze analyse zijn te vinden in tabel 5, 6 en 7.
Uit de resultaten bleek dat de inhoud van de review een significante positieve voorspeller was voor de productattitude van de participant, b = 2,39, SE = 0,26, p < 0,001. Daarnaast bleek dat de inhoud van de review een significante negatieve voorspeller was voor de
geloofwaardigheid van de bron, b = - 0,64, SE = 0,21, p = 0,002. Echter, de
geloofwaardigheid van de bron bleek geen significante voorspeller voor productattitude, b = 0,11, SE = 0,12, p = 0,360, waardoor mediatie niet mogelijk is. Het indirecte effect bleek dus niet significant, b = - 0,07, SE = 0,08, 95% CI [- 0,28, 0,06]. Op basis van deze resultaten wordt hypothese 2c verworpen.
Tabel 5
Directe effecten van ‘Inhoud van de review’, bezoekfrequentie, waargenomen echtheid van de blog en onthouden van de naam op ‘Productattitude’
95% BBCI
b SE LLCI ULCI p
Inhoud van de review 2.39 0.26 1.88 2.90 .000
Bezoekfrequentie -0.07 0.07 -0.21 0.07 .336
Echtheid blog 0.19 0.08 0.03 0.36 .023
Naam onthouden -0.26 0.27 -0.80 0.28 .337
Note. BBCI is de ‘bias corrected confidence interval’; LLCI is de ‘lower limit of the confidence
32 Tabel 6
Directe effecten van ‘Inhoud van de review’, bezoekfrequentie, waargenomen echtheid van de blog en onthouden van de naam op ‘Geloofwaardigheid van de bron’
95% BCCI
b SE LLCI ULCI p
Inhoud van de review -0.64 0.21 -1.05 -0.23 .002
Bezoekfrequentie -0.27 0.06 -0.38 -0.16 .000
Echtheid blog 0.25 0.07 0.12 0.38 .000
Naam onthouden -0.42 0.21 -0.84 0.01 .054
Note. BBCI is de ‘bias corrected confidence interval’; LLCI is de ‘lower limit of the confidence
interval’; ULCI is de ‘upper limit of the confidence interval’. Tabel 7
Directe effecten van ‘Inhoud van de review’, ‘Geloofwaardigheid van de bron’, bezoekfrequentie, waargenomen echtheid van de blog en onthouden van de naam op ‘Productattitude’
95% BCCI
b SE LLCI ULCI p
Inhoud van de review 2.46 0.27 1.92 3.00 .000
Geloofwaardigheid van de bron 0.11 0.12 -0.13 0.34 .360
Bezoekfrequentie -0.04 0.08 -0.19 0.11 .616
Echtheid blog 0.16 0.09 -0.01 0.34 .067
Naam onthouden -0.22 0.28 -0.76 0.33 .463
Note. BBCI is de ‘bias corrected confidence interval’; LLCI is de ‘lower limit of the confidence
interval’; ULCI is de ‘upper limit of the confidence interval’.
Effect van bron van de review op parasociale relatie
De derde hypothese stelde dat de lezer bij een bekende blogger een hogere mate van parasociale relatie zou voelen dan bij een onbekende blogger. Hiervoor is een independent sample t-test uitgevoerd. Het verschil tussen de groepen bleek significant, t (117) = - 4,40, p <
33
0,001, 95% CI [- 1,28, - 0,49], d = 0.81. De participanten die de blog van een bekende blogger (Vera Camilla) lazen, voelden een hogere mate van parasociale relatie met de blogger (M = 4,82, SD = 1,16) dan participanten die de blog van een onbekende blogger lazen (The Beauty Assistant) (M = 3,94, SD = 1,02). Op basis van dit resultaat wordt de derde hypothese
aangenomen.
Modererende effect van parasociale relatie
De vierde hypothese stelde dat het verband tussen de inhoud van de review en de
betrouwbaarheid van de bron wordt gemodereerd door de parasociale relatie met de blogger. Bij een lage mate van gevoelde parasociale relatie, zou de bron van een negatieve review als geloofwaardiger worden beschouwd dan de bron van een positieve review en bij een hoge mate van gevoelde parasociale relatie, zou de bron van een positieve of negatieve review als even geloofwaardig worden beschouwd.
