企業(yè)微博互動(dòng)對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度的影響研究

秦珍珍

[摘 要] 基于“S-O-R”理論和使用與滿足理論，以微博互動(dòng)的信息互動(dòng)和人際互動(dòng)兩個(gè)維度為自變量，社會(huì)臨場(chǎng)感為中介變量，消費(fèi)者品牌態(tài)度為因變量，構(gòu)建了企業(yè)微博互動(dòng)對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度影響的模型。通過采用問卷調(diào)查法進(jìn)行研究，共收集有效問卷471份，并借助SPSS20.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)問卷信度進(jìn)行檢驗(yàn)，對(duì)于問卷效度的測(cè)量選用因子分析的方法，驗(yàn)證此研究中所有測(cè)量量表均達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)，問卷具有良好效度。并通過回歸分析，及對(duì)結(jié)果進(jìn)行實(shí)證分析，得出結(jié)論：企業(yè)微博互動(dòng)中信息互動(dòng)和人際互動(dòng)均對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度有正向影響關(guān)系，同時(shí)社會(huì)臨場(chǎng)感在微博互動(dòng)與消費(fèi)者品牌態(tài)度之間起部分中介作用。

[關(guān)鍵詞] 企業(yè)微博互動(dòng)；社會(huì)臨場(chǎng)感；消費(fèi)者品牌態(tài)度；影響

[中圖分類號(hào)] F720 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A [文章編號(hào)] 1009-6043（2018）04-0074-02

一、引言

截止到2016年12月，微博引發(fā)洪荒之力，用戶量已經(jīng)達(dá)到3.13億，2016年，月閱讀量超過100億的垂直領(lǐng)域達(dá)20多個(gè)，視頻日均播放量增長(zhǎng)713%。微博為消費(fèi)者和企業(yè)提供了直接深度交流和互動(dòng)的便利平臺(tái)，目前學(xué)術(shù)界對(duì)于企業(yè)微博的研究大都集中在概述階段，主要涉及對(duì)微博作為一種新媒體的特征的表述，營銷模式，盈利模式，傳播特點(diǎn)及效果的研究。但對(duì)相關(guān)微博用戶使用行為的研究，還不是十分成熟。當(dāng)前社會(huì)化媒體廣泛發(fā)展的條件下，營造具有社會(huì)臨場(chǎng)感的營銷環(huán)境，是當(dāng)前企業(yè)微博互動(dòng)建設(shè)的關(guān)鍵所在。通過閱讀大量文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，擬將選取消費(fèi)者品牌態(tài)度作為研究對(duì)象，將社會(huì)臨場(chǎng)感作為企業(yè)微博互動(dòng)與消費(fèi)者品牌態(tài)度之間的中介變量，嘗試構(gòu)建一個(gè)企業(yè)微博互動(dòng)通過營造的社會(huì)臨場(chǎng)感情境影響消費(fèi)者品牌態(tài)度的模型，并進(jìn)行實(shí)證研究。

二、研究假設(shè)及模型構(gòu)建

（一）微博互動(dòng)對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度的的關(guān)系及假設(shè)

企業(yè)微博已成為消費(fèi)者品牌決策和購買決策的重要信息來源（Kaplan和Haenlein）（2011）[1]。根據(jù)范曉屏（2009）等學(xué)者的研究，互動(dòng)成員之間的情感交流會(huì)使雙方產(chǎn)生信任感，由此影響個(gè)體態(tài)度[2]?？追笔馈⑼趸燮迹?008）認(rèn)為虛擬社區(qū)中提高人際互動(dòng)的互動(dòng)程度和互動(dòng)頻率會(huì)提升信息搜索行為，進(jìn)而觸發(fā)網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)行為[3]。李小鵬則探討了虛擬社區(qū)中影響消費(fèi)者自身的品牌態(tài)度及行為與信息發(fā)送者與接收者的關(guān)系密切相關(guān)。根據(jù)使用與滿足理論、社會(huì)交換理論以及社會(huì)互動(dòng)理論，消費(fèi)者對(duì)企業(yè)的品牌態(tài)度是往往在相互交往互動(dòng)之中建立的，而互動(dòng)的過程則直接影響了消費(fèi)者的品牌態(tài)度?；诖?，本文將提出以下假設(shè)：

H1：微博互動(dòng)會(huì)正向影響消費(fèi)者品牌態(tài)度。

（二）微博互動(dòng)與社會(huì)臨場(chǎng)感的關(guān)系及假設(shè)

微博的營銷環(huán)境不同于傳統(tǒng)線下營銷環(huán)境。Simon（2001）指出，信息富度概念與社會(huì)臨場(chǎng)感是緊密相關(guān)，對(duì)于信息內(nèi)容豐富、且以客戶為導(dǎo)向的網(wǎng)站應(yīng)該更注重減少歧義，提升客戶信任，并鼓勵(lì)客戶購買[4]。社會(huì)臨場(chǎng)感必然包括了使用者之間的一種心里聯(lián)系，當(dāng)人們感知到網(wǎng)站具有溫暖、人際和社交特征時(shí)，就會(huì)引發(fā)人們生成人際接觸感。微博平臺(tái)交互對(duì)象不僅可以通過圖片、文字等形式進(jìn)行信息交流，而且可以通過語音、視頻等實(shí)時(shí)互動(dòng)的方式進(jìn)行信息傳遞，這種方式更能夠促使交互對(duì)象在交流過程中體會(huì)到社會(huì)臨場(chǎng)感中的“與他人在一起”。基于此，提出以下假設(shè)：

H2：微博互動(dòng)與消費(fèi)者的社會(huì)臨場(chǎng)感正相關(guān)。

（三）社會(huì)臨場(chǎng)感與消費(fèi)者品牌態(tài)度的關(guān)系及假設(shè)

通過查閱大量社會(huì)臨場(chǎng)感相關(guān)研究，新傳播媒介所產(chǎn)生的社會(huì)效果主要是通過用戶通過媒介的使用所產(chǎn)生的社會(huì)臨場(chǎng)感而決定，Head & Hassