Helemaal mijn (arche)type, maakt liefde blind?
De rol van cognitieve dissonantie bij de reputatie- en productbeoordeling van merken gebaseerd op archetypen na positieve of negatieve publiciteit bij een fit of misfit tussen
persoon en merk
Van Alphen, A.L. (Anouk) s4246217
a.vanalphen@student.ru.nl
Masterscriptie
1e beoordelaar: prof. dr. H.H.J. Das 2e beoordelaar: dr. W.J.P. Stommel
20 maart 2019
Keywords: antropomorfisme, archetypen, merkvoorkeur, reputatieschade, cognitieve
2 Voorwoord
Het is zover! Voor u ligt mijn masterscriptie ter afronding van de studie Communicatie & Beïnvloeding aan de Radboud Universiteit. Een interessante studie waarmee ik begonnen ben tijdens het laatste jaar van mijn studie rechten. Dit bleek een gouden greep, ik heb elk vak met veel plezier gevolgd. Met de combinatie van deze twee studies kan ik hopelijk in de toekomst mijn interesse in juridische wetten en regelgeving combineren met wat ik geleerd heb over communicatie en beïnvloeding.
Voor het resultaat van dit onderzoek wil ik ten eerste graag mevrouw Das bedanken. Haar nuttige feedback, hulp en enthousiasme hebben mij absoluut gemotiveerd om deze scriptie met goed gevolg af te ronden. Ook bedank ik graag mijn tweede lezer mevrouw Stommel voor haar bijdrage en Nick van de Hei van reclamebureau Fama Volat voor zijn samenwerking en inbreng. Daarnaast bedank ik mijn vriend Arjen Lindenholz voor zijn motiverende woorden en tips (24/7!) en tot slot wil ik mijn ouders bedanken voor hun support.
Dan rest mij nog u veel leesplezier te wensen! Anouk van Alphen
3 Samenvatting
Mensen hebben een voorkeur voor merken die qua persoonlijkheid overeenkomen met hun eigen persoonlijkheid (hierna: fit). In dit onderzoek wordt onderzocht welk effect deze overeenkomst op de reputatie en productbeoordeling heeft wanneer een merk positief of negatief in de publiciteit komt. De cognitieve dissonantie theorie zegt dat er dissonantie wordt ervaren wanneer opvattingen niet overeenkomen. Deze dissonantie wordt geëlimineerd door attitudes met elkaar in overeenstemming te brengen. Dit heeft geleid tot de vraag of een fit leidt tot een minder negatieve beoordeling van een merk dan een misfit wanneer het merk negatief in de publiciteit komt en of een misfit leidt tot een minder positieve beoordeling wanneer het merk positief in de publiciteit komt dan een fit. Zo wordt immers de veranderde attitude na het lezen van het positieve en negatieve bericht over het merk in overeenstemming gebracht met
de eigen attitude.
Om dit effect te onderzoeken is een experiment uitgevoerd waarbij twaalf archetypen verwerkt zijn in twaalf pastamerken. 67 personen hebben deze pastamerken na het lezen van positieve en negatieve berichtgeving over deze merken aan reputatie- en productbeoordeling onderworpen. Hierbij werd middels een persoonlijkheidsanalyse gekeken naar de invloed van een fit of misfit op de reputatie- en productbeoordeling. Beide onafhankelijke variabelen leiden tot significante hoofdeffecten. Bovendien treedt een significant interactie-effect op bij de productbeoordeling van het archetype magician. Uit de resultaten volgt echter geen bevestiging van de cognitieve dissonantietheorie. Mogelijk hebben personen hun eigen attitude na het lezen van de nieuwsberichten aangepast, hetgeen in bepaalde mate ook een bevestiging is van de theorie. Een andere verklaring is dat antropomorfisme bij mensen met een misfit tot meer positieve emoties leidt dan bij mensen met een fit en daarmee tot een hogere beoordeling. Ook is mogelijk dat personen zich onvoldoende met de archetypen geïdentificeerd hebben waardoor de berichtgeving en fit / misfit niet tot het verwachte effect hebben geleid.
4 Inleiding
Aanleiding
Antropomorfisme & archetypen
De afgelopen decennia verplaatst het leven zich steeds meer van analoog naar digitaal; the
internet of things wint aan terrein en artificial intelligence neemt het menselijk denken in
sommige gevallen zelfs over. Hierdoor lijken menselijke eigenschappen steeds meer naar de achtergrond te verdwijnen. Onder merken lijkt zich echter een tegenovergestelde ontwikkeling voor te doen. In toenemende mate worden menselijke eigenschappen toegekend aan merken. Het toekennen van menselijke eigenschappen of gedrag aan niet-menselijke objecten zoals een god, dier, object of in dit geval merk wordt ook wel antropomorfisme genoemd (Epley et al., 2007). Merken worden door het toekennen van menselijke eigenschappen als het ware tot leven gebracht, ze krijgen steeds vaker menselijke namen of een stem en zelfs in productverpakkingen worden menselijke vormen verwerkt (Romero & Craig, 2017). Bovendien worden steeds meer merken gebaseerd op een menselijk karakter waardoor het merk een eigen persoonlijkheid krijgt. Een manier waarop zo’n merkpersoonlijkheid vormgegeven kan worden is door het gebruik van archetypen. Archetypen bestaan uit universele rollen ofwel karakters waarmee mensen onbewust al bekend zijn (Jansen, 2015).
Archetypen zijn oorspronkelijk gebaseerd op analyses van menselijke karakters. Het pallet aan archetypen voor merken betreft dan ook hetzelfde als dat voor personen. Hierdoor bestaat de mogelijkheid dat het (dominante) archetype van de persoon en het merk (hierna:
brandarchetype) overeenkomen. Een dergelijke overeenkomst is echter geen toeval. Volgens
Jamal en Goode (2001) is de voorkeur voor een brandarchetype gelijk aan het eigen archetype het gevolg van zelfcongruentie. Bovendien wordt deze voorkeur versterkt door productbezit (Barone, Shimp & Sprott, 1999). Door productbezit wordt het product immers eerder als onderdeel van het zelfconcept gezien. Op de betekenis van het begrip zelfconcept wordt in het theoretisch kader nader ingegaan. Uit eerder onderzoek door Han (2006) blijkt deze versterking van merkvoorkeur op grond van productbezit alleen op te treden bij de aankoop van dure of luxe goederen, zoals een Rolls Royce of een Steinway piano, en niet bij convencience products en shopping products. Omdat dit onderzoek echter alleen is uitgevoerd onder leden van een Koreaanse ski-school en betrekking had op ski-gerelateerde producten wordt dit resultaat in het huidige onderzoek nogmaals getoetst. Deze toetsing vindt plaats middels het product pasta, een typisch convenience good.
5
Negatieve publiciteit & reputatieschade
Of het merk nu gebaseerd is op een archetype of niet, dagelijks verschijnen er berichten over diverse merken in de media. Dat zijn positieve berichten, maar ook regelmatig negatieve berichten over bijvoorbeeld een slechte service, producten die niet naar behoren werken of bedrijven die hun beloftes niet nakomen. Deze negatieve berichtgeving kan het merk veel schade toebrengen. Uit onderzoek door Puzakova et al. (2013) blijkt dat merken met meer menselijke eigenschappen in grotere mate verantwoordelijk worden gehouden voor hun gedrag dan merken met minder menselijke eigenschappen. Hieruit volgt dat het effect van negatieve publiciteit bij merken gebaseerd op archetypen wordt versterkt. Dit roept de vraag op in hoeverre er voor deze merken, gebaseerd op archetypen, in dat geval nog waarde worden kan worden gehecht aan het cliché ‘negatieve publiciteit is ook publiciteit’? Enigszins, negatieve publiciteit heeft naar verwachting namelijk niet in alle gevallen een negatief effect.
Cognitieve dissonantie theorie
Dat negatieve publiciteit niet altijd een negatief effect heeft, kan verklaard worden op grond van de cognitieve dissonantie theorie. Volgens deze theorie leiden opvattingen die in strijd zijn met eigen opvattingen tot een onaangename spanning (dissonantie). Om deze spanning op te heffen, wordt gezocht naar consistentie tussen verschillende cognities. Komt bijvoorbeeld het merk Bever Sport negatief in het nieuws, dan beoordelen typische avonturiers, ontdekkers, buitenmensen de reputatie van Bever Sport na het negatieve nieuws naar verwachting minder negatief dan mensen die deze eigenschappen niet bezitten. De échte buitenmensen willen het onaangename gevoel dat zij bij het nieuwsbericht krijgen daarmee elimineren en zo de attitude na het nieuwsbericht weer in overeenstemming brengen met de oorspronkelijke attitude.
Wetenschappelijke en praktische relevantie
Het onderzoek toetst de resultaten van eerdere onderzoeken en bouwt er tevens op voort. Dit maakt het onderzoek wetenschappelijk relevant. Uit de resultaten zal blijken of positieve en negatieve nieuwsberichten invloed hebben op de reputatie en beoordeling van bepaalde
brandarchetypes, welke rol een fit of misfit daarbij speelt en of de cognitieve dissonantie
theorie in dit kader bevestigd wordt. Daarnaast is het onderzoek ook praktisch relevant. Zo zal blijken of bepaalde brandarchetypes met minder risico’s een keer uit de band kunnen springen zonder dat het direct negatieve consequenties voor het merk tot gevolg heeft.