Er is een ANCOVA tweewegs-variantieanalyse uitgevoerd met geloofwaardigheid van de bron als afhankelijke variabele en inhoud van de review en parasociale relatie als
onafhankelijke variabelen. Bezoekfrequentie en waargenomen echtheid van de blog zijn meegenomen als covariaten. De resultaten van deze analyse zijn te vinden in tabel 8. Het interactie-effect tussen de inhoud van de review en de parasociale relatie bleek niet significant, F (22, 61) = 0,96, p = 0,529. Ter interpretatie zijn op basis van de mediaan van
4,43, twee groepen gevormd: een groep die een lage mate van parasociale relatie voelde (N = 60) en een groep die een hoge mate voelde (N = 59). In tabel P3 in de bijlage is een overzicht te vinden van de gemiddeldes en standaarddeviaties.
Uit de gemiddeldes bleek dat de verwachte verschillen wel waren opgetreden, maar niet groot genoeg waren om een significant effect teweeg te brengen. Participanten die een hoge mate van parasociale relatie voelden, vonden de bron van een positieve review bijna even
34
geloofwaardig (M = 5,23, SD = 1,13) als van een negatieve review (M = 5,27, SD = 0,78). Participanten die een lage parasociale relatie voelden, vonden de bron van een negatieve review geloofwaardiger (M = 4,42, SD = 1,22) dan van een positieve review (M = 3,65, SD = 0,74).
Wel werd een sterk significant hoofdeffect gevonden van de parasociale relatie op de
geloofwaardigheid van de bron, F (32, 61) = 2,23, p = 0,004, ƞ2 = 0,34. Participanten die een hoge mate van parasociale relatie voelden, vonden de bron geloofwaardiger (M = 5,25, SD = 0,97) dan participanten die een lage mate van parasociale relatie voelden (M = 4,08, SD = 1,10).
Het gestelde modererende effect van de parasociale relatie op het verband tussen de inhoud van de review en de geloofwaardigheid van de bron werd niet aangetoond. In plaats daarvan bleek de parasociale relatie een direct effect te hebben op de geloofwaardigheid van de bron. Op basis van deze resultaten wordt de vierde hypothese verworpen.
Tabel 8
Analyse van Covariantie met ‘Inhoud van de review’ en ‘Parasociale relatie’ als
onafhankelijke variabelen, ‘Geloofwaardigheid van de bron’ als afhankelijke variabele en bezoekfrequentie en waargenomen echtheid van de blog als covariaten
df SS MS F p ƞ2
Bezoekfrequentie 1 0.67 0.67 0.85 .360
Echtheid blog 1 3.57 3.57 4.50 .038 .021
Inhoud van de review 1 7.44 7.44 9.37 .003 .045
Parasociale relatie 32 56.62 1.77 2.23 .004 .340
Inhoud review*Parasociale relatie 22 16.68 0.76 0.96 .529
Error 61 48.41 0.79
35 Effect van productattitude op koopintentie
De vijfde hypothese stelde dat hoe positiever de productattitude is, hoe groter de koopintentie van de lezer wordt. Om deze hypothese te testen is een hiërarchische lineaire regressieanalyse uitgevoerd, met productattitude als onafhankelijke variabele en koopintentie als afhankelijke variabele. De waargenomen echtheid van de blog werd meegenomen als covariaat.
Uitgebreide resultaten zijn te vinden in tabel 9.
Het regressiemodel met koopintentie als afhankelijke variabele en productattitude en
waargenomen echtheid van de blog als onafhankelijke variabelen is significant, F (2, 116) = 117,53, p < 0,001. 67 procent van de variantie in koopintentie kan worden voorspeld op grond van de productattitude en de waargenomen echtheid van de blog, (R2 = 0,67).
Er bestaat een sterke significante samenhang tussen de productattitude, b* = 0,77, t = 13,85, p < 0,001, 95% CI, [0,66, 0,88] en de koopintentie van de ontvanger. Hoe positiever de
productattitude van de ontvanger, hoe hoger de koopintentie. Op basis van deze resultaten wordt de vijfde hypothese aangenomen.
Tabel 9
Samenvatting van de Hiërarchische Regressie Analyse met waargenomen echtheid van de blog en ‘Productattitude’ als voorspellers voor ‘Koopintentie’
Stap en voorspellende variabelen B SE B β t R2 ΔR2
Stap 1: .12***
Echtheid van de blog 0.41 0.10 .35 4.05***
Stap 2: .67*** .58
Echtheid van de blog 0.08 0.07 0.07 1.18
Productattitude 0.77 0.06 0.79 13.85***
* p < .05. ** p < .01. *** p < .001.
