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    品牌微博與瀏覽者類社會互動對品牌關系的影響研究

    2015-07-24 07:22:54◇潘
    市場研究 2015年4期
    關鍵詞:瀏覽者效度變量

    ◇潘 婷

    一、引言

    伴隨著微博的興起,企業(yè)紛紛建立自己的品牌微博,開展新產品推廣、品牌宣傳、客戶關系維護等網絡營銷活動。艾瑞咨詢整理e-marketer數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),美國Twitter用戶對自己在社會化媒體所關注的品牌的忠誠度正在逐漸上升。然而,品牌微博擁有眾多粉絲,但參與微博評論與轉發(fā)的用戶并不多。例如:Nike新浪官方微博擁有粉絲28萬,他2014年9月30日所發(fā)微博“帶上大家的祝福,你將飛得更遠。#做個出頭鳥#@李娜”的轉發(fā)數(shù)為3374條、評論數(shù)為310條、點贊數(shù)為944個。

    Ji Hee Song等[1]學者通過研究發(fā)現(xiàn)類社會互動關系能夠影響受眾與角色之間形成積極的關系紐帶。臺灣學者洪寧[2]以Facebook品牌主頁與粉絲為研究對象,認為其屬于類社會互動關系的研究范疇。本文中,微博瀏覽者的角色相當于傳統(tǒng)媒體中的受眾,而活躍的品牌微博相當于傳統(tǒng)媒體中的主持人、傳播者等角色。本文的研究以類社會互動理論為基礎,探究社會吸引、任務吸引、活躍度和內容相似性通過類社會互動關系影響品牌關系的機制。希望通過實證研究為未來企業(yè)通過品牌微博發(fā)布產品信息、進行品牌推廣、維護客戶關系等提供有價值的理論依據(jù)和合理化建議。

    二、理論基礎

    1.類社會互動理論

    Horton和Wohl最早將類社會互動的概念引入社會學,他們將角色與受眾關系描述為“單邊的、親密的關系”[3]。Rubin(1985)將類社會互動定義為,受眾通過媒體角色、內容等發(fā)生的有目標導向的類社會涉入,受眾與媒體角色之間會形成很強的關系紐帶[4]。Hoerner率先將類社會互動關系引入網站中的虛擬人物與瀏覽者互動進行研究,并認為類社會互動的定義更加適用于檢驗網站中的關系[5]。根據(jù)學者對類社會互動的定義,可以得出其三個主要特征:單邊性;以媒體為中介;人際關系相似性。

    2.品牌關系

    品牌關系這一概念最早來自于實踐,由學者Blackston(1992)提出。他認為品牌關系是一個雙向互動的概念,并創(chuàng)造性將品牌視為關系的主動參與方,得到了較多學者的支持[6]。Susan Fournier(1998)發(fā)展了關系理論,提供了一個探討消費者與品牌情景關系有效性的類型框架[7]。周志民(2004)以人際關系理論為基礎,并在中國背景下,研究了廣義品牌關系的構成維度[8]。Blackston[6]、Fournier[7]等學者認為相比于品牌個性、品牌忠誠,品牌關系能更好地解釋消費者的某些品牌消費行為。

    三、研究模型與假設

    基于前人的研究,影響類社會互動的前置因素眾多。在品牌微博自身特征方面,角色吸引力是瀏覽者感知類社會互動關系的重要前置因素[10];角色出現(xiàn)的頻率也是影響類社會互動關系的因素[11]。在品牌微博信息特征方面,內容相關性是指觀眾感知節(jié)目與自身需求的相關程度,是影響受眾感知角色類社會互動強度的又一前因[12]。因此,本文從品牌微博的社會吸引、任務吸引、活躍度與內容相關性四個方面,分析它們通過類社會互動對品牌關系的影響。

    附圖 本文研究模型

    1.品牌吸引與類社會互動

    Rubin&Mc Hugh[13]的研究顯示,吸引是類社會互動最關鍵的要素。而在本研究品牌微博的情境中,品牌吸引指瀏覽者對品牌如同對人的評價或喜歡的態(tài)度。Rubin[4]通過研究發(fā)現(xiàn)社會吸引和任務吸引對類社會互動關系有著顯著影響。而外表吸引對類社會互動則不必然造成影響。在類社會互動的角色吸引相關研究上,許多實證研究也發(fā)現(xiàn)與人際傳播研究結果一致,即當角色吸引力越強,類社會互動越高[13]。因此,本文提出以下研究假設:

