社會化媒體品牌社區中品牌權益的影響因素研究

焦勇兵 高靜

？眼摘 要？演以974名消費者為樣本，對社會化媒體品牌社區中品牌權益的影響因素進行了實證檢驗。研究發現：消費者的內部動機通過其關系強度對其參與行為產生積極的影響，進而對品牌權益產生積極的影響；消費者的內部動機也通過其群體認同對其參與、生產和消費等行為產生積極的影響，進而對品牌權益產生積極的影響；消費者的獨立型自我建構和相依型自我建構分別對其內部動機和外部動機產生積極的影響；當擁有高度的心理健康時，消費者的獨立型自我建構對其內部動機產生積極的影響，而當擁有低度的心理健康時，消費者的相依型自我建構對其外部動機產生積極的影響。

？眼關鍵詞？演社會化媒體品牌社區；參與；生產；消費；品牌權益

[中圖分類號]F274 [文獻標識碼] A [文章編號]1673-0461（2018）09-0046-07

一、引 言

品牌社區將消費者與公司的品牌緊密地粘合，這對于品牌權益的提升至關重要[1]。品牌社區最初為線下形式，互聯網的出現催生了在線或虛擬品牌社區[2]。社會化媒體和品牌社區的聯姻產生了社會化媒體品牌社區，使品牌與消費者的關系更為親密[3]。因此，公司紛紛通過社會化媒體品牌社區中消費者的參與、生產和消費來提升其品牌權益。然而學術界對該方面話題的探討卻顯得滯后。在此背景下，本研究構建了一個以品牌權益為因變量、以獨立型自我建構和相依型自我建構為自變量、以參與、生產、消費、關系強度、群體認同、內部動機和外部動機為中介變量、以及以心理健康為調節變量的概念模型，旨在檢驗社會化媒體品牌社區中消費者的參與、生產和消費的前置因素以及參與、生產和消費對公司品牌權益的影響。數據分析結果顯示：消費者的內部動機會通過其關系強度的中介角色而積極影響其參與行為，進而積極影響公司的品牌權益；消費者的內部動機還會通過其群體認同的中介角色而積極影響其參與、生產和消費等行為，進而積極影響公司的品牌權益；消費者的心理健康在其自我建構對其內外動機的影響中具有調節作用，當消費者擁有高度的心理健康時，消費者的獨立型自我建構對其內部動機會產生積極的影響，而當消費者擁有低度的心理健康時，消費者的相依型自我建構對其外部動機會產生積極的影響。本研究的結論不僅為未來進行基于調研的社會化媒體品牌社區消費者行為研究帶來助益，而且也為營銷經理更加有效地開展社會化媒體營銷活動提供指南。

二、文獻綜述

品牌社區是一個專門由品牌崇拜者構成的社會關系集合，是維系消費者與營銷者之間長久的社會結構，顯著影響消費者忠誠[1]。互聯網出現以前，鑒于地理范圍約束，品牌社區需要成員之間面對面溝通才能建立，這就是線下品牌社區。線下品牌社區主要由公司而非消費者創建，而且成員數量有限，成員之間的很少互動和交流[2]。互聯網的出現使得在線或虛擬品牌社區得以創建，社區成員可以隨時隨地地聚集在一起，在線或虛擬品牌社區使成員擺脫了地理范圍約束，不需要親臨地理現場就可以進行互動和交流[4]。大多數在線或虛擬品牌社區由消費者創建[2]。

移動互聯網的出現使公司將社會化媒體引入品牌建設活動。由于不受任何地理范圍和位置的約束，社會化媒體在培育消費者和品牌的關系中起到關鍵作用。而且，社會化媒體本身就包含由不同品牌和顧客創建的品牌社區，消費者參與到這些社區中以從事與品牌相關的活動如產生創意、評論張貼、分享信息、上傳圖片、下載視頻、購買產品和服務等等[3]。不過，鮮有學者將社會化媒體同品牌社區結合在一起進行研究。因此，本研究將社會化媒體與品牌社區的結合稱為社會化媒體品牌社區。顯然，社會化媒體品牌社區是在線或虛擬品牌社區的子集，兩者之間的區別在于其所依托的平臺差異。在線或虛擬品牌社區一開始是建立在Web 1.0平臺上，信息技術的發展使在線或虛擬品牌社區的平臺從Web 1.0拓展到Web 2.0，而Web 2.0則是社會化媒體品牌社區的核心平臺。隨著社會化媒體用戶的迅速增長，營銷者紛紛創建社會化媒體品牌社區以吸引消費者參與其中，從而產生和擴大口碑，提高信息共享，驅動銷售增長[3]。

