自媒體環境下“意見領袖”口碑營銷雙重路徑及對消費者決策的影響

張曉飛

（河南科技大學應用工程學院 河南三門峽 472000）

引言

社交媒體逐漸成為網絡社區的重要組成部分，也逐漸成為各大廠商進行口碑營銷的重要途徑。截止到2020年3月，中國網民數量達到9.04億，其中網絡購物用戶規模達到7.10億，以“拼多多”為代表的移動社交類電商企業發展迅速，也證明了通過社交媒體建立企業口碑，進而促進產品的網絡銷售，已經成為諸多廠商的共同選擇。企業通過在社交平臺上打造自媒體，進而與消費者進行互動，從而促成消費者的網上購物決策，口碑營銷被視為基于網絡虛擬關系的線上商業活動。在網絡環境下，消費者的購物決策很大程度上取決于信息的充足性，而“意見領袖”正逐步成為豐富消費者購物信息的重要途徑。在網絡購物領域，以李佳琪、薇婭為代表的一批意見領袖，一方面與廠商直接進行合作，為消費者提供折扣力度更高的商品，另一方面也負責為消費者把關，篩選出值得消費者購買的產品。因此，自媒體“意見領袖”已經逐漸成為口碑營銷的重要組成部分，自媒體“意見領袖”下消費者購物決策的形成機制可能與傳統環境中存在顯著不同，然而，現有研究更關注網絡購物平臺的信息供應和便利程度等要素，忽視了“意見領袖”的獨特作用。因此，需要從“意見領袖”的內在屬性出發，以“意見領袖”的可信度、更新頻次、產出內容質量，圍繞“意見領袖”的粉絲數量、社會效價以及資信水平等要素展開分析，觀察消費者的最終消費決策。

本文可能的創新點主要包括：基于ELM雙重路徑模型，將“意見領袖”的直接特征（外圍特征）和模型的中樞路徑（外圍路徑）相對應，從實證角度分析了“意見領袖”的直接特征和外圍特征對網絡消費者購物決策的作用機理。將ELM模型應用到網絡口碑營銷的理論路徑之中，擴展了該模型的解釋能力。

文獻回顧

（一）精細加工可能性模型（ELM）

ELM是心理學領域常用的模型，主要探索個人的態度形成以及改變的情況，該模型強調個體態度的改變是由兩條路徑所改變，其一是中樞路徑，注重其他個體的內在屬性，通過個體間的直接影響，導致客體的態度改變，并最終形成決策；其二是外圍路徑，通過外在遷移、要素推斷和信息加工改變客體態度，進而導致消費決策的變動。在絕大多數時刻，兩條路徑會同時對客體產生作用，進而導致消費者決策的遷移，隨著網絡購物的興起，已經有部分學者開始考察ELM視角下消費者態度的變化（吳憲、賽娜，2020），網絡購物之中，任何網民均能就自己已經發生的購物體驗進行評論，并對產品的質量、體驗給予評定，Xun Xu（2020）認為網絡評論是口碑營銷的重要組成部分。但隨著“刷單”“買評論”等逆向選擇行為的逐步發生，單純依賴購物評論作為口碑信息已經難以滿足消費者決策所需，因此需要進一步考察“意見領袖”給予的相關信息，通過考察“意見領袖”的作用對潛在消費者的心理影響，考察消費者的最終決策，但迄今尚無學者就該問題進行深入的分析。

（二）口碑營銷中消費者購買決策

現有的文獻主要從以下兩個方面說明口碑營銷中的消費者購買決策情況：從線上評論的視角。謝光明和金大祥（2018）的研究發現網絡社區的線上評論會影響消費者的購物意愿和感知特征，時間越接近的在線評論更容易影響消費者的購物決策，同時細節更豐富的在線評論更容易影響消費者的購物決策。韓心瑜和張向達（2018）則認為，線上評論的作用主要體現在延續性和存留性，由于線上評論被互聯網所記錄，故其影響可以持續作用，進而對遠期消費者決策產生影響。從企業自主營銷的視角。隨著企業參與營銷的深度不斷增加，企業自主進行的網絡營銷已經成為營銷的重要組成部分，周燕和商平平（2018）的研究發現，中國日化行業的平均網絡營銷投入比例從2005年的不足5%，至2016年已經提升至60%以上，這說明網絡自主營銷已經成為眾多企業的主要選擇。