6 Theoretisch kader
Merk en merkpersoonlijkheid
Merken en merkpersoonlijkheden staan in dit onderzoek centraal. Aangezien een merk niet zomaar een tastbaar en visueel object is, maar bestaat uit mentale constructen en symbolen, volgt ter verduidelijking eerst een definitie van het begrip door Kotler: “Een merk is een naam, term, symbool, design of een combinatie hiervan met de intentie een product of een service van een verkoper of een groep van verkopers te identificeren en te differentiëren van die van de concurrentie.” (geciteerd in Erdem, Swait and Valenzuela, 2006). Uit het laatste deel van de definitie van Kotler blijkt dat een merk mede dient om je te onderscheiden van concurrentie. Dit onderscheid is een belangrijke voorwaarde voor een succesvol merk. Het aanbod aan merken is immers groot en het aanbod aan producten dat door deze merken wordt aangeboden nog groter. Niet voor niets wordt er ook wel gesproken van een battle of brands; al deze merken willen de consument ervan overtuigen voor hun product te kiezen. Een middel om dit onderscheid te bewerkstelligen is door het toekennen van een merkpersoonlijkheid aan het merk.
Het toekennen van menselijke eigenschappen aan niet-menselijke objecten wordt bij merken op verschillende manieren gerealiseerd en komt steeds vaker voor. Merken krijgen menselijke namen toegekend, zoals boekenkast Billy van IKEA, het parfum Joop, Eliza van reisorganisatie Eliza was here en thermostaat Toon van Eneco. Personalisering van merken vindt ook subtieler plaats. Zo is onder andere in de letter E van het Heineken logo en in het merklogo van Danone en TUI een lachend gezicht verwerkt waarmee ook logo’s worden voorzien van menselijke eigenschappen. En ook productverpakkingen krijgen menselijke eigenschappen toegekend. Zo is het Coca-Cola flesje voorzien van vrouwelijke vormen en zijn M&M’s in de reclame verworden tot pratende wezens met een M&M als lichaam en gezicht (Romero & Craig, 2017). Naast een naam, logo en productverpakking met menselijke eigenschappen krijgen steeds meer merken ook een persoonlijkheid toegekend. Voornamelijk wegens het onderscheidend vermogen, maar daarnaast leidt het ook tot een toename van positieve emoties bij de consument (Delbaere, McQuarrie & Phillips 2011). Een merkpersoonlijkheid wordt door Aaker (1997) ook wel beschreven als de menselijke karaktertrekken die worden geassocieerd met een merk. Bij het creëren ervan kan, zoals eerder gezegd, gebruikgemaakt worden van archetypen, gebaseerd op het idee van psychiater en psychoanalyticus Carl Jung.
7 Afbeelding 1. Enkele voorbeelden van antropomorfisme waarin een merk menselijke
eigenschappen zijn toegekend
◼
Archetypen
Jung liet zich, als leerling van Freud, inspireren door zijn ideeën over dieper liggende instincten en driften. Hieruit volgt ook de uitspraak van Jung dat het menselijk gedrag niet rationeel is, maar een instinctieve drang (Jansen, 2015). Freud stelde namelijk dat het gedrag van de mens wordt geleid door onderbewuste geestelijke processen (Lindenfeld, 2009). Jung maakte in tegenstelling tot Freud in dit onderbewustzijn een onderscheid tussen het persoonlijk en collectief onbewuste. Als onderdeel van dit collectief onderbewuste ontdekte Jung in zowel verhalen als religies bepaalde vaste rollen en patronen. Op grond van deze rolpatronen ontwikkelde Jung vervolgens het begrip archetypen, gebaseerd op onbewuste menselijke karakters in het collectief bewustzijn. Dit wordt ook duidelijk wanneer je de letterlijke betekenis van het woord bekijkt. Zo staan de woorden ‘arche’ en ‘type’ voor originele patronen. Hiermee worden de onbewuste rollen bedoeld die ieder mens in zich heeft. Mark en Pearson (2001) hebben deze archetypen, ofwel rollen en karakters, gereduceerd tot een overzichtelijk aantal van twaalf archetypen. Achtereenvolgens zijn dit de explorer, outlaw, jester, lover, caregiver,
everyman, innocent, ruler, sage, magician, hero en creator (bijlage 1). Daarnaast hebben Mark
en Pearson de twaalf archetypen ingedeeld op basis van een emotioneel kompas, bestaande uit: vrijheid, sociaal, individueel en stabiliteit. In de eerste hypothese wordt getoetst of de indeling van de eigen archetypen van de proefpersonen overeenkomt met de indeling van archetypen volgens het emotioneel kompas van Mark en Pearson, bestaande uit vrijheid, sociaal, stabiliteit en individueel.
Jansen (2015) heeft deze indeling in archetypen later gekoppeld aan merken. Door merken te positioneren aan de hand van archetypen en daarbij merken de bij dat archetype behorende karaktereigenschappen toe te kennen, herkennen mensen onbewust het bij het archetype behorende karakter (Bechter et al., 2016). Dit is vergelijkbaar met een jong dier dat als prooi direct het silhouet van een gevaarlijk roofdier herkent en zich daarmee kan behoeden voor gevaar, ook al heeft het dier nog nooit eerder in zijn leven dit roofdier gezien (Jansen, 2015). Dit voorval doet zich ook voor bij merken. Doordat mensen onbewust al met de karaktereigenschappen van het merk bekend zijn, voelen zij zich eerder met deze merken vertrouwd en kunnen zij op grond van bepaalde eigenschappen, behorend bij het archetype, de
8 overige eigenschappen van het merk zelfstandig invullen, ondanks dat zij oorspronkelijk nog niet bekend waren met het merk (Bechter et al., 2016).
Afbeelding 2. Het archetypemodel van Jung, ingedeeld volgens het emotioneel kompas
Zelfconcept en zelfcongruentie
Een merkpersoonlijkheid die aansluit bij de persoonlijkheidskenmerken van de consument leidt tot een voorkeur voor dit merk (Riezebos, 1994). Uit onderzoek door een masterstudent blijkt dat deze merkvoorkeur tevens optreedt bij archetypen. Waarom de consument een voorkeur heeft voor een merk heeft dat aansluit op of gelijk is aan de eigen persoonlijkheid kan verklaard worden door zelfcongruentie. Een begrip dat simpelweg staat voor: ‘We are what we purchase’. Daarbij koopt de consument een product van een merk dat aansluit op of gelijk is aan zijn of haar eigen persoonlijkheid of identiteit. Ter verklaring van het begrip zelfcongruentie volgt eerst een definitie van de term zelfconcept. Deze term wordt door Rosenberg als volgt gedefinieerd: “de totaliteit van de gedachten en gevoelens die een persoon heeft over zichzelf als een object” (geciteerd in Gecas, 1982). Bij de voorkeur voor een merk staat het zelfconcept centraal. Consumenten kiezen voor een merk dat het eigen zelfconcept in stand houdt of versterkt (Govers & Mugge, 2004). Een proces dat overwegend onbewust verloopt. Zo gaan mensen bij het kiezen van een merk normaliter niet bewust na of het past bij hun persoonlijkheid. Volgens Abel et al. (2013) spreekt men van zelfcongruentie wanneer er een match bestaat tussen hoe de consument zichzelf ziet, het zelfconcept, en hoe de consument het imago van het merk ziet en ervaart. De consument kiest een merk dat gelijkenis vertoont met
9 de eigen identiteit.
Een voorbeeld van zelfcongruentie komt voort uit eerder onderzoek door Govers en Mugge (2004) met de veelzeggende titel: I like my Jeep because it’s tough like me. Hieruit blijkt dat mensen een voorkeur hebben voor producten waarvan het (visuele) karakter overeenkomt met het eigen karakter. Mensen met een extravert karakter hebben een voorkeur voor producten met een extravert uiterlijk. Mensen met een introvert karakter hebben een voorkeur voor producten met een introvert uiterlijk. Deze voorkeur bestaat bij zowel extraverte als introverte mensen uit een hogere aankoopintentie en een grotere productvoorkeur. Bij dit onderzoek stond met name de productverpakking centraal. Uit onderzoek door Long-Yi (2010) volgde een vergelijkbaar resultaat, ditmaal met betrekking tot de persoonlijkheid van speeldgoedmerken en de persoonlijkheid van consumenten. Er volgden positieve resultaten voor overeenkomsten van persoonlijkheden, afkomstig uit het Big Five Model (Aaker, 1997), tussen de persoonlijkheid van het speelgoedmerk en de persoonlijkheid van consument. Dit Big Five
Model bestaat uit de persoonlijkheidsdimensies: oprechtheid, enthousiasme, competentie,
verfijndheid en ruigheid. Wanneer de consument het hoogst scoorde op de persoonlijkheidsdimensie enthousiasme dan ging de voorkeur van de consument uit naar
speelgoed dat qua merkpersoonlijkheid ook het hoogst scoort op deze
persoonlijkheidsdimensie. Merkvoorkeur op grond van zelfcongruentie doet zich ook voor bij merken. Mensen hebben de voorkeur voor een merk, voorzien van een brandarchetype, dat overeenkomt met hun eigen persoonlijkheid (Lunenborg, 2009). In het huidige onderzoek wordt een stap verder gegaan en kijken we naar de gevolgen van deze overeenkomst op de reputatie en productbeoordeling van het merk na positieve of negatieve publiciteit.
Enerzijds blijkt dat productbezit een positief effect op de mate van zelfcongruentie heeft. Wanneer het product in bezit is, wordt het in grotere mate als onderdeel van het zelfconcept ervaren en versterkt dit het effect van zelfcongruentie (Han, 2006). Anderzijds blijkt dat er geen effect van zelfcongruentie is op merkvoorkeur bij fastmoving consumer goods. Deze bewering is echter in strijd met de resultaten uit het onderzoek door Long-Yi (2010) waaruit blijkt dat deze voorkeur ook bij fast moving consumer good speelgoed optreden. Hoewel persoonlijkheden in haar onderzoek ingedeeld zijn in vijf persoonlijkheden op grond van het Big Five model van Aaker (1997), volgt uit haar onderzoek dat mensen een voorkeur hebben voor speeldgoedmerken met een persoonlijkheid die overeenkomt met hun eigen persoonlijkheid. Om deze resultaten te verifiëren is in het huidige onderzoek gekozen voor pastamerken als fast moving consumer good.
10
Publiciteit en reputatie
Hoe een consument positieve en negatieve publiciteit van een merk interpreteert en verwerkt is mede afhankelijk van de psychologische verbondenheid met het merk. Antropomorfisme leidt bij consumenten tot een toename van de perceptie dat merken levende objecten zijn met menselijke motivaties, kenmerken, een bewuste wil, emoties en intenties (Epley & Waytz 2009). Onderzoek laat zien dat wanneer een merk met menselijke eigenschappen negatief in het nieuws komt, dit een grotere negatieve impact heeft op de reputatie dan bij een merk met minder menselijke eigenschappen (Puzakova et al. (2013). Een mogelijke verklaring hiervoor is dat een merk met menselijke eigenschappen door de consument eerder verantwoordelijk wordt gehouden voor uitingen en gedrag. Net zoals een mens verkeerd gedrag kwalijk genomen kan worden. Het toekennen van menselijke eigenschappen aan een merk kan aldus risico’s met zich meebrengen. Voor zover bekend is nog niet eerder onderzocht of dit effect verschilt per archetype.
Cognitieve dissonantie
Hoewel antropomorfisme leidt tot meer schade bij negatieve publiciteit, zou het effect van negatieve publiciteit beperkt kunnen worden op grond van de cognitieve dissonantie theorie. Deze theorie, in het leven geroepen door Leon Festinger (1957), wordt door Cooper (2007) als volgt beschreven: “The state of cognitive dissonance occurs when people believe that two of
their psychological representations are inconsistent with each other. More formally, a pair of cognitions is inconsistent if one cognition follows from the obverse (opposite) of the other”.
Hoe groter deze ervaren discrepantie is, hoe meer een persoon gemotiveerd is om deze discrepantie te beperken. Zo gaat het ook met negatieve publiciteit rondom merken waar mensen een voorkeur voor hebben op grond van zelfcongruentie. Een negatief bericht over het merk waar deze persoon een goed gevoel bij heeft, strookt niet met het zelfconcept. Om dit tegenstrijdige gevoel weer in overeenstemming te brengen met het oorspronkelijke gevoel, zal naar verwachting één van de twee attitudes aangepast worden. In het huidige onderzoek wordt gekeken of personen bij een fit tussen hun eigen archetype en het brandarchetype de reputatie en productbeoordeling van deze archetypen hoger beoordelen na een negatief nieuwsbericht dan personen met een misfit met deze brandarchetypes. Ook wordt gekeken of personen met een misfit een archetype minder positief beoordelen na een positief nieuwsbericht dan personen met een fit. Dit zou in lijn der verwachting zijn met de cognitieve dissonantie theorie en de voorkeur voor bepaalde brandarchetypes.
11 Onderzoeksvraag
Op basis van eerder genoemde theorie, is de volgende onderzoeksvraag geformuleerd: In
hoeverre hebben het soort nieuwsbericht en een fit of misfit tussen het archetype van proefpersonen en het brandarchetype effect op reputatie- en productbeoordeling van brandarchetypes en welke rol speelt cognitieve dissonantie hierin?
Figuur 2. De hypothesen en onderzoeksvraag weergegeven in een conceptueel model
Middels het toetsen van onderstaande drie hypothesen wordt een antwoord gegeven op de onderzoeksvraag.
Hypothese 1: De indeling van het emotioneel kompas, op grond van het archetypemodel, is tevens van toepassing op de indeling van de persoonlijkheden van de proefpersonen.
Hypothese 2: De reputatie en productbeoordeling van brandarchetypes wordt na positieve
publiciteit positiever beoordeeld door mensen bij wie de
consumentpersoonlijkheid overeenkomt met het brandarchetype dan door
mensen bij wie deze overeenkomst niet aanwezig is.
Hypothese 3: De reputatie en productbeoordeling van brandarchetypes wordt na negatieve
publiciteit minder negatief beoordeeld door mensen bij wie de
consumentpersoonlijkheid overeenkomt met het brandarchetype dan door
mensen bij wie deze overeenkomst niet aanwezig is.
Methode
12 Het stimulusmateriaal voor het experiment bestond uit twee zelf ontworpen nieuwsberichten en twaalf beschrijvingen van pastamerken. In de nieuwsberichten zijn de twee onafhankelijke variabelen ‘positieve publiciteit’ en ‘negatieve publiciteit’ gemanipuleerd. Allebei de nieuwsberichten hadden betrekking op het gedrag van een pastamerk. Daarnaast zijn twaalf beschrijvingen van pastamerken gecreëerd, gebaseerd op de twaalf archetypen (bijlage 2). In de nieuwsberichten is bewust niet verwezen naar kenmerken van de verschillende archetypen, zodat deze nieuwsberichten vervolgens op elk archetype van toepassing konden zijn. In tabel 1 zijn ter verduidelijking van de manipulaties beide gemanipuleerde nieuwsberichten opgenomen.
Tabel 1. Voorbeeld positief nieuwsbericht en negatief nieuwsbericht
Gemanipuleerd positief nieuwsbericht Gemanipuleerd negatief nieuwsbericht
** BREAKING NEWS**
Het kan soms snel gaan. 6 kanshebbers hebben zichzelf positief in de picture gespeeld. De 6 bleken hetzelfde doel voor ogen te hebben: een verschil maken voor kinderen en minder bedeelden in de maatschappij. Ze hebben een overeenkomst gemaakt en getekend waarin staat dat mochten ze winnen, ze de prijs volledig aan een goed doel zullen doneren. Of dit het helpen van vluchtelingen, het ondersteunen van de voedselbank in Nederland of het geven van kooklessen op basisscholen is, is nog niet bekend. De initiatiefnemers zijn al uitgenodigd bij verschillende talkshows om over hun goede doelen-contract te komen praten. Ondanks dat de beoordeling van de producten dus nog in volle gang is, hebben de volgende deelnemers al een hoop positieve aandacht gehad. Maar de strijd is nog niet gewonnen en de 6 moeten nog steeds door jou beoordeeld worden.
**BREAKING NEWS**
Zes kanshebbers voor het nieuwe Italiaanse product van een grote Nederlandse supermarktketen zijn afgelopen week beschuldigd van een schandaal en hebben een grote deuk in hun imago opgelopen. De zes maakten deel uit van een grotere groep deelnemers aan een productcontest, maar bleken de regels grof te hebben geschonden. Producten bleken deels gebaseerd op reeds bestaande merken, er bleek hulp in geroepen te zijn van externe reclamebureaus (wat uitgesloten was in de spelregels) en bij twee van de zes voldeed het product niet aan de gestelde voedselkwaliteitseisen. De organisatie is momenteel in beraad over de vraag of de zes kanshebbers worden uitgesloten van deelname. Desondanks vragen we je de vragen over deze deelnemers en hun product te beantwoorden.
Noot: benadrukking van de manipulatie is weergegeven middels cursivering
Hieronder volgen tevens twee voorbeelden van de manipulaties van de verschillende pastamerken tot brandarchetypes . De volledige lijst met twaalf brandarchetypes is opgenomen in bijlage 2.
13 Afbeelding 3. Voorbeeld pastamerk gebaseerd op archetype creator
Afbeelding 4. Voorbeeld pastamerk gebaseerd op archetype sage
Pretest
Voorafgaande aan het experiment , is een pretest afgenomen onder 18 proefpersonen in de leeftijd variërend van 23 tot en met 75 jaar. Er werd verondersteld dat het lezen van een positief of negatief nieuwsbericht over een bepaald merk effect heeft op de beoordeling van dat merk.
14 Middels de pretest is nagegaan of het negatieve nieuwsbericht door de proefpersonen significant negatiever beoordeeld werd dan het positieve nieuwsbericht en andersom. De proefpersonen kregen random eerst een positief of negatief nieuwsbericht te lezen. Proefpersonen dienden vervolgens op een 7-puntsschaal aan te geven hoe zij het nieuwsbericht beoordeelden: (1) heel positief, (2) redelijk positief, (3) beetje positief, (4) neutraal, (5) beetje negatief, (6) redelijk negatief en (7) heel negatief. Daarnaast konden proefpersonen door middel van een slider bepalen welke gezichtsuitdrukking zij het meest overeen vonden komen met het nieuwsbericht (afbeelding 5). Tot slot is de proefpersonen om suggesties gevraagd ter verbetering van beide nieuwsberichten. Geloofwaardigheid nog aan toevoegen?