三、概念模型和關系假設

根據既有文獻，本研究構建了一個以品牌權益為因變量，以獨立型自我建構和相依型自我建構為自變量，以內部動機、外部動機、關系強度、群體認同、參與、消費和生產為中介變量，以心理健康為調節變量的概念模型（見圖1）。

（一）參與、生產和消費對品牌權益的影響

品牌權益是企業營銷活動與消費者互動的過程中，使消費者對其品牌形成知覺、聯想和態度傾向，從而轉化為實際購買行為，并為企業建立長期的差異化的競爭優勢[5]。消費者參與是指消費者通過體力投入、情感投入和/或智力投入參與到他們共同感興趣的活動[6]。在消費者參與到企業營銷活動時，也會引發消費者的生產和消費行為的產生。在和企業員工互動時，消費者被看作企業的合作生產者或半個員工，以實現服務績效以及開發新產品[7]。可見，消費者生產也是企業不可或缺的行為。另外，在參與企業營銷活動時，消費者一旦獲得令其滿意的價值體驗，就會產生消費者忠誠，從而引發消費者更多的消費行為[8]。鑒于社會化媒體品牌社區深受企業和消費者的歡迎，消費者的參與、生產和消費已成為企業的流行話題，然而相應的理論研究卻顯得滯后。社會化媒體具有參與性、創造性和互惠性等特征[9-13]，消費者不僅參與到企業營銷活動，還同員工一起開發新產品、創造內容、共享信息以及重復購買和推薦他人購買。在社會化媒體品牌社區中，消費者的參與程度越高，其與員工之間的互動程度就越高，從而會給其帶來更多的滿意[14]，進而會提升公司的品牌權益。而且，消費者經常聚集在一起進行創意產生、產品評價、信息分享、圖片上傳、視頻下載、產品試用、服務購買等活動，也經常與員工一起進行新產品開發、內容創造、信息共享、重復購買和推薦他人購買等活動[12]，這就會引致消費者獲取更多的滿意[14]，從而提升公司的品牌權益。鑒于此，本研究假設：

H1：消費者的參與（a）、生產（b）和消費（c）對品牌權益會產生積極的影響。

（二）關系強度對參與、生產和消費行為的影響

關系強度是指一個網絡中成員之間的粘合效力，分為強關系和弱關系[15]。強關系構成了個人網絡中較為強烈、親密的關系，能夠提供實質性的情感支持[15]；弱關系由廣泛的熟人和同事組成，促進廣泛話題的信息搜尋[15]。研究發現關系強度導致諸多后果，卻鮮有學者就社會化媒體品牌社區中關系強度對消費者的參與、生產和消費行為進行探討。 在社會化媒體品牌社區中，由于能輕易地獲取個人網絡，強關系和弱關系都會影響消費者的參與、生產和消費。強關系在個體和小群體層次上會施加影響，弱關系則將個人網絡拓展到外群體，從而擴展弱關系潛在的影響力。所以，本研究假設：

H2：消費者的關系強度對其參與（a）、生產（b）和消費（c）產生積極的影響。

（三）群體認同對參與、生產和消費行為的影響

群體認同是指個體對其屬于某一群體的認可[16]。擁有一個特殊的群體認同意味著和某個群體相融合、和內群體其他成員相似以及從群體的觀點看待問題[16]。群體認同可以使成員推薦他人消費[17]或參與群體活動[18]。在社會化媒體品牌社區中，消費者的參與、生產和消費會受到群體認同的影響。當消費者認同其所在的品牌社區時，就會更加積極地參與品牌社區中的各種活動[18]，就會在朋友圈中越發積極地對相關品牌進行正向評價，就會推薦其聯絡人進行相關品牌的購買[17]，就會更加積極地對相關品牌進行口碑傳播，就會更加積極地購買相關的產品和服務。因此，本研究假設：

H3：消費者的群體認同對其參與（a）、生產（b）和消費（c）產生積極的影響。

（四）動機對關系強度和群體認同的影響

動機是指個體的行為傾向，分為內部動機和外部動機[19]。內部動機是指因固有的興趣或愉悅感而做某事[19]，外部動機是指因導致可分離的某種結果而做某事[19]，而不是因為做這件事情本身有內在吸引力而采取行動[20]。動機被公認是個體行為和信息技術采納行為的關鍵決定因素[20]。不過，還未曾有學者探討動機對關系強度和群體認同的影響。在社會化媒體品牌社區中，一方面，消費者加強同其聯絡人的關系以及想獲取群體認同是出于愉悅感和興趣的需要。另一方面，消費者加強同其聯絡人的關系以及想獲取群體認同是出于外在利益的驅使。因此， 本研究假設：

