社交媒體中消費體驗分享行為對主觀幸福感的影響機制研究

劉佳剛 副教授 柒玉亮 通訊作者 張 琴 副教授

（中南大學商學院 湖南長沙 410083）

引言

進入21世紀以來，中國經濟持續高速發展，人們生活水平不斷提高，黨的十九大報告指出，我國社會主要矛盾已經轉化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發展之間的矛盾。人們對美好生活的向往，對幸福生活的渴望日趨強烈。面對“幸福悖論”，如何提升人們的主觀幸福感是學術界當下研究的一個重要現實問題。移動互聯網興起之后，隨著微信、微博等社交媒體的發展，在日常生活中，人們可以隨時隨地在社交網絡上分享消費體驗（如旅游、電影、美食等），消費體驗分享行為日益普遍。而這種消費體驗分享行為的出現，對消費者自身會產生什么影響？會讓消費者變得更幸福嗎？其內在機制和影響因素又是什么？目前學術界還缺乏對此問題的探討。

在營銷學領域，以往學術界關注較多的是消費者幸福感，反映消費者對獲取、準備、占有、消費、維持和處置產品的各個階段體驗的總體滿意狀態（Sirgy等，2008）。而主觀幸福感在以往研究中被忽略，近些年，學者們逐漸開始對主觀幸福感的研究，探討消費活動與消費者的生活質量和情感的相互關系。如有研究指出，綠色消費能夠提升消費者的主觀幸福感；消費者對旅游的感知服務質量正向影響主觀幸福感；重要的是，主觀幸福感能夠正向預測消費者的購買意愿，提高消費者忠誠度，促進消費者對享樂性產品和服務的消費（Kim等，2017；Huang等，2019）。由此可見，消費活動與主觀幸福感之間關系密切，消費活動能夠影響主觀幸福感，主觀幸福感進一步會影響消費者的購買決策以及顧客忠誠度等。因此，提升消費者的主觀幸福感，對企業營銷實踐而言同樣存在重大意義。

本文基于自我決定和自我建構理論，從分享視角出發，提出消費體驗分享行為對主觀幸福感影響的研究模型，探討其內在機制和影響因素，一方面豐富了現有對消費活動與主觀幸福感關系的研究成果，另一方面為提升消費者的主觀幸福感以及企業采取社交媒體營銷策略提供理論指導。

理論基礎與研究假設

（一）社交媒體和消費體驗分享行為

社交媒體是一種基于互聯網，建立在Web 2.0思想和基礎之上，允許用戶創建和交換用戶生成內容的應用程序。典型代表有中國的微信、微博、QQ等，美國的Facebook，What’s up，Twitter等。根據騰訊發布的《2018微信數據報告》顯示，截至2018年9月，微信月活躍用戶數約為10.8億，是目前中國用戶數量最多的社交媒體，已經成為中國社交媒體的典型代表之一。

消費體驗，又稱消費經歷，學術界將消費經歷按照消費形式及其功能性分為體驗性消費經歷和物質性消費經歷。體驗性消費經歷是指以獲得生活經驗為主要目的而進行的消費，消費的是一種無形活動（如旅游、演唱會等），而物質性消費經歷是指以獲得物質利益為主要目的而進行的消費，消費的是隨著時間能夠保留的有形產品（如衣服、家具等）（Gilovich，2010）。分享是一種人際交流，傳統分享方式主要為面對面、電話和短信，而隨著移動互聯網的興起，社交媒體的發展為消費者提供了多種新平臺來分享其消費經歷，并擴大其所分享內容的范圍。現有研究表明，消費者更喜歡在社交媒體上分享自己的體驗性消費經歷而不是物質性消費經歷（Duan等，2018）。綜上所述，本文將消費體驗分享行為定義為消費者經歷過體驗性消費后，在微信上通過微信朋友圈或者群組消息、私信等方式，向其他用戶表達或交流關于該次體驗性消費經歷的過程、評價、享受性和情感。

（二）主觀幸福感

學術界普遍認同主觀幸福感是具有三維結構的構念，它對所有人來說都有著較為統一的內涵，是一個包括認知成分和情感成分的綜合概念（Dittmar，2014）。認知成分是主觀幸福感最基礎的組成成分，反映一個人對總體生活滿意度和不同生活領域滿意度的評價；情感成分反映人們對生活中的快樂和所體驗到的不同情感頻率的評價，主要包括積極情感和消極情感。