（三）研究述評

以往關于網絡購物口碑營銷的消費者決策研究，絕大多數基于單一視角，即從線上評論或自主營銷的角度出發，這些研究一定程度上豐富了口碑營銷的理論范疇，但也忽視了自媒體這一新生事物的影響，尤其是忽視了自媒體“意見領袖”的經濟影響。具體而言，自媒體是產生于網絡時代，且直接面向網絡社區的垂直營銷渠道，其營銷力度遠勝于線上評論或自主營銷，而且線上評論和自主營銷也有向自媒體營銷靠攏的趨勢。例如，以消費者社區為基礎的“值不值得買”網站屬于典型的線上評論營銷范疇，但隨著社區受眾的增加，該網絡也逐步走向引入“意見領袖”等自媒體的路徑，保證網站頭部優質內容的產出。同時，大量企業在自主營銷過程中，會主動尋求與“意見領袖”的合作，以保證其營銷內容的輸出通道不受阻礙。但就目前來看，對于“意見領袖”的經濟作用分析仍不夠深入，尤其是“意見領袖”對消費者決策的影響研究甚少。另外，“意見領袖”營銷模式也屬于口碑營銷的新型范例，但該模式的實際作用也需要進一步的實證檢驗。

研究模型及假設

（一）消費者購買決策的雙重路徑

搭建消費者購買決策雙重路徑模型，首先要考慮“意見領袖”的中樞路徑，即意見領袖本身所具備的特征，本文采用“意見領袖”的可信度、更新頻次、產出內容質量3個指標作為中樞路徑的核心指標?！耙庖婎I袖”的可信度是指該“意見領袖”能否受消費者所信任，消費者相信并接受“意見領袖”所提供的內容，就能夠將“意見領袖”所提供的產品信息化為己用。“意見領袖”的更新頻次是指“意見領袖”進行內容輸出的頻率，“意見領袖”無法形成持續且有效的內容產出時，其可信度就會下降，因此“意見領袖”的更新頻次是左右消費者決策的重要因素。“意見領袖”的產出內容質量則是具體衡量其產品體驗的質量，包含了對產品屬性評價的精確性，以及其內容的精美程度。

其次，本文采用“意見領袖”的粉絲數量、社會效價以及資信水平作為外圍路徑的核心指標?！耙庖婎I袖”的粉絲數量是指該“意見領袖”在各種網絡平臺上獲取的粉絲總數，由于目前各大平臺的粉絲數量并不能直接反映其現實關注的人數，因此僅能作為外圍路徑的影響力作證?！耙庖婎I袖”的社會效價是指在社會中產生的影響力水平，主要體現在該“意見領袖”行為的社會關注度方面，本文借鑒Pham（2017）的方法，采用網絡搜索指數的方法進行衡量?！耙庖婎I袖”的資信水平則體現在其社會資產信用水平上，由于目前的自媒體“意見領袖”運營往往是采用MCU或工作室模式，因此將其關聯的企業的注冊資本作為其資信水平，能夠說明該“意見領袖”的經濟作用。

（二）意見領袖對消費者購買意愿的作用機理模型

在上述分析的基礎上，本文采用ELM模型，以“意見領袖”的內外部維度的六個變量構建消費者購買決策模型。首先觀察中樞路徑的作用機理，可信度指標反映了“意見領袖”的公信力水平，“意見領袖”基于親身體驗公正描述產品服務的質量，進而進行產品購物推薦，其蘊含的信息可信度隨之上升，因此與消費者的購物意愿正向關聯。根據汪旭暉等（2017）的相關研究，自媒體更新頻次與該自媒體的活躍度正向關聯，因此更新頻次更高的“意見領袖”，所能夠提供的信息密度更大，更能夠左右消費者的購物意愿。黃靜（2016）等指出，信息質量越高，越有助于降低信息不對稱情況，而“意見領袖”的產出內容質量直接關聯于信息質量，其推薦信息更全面，更能幫助消費者形成消費感知，進而強化購物意愿?；谏鲜鲇懻摚疚奶岢鋈缦录僭O：