H4：消費者的內部動機對其關系強度（a）和群體認同（b）產生積極的影響；而消費者的外部動機對其關系強度（c）和群體認同（d）也產生積極的影響。

（五）自我建構對動機的影響

自我建構是指個體如何認識其自身與其他成員之間的關系，分為獨立型與相依型兩個維度[9-12]。獨立型自我建構的個體傾向于突出其本身的獨特和自主價值，傾向于追求表達其個性的目標[9-12]；相依型自我建構的個體則倚重于強調團結與和諧的價值，傾向于追求社群融合的目標[9-12]。學者們就自我建構引發的后果進行了研究[9-12]。不過，鮮有學者就社會化媒體品牌社區中自我建構對動機的影響進行研究。在社會化媒體品牌社區中，當擁有較高程度的獨立型自我建構時，消費者傾向于追求象征其個性價值的目標，表現出追求愉悅和享樂價值的內部動機[21]；當擁有較高程度的相依型自我建構時，消費者傾向于追求突出團結與和諧的價值目標，表現出與他人互動與聯絡的外部動機[21]。因此，本研究假設：

H5：消費者的獨立型自我建構對其內部動機會產生積極的影響（a），消費者的相依型自我建構對其外部動機會產生積極的影響（b）。

（六）心理健康在自我建構對動機影響中的調節作用

心理健康是指積極情感對消極情感占有絕對優勢以及對整體生活感到滿意[21]。在社會化媒體品牌社區中，心理健康會調節自我建構對動機的影響。當擁有高度的心理健康時，具有獨立型自我建構的消費者會呈現出更多的內部動機，他們健康的心態會激勵他們沉浸于自己感興趣的內容，從而強化其對固有興趣或愉悅感的體驗。當擁有低度的心理健康時，具有相依型自我建構的消費者會呈現出更多的外部動機，他們消極的心態會導致他們尋求親朋的聯絡以求心理撫慰。鑒于此，本研究假設：

H6：當擁有高度的心理健康時，消費者的獨立型自我建構對其內部動機會產生積極的影響（a），當擁有低度的心理健康時，消費者的相依型自我建構對其外部動機會產生積極的影響（b）。

四、研究設計

（一）研究對象和資料收集

鑒于要檢驗社會化媒體品牌社區的概念模型，本研究將目標母體鎖定于社會化媒體中品牌社區中的所有成員。本研究對調查對象進行了嚴格的條件篩選，即每一位問卷填寫者必須是社會化媒體中某一或某些品牌社區中的成員，他們被要求列出所參與的社會化媒體品牌社區的名稱。問卷的發放和回收通過微信、QQ、微博等社會化媒體進行，時間持續210多天。調查對象來自各行各業，包括服裝、護膚美容、手機、電腦、銀行、保險、汽車、教育培訓等。在受邀填寫問卷的1797位調查對象中，974位返回了有效問卷，問卷答復率是54.2%。這種資料收集方法同既有的相關研究[9-13]是一致的。所有974位調查對象的平均年齡為31.9歲，其中50.6%為女性。

（二）變量操作化測量

所有的變量都采用里克特（Likert）5點量表來測量，從“非常不同意”到“非常同意”。獨立型自我建構和相依型自我建構的量表開發源于Jiao et al.[9]的研究，分別包括個4和5個問項；心理健康的量表設計源于Diener et al. [21]開發的“積極樂觀”量表，包括5個問項；內部動機的量表源于Davis et al.[20]的研究，包括3個問項；外部動機的量表依據Elliot & Covington[19]的研究而改編，也包括3個問項；關系強度的量表根據Granovetter[15]的定義自行創建，包括5個問項；群體認同的量表源于Jiao et al.[9]開發的量表，包括4個問項；參與的量表依據Rodie & Kleine[6]的研究而自行編制，包括5個問項；生產的量表基于Fang et al.[7]的研究而自行編制，亦包括5個問項；消費的量表根據Gummerus et al.[8]的研究自行設計，包括4個問項；品牌權益的量表根據Keller [5]的研究改編而成，包括6個問項。