（三）消費體驗分享行為與主觀幸福感的關系

消費者在消費體驗后會產生兩種不同的消費體驗，一種是積極的消費體驗，另一種是消極的消費體驗。已有研究表明，個體對日常積極活動的分享能夠增加積極情感，而與消極情感不相關（Gable等，2000）。分享積極的情感體驗可能再體驗到相關情緒，產生愉悅的感覺。也有相關研究指出，分享能夠促進分享者的情緒調節，生氣的消費者和不滿意的消費者為了釋放情緒會進行口碑傳播（Berger等，2014）。換言之，對于積極的消費體驗分享行為，消費者可能會再體驗到當時消費體驗時的快樂，促進分享階段積極情感的產生，并可能減少消極情感；而對于消極的消費體驗分享行為，則有利于消費者的情緒調節，削弱其消極情感，讓消費者變得更快樂。基于上述分析，提出如下假設：

H1：社交媒體中消費體驗分享行為正向影響主觀幸福感。

（四）關系需要滿足的中介作用

在影響主觀幸福感的因素中，基本心理需要占據重要角色，這一構念最早由自我決定理論提出。自我決定理論認為，個體有三種基本心理需要：關系需要、自主需要和能力需要。其中，關系需要是指與他人保持親密和持久關系的需要，關系需要滿足是指個體對關系的滿意程度（Guardia，2000）。

以往研究顯示，個體對日常生活中的關系需要滿足能夠提高生活滿意度，增加積極情感，并減少焦慮，當提供機會去滿足這種關系需要時，個體會感覺到幸福（Guardia，2000）。最近研究發現，相比物質性消費，體驗性消費更有利于提升個體主觀幸福感，原因是體驗性消費更容易滿足個體的關系需要，所以更能夠使人感覺到快樂（Tully等，2015）。如今，社交媒體的使用為消費者提供了更便捷的消費體驗分享渠道和形式，在中國，消費者可以通過微信、QQ、微博等向公眾實時分享自己的消費體驗，形式多樣，包括文字、照片、視頻等，并且能夠作為記錄長期保存。除此之外，消費者可以在社交網絡上和其他用戶進行點贊、評價和討論，形成社交互動，增進社會關系。因此，我們推測在社交媒體中消費體驗分享行為越多，更有利于消費者的關系需要滿足，關系需要滿足進而會對主觀幸福感產生積極影響。基于上述分析，提出如下假設：

H2a：社交媒體中消費體驗分享行為正向影響關系需要滿足。

H2b：關系需要滿足正向影響主觀幸福感。

圖1 研究模型

表1 信度和聚合效度

H2c：關系需要滿足在消費體驗分享行為與主觀幸福感的關系中起到中介作用。

（五）相依自我對關系需要滿足與主觀幸福感關系的調節作用

在社會心理學領域，Markus等（1991）首次明確了自我建構的定義及分類。自我建構理論依照個體對自己與他人關系的定義，將個體的自我建構分為獨立自我和相依自我兩種類型。獨立自我個體認為自己是自由、獨立的人，強調自己的完整性、獨特性、內在能力和原創思想，而相依自我個體認為自己是群體的一部分，重視關系和群體的和諧（Hu等，2016）。兩種自我建構類型可以并存于同一個體，西方人主要為獨立自我，而東方人主要為相依自我（Lu等，2001）。重要的是，最近研究表明，其中一種自我建構類型程度高，另一種自我建構類型程度也可能高（Cross等，2010）。因此，本文只關注在中國文化情境中消費者的相依自我類型。

以往一些研究從認知、情感、動機和行為的視角出發對相依自我的結果變量進行探討，如高相依自我個體對別人更加敏感，會更加留意別人（Hoyt等，2015），其對關系的積極評價更多，想到親密朋友時會變得更加自信，會努力去和他人保持親近，使自己的人際關系更加令人滿意（Milyavskaya等，2010）。近期研究發現，個體的相依自我能夠直接影響生活滿意度（Yu等，2016），Cheng等（2016）也指出相依自我與生活滿意度呈正相關關系。這些研究表明，關系在高相依自我個體中占據重要地位，會直接對個體生活質量和情感產生影響，因此，我們推測相依自我可能會調節關系需要滿足與主觀幸福感的關系，當個體處于高相依自我時，不僅會對關系更加滿意，而且對生活滿意度的評價更高，產生更強烈的積極情感。基于上述分析，提出如下假設：

圖2 主效應結構方程模型

圖3 相依自我的調節作用

H3：相依自我正向調節關系需要滿足與主觀幸福感之間的關系。具體而言，相比低相依自我，高相依自我消費者的關系需要滿足更能夠提升主觀幸福感。

在前述文獻回顧及假設的基礎上，構建本文研究模型，如圖1所示。

研究方法

（一）樣本與數據收集

本文以微信用戶作為研究對象，采取線上線下結合方式進行問卷調查。共收集問卷455份，有效問卷366份，問卷回收有效率為80.4%。其中男性174人，占47.5%，女性192人，占52.5%；本科學歷213人，占58.2%，碩士學歷153人，占41.8%；年齡在18歲以下的3人，其他年齡均分布在18-30歲之間。