Afbeelding 5. Emoticons pretest
1 2 3 4 5
Proefpersonen
Het experiment en de bijbehorende vragenlijst zijn afgenomen tussen 14 december 2018 en 25 januari 2019. In totaal zijn 185 personen aan het onderzoek gestart. Proefpersonen die het onderzoek niet volledig hebben ingevuld zijn verwijderd uit de dataset en niet meegenomen in de analyse. Na opschoning zijn in totaal 118 personen verwijderd, waardoor de uiteindelijke dataset bestaat uit 67 proefpersonen. Deze groep bestond uit 28 (41,8 %) mannen en 39 (58,2 %) vrouwen. De leeftijd van de proefpersonen varieerde van 19 tot en met 75 jaar, waarbij de gemiddelde leeftijd 35 jaar bedroeg (SD = 16,9). Naast geslacht en leeftijd is de proefpersonen gevraagd naar hun hoogst genoten opleiding. Hieruit volgt dat de hoogst genoten opleiding van de respondenten bestaat uit respectievelijk n = 24 (24%) WO Master, n = 8 (29,3 %) WO Bachelor, n = 19 (25,3 %) HBO, n = 6 (9,3 %) MBO, n = 8 (8%) VWO en n = 2 (1,3 %) HAVO.
Onderzoeksontwerp
Het onderzoek betrof een gecontroleerd experiment, bestaande uit een mixed design. Om te voorkomen dat de proefpersonen zich het nieuwsbericht na het beoordelen van een aantal
15 delen. De 67 personen kregen eerst at random een positief of negatief nieuwsbericht toebedeeld waarna de beoordeling van zes pastamerken volgde. Deze pastamerken zijn in random volgorde aangeboden. Hierop volgde nogmaals random een positief of negatief nieuwsbericht waarna de beoordeling van de volgende zes pastamerken volgde. Deze zes brandarchetypes zijn wederom
random aan de proefpersonen getoond. In totaal is er 134 keer een pastamerk beoordeeld na het
lezen van een positief of negatief nieuwsbericht (afbeelding 6).
Afbeelding 6. Flowchart verloop experiment waarbij de stippellijn staat voor
randomisatiemomenten.
Instrumentatie
De afhankelijke variabelen reputatie- en productbeoordeling zijn geoperationaliseerd middels een vragenlijst. In deze vragenlijst zijn de afhankelijke variabelen door middel van items bevraagd.
Reputatie
De reputatie ten opzichte van de pastamerken na het lezen van het positieve of negatieve nieuwsbericht is gemeten aan de hand van een vijfpunts semantische schaal, gebaseerd op onderzoeken van O’Keefe (2002) en Hoeken en Renkema (1997). De reputatie is gemeten aan de hand van drie compartimenten: betrouwbaarheid, deskundigheid en aantrekkelijkheid. De vraag was als volgt geformuleerd: “Na het lezen van het nieuwsbericht zie ik dit pastamerk als…” Hieropvolgend kregen proefpersonen de volgende keuzes, op grond van de eerder genoemde constructen, voorgelegd: eerlijk – oneerlijk, onbetrouwbaar – betrouwbaar, oprecht – onoprecht, aantrekkelijk – onaantrekkelijk, ondeskundig – deskundig en sympathiek – onsympathiek. Na het verwijderen van de inmiddels omgepoolde items onbetrouwbaar –
16 betrouwbaar en ondeskundig – deskundig was de betrouwbaarheid bestaande uit vier items goed voor de creator α = .910, sage α = .902, magician α = .857, innocent α = .875, caregiver α = .872, hero α = .819, explorer α = .897, lover α = 848, jester α = .905, outlaw α = .865, everyman α = .935 en ruler α = .845.
Afbeelding 7. Voorbeeld vraagstelling voor het meten van de reputatie
Productbeoordeling
In het kader van de contest is de proefpersonen gevraagd het product na het lezen van het nieuwsbericht te beoordelen aan de hand van sterren. Hierbij was vermeld dat één ster stond voor zeer slecht, twee sterren voor slecht, drie sterren voor redelijk, vier sterren voor goed en vijf sterren voor zeer goed.
Afbeelding 8. Voorbeeld productbeoordeling aan de hand van 1 - 5 sterren.
Ranking persoonlijkheid proefpersoon
Middels een rankingtool hebben de proefpersonen eigenschappen gerankt in een volgorde waarin deze het meest op hen van toepassing zijn. Hierbij werd nummer 1 beschouwd als het meest op de proefpersoon van toepassing en in aflopende volgorde nummer 12 het minst. De omschrijvingen waar de proefpersonen uit konden kiezen staan weergegeven in tabel 2. Hierbij staan de bijbehorende archetypen dikgedrukt weergegeven. De expliciete weergave van het archetype is in het experiment weggelaten waardoor alleen de omschrijving zichtbaar bleef.
17 Tabel 2. Omschrijvingen archetypen voor het ranken van de persoonlijkheid van de
proefpersonen Outlaw Vrijheid Jester Plezier en onbezorgdheid Lover Passie en intimiteit Caregiver Betrokkenheid en toewijding Everyman Toegankelijk voor iedereen Innocent Veiligheid en dromen Ruler Orde en autoriteit Sage Kennis en wijsheid Magician Transformatie Hero Prestatie Creator Visie en creatie Explorer Ontdekken en onafhankelijkheid Manipulatiecheck
Middels een manipulatiecheck in het hoofdexperiment is getoetst of het materiaal juist gemanipuleerd is. Hoewel het materiaal al tijdens de pretest getoetst is, is tijdens het hoofdexperiment nogmaals getoetst of de manipulatie geslaagd is zodat eventueel onverwachte resultaten daarmee verklaard kunnen worden. Middels t-toetsen is hierbij onderzocht of de reputatie- en productbeoordeling van de brandarchetypes na het lezen van een positief nieuwsbericht ook significant hoger beoordeeld werden dan na het lezen van een negatief nieuwsbericht.
Procedure
Het onderzoek is gerealiseerd met behulp van het programma Qualtrics. Via de social mediakanalen Facebook, LinkedIn, Twitter en WhatsApp is de link naar het onderzoek gedistribueerd. De potentiële proefpersonen werd gevraagd of zij mee wilden werken aan een onderzoek voor de masterstudie Communicatie & Beïnvloeding. Facebookvrienden en LinkedIn-contacten hebben de link gedeeld waardoor het bericht via een sneeuwbaleffect is verspreid. Daarnaast is de link verspreid via de nieuwsbrief van Heuvel Marketing. De link kon op ieder mobiel apparaat (computer, mobiel of tablet) geopend en ingevuld worden. Voor zover bekend is de vragenlijst door iedere proefpersoon individueel ingevuld. Alle proefpersonen hebben vrijwillig deelgenomen aan het experiment en hebben geen beloning ontvangen voor hun deelname. Ter motivatie om deel te nemen aan het onderzoek is onder alle deelnemers één cadeaubon ter waarde van €10,- verloot. De deelnemers kregen een introductie te lezen waarin zij kort geïnformeerd werden over het onderwerp en doel van het onderzoek. Zo werd verteld dat zij pastamerken zouden gaan beoordelen na het lezen van positieve of negatieve nieuwsberichten. Er werd bij de beoordeling van de pastamerken benadrukt dat het nieuwsbericht mee moest worden genomen in de overweging. Ook werd verteld dat de
18 onderzoeker geïnteresseerd is in de mening van de proefpersoon, er dus geen goed of fout antwoord mogelijk is en dat het eerste antwoord dat bij hen opkwam relevant was. In totaal duurde het onderzoek ongeveer 15 minuten per proefpersoon. De proefpersonen werden willekeurig toegewezen aan een positief of negatief nieuwsbericht waarna zes pastamerken werden beoordeeld. De proefpersonen zijn daarna nogmaals toegewezen aan een positief of negatief nieuwsbericht waarna de overige zes pastamerken volgden. Vervolgens is de persoonlijkheid van de proefpersonen getoetst. Na het experiment volgden tot slot vragen over de demografische gegevens van de proefpersonen, te weten: geslacht, leeftijd en opleiding. Het experiment eindigde met een tekst waarin de proefpersoon bedankt werd voor zijn of haar deelname.
Ethische verantwoording
Het onderzoek hoefde niet door de Ethische toetsingscommissie getoetst te worden. Ook viel de methode van het onderzoek onder de standaardonderzoeken van de Faculteit der Letteren. In de introductie van het onderzoek is vermeld tot wie de proefpersonen zich konden richten voor vragen of opmerkingen en dat de antwoorden volledig geanonimiseerd worden. Bovendien is vermeld dat deelname aan het onderzoek vrijwillig is en op ieder moment beëindigd kon worden.
Statistische toetsing
Statistische analyses werden uitgevoerd middels IBM SPSS Statistics versie 24. Om het effect van de onafhankelijke variabelen positieve en negatieve publiciteit te meten is voor de pretest gebruik gemaakt van een Wilcoxon signed rank toets. Daarnaast is voor het hoofdexperiment gebruik gemaakt van een factoranalyse, meerdere independent t-tests en ANOVA’s.
19
Pretest
Middels een Wilcoxon signed rank test is getoetst of het negatieve nieuwsbericht als significant negatiever werd beoordeeld dan het positieve nieuwsbericht en of het positieve nieuwsbericht als significant positiever werd beoordeeld dan het negatieve nieuwsbericht. Uit de resultaten bleek dat het positieve nieuwsbericht (Mdn = 2) en het negatieve nieuwsbericht (Mdn = 6) significant van elkaar verschilden (Z = -3.31, p = 0.001).
Daarnaast bleek uit een t-toets voor de emotie bij het nieuwsbericht een significant verschil op te treden tussen de emotie bij het positieve en negatieve nieuwsbericht (t (13) 9,35,
p = < .001). De emotie bij het positieve nieuwsbericht (M = 4,07, SD = 0,62) bleek hoger
(positiever) te zijn dan de emotie bij het negatieve nieuwsbericht (M = 2,00, SD = 0,53). Omdat het voor het effect van de nieuwsberichten op de beoordeling en reputatie van de merken belangrijk was dat het nieuwsbericht ook daadwerkelijk als geloofwaardig werd beoordeeld, is de proefpersonen gevraagd hoe geloofwaardig zij het nieuwsbericht vonden. Hierbij stond 1 voor helemaal niet geloofwaardig en 10 voor heel geloofwaardig. Uit de geloofwaardigheid toetsing van het positieve nieuwsbericht volgde gemiddeld 6,29 (SD = 2,14) en bij het negatieve nieuwsbericht gemiddeld 6 (SD = 2,14).
Manipulatiecheck
Uit een t-toets binnen het hoofdexperiment voor soort nieuwsbericht (positief / negatief) op de reputatie bleek er een significant verschil te zijn tussen positief en negatief wat betreft de beoordeling van de reputatie voor de brandarchetypes creator (t (65) = 2,8, p = .007), jester (t (62)= 2,43, p = .018), innocent (t (65) = 2,9, p = .005), caregiver (t (65) = 2,32, p = .023), hero (t (65) = 3,63, p = .001), outlaw (t (62) = 2,56, p = .013), everyman (t (62) = 3,54, p = .001) en ruler (t (62) = 3,54, p = .015). Bij deze archetypen werd de reputatie na het lezen van een positief nieuwsbericht significant hoger beoordeeld dan na het lezen van een negatief nieuwsbericht (tabel 3).
Daarnaast bleek uit een t-toets binnen het hoofdexperiment voor soort nieuwsbericht (positief / negatief) op de productbeoordeling een significant verschil op te treden tussen positief en negatief voor de brandarchetypes everyman (t (59) = 3,26, p = .002), sage (t (55) = 2,69, p = .009), creator (t (50) = 2,37, p = .022) en explorer (t (55) = 2,73, p = .008). Bij deze archetypen werd de productbeoordeling na het lezen van een positief nieuwsbericht significant hoger beoordeeld dan na het lezen van een negatief nieuwsbericht (tabel 4).
20 Tabel 3. Gemiddelden (1 laag, 7 hoog), standaarddeviatie en p-waarde van de
reputatiebeoordeling bij een positief en negatief nieuwsbericht Archetype Gemiddelde na positief nieuwsbericht Standaarddeviatie Gemiddelde na negatief nieuwsbericht Standaard-deviatie p-waarde Outlaw 3,28 0,85 2,66 1,05 .013 Jester 3,35 1,05 2,74 0,99 .018 Lover 2,91 0,94 2,58 0,87 .155 Caregiver 3,54 0,97 3,01 0,89 .023 Everyman 3,78 1,03 2,78 1,19 .001 Innocent 3,54 0,88 2,86 1,02 .005 Ruler 2,76 0,86 2,21 0,87 .015 Sage 3,33 0,74 2,99 0,94 .113 Magician 3,06 0,85 2,74 0,92 .145 Hero 3,27 0,87 2,51 0,82 .001 Creator 3,31 0,94 2,64 1,01 .007 Explorer 3,27 0,97 3,08 1,01 .453 * p < .05
Tabel 4. Gemiddelden (1 laag, 5 hoog), standaarddeviatie en p-waarde van de
productbeoordeling bij een positief en negatief nieuwsbericht Archetype Gemiddelde na positief nieuwsbericht Standaarddeviatie Gemiddelde na negatief nieuwsbericht Standaard-deviatie p-waarde Outlaw 2,69 1,12 2,34 1,00 .218 Jester 3,04 1,02 2,60 0,89 .094 Lover 2,92 0,95 2,39 1,09 .059 Caregiver 3,31 0,93 3,00 0,93 .219 Everyman 3,70 0,95 2,82 1,11 .002 Innocent 3,21 0,93 2,68 1,08 .060 Ruler 2,62 1,10 2,15 1,03 .102 Sage 3,62 0,94 2,97 0,88 .009 Magician 2,81 1,11 2,54 0,96 .323 Hero 2,80 1,04 2,35 1,05 .119 Creator 3,38 0,88 2,75 1,01 .022 Explorer 3,28 0,89 2,66 0,83 .008 * p < .05
Fits & misfits
Middels een rankingtool hebben de proefpersonen hun persoonlijkheid geanalyseerd. Hierbij hebben zij hun persoonlijke eigenschappen op volgorde geplaatst van 1 tot en met 12 waarbij 1
21 het meest op hen van toepassing is en 12 het minst. Deze persoonlijke eigenschappen bestonden uit de omschrijvingen van de archetypen en staan weergegeven in tabel 5 onder omschrijving. Per rij is te zien welk archetype het betreft en hoe vaak dit archetype door proefpersonen gekozen is en op welke plaats het archetype zich bevindt in de top 12 .
Tabel 5. Weergave ranking consumentpersoonlijkheid met op 1 de meest toepasselijke
eigenschap en op 12 de minst toepasselijke eigenschap
FIT MISFIT Archetype Omschrijving 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 Outlaw Vrijheid 0 3 3 2 2 3 6 8 6 10 13 11 Jester Plezier en onbezorgdheid 8 4 8 4 2 9 4 9 3 9 1 6
Lover Passie en intimiteit 5 6 7 10 9 3 7 4 5 1 8 2
Caregiver Betrokkenheid en
toewijding
9 6 5 4 13 2 6 4 2 5 2 9
Everyman Toegankelijk voor
iedereen
5 7 5 6 1 8 4 5 5 8 7 6
Innocent Veiligheid en dromen 11 8 11 11 9 3 5 2 2 1 3 1
Ruler Orde en autoriteit 8 7 5 5 6 5 4 6 7 4 3 7
Sage Kennis en wijsheid 8 10 6 9 7 7 7 4 3 2 3 1
Magician Transformatie 1 1 1 1 1 5 9 7 8 10 9 14
Hero Prestatie 4 2 4 4 7 7 6 5 7 7 7 7
Creator Visie en creatie 6 10 5 5 5 10 2 6 9 2 5 2
Explorer Ontdekken en
onafhankelijkheid
2 3 7 6 5 5 7 7 10 8 6 1
In grafiek 1 staan de gegevens van tabel 5 in een grafiek weergegeven. Hieruit blijkt hoe de keuzes van de verschillende archetypen in de ranking zich tot elkaar verhouden. Onder de grafiek staat in een legenda weergegeven welke kleur voor welk archetype staat. Uit de Y-as blijkt hoe vaak proefpersonen voor het archetype hebben gekozen en uit de X-as kan opgemaakt
22 worden welke plaats het archetype in de ranking inneemt. Zo volgt als voorbeeld uit grafiek 1 dat het merendeel van de proefpersonen, 11 om precies te zijn, zichzelf het meest typeert als het archetype innocent. Dit archetype is in het experiment omschreven als veiligheid en dromen en al deze 11 personen hebben dit archetype op nummer 1 in de ranking geplaatst. Het merendeel van de proefpersonen, te weten 14, omschreven hun persoonlijkheid het minst als een magician, wat in het experiment omschreven werd als transformatie, en hebben dit archetype op nummer 12 in hun ranking geplaatst.
Grafiek 1. Weergave ranking archetypen proefpersonen op grond van omschrijvingen zoals in
tabel 7
Vervolgens zijn de persoonlijkheden van de proefpersonen verder opgedeeld in fits en misfits. Zoals ook blijkt uit tabel 5, hebben de proefpersonen een fit met het archetype wanneer zij het archetype op plaats 1 tot en met 6 in de ranking hebben geplaatst. Er is sprake van een misfit tussen de persoonlijkheid van de proefpersoon en het archetype wanneer zij het archetype op plaats 7 tot en met 12 in de ranking hebben geplaatst. In tabel 6 en grafiek 2 staat weergegeven hoe de verdeling van fits en misfits tussen de archetypen van de proefpersoon en de archetypen over de verschillende proefpersonen verdeeld is.
0 2 4 6 8 10 12 14 16 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 A antal keer gekoz en Ranking
Outlaw Jester Lover Caregiver Everyman Innocent
23 13 35 40 39 32 53 36 47 10 28 41 28 54 32 27 28 35 14 31 20 57 39 26 39 0 10 20 30 40 50 60 70 Outlaw Jester Lover Caregiver Everyman Innocent Ruler Sage Magician Hero Creator Explorer Fit Misfit
Tabel 6. Aantal keer fit of misfit per archetype, waarbij plaats 1 – 6 een fit is en plaats 7 – 12
een misfit
Arche-type
Outlaw Jester Lover Caregiver Everyman Innocent Ruler Sage Magician Hero Creator Explorer
Fit 13 35 40 39 32 53 36 47 10 28 41 28
Misfit 54 32 27 28 35 14 31 20 57 39 26 39
Totaal 67 67 67 67 67 67 67 67 67 67 67 67
Grafiek 2. Weergave aantal personen met een fit of misfit tussen de consumentpersoonlijkheid
en het brandarchetype
Grote uitschieters bij de verhouding fit tot misfit zijn de archetypen magician, outlaw, innocent en sage. De meeste proefpersonen typeren zichzelf als innocent (veiligheid en dromen) en sage (kennis en wijsheid). De minderheid ziet zichzelf als magician (transformatie) en outlaw (vrijheid).
