数据分析及假设检验

12.4.1　操作性检验

为了增加实验的有效性，我们分别对广告代言人的性别角色以及商品的性别进行了操作性检验。在性别角色的判断上，我们依然采用likert5级量表请被试分别对代言人的男性气质和女性气质分别进行判断，结果正如我们预测，被试认为李宇春的男性气质要明显高于其女性气质(MM＝4.04，MF＝2.12，T＝22.52)，而小沈阳的女性气质就要明显高于男性气质(MM＝2.01，MF＝3.44，T＝-14.68)。

对于产品性别的操作性检验，我们同样在问卷中设置了相应选项，请被试对所看广告中的产品性别进行选择，结果发现78.9%的被试认为啤酒是男性产品，80.2%的被试认为唇膏是女性产品，而63%的被试认为冰红茶是中性产品(具体数据见表12.1)，说明本研究所选择的产品非常适合此次研究的需要。

12.4.2　量表的信度效度检验

本研究采用传统的Cronbach’s alpha系数对所使用量表的内部一致性进行测试，发现性别角色量表中的男性气质部分的alpha系数为0.759，女性气质部分的alpha系数为0.792，均超过了0.7的临界值，说明此部分量表具有较高的内部一致性；同时，广告效果评价量表的alpha系数为0.908，也反映出非常理想的信度。

表12.1　被试对广告中所使用产品的性别判断

对于所使用量表的内容效度，本研究所采用的各个量表均为前期研究使用过的成熟量表，已经在多次研究中被证实具有较好的效度，因此在内容效度上可以达到较高的标准。此外，本研究进一步通过AMOS7.0软件利用结果方程模型对量表进行了验证性因子分析(CFI)，结果发现理论模型的卡方自由度比(CMIN/DF值)为1.764，小于2说明假设模型的适配度较佳；RMSEA值为0.046，小于0.05表明模型适配度非常好；同时，GFI值为0.910，CFI值为0.937，TLI值为0.929，均超过了0.9的模型与实际数据拟合良好的标准；可见本研究所使用量表具有较为理想的建构效度。

12.4.3　假设检验

首先对回收的问卷进行分组处理，根据Spence，Helmreich和Stapp对性别角色区分的方式，以被试在男性气质与女性气质量表所得分数的中位数为划分基准，将男性气质和女性气质得分区分为高与低两个程度。将男性气质得分高于中位数，而女性气质得分低于中位数的样本界定为“男性气质”；将女性气质得分高于中位数，而男性气质得分低于中位数的样本界定为“女性气质”；如果两方面分数都高于各自的中位数，则界定为“双性气质”；最后，两方面分数均各自低于中位数的样本，则界定为“未分化气质”。具体分组的结果如表12.2所示：

表12.2　样本基于性别角色的分组结果

我们采用两次ANOVA的方法分别对反女(男)性刻板印象代言人广告对不同性别角色样本的广告效果进行了方差分析。研究的结果整合在图12.1中，方差分析的结果显示四种性别角色的样本在对反女性刻板印象代言人广告的效果评价上存在着显著的差异(F＝6.837，P<0.05)。其中男性气质的样本对广告效果评价最高(M＝3.04)，其次是双性气质的样本(M＝2.77)，再次是未分化气质的样本(M＝2.60)，得分最低的是女性气质的样本(M＝2.30)。说明样本对于反女性刻板印象代言人广告的接受程度取决于其个体的男性气质高低程度，男性气质较高的消费者更容易接受反女性刻板印象代言人广告，研究结果支持了假设H1和H1a。

在对反男性刻板印象代言人广告的效果评价中，同样发现广告对四种性别角色样本的效果存在显著的差异(F＝4.291，P<0.05)。进一步观察各种性别角色关于广告效果评价的得分，发现女性气质的样本对广告效果评价最高(M＝3.11)，排在第二位的是双性气质的样本(M＝2.88)，然后是未分化性别的样本(M＝2.70)，得分最低的是男性气质的样本(M＝2.58)。这一研究结果与对假设H1和H1a的检验结果非常相像，反男性刻板印象广告对于女性气质高的消费者效果更好(女性气质和双性气质的样本都是在女性气质上得分高的)，研究结果同样非常好的支持了假设H2和H2a。

图12.1　两种反性别代言人广告对四种性别特质样本的广告效果

对于假设H3及H3a和H3b，我们采用独立样本T检验的方法逐一对每种性别角色下的两种代言人广告效果进行了对比，结果发现男性气质的样本对反女性刻板印象代言人的广告效果评价要明显高于反男性刻板印象代言人广告(T＝3.631，P<0.05)，女性气质的样本对反男性刻板印象代言人的广告效果却要明显高于反女性刻板印象代言人广告(T＝-5.106，P<0.05)，而两种代言人广告对双性气质(T＝-0.631，P>0.05)和未分化气质(T＝-0.693，P>0.05)样本的效果没有显著差异。分析结果也可以清晰从图12.1中看出，故假设H3，H3a和H3b得到了支持。

假设H4，H4a和H4b是从商品的性别出发，来判断反刻板印象代言人广告的效果。方差分析(ANOVA)的结果如图12.2所示，不同性别的商品采用同一反女性刻板印象代言人广告，其效果存在显著差异(F＝5.73，P<0.05)；但是对于反男性刻板印象广告，不同性别商品的广告效果就没有明显的差异(F＝0.375，P>0.05)，因此研究结果支持假设H4a，部分支持H4，H4b则未能通过检验。

图12.2　两种反性别代言人广告对四种性别特质样本的广告效果

最后一部分假设是关于不同产品性别下何种反性别刻板印象代言人广告的效果更好。采用独立样本T检验的方法逐一对每种产品性别下的两种不同代言人广告的效果进行了差异性比较，结果发现对于男性产品，采用两种代言人广告的效果没有显著差异(T＝-1.17，P>0.05)，对于女性产品，采用反男性刻板印象代言人的广告效果就要比反女性刻板印象代言人的广告效果要好(T＝-2.423，P<0.05)，此外，对于中性产品，两种不同的代言人广告效果也没有显著差异(T＝-1.199，P>0.05)。因此假设H5a得到了支持，而假设H5和H5b未能通过检验。

12.4.4　样本生理性别对研究结果的影响检验

由于本研究选择的变量是消费者的性别角色而非生理性别，而生理性别作为一个重要的人口统计变量可能会对研究结果产生影响。因此本研究按照性别的差异将样本分成男、女两组，分别对不同类型反性别刻板印象代言人的广告效果得分进行了独立样本T检验，检验结果显示，无论是反女性还是反男性刻板印象代言人广告，其对于男性样本和女性样本的广告效果均没有显著差异(T反女性＝-0.019，P>0.05；T反男性＝1.681，P>0.05)。由此可见，样本的生理性别没有对研究结果产生影响。