五、數據分析結果

（一）測量模型的信度和效度檢驗

本研究選取Cronbach's Alpha（α）系數值、組合信度（CR）值和平均變異數萃取量（AVE）值這3個最常用的指標來檢驗測量模型的信度，表1所示，所有變量的α系數值均在0.70以上，CR值均在0.60以上，AVE值均在0.50 以上，表明測量模型的信度很好。本研究通過χ2/df、RMSEA、CFI、GFI、AGFI、IFI、NFI和RFI等擬合指數指標來評估測量模型建構效度，通常χ2/df的值介于2和5之間；RMSEA的值通常在0.10以下表示好的擬合，在0.05以下則表示非常好的擬合；CFI、GFI、AGFI、IFI、NFI和RFI的值分別在0.90以上表示擬合很好，結果表明該11個變量構成的測量模型具有良好的擬合度：χ2/df = 3.23，RMSEA = 0.08，CFI = 0.97，GFI = 0.94， AG= 0.93， IFI= 0.94，NFI= 0.96，RFI= 0.92。本研究選取完全標準化因子載荷（SFL）、復平方相關系數（SMC）來檢驗測量模型的收斂效度，數據結果顯示所有的SFL值和SMC值均在p<0.001顯著性水平上達到 0.50 以上，表明測量模型的收斂效度很好。本研究也檢驗了測量模型的區別效度， 數據顯示每兩個變量之間的相關系數絕對值均在0.90以下，而且AVE 的平方根也大于每兩個變量之間的相關系數值，說明測量模型的區別效度很好（見表2）。

（二）結構模型和假設關系檢驗

驗證性因子分析結果顯示整個結構模型具有很好的擬合度：χ2/df= 3.26，達到了介于2與5之間的要求，RMSEA=0.06，達到了0.10好的標準并接近于0.05的非常好的標準，CFI= 0.93、GFI= 0.97、AGFI=0.94、IFI= 0.92、NFI= 0.95、NNFI=0.91、RFI=0.98，也符合大于等于0.90的標準。

本研究通過路徑關系即標準化回歸系數β值來檢驗結構模型的前5個假設關系（H1～H5），β值愈大表示路徑的因果關系愈顯著。圖2顯示從H1a到H5b的假設關系中，H1a、H1b、H1c、H2a、H3a、H3b、H3c、H4a、H4b、H5a和H5b因達到顯著性水平（p≤0.001，p≤0.01或p≤0.05）而被支持；而H2b、H2c、H4c和H4d因未達到顯著性水平（p≤0.001，p≤0.01或p≤0.05）而被拒絕。

本研究發現H1a、H1b和H1c（消費者的參與、生產和消費對品牌權益會產生積極的影響）都得到了強有力的支持。H1a、H1b和H1c的β值分別是0.431、0.448和0.437，3個關系假設均 在p≤0.001水平上顯著，說明對H1a、H1b和H1c的支持成立。研究結果顯示，H2a（消費者的關系強度對其參與產生積極的影響）亦得到了強有力的支持。H2a的β值是0.384，該關系假設亦在p≤0.001水平上顯著，說明對H2a的支持成立。研究結果還顯示，H3a、H3b和H3c（消費者的群體認同對其參與、生產和消費產生積極的影響）亦都得到了強有力的支持。H3a、H3b和H3c的β值分別是0.634、0.705和0.592，三個關系假設亦均 在p≤0.001水平上顯著，說明對H3a、H3b和H3c的支持亦成立。正如假設的那樣，H4a和H4b（消費者的內部動機對其關系強度和群體認同產生積極的影響）也得到了強有力的支持。H4a和H4b的β值分別是0.139和0.141，兩個關系假設在p≤0.01水平上顯著，說明對H4a和H4b的支持也成立。數據分析結果表明H5a和H5b（消費者的獨立型自我建構對其內部動機會產生積極的影響，消費者的相依型自我建構對其外部動機會產生積極的影響）也得到了強有力的支持。H5a和H5b的β值分別是0.117和0.121，兩個關系假設在p≤0.05水平上顯著，說明對H5a和H5b的支持也成立。

然而，H2b和H2c（消費者的關系強度對其生產和消費產生積極的影響）卻遭到了拒絕。H2b和H2c的β值分別是0.009和0.007，對應的p值分別為0.923和0.916，說明這兩個關系假設均在p≤0.001，p≤0.01或p≤0.05水平上呈現非顯著性，因此對H2b和H2c的支持不成立。；另外，H4c和H4d（消費者的外部動機對其關系強度和群體認同產生積極的影響）也沒有得到支持。H4c和H4d的的β值分別是0.005和0.008，兩個關系假設的顯著性p值分別為0.927和0.984，因達不到p≤0.05的標準而被拒絕。