Hypothesetoetsing
Op grond van de fits en misfits, voortvloeiend uit de persoonlijkheidsanalyses kunnen de hypothesen verder uitgewerkt worden. Middels deze hypothesen, zoals uiteengezet in het theoretisch kader, wordt toegewerkt naar een antwoord op de onderzoeksvraag.
24
Indeling archetypen volgens het emotioneel kompas
De eerste hypothese stelde dat de indeling van het emotioneel kompas, op grond van het archetypemodel, van toepassing is op de indeling van de persoonlijkheden van proefpersonen. Dit emotioneel kompas bestaat uit de vier compartimenten vrijheid, sociaal, stabiliteit en individueel. Voor de toetsing van deze hypothese is een principale componentenanalyse met oblimin-rotatie uitgevoerd. Middels de factoranalyse is getoetst of bepaalde consumentpersoonlijkheden met elkaar componenten konden vormen en daarmee dimensies zoals in het emotioneel kompas. De principale componentenanalyse met oblimin-rotatie liet een oplossing in vier factoren zien die samen 56,64 % van de variantie verklaarden. De vier factoren waren A, B, C en D en elke schaal bleek marginaal betrouwbaar (A: α = .595, B: α = .502, C: α = .490, D: α = .408). Hierbij zijn de items lover, everyman, magician, innocent, caregiver en hero die negatief laden op de factoren omgepoold. Bij een vergelijking tussen de indeling van de factoren volgens het emotioneel kompas (tabel 7) en de indeling van de factoren volgens de principale componentenanalyse (tabel 8) volgt echter dat deze niet overeenkomen.
Tabel 7. De archetypen, zoals ingedeeld volgens het emotioneel kompas van Jung
Vrijheid Sociaal Stabiliteit Individueel
Explorer Lover Innocent Magician
Outlaw Caregiver Ruler Hero
Jester Everyman Sage Creator
Tabel 8. De consumentpersoonlijkheden ingedeeld in vier componenten na een principale
componentenanalyse met oblimin-rotatie
A - Individueel B - Sociaal C - Stabiliteit D - Vrijheid
Lover Jester Innocent Hero
Everyman Magician Explorer Outlaw
Creator Caregiver
Sage Ruler
25 Uit een interpretatie van de vier factoren (tabel 8) kan opgemaakt worden dat de archetypen binnen de factoren B en D duidelijk met elkaar overeenkomen. Zo kunnen de archetypen jester en magician samengenomen getypeerd worden als vermakelijk en daarmee staan voor sociaal. De archetypen hero en rebel kunnen samen getypeerd worden als onafhankelijke types die hun eigen pad kiezen en daarmee staan voor vrijheid. De archetypen binnen de factoren A en C vertonen minder gelijkenissen en zijn daarmee minder makkelijk te interpreteren. Desondanks kan beargumenteerd worden dat binnen factor A de creator, sage en ruler met elkaar gemeen hebben dat ze vaak individueel te werk gaan en daarmee staan voor de dimensie individueel. De archetypen innocent en caregiver in factor C werken daarnaast graag binnen een bepaald stramien en staan daarmee voor de factor stabiliteit.
Uitblijvend effect cognitieve dissonantie
Hypothese 2 stelde dat de reputatie en productbeoordeling van brandarchetypes na positieve publiciteit positiever beoordeeld wordt door mensen bij wie het eigen archetype overeenkomt met het brandarchetype dan door mensen bij wie deze overeenkomst niet aanwezig is. Daarnaast stelde hypothese 3 dat de reputatie en productbeoordeling van brandarchetypes minder negatief beoordeeld wordt na negatieve publiciteit door mensen bij het eigen archetype overeenkomt met het brandarchetype dan door mensen bij wie deze overeenkomst niet aanwezig is. Voor de toetsing van hypothese 2 en 3 is een tweeweg variantie-analyse uitgevoerd met fit / misfit en positief nieuwsbericht / negatief nieuwsbericht als onafhankelijke variabelen en reputatie als afhankelijke variabele. Om het verschil in reputatiebeoordeling na positieve en negatieve berichten bij een fit of misfit te toetsen zijn tevens split files toegevoegd waarbij de data opgesplitst is in de onafhankelijke variabele positieve en negatieve berichten. Hieruit volgde dat de reputatie van geen van de archetypen na het lezen van positieve publiciteit significant hoger beoordeeld werd door mensen met een fit dan door mensen met een misfit: creator (F (1, 35) = < 1, p = .521), sage (F (1, 28) = < 1, p = .743), magician (F (1, 28) = 1,27,
p = .269), innocent (F (1, 28) = < 1, p = .728), caregiver (F (1, 28) = 3,78, p = .062), hero (F
(1, 28) = < 1, p = .452), explorer (F (1, 27) = < 1, p = .455), lover (F (1, 27) = 4,03, p = .055), jester (F (1, 27) = < 1, p = .640), outlaw (F (1, 27) = < 1, p = .820), everyman (F (1, 27) = 3,82,
p = .061) en ruler (F (1, 27) = 3,08, p = .090). Tevens bleek dat de reputatie van geen van de
archetypen na het lezen van negatieve publiciteit over het merk significant hoger beoordeeld werd door mensen met een fit dan door mensen met een misfit met het merk: creator (F (1, 35) = <1, p = .521), sage, (F (1, 35) = < 1, p = .429), magician (F (1, 35) = 1,7, p = .201), innocent (F (1, 35) = < 1, p = .636), caregiver (F (1, 35) = 1,11, p = .299), hero (F (1, 35) = < 1, p =
26 .344), explorer (F (1, 33) = 1,9, p = .177), lover (F (1, 33) = < 1, p = .434), jester (F (1, 33) = < 1, p = .927), outlaw (F (1, 33) = 1,54, p = .223), everyman (F (1, 33) = < 1, p = .465), ruler (F (1, 33) = 3,04, p = .091). Ook de productbeoordeling van geen van de archetypen werd na het lezen van positieve publiciteit significant hoger beoordeeld door mensen met een fit dan door mensen met een misfit: creator (F (1, 22) = <1, p = .771), sage (F (1, 24) = < 1, p = .686), magician (F (1, 25) = 3,67, p = .067), innocent (F (1, 22) = < 1, p = .825), caregiver (F (1, 24) = 2,54, p = .124), hero (F (1, 23) = < 1, p = .938), explorer (F (1,23) = 1,43, p = .243), lover (F (1, 23) = 5,27, p = .031), jester (F (1, 23) = 1,92, p = .179), outlaw (F (1, 24) = < 1, p = .967), everyman (F (1, 25) = < 1, p = .890) en ruler (F (1, 24) = < 1, p = .509). Hoewel het
brandarchetype lover een significant effect toont, is de productbeoordeling na een positief
nieuwsbericht bij een misfit gemiddeld hoger (M = 3,31, SD = .86) dan bij een fit (M = 2,5, SD = .91). Tevens bleek dat de productbeoordeling van geen van de archetypen na het lezen van negatieve publiciteit over het merk een significant hogere productbeoordeling kreeg door mensen met een fit dan door mensen met een misfit met het merk: creator (F (1, 26) = < 1, p = .566), sage (F (1, 29) = < 1, p = .490), magician (F (1, 26) = 1,05, p = .316), innocent (F (1, 29) = < 1, p = .920), caregiver (F (1, 29) = < 1, p = .687), hero (F (1, 29) = < 1, p = .767), explorer (F (1, 30) = 1,16, p = .290), lover (F (1, 29) = < 1, p = .352), jester (F (1,28) = < 1, p = .748), outlaw (F (1, 30) = 1,31, p = .262), everyman (F (1, 32) = < 1, p = .938), ruler (F (1, 31) = < 1,
p = .889). Hiermee worden hypothese 2 en 3 wat betreft het effect van cognitieve dissonantie
op de afhankelijke variabelen reputatie en productbeoordeling verworpen. De hoofd- en interactie-effecten op de afhankelijke variabelen reputatie en productbeoordeling worden hieronder apart besproken.
Hoofdeffect op reputatie
Om nader in te gaan op het waarom van de hypotheseverwerpingen, worden in deze alinea de resultaten (hoofd- en interactie-effecten) op de afhankelijke variabele reputatie besproken, waarbij de gemiddelden en standaarddeviaties terug te vinden zijn in tabel 9.
Effect positief nieuwsbericht / negatief nieuwsbericht
Uit de tweeweg variantie-analyses van positief nieuwsbericht / negatief nieuwsbericht en fit / misfit op de reputatie van de brandarchetypes jester (F (1,60) = < 1, p = .022), caregiver (F (1,63) = 7,02, p = .010), explorer (F (1,53) = 5,01, p = .011, everyman (F (1,60) = 13,05, p = <.001), innocent (F (1,63) = 6,17, p = .016), ruler (F (1,60) = 7,19, p = .009), magician (F (1,63) = 4,99, p = .029), hero (F (1,63) = 14,37, p = < .001) en creator (F (1,63) = 8,33, p = .005)
27 volgde een significant hoofdeffect van positief nieuwsbericht / negatief nieuwsbericht op de reputatie. Bij de archetypen jester, caregiver, explorer, everyman, innocent, ruler, magician, hero en creator werd de reputatie hoger beoordeeld bij een positief nieuwsbericht dan bij een negatief nieuwsbericht (tabel 9).