    H1:社會吸引對微博瀏覽者感知類社會互動關系有顯著的正向影響。

    H2:任務吸引對微博瀏覽者感知類社會互動關系有顯著的正向影響。

    2.活躍度與類社會互動

    Hall等學者認為觀看角色時間的長度對形成類社會互動的關系具有必要性[11]。Rubin的研究認為電視曝光的量與電視角色的類社會互動呈現(xiàn)正相關。更多時間觀看,使得角色的吸引力增強,進而提高觀眾類社會互動的感知強度[4][13]。在微博平臺中,用活躍度代表品牌微博出現(xiàn)的頻率,活躍度高的品牌微博能夠提高瀏覽者感知該品牌的類社會互動強度。據(jù)此,本文提出如下假設:

    H3:品牌微博的活躍程度對微博瀏覽者感知類社會互動關系有顯著的正向影響。

    3.內容相關性與類社會互動

    Biel等(1990)研究表明電視觀眾感知節(jié)目內容與自己越相關,越容易參與其中[12];包敦安以虛擬社區(qū)發(fā)帖者與瀏覽者為研究對象,研究表明虛擬社區(qū)發(fā)帖者發(fā)布與主題無關的信息會降低瀏覽者對其類社會互動關系強度的感知[14]。在微博平臺上,品牌微博發(fā)布與品牌、產品主題無關的信息會削弱瀏覽者對其類社會互動關系強度的感知,基于此,本文提出如下假設:

    H4:微博內容相關性對微博瀏覽者感知類社會互動關系有顯著正向影響。

    4.類社會互動與品牌關系

    Horton和Wohl通過對角色與受眾之間的類社會互動關系研究表明,受眾通過多次觀看,逐漸對角色感到親密并強化與角色的關系[3]。Ji Hee Song和George通過對電視購物行為研究后發(fā)現(xiàn),瀏覽者與主持人形成類社會互動關系,瀏覽者傾向于購買所倡導的產品[1]。Ballantine和Martin通過虛擬社區(qū)成員研究表明類社會互動關系越強,受眾通過媒體獲取的信息越多,導致更積極的行為[15]。閆常通過企業(yè)微博互動策略研究發(fā)現(xiàn)微博策略最終影響消費者品牌關系[16]。據(jù)此,本文提出了以下假設:

    H5:類社會互動對微博瀏覽者與品牌關系有顯著正向的影響。

    四、數(shù)據(jù)收集與結果

    1.樣本描述

    本研究的數(shù)據(jù)收集主要采取網絡問卷和實地問卷形式收集,數(shù)據(jù)收集時間為2014年9月14日至2014年10月11日,共回收問卷296份,其中有效問卷228份,有效率為77.02%。在受訪者性別中,男性占45.18%,女性占54.82%;年齡段中,21~30歲的比例為78.07%,占樣本中的大多數(shù);31~40歲的比例為8.33%;在受訪者教育程度里,大學(含大專)及以上學歷占59.21%;受訪者中,每天上網時間2~4小時所占比重為55.26%。

    2.信度和效度檢驗

    (1)內部一致性

    本研究使用SPSS21.0與AMOS20.0對數(shù)據(jù)進行分析,內部一致性采用Cronbach’s α系數(shù)進行檢驗。量表總體信度達0.945,如表1所示,各變量Cronbach’s α系數(shù)均大于0.8,因此,本量表具有較好的內部信度。

    (2)效度分析

    本文采用AMOS20.0對各變量量表的效度進行檢驗,如表1所示,各變量的因子載荷指數(shù)在0.678~0.912之間,均超過0.6,且在P〈0.001的條件下顯著。各變量的平均變異數(shù)抽取量AVE均大于0.5。組合信度CR介于0.781~0.901之間,也達到了可接受水平。綜上所述,本量表具有較高的收斂效度。