本研究通過調節回歸分析來檢驗心理健康在自我建構對動機的影響中的調節作用（H6a和H6b），調節效應也以標準化回歸系數β值來呈現（見圖2），系數愈大表示在因果關系中的重要性愈高。在H6a中，本研究預測心理健康在消費者的獨立型自我建構對其內部動機的影響中具有調節作用。數據運行結果顯示雙因子交互效應（IS ×PW） 呈現顯著性（β= 0.394，p≤0.001）。也就是說，當消費者擁有高度的心理健康時，消費者的獨立型自我建構對其內部動機會產生積極的影響，而當消費者擁有低度的心理健康時，消費者的獨立型自我建構對其內部動機不會產生積極的影響。因此，H6a成立。在H6b中，本研究預測心理健康在消費者的相依型自我建構對其外部動機的影響中具有調節作用。數據運行結果顯示雙因子交互效應（ITS×PW） 呈現顯著性（β= -0.138，p≤0.01）。也就是說，當消費者擁有低度的心理健康時，消費者的相依型自我建構對其外部動機會產生積極的影響，而當消費者擁有高度的心理健康時，消費者的相依型自我建構對其外部動機不會產生積極的影響。因此，H6b也成立。

六、研究結論和啟示

本研究聚焦于社會化媒體品牌社區中消費者行為的前置因素及其對品牌權益的影響并得出以下結論：消費者的內部動機通過其關系強度對其參與行為產生積極的影響，進而對公司的品牌權益產生積極的影響；消費者的內部動機亦通過群體認同對其參與、生產和消費等行為產生積極的影響，進而對公司的品牌權益產生積極的影響；消費者的獨立型自我建構和相依型自我建構分別對其內部動機和外部動機產生積極的影響；當擁有高度的心理健康時，消費者的獨立型自我建構對其內部動機產生積極的影響，而當擁有低度的心理健康時，消費者的相依型自我建構對其外部動機產生積極的影響。

出乎本研究預期的是，H2b（消費者的關系強度對其生產產生積極的影響）和H2c（消費者的關系強度對其消費產生積極的影響）并不顯著。一個可能的原因是消費者在參與到社會化媒體品牌社區中時，與這些消費者呈現高關系強度的朋友圈基本上是這些消費者的家庭成員或其他非常親密的人士，消費者與他們這些家庭成員或其他非常親密的人士所構成的高關系強度只會對消費者在社會化媒體品牌社區中的參與行為施加影響，但一旦消費者產生生產（如張貼產品或服務的相關信息）意愿或消費（如購買相關產品或服務）意圖時，這些消費者的家庭成員或其他非常親密的人士就會對他們的生產和消費意愿提出建設性的意見、建議甚至是忠告，而且消費者也愿意傾聽他們這些最親密的家人或好友的意見、建議甚至是忠告，這就會導致消費者在做出生產或消費決策時會三思而后行。如此看來，H2b和H2c這兩個關系假設遭到拒絕也就不奇怪了。另外，H4c（消費者的外部動機對其關系強度產生積極的影響）和H4d（消費者的外部動機對其群體認同產生積極的影響）也不顯著。一個可能的原因是消費者在進行有關參與、生產和消費等活動時，并非出于其所在的朋友圈與其之間的粘性以及其所在的朋友圈對其本人的認可程度等外界的壓力、刺激和誘惑，而是因為他們在品牌社區中的參與、生產和消費等過程能夠給他們帶來享受，這樣消費者就會因樂趣、興趣或固有的心理需求而結成緊密的朋友圈，并相互聯絡和認可。

本研究的理論貢獻體現在：首先，本研究創建性地提出了社會化媒體品牌社區的概念，這為未來的社會化媒體品牌社區研究提供一個范式框架。其次，本研究對社會化媒體中品牌社區的消費者行為進行參與、消費和生產3種類型的劃分，這為未來更加深入的社會化媒體品牌社區消費者行為研究奠定了基礎。第三，本研究引進關系強度這一構念以反映社會化媒體品牌社區中消費者所在朋友圈的關系親密程度，未來的研究可以就這個方向進行進一步的挖掘。第四，本研究引進群體認同這一構念以解釋社會化媒體品牌社區中消費者被所在朋友圈所認可的程度，這為未來的進一步研究指出了方向。

本研究給營銷經理帶來如下的管理啟示：首先，本研究的結論會幫助營銷經理對社會化媒體品牌社區中的消費者行為進行更深入的洞察，從而有益于他們更加針對性地制定和實施社會媒體營銷戰略。其次，本研究將社會化媒體中的消費者行為劃分為參與、消費和生產3種類型，營銷經理可依據這3種行為對消費者市場進行細分，從而再依據相應的目標市場對公司的產品和服務進行定位。再次，營銷經理不僅要激發消費者對品牌的內在興趣，還要把具有共同愛好和興趣的消費者聚集在一起以形成和鞏固品牌社區，從而提升品牌權益。

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