Een significant hoofdeffect van positief nieuwsbericht / negatief nieuwsbericht op de reputatie bleef daarentegen uit bij de archetypen lover (F (1, 60) = 4,06, p = .178), ruler (F (1, 55) = 3,51, p = .087), outlaw (F (1, 54) = < 1, p = .541) en sage (F (1,63) = 1,30, p = .258). Ook de reputatie van de archetypen lover, ruler, outlaw en sage werd hoger beoordeeld na een positief nieuwsbericht, maar deze verschillen in beoordeling zijn niet significant (tabel 9).
Effect fit / misfit
Daarnaast volgde uit tweeweg variantie-analyses van positief nieuwsbericht / negatief nieuwsbericht en fit / misfit op de reputatie van de brandarchetypes caregiver (F (1, 63) = 4,63,
p = .035), ruler (F (1, 60) = 6,09, p = .016), creator (F (1,63) = 1,48, p = .005), explorer (F (1,
60) = < 1, p = .659) en lover (F (1,60) = 4,06, p = .048) een significant hoofdeffect van fit / misfit op de reputatie. Bij de archetypen ruler, magician, creator, explorer en lover werd de reputatie hoger beoordeeld bij een misfit (tabel 9).
Een significant hoofdeffect van fit / misfit op de reputatie bleef daarentegen uit bij de
brandarchetypes magician (F (1,63) = 4,99, p = .973), hero (F (1, 63) = 1,48, p = .228), outlaw
(F (1,60) = < 1, p = .591), jester (F (1, 60) = < 1, p = .765), everyman (F (1,60) = <1, p = .461), innocent (F (1, 63) = <1, p = .982), sage (F (1,63) = < 1, p = .727). De archetypen hero, outlaw, jester, caregiver, everyman en innocent werden hoger beoordeeld bij een fit, maar het archetype sage daarentegen werd hoger beoordeeld bij een misfit. Er trad tot slot geen significant interactie-effect op tussen fit / misfit en positief nieuwsbericht / negatief nieuwsbericht op de reputatie (tabel 9).
Tabel 9. Gemiddelden en standaarddeviaties (tussen haakjes) reputatieboordeling
Outlaw Jester Lover Caregiver Everyman Innocent
Fit Positief 3,17 (0,38) 3,44 (1,2) 2,58 (0,71) 3,89 (0,98) 3,54 (1,12) 3,52 (0,94) Negatief 3,03 (1,3) 2,72 (0,86) 2,49 (0,95) 3,12 (0,91) 3 (1,31) 2,91 (1,1)
28 Total 3,06 (1,12) 3,08 (1,09) 2,53 (0,85) 3,39 (1,02) 3,35 (1,2) 3,21 (1,06) Misfit Positief 3,29 (0,9) 3,25 (0,87) 3,25 (1,06) 3,24 (0,88) 4,31 (0,51) 3,69 (0,38) Negatief 2,53 (0,94) 2,75 (1,11) 2,73 (0,73) 2,79 (0,82) 2,68 (1,15) 2,73 (0,8) Total 2,91 (0,99) 2,95 (1,03) 3 (0,93) 3 (0,85) 3,12 (1,25) 3 (0,83) Positief Fit 3,17 (0,38) 3,44 (1,2) 2,58 (0,71) 3,89 (0,98) 3,53 (1,12) 3,52 (0,94) Misfit 3,29 (0,9) 3,25 (0,87) 3,25 (1,06) 3,23 (0,88) 4,31 (0,51) 3,69 (0,38) Total 3,28 (0,85) 3,35 (1,05) 2,91 (0,94) 3,54 (0,97) 3,78 (1,03) 3,54 (0,88) Negatief Fit 3,03 (1,3) 2,72 (0,86) 2,49 (0,95) 3,12 (0,91) 3 (1,31) 2,91 (1,1) Misfit 2,53 (0,94) 2,75 (1,11) 2,73 (0,73) 2,79 (0,82) 2,68 (1,15) 2,73 (0,8) Total 2,66 (1,05) 2,74 (0,99) 2,58 (0,87) 3,01 (0,89) 2,78 (1,19) 2,86 (1,02) Interactie .377 .675 .350 .158 .074 .582
Ruler Sage Magician Hero Creator Explorer
Fit Positief 2,52 (0,98) 3,35 (0,75) 3,5 (0,71) 3,17 (0,72) 3,18 (1,04) 3,59 (0,68) Negatief 1,97 (0,78) 2,9 (1,08) 2,29 (0,73) 2,3 (0,91) 2,55 (1,08) 2,61 (1)
29 Total 2,23 (0,91) 3,11 (0,96) 2,78 (0,92) 2,86 (0,89) 2,86 (1,09) 3,03 (1,08) Misfit Positief 3,06 (0,58) 3,25 (0,74) 2,99 (0,86) 3,42 (1,08) 3,58 (0,68) 3,33 (1,08) Negatief 2,47 (0,91) 3,17 (0,56) 2,82 (0,94) 2,59 (0,79) 2,77 (0,92) 3,08 (0,98) Total 2,73 (0,83) 3,2 (0,62) 2,9 (0,9) 2,85 (0,96) 3,08 (0,92) 3,38 (0,79) Positief Fit 2,52 (0,98) 3,35 (0,75) 3,5 (0,71) 3,17 (0,72) 3,18 (1,04) 3,59 (0,68) Misfit 3,06 (0,58) 3,25 (0,74) 2,99 (0,86) 3,42 (1,08) 3,58 (0,68) 3,33 (1,08) Total 2,76 (0,86) 3,33 (0,74) 3,06 (0,85) 3,27 (0,87) 3,32 (0,94) 3,46 (0,9) Negatief Fit 1,97 (0,78) 2,9 (1,08) 2,29 (0,73) 2,3 (0,91) 2,55 (1,08) 2,61 (1) Misfit 2,47 (0,91) 3,17 (0,56) 2,82 (0,94) 2,59 (0,79) 2,77 (0,92) 3,08 (0,98) Total 2,21 (0,87) 2,99 (0,94) 2,74 (0,92) 2,51 (0,82) 2,64 (1) 2,9 (1) Interactie .918 .435 .096 .924 .730 .138 Hoofdeffect op productbeoordeling
Om nader in te gaan op het waarom van de hypotheseverwerpingen, worden in deze alinea de resultaten (hoofd- en interactie-effecten) op de afhankelijke variabele productbeoordeling besproken, waarbij de gemiddelden en standaarddeviaties terug te vinden zijn in tabel 10.
30 Effect positief nieuwsbericht / negatief nieuwsbericht
Uit de tweeweg variantie-analyses van positief nieuwsbericht / negatief nieuwsbericht en fit / misfit op de productbeoordeling van de brandarchetypes creator (F (1,48) = 4,75, p = .034), sage (F (1,53) = < 1, p = .016), magician (F (1,51) = 4,780, p = .033), explorer (F (1,53) = 6,918, p = .011) en everyman (F (1,57) = 8,827, p = .004) volgde een significant hoofdeffect van positief nieuwsbericht / negatief nieuwsbericht op de productbeoordeling. Bij al deze archetypen leidde een positief nieuwsbericht tot een significant hogere productbeoordeling dan een negatief nieuwsbericht (tabel 10).
Een significant hoofdeffect van positief nieuwsbericht / negatief nieuwsbericht op de productbeoordeling bleef daarentegen uit bij de archetypen hero (F (1, 52) = 1,83, p = .182), ruler (F (1, 55) = 3,03, p = .087), innocent (F (1, 51) = < 1, p = .469), caregiver (F (1, 53) = 1,62, p = .208), lover (F (1, 52) = 2,82, p = .099), jester (F (1, 51) = 2,54, p = .117) en outlaw (F (1, 54) = 1,09, p = .302). Ook al deze archetypen werden hoger beoordeeld na een positief nieuwsbericht, maar bij deze archetypen waren verschillen in beoordeling niet significant.
Effect fit / misfit
Daarnaast volgde uit tweeweg variantie-analyses van positief nieuwsbericht / negatief nieuwsbericht en fit / misfit op de productbeoordeling van het brandarchetype lover (F (1, 52) = 4,73, p = .034) een significant hoofdeffect van fit / misfit op de productbeoordeling. Een misfit leidde bij de lover tot een hogere beoordeling dan een fit.
Een significant hoofdeffect van fit / misfit op de productbeoordeling bleef daarentegen uit bij de archetypen magician (F (1, 51) = < 1, p = .549), hero (F (1, 52) = < 1, p = .794), creator (F (1, 48) = < 1, p = .538), explorer (F (1, 53) = 2,63, p = .111), outlaw (F (1, 54) = < 1, p = .591), jester (F (1, 51) = < 1, p = .390), caregiver (F (1, 53) = < 1, p = .412), everyman (F (1, 57) = < 1, p = .970), innocent (F (1, 49) = < 1, p = .883) en sage (F (1, 53) = < 1, p = .447). Hiervan kregen de archetypen magician, hero, explorer, outlaw, jester, caregiver, everyman, innocent en sage een hogere productbeoordeling bij een fit, het archetype creator kreeg daarentegen een hogere productbeoordeling bij een misfit.
Er trad tot slot een significant interactie-effect op tussen fit / misfit en positief nieuwsbericht / negatief nieuwsbericht op de productbeoordeling bij het brandarchetype magician. De combinatie van de twee onafhankelijke variabelen had invloed op de productbeoordeling. Uit een additionele analyse middels een split file bleek dat het verschil tussen de productbeoordeling bij een positief en negatief nieuwsbericht alleen optrad voor
31 proefpersonen met een fit (F (1,51) = 4,24 p = .033): de productbeoordeling was bij hen hoger (M = 3, SD = 1,15) dan bij personen met een misfit (M = 2,63, SD = 1,02).