圖1 ELM視角下“意見領袖”口碑營銷對消費者決策的作用機理

表1 測度項及內容

假設1：“意見領袖”的可信度正向影響消費者購物意愿。

假設2：“意見領袖”的更新頻率正向影響消費者購物意愿。

假設3：“意見領袖”的產出內容質量正向影響消費者購物意愿。

粉絲數量與“意見領袖”的影響力相互聯系，它反映了該“意見領袖”的受眾水平，而消費者對于粉絲數量較多的“意見領袖”的感知更強，認為粉絲更多的“意見領袖”往往能夠提供公正的信息輸出。其次，“意見領袖”的社會效價代表它的社會影響力，能夠影響公眾的整體判定情況，因此其社會效價對于消費者的購物感知有明顯的促進作用。最后，“意見領袖”的資信水平則從側面作證了該“意見領袖”的經濟實力，目前的“意見領袖”運營過程中，一旦推薦產品出現問題，除廠商需要向消費者進行補償之外，對“意見領袖”的社會影響力也會產生較大的負面影響，因此“意見領袖”一般會進行針對性地補償，由此可見資信水平能夠正面影響消費者的感知情況?；谏鲜鲇懻?，本文提出如下假設：

假設4：“意見領袖”的粉絲數量正向影響消費者購物感知。

假設5：“意見領袖”的社會效價正向影響消費者購物感知。

假設6：“意見領袖”的資信水平正向影響消費者購物感知。

在大量分析消費者消費決策的研究中，均證明了ELM模型的實用性和有效性。結合本文的上述六個假設，“意見領袖”的口碑營銷不僅是單線條的信息傳遞，而是緊密結合“意見領袖”本身特征和周邊特征的信息集合，例如可信度等，這些信息集合反映了消費者對“意見領袖”的整體信任度，也同時反饋了消費者的購物意愿和購物感知，進而左右其消費決策。因此，結合ELM視角，本文提出如下假設：

假設7：消費者購物意愿正向影響消費決策。

假設8：消費者購物感知正向影響消費決策。

（三）概念模型

由以上假設及分析，形成了ELM視角下“意見領袖”口碑營銷對消費者購買決策的概念模型，如圖1所示。

研究過程及分析

（一）量表設計

本研究外圍路徑的相關指標均為客觀指標，通過互聯網可以直接收集。但中樞路徑的指標為主觀性較強的指標，因此需要采用問卷調查的方法采集數據。采用5級李克特量表進行衡量，本文的3個中樞路徑結構變量均源于已有文獻，從而保證指標的內容效度?？尚哦鹊臏y量參考Benjamin（2016）的研究成果，更新頻率參考Pham（2017）的方法，產出內容質量參考Xun Xu（2020）的研究成果。量表的具體內容如表1所示。

（二）數據采集

本文的調查對象是長期關注“意見領袖”且具備網絡購物經歷的社交媒體用戶，這里的長期關注標準是至少關注該“意見領袖”3個月以上。相關內容的調查基于“問卷星”平臺，采取有償調查模式，受調查者達到長期關注標準線的量表將讀入研究數據庫。本次研究共回收319份問卷，剔除無效問卷和缺省值達10%以上的問卷后，獲得有效問卷267份，有效問卷的回收率為83.70%，達到實證研究的基本數據需求。從樣本對象的特征來看，被調查者中67.63%為女性用戶，32.37%為男性用戶，這與女性用戶更青睞“意見領袖”式營銷有關；絕大多數調查對象處于20-30歲之間，占94.15%，樣本對象具備年輕性；31.54%的調查對象收入處于3000-3999元區間，其次27.16%處于2000-2999元區間。在網絡購物頻率方面，54.16%的用戶每個月網購1-2次。