    表1 內部一致性因子檢驗

    在區(qū)別效度方面,利用因子分析的結果來評價。如表2所示,平均變異數(shù)抽取量AVE值的平方根值均大于該變量與其他變量之間的相關系數(shù),說明這些變量間具有較好的區(qū)別效度。

    表2 變量間相關系數(shù)矩陣

    3.結構模型檢驗

    模型的主要擬合指標值分別為,絕對擬合優(yōu)度指數(shù)χ2=395.650,df=210,χ2/df=1.884 小于 2;GFI=0.847 略低于 0.90,AGFI=0.80,CFI=0.915 大于 0.90,RMSEA=0.077 小于 0.08,RMR=0.076小于0.08;增值擬合優(yōu)度指數(shù)IFI=0.916,TLI=0.900,NFI=0.863均接近于0.90的理想值。筆者認為以上的擬合指標均較為理想,該模型擬合效果較好。

    4.假設檢驗

    如表3所示,各變量之間的路徑系數(shù)均達到顯著水平,本文假設 H1、H2、H3、H4和 H5均成立。

    表3 假設檢驗的結果

    五、研究局限與展望

    本研究對類社會互動理論的研究范圍進行了延伸;以新社會化媒體微博為平臺,有利于比較不同因素對微博瀏覽者感知類社會互動關系的強度大小,給予企業(yè)正確的建議和指導以開展營銷實踐活動。

    本文只考慮了品牌微博自身特征與信息特征的因素,并未研究微博瀏覽者個體特征對類社會互動關系的影響。未來的研究可進一步拓展相關變量,豐富新媒體平臺上類社會互動關系對品牌關系的影響機制。

    [1]Ji Hee Song,George M.Zinkhan.Deeterminants of Perceived Web Site Interactivity[J].Journal of Marketing,2008(72).

    [2]洪寧.Facebook上消費者類社會互動對品牌關系的影響[D].國立政治大學碩士論文,2010.

    [3]HORTON D.,WOHL R.R..Mass communication and parasocial interaction:Observation on intimacy at a distance[J].Psychiatry,1956(03).

    [4]Rubin,A.M.,Perse,E.M.,&Powell,R.A.Loneliness,para -social interaction,and local television news viewing[J].Human Communication Research,1985(02).

    [5]Hoerner,John.Scaling the Web:A Para-social Interaction Scale for World Wide Web Sites[J].in Advertising and the World Wide World,ed.David W.Schumann and Esthorson,NJ:Lawrence Erlbaum,1999.

    [6]Blackston,M.Observations:Building brand equity by managing the brands relationships[J]1Journal of Advertising Research,1992,(May/Jun1).

    [7]Susan Fournier,Consumer and Their Brands:Developing Relationship Theory in Consumer Research[J].Journal of Consumer Research,1998(03).

    [8]周志民,盧泰宏.廣義品牌關系結構研究[J].中國工業(yè)經濟,2004(11).

    [9]Pankaj Aggarwal.The Effects of Brand Relationship Norms On Consumer Attitudes and Behavior. Journal of Consumer Research.Vol.31 June 2004.

    [10]Cohen,J.Para-social break-up from favorite television characters:The role of attachment styles and relationship intensity[J].Journal of Social and Personal Relationships,2004(21).

    [11]Hall,J.,Wilson,K.M.,Wiesner,K.E.&Cho,H.Improving the Understanding of Para-social Interaction:A review of its effects,conceptualizations,and antecedents[J].NCA 93rd Auunal Convention,2007.

    [12]Biel,A.L.,C.A.Bridgwater.Attributes of Likable Television Commercials[J].Journal of Advertising Research,1990(30).

    [13]Rubin,A.M.,Perse,E.M.Audience activity and soap opera involvement:A uses and effects investigation[J].Human Communication Research,1987(02).

    [14]包敦安,董大海,孟祥華.瀏覽者感知發(fā)帖者類社會互動關系研究[J].管理學報,2011(07).

    [15]Paul.W.Baliantine,A.S.Martin.Forming Para-social Relationships in Online Communities[J].Advances in Consumer Research,2005(32).

    [16]閆幸,常亞平.企業(yè)微博互動策略對消費者品牌關系的影響——基于新浪微博的扎根分析[J].營銷科學學報,2013(01).

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