Tabel 10. Gemiddelden en standaarddeviaties (tussen haakjes) productbeoordeling
Outlaw Jester Lover Caregiver Everyman Innocent
Fit Positief 2,67 (0,58) 3,29 (1,07) 2,5 (0,91) 3,64 (1,03) 3,72 (1,13) 3,22 (0,95) Negatief 2,67 (1,32) 2,54 (0,66) 2,25 (0,91) 2,95 (0,92) 2,8 (1,23) 2,67 (1,13) Total 2,67 (1,16) 2,93 (0,96) 2,34 (0,9) 3,19 (1) 3,39 (1,23) 2,94 (1,07) Misfit Positief 2,7 (1,19) 2,73 (0,91) 3,31 (0,86) 3,07 (0,8) 3,67 (0,5) 3 (0) Negatief 2,22 (0,85) 2,65 (1,06) 2,64 (1,36) 3,1 (0,99) 2,83 (1,09) 2,71 (0,95) Total 2,46 (1,05) 2,68 (0,98) 3 (1,14) 3,08 (0,86) 3,06 (1,03) (2,75) (0,89) Positief Fit 2,67 (0,58) 3,29 (1,07) 2,5 (0,91) 3,64 (1,03) 3,72 (1,13) 3,22 (0,95) Misfit 2,7 (1,19) 2,73 (0,91) 3,31 (0,86) 3,07 (0,8) 3,67 (0,5) 3 (0) Total 2,69 (1,12) 3,04 (1,02) 2,92 (0,95) 3,31 (0,93) 3,7 (0,95) 3,21 (0,93) Negatief Fit 2,67 (1,32) 2,54 (0,66) 2,25 (0,91) 2,95 (0,92) 2,8 (1,23) 2,67 (1,13) Misfit 2,22 (0,85) 2,65 (1,06) 2,64 (1,36) 3,1 (0,99) 2,83 (1,09) 2,71 (0,95)
32 Total 2,34 (1) 2,6 (0,89) 2,39 (1,09) 3 (0,93) 2,82 (1,11) 2,68 (1,08) Interactie .541 .205 .446 .166 .881 .818
Ruler Sage Magician Hero Creator Explorer
Fit Positief 2,5 (1,16) 3,67 (0,91) 3,75 (0,5) 2,81 (0,98) 3,33 (1,05) 3,5 (0,52) Negatief 2,18 (1,19) 3,05 (0,95) 2 (1) 2,44 (1,42) 2,67 (1,03) 2,85 (0,56) Total 2,33 (1,16) 3,34 (0,97) 3 (1,16) 2,68 (1,15) 2,97 (1,08) 3,16 (0,62) Misfit Positief 2,8 (1,03) 3,5 (1,07) 2,65 (1,11) 2,78 (1,2) 3,44 (0,53) 3,08 (1,12) Negatief 2,13 (0,89) 2,82 (0,75) 2,6 (0,96) 3,32 (0,89) 2,9 (0,99) 2,53 (0,96) Total 2,38 (0,98) 3,11 (0,94) 2,63 (1,02) 2,45 (1) 3,16 (0,83) 2,75 (1,05) Positief Fit 2,5 (1,16) 3,67 (0,91) 3,75 (0,5) 2,81 (0,98) 3,33 (1,05) 3,5 (0,52) Misfit 2,8 (1,03) 3,5 (1,07) 2,65 (1,11) 2,78 (1,2) 3,44 (0,53) 3,08 (1,12) Total 2,62 (1,1) 3,62 (0,94) 2,81 (1,11) 2,8 (1,04) 3,38 (0,88) 3,28 (0,89) Negatief Fit 2,18 (1,19) 3,05 (0,95) 2 (1) 2,44 (1,42) 2,67 (1,03) 2,85 (0,56) Misfit 2,13 (0,89) 2,82 (0,75) 2,6 (0,96) 3,32 (0,89) 2,9 (0,99) 2,53 (0,96)
33 Total 2,15 (1,03) 2,97 (0,88) 2,54 (0,96) 2,35 (1,05) 2,75 (1,01) 2,66 (0,83) Interactie .543 .901 .045* .882 .827 .823
34 Conclusie
De onderzoeksvraag luidt: In hoeverre hebben het soort nieuwsbericht en een fit of misfit tussen
het archetype van proefpersonen en het brandarchetype effect op reputatie- en productbeoordeling van brandarchetypes en welke rol speelt cognitieve dissonantie hierin? Om
het antwoord op deze onderzoeksvraag voldoende te onderbouwen, zijn drie hypothesen opgesteld.
De eerste hypothese stelde: Indeling van archetypen komt in het onderzoek overeen met de indeling van archetypen op grond van het emotioneel kompas. Deze hypothese werd volledig verworpen. De vier factoren, zoals deze uit de resultaten volgen, bezaten compleet andere archetypen dan bij de verdeling volgens het emotioneel kompas. De overkoepelende vier dimensies zijn opnieuw toegekend aan de vier factoren, maar slechts bij de dimensies sociaal en vrijheid dekten deze volledig de lading.
De tweede hypothese stelde: De reputatie en productbeoordeling van brandarchetypes wordt na positieve publiciteit positiever beoordeeld door mensen bij wie de consumentpersoonlijkheid overeenkomt met het brandarchetype dan door mensen bij wie deze overeenkomst niet aanwezig is. Deze hypothese wordt volledig verworpen. Hoewel de
brandarchetypes jester, caregiver, sage, magician en explorer na het lezen van een positief
bericht over het merk hoger beoordeeld worden door mensen met een fit dan door mensen met een misfit met dit merk, was dit verschil niet significant. Opvallend is dat bij verdeling van de
brandarchetypes na een factoranalyse, volledig component B (tabel 8) bij een fit na het lezen
van een positief nieuwsbericht leidt tot een hogere beoordeling van de reputatie. Daarnaast werd de productbeoordeling van de archetypen outlaw, lover, ruler en explorer hoger beoordeeld na een positief nieuwsbericht door mensen met een fit, maar deze verschillen bleken niet significant.
De derde hypothese stelde: De reputatie en productbeoordeling van brandarchetypes wordt na negatieve publiciteit minder negatief beoordeeld door mensen bij wie de consumentpersoonlijkheid overeenkomt met het brandarchetype dan door mensen bij wie deze overeenkomst niet aanwezig is. Deze hypothese wordt eveneens verworpen. Na een negatief nieuwsbericht wordt de reputatie van de brandarchetypes outlaw, caregiver, everyman, innocent, hero en creator hoger beoordeeld door mensen met een fit dan door mensen met een misfit. Deze verschillen zijn wederom echter niet significant. Bij volledig component C, hoewel niet significant, leidt een fit na het lezen van een negatief nieuwsbericht tot een hogere beoordeling van de reputatie. Dit geldt eveneens voor component D in tabel 8. Daarnaast wordt
35 na een negatief nieuwsbericht de productbeoordeling bij een fit hoger beoordeeld dan bij een misfit bij de brandarchetypes outlaw, caregiver, ruler, sage, hero en explorer. Ook deze verschillen zijn echter niet significant. Wel volgt uit een univariate variantie-analyse, waarbij zowel fit / misfit en het positieve nieuwsbericht / negatieve nieuwsbericht zijn meegenomen als onafhankelijke variabelen en productbeoordeling als afhankelijke variabele, een interactie-effect bij de productbeoordeling van het archetype magician. Bij een fit blijkt het soort nieuwsbericht tot een significant verschil te leiden. Bij een misfit blijft dit interactie-effect uit.
Terugkomend op de onderzoeksvraag In hoeverre hebben het soort nieuwsbericht en
een fit of misfit tussen het archetype van proefpersonen en het brandarchetype effect op reputatie- en productbeoordeling van brandarchetypes en welke rol speelt cognitieve dissonantie hierin? Kan geconcludeerd worden dat een fit of misfit tussen de persoon en het brandarchetype effect heeft op de beoordeling brandarchetypes. Daarnaast heeft ook het soort
nieuwsbericht (positief of negatief) effect op de beoordeling van merken gebaseerd op archetypen. De cognitieve dissonantie theorie wordt echter niet bevestigd. Een overeenkomst tussen brandarchetype en de persoonlijkheid van de consument leidt er niet toe dat een merk bij negatieve publiciteit sneller vergeven wordt en dat negatieve publiciteit minder invloed heeft op deze consumenten. Daarnaast wordt een merk bij een overeenkomst tussen brandarchetype en de persoonlijkheid van de consument een merk ook niet meer gewaardeerd na een positief nieuwsbericht. Toch volgt uit de resultaten dat het soort nieuwsbericht en een fit of misfit tussen de persoon en het merk wel leiden tot significante hoofdeffecten. Zo leidt een positief of negatief nieuwsbericht tot een significant verschil in beoordeling van de reputatie bij de archetypen jester, caregiver, explorer, everyman, innocent, ruler, magician, hero en creator en tot een significant verschil in productbeoordeling bij de archetypen creator, sage, magician, explorer en everyman. Daarnaast leidt een fit tot een significant verschil in beoordeling van de reputatie bij de archetypen ruler, magician, hero, creator, explorer en lover tot een significant verschil in productbeoordeling bij de archetypen magician, hero, creator, explorer, outlaw, jester, caregiver, everyman, innocent en sage.