（三）數據分析

信度與效度。本文采用Cronbach' s α系數對量表進行基礎信度分析。量表中外圍渠道相關變量均為構成型變量，因此無需檢驗信度與效度，主要考察調查數據的信效度水平。三個核心變量的Cronbach' s α值處于0.792-0.834之間，說明量表整體可靠性較高。具體情況如表2所示。

表3 區別效度的檢驗

表4 標準路徑分析及假設檢驗結果

其次，本文依據平均抽取方差（AVE）的矩陣排列來觀察各個因子間的區別效度，從而避免因子間出現信息重疊。假設每個因子的AVE均大于與其他因子的相關系數，這說明量表區別效度較高。從表3可見，對角線上的值均大于其他列的數值，因此量表具備較高的區別效度。

結構模型檢驗。本文采用基于偏最小二乘法的LISERL8.70軟件構建各個變量間的結構方程，進而進行路徑分析。軟件運行后通過T檢驗值以及修正指數MI對初始模型進行優化，結構方程的擬合指標為：χ2/df=2.137，RMR=0.13，GFI=0.86，IFI=0.81，NFI=0.90，CFI=0.91，RMSEA=0.074。說明結構方程的擬合情況良好，各個路徑均通過T檢驗，模型修正后的相關檢驗結果如表4所示。假設2預測方向與實證結果悖離，假設4和假設8不成立，其余假設均成立。

結論與啟示

（一）研究結論

本文實證研究發現：“意見領袖”口碑營銷的作用主要通過中樞路徑發展，購物意愿是消費決策最終形成的核心前因變量?！耙庖婎I袖”的可信度是促成消費者購物意愿的核心動機，也是“意見領袖”得以成立的重要內因，同時“意見領袖”需要保持其產出內容的質量，才能鞏固其與消費者的聯系，強化消費者購物意愿。通過“意見領袖”的口碑營銷推介，讓消費者產生消費的想法，進而為這一想法買單，從而形成網絡購物決策。

“意見領袖”口碑營銷的外圍路徑對購物感知有一定影響，但購物感知并不能構成消費決策的前因變量，因此“意見領袖”無法通過外圍路徑左右消費者的最終消費決策。“意見領袖”的社會效價和資信水平都是其社會經濟影響力的作證，對普通消費者而言，接受相關“意見領袖”輸出的購物信息，會形成有關產品的購物感知，但這些外圍變量不足以促成感知向決策的轉變，這也證明“意見領袖”的外圍數據信息質量較低。

和本文預測不一致是，“意見領袖”的更新頻率負向影響消費的購物意愿。可能的解釋是，隨著“意見領袖”逐漸實現企業化運營，許多“意見領袖”和廠商的合作不斷深入，而消費者也敏銳的感知到了“意見領袖”推介信息的質量和價值正在隨之下降。許多頻繁更新信息的“意見領袖”已經失去了其參考意義，導致消費者無法與其形成粘性，進而對購物意愿產生負面影響。由此可見，“意見領袖”的更新頻率和內容質量之間可能相互沖突，高頻度的內容輸出也會造成消費者的流失，只有保證內容的精品化，才能夠影響消費者的決策。

（二）管理啟示

從本文的理論分析和實證結果中，可以提煉出一些有益于消費者及“意見領袖”發展的管理啟示。第一，對消費者而言，可以借助“意見領袖”的購物信息豐富信息渠道，擴展信息邊界，避免與廠商間的信息不對稱，同時利用“意見領袖”所提供的折扣實現消費效用增長，但與此同時，要避免盲從，防止“羊群效應”影響下的不理智消費。第二，對“意見領袖”而言，要把握其輔助消費者的身份，避免與廠商的過度接觸，對此，“意見領袖”需要不斷強化其內容的質量，以豐富的產品信息推介和深入的產品分析打動消費者，增強可信度，避免頻繁內容輸出下的信任問題。“意見領袖”應該進一步規范管理，優化其內容創造的情況，進而促進消費者決策的達成。