（二）量表設計及變量測量

本文所有量表基于已有文獻提出，消費體驗分享行為量表源自Hsu等（2007），關系需要滿足量表來自Guardia等（2000）。對于主觀幸福感認知成分的測量，采用Diener（1985）開發的生活滿意度量表，情感成分的測量量表來自國內學者邱林等（2008）對PANAS的修訂版。有關相依自我的測量，因為題項過多可能會導致被試產生消極情緒，所以為了避免這個問題，參考Novin等（2014）的做法，選取Singelis（1994）開發的相依自我量表中3個具有代表性的題項構成本文的相依自我量表。

實證結果分析

（一）信度和效度檢驗

對于信度檢驗，總量表的Cronbach’s α值為0.87，其它各個潛變量量表的Cronbach’s α值均大于0.7，所以本文量表具有良好信度（見表1）。對于效度檢驗，驗證性因子分析顯示，在測量模型中，除了題項NA4的因子載荷低于0.5，對其進行移除，其它題項的因子載荷均高于0.5；移除NA4后的總體模型擬合結果為x2=1137.79，df=449，x2/df=2.53，GFI=0.84，RMSEA=0.06，IFI=0.91，CFI=0.91。x2/df 值介于1到3之間，GFI大于0.8可接受，RMSEA小于0.08可接受，IFI、CFI大于理想值0.9，所以總體模型擬合度良好；根據各潛變量測量模型的因子載荷，計算得到的組合信度（CR）均高于0.7，平均變異提取量（AVE）均不低于0.5，因此量表具有良好的聚合效度（見表1）。同時，AVE的平方根均大于因子相關系數的絕對值，表明量表具有較好的區分效度。

（二）模型及假設檢驗

主效應檢驗。通過AMOS 24.0建立如圖2所示的結構方程模型，模型擬合結果為x2=58.53，df =32，x2/df=1.83，GFI=0.97，RMSEA=0.05，IFI=0.99，CFI=0.99。x2/df 值介于1-3之間，GFI、IFI、CFI均大于理想值0.9，RMSEA達到理想值0.05，模型擬合度較好，所以模型可靠。路徑系數及顯著性結果見圖2，結果顯示，消費體驗分享行為對主觀幸福感的正向影響顯著（Β=0.30，P＜0.001），且能夠正向影響關系需要滿足（Β=0.43，P＜0.001），關系需要滿足可以正向預測主觀幸福感（Β=0.27，P＜0.001），假設H1、H2a、H2b得到驗證。

關系需要滿足的中介作用檢驗。通過AMOS 24.0運行Bootstrap程序，結果顯示，中介效應值為0.12，置信區間為[0.05，0.20]，結果不包含0，且直接效應值為0.30，置信區間為[0.16，0.44]，結果不包含0，所以中介效應和直接效應均顯著，說明關系需要滿足在消費體驗分享行為與主觀幸福感的關系中起到部分中介作用，假設H2c得到驗證。

相依自我的調節作用檢驗。通過SPSS 23.0安裝的process插件運行Bootstrap程序，結果顯示，關系需要滿足和相依自我的交互效應值為0.22，置信區間為[0.06，0.39]，結果不包含0，所以交互效應顯著，說明相依自我的調節作用存在。用均值加/減一個標準差作為高/低相依自我的評判標準，如圖3所示，當消費者處于高相依自我時，關系需要滿足能夠顯著提升主觀幸福感；而當個體處于低相依自我時，這種關系并不明顯。因此，假設H3得到驗證。

結論與建議

本文通過問卷調查，實證分析結果顯示：社交媒體中消費體驗分享行為對主觀幸福感具有顯著正向影響；關系需要滿足在消費體驗分享行為與主觀幸福感的關系中起到部分中介作用；相依自我調節關系需要滿足與主觀幸福感的關系，高相依自我消費者比低相依自我消費者更能夠感到幸福。

對消費者而言，消費者可以選擇在社交媒體上多分享自己的消費體驗，無論是積極或是消極的消費體驗，這種分享行為都有益于消費者自身長期主觀幸福感的提升，促進消費者整體生活質量的提高。對企業而言，現在社交媒體營銷已經成為很多企業的重要營銷手段，典型代表如微信營銷（張傳杰等，2017）。這種營銷方式應從消費者角度出發，可以考慮促進消費者的情感表達，增加其社會互動，滿足其關系需要，當消費者對關系更加滿意時，主觀幸福感得到提升，這對消費者與企業品牌的忠誠關系及產品和服務購買意愿存在積極影響。與此同時，由于相依自我可以通過外部刺激臨時啟動（Aaker，2001），企業可以激活促進消費者的高相依自我，能夠進一步提升消費者的主觀幸福感，增進這種積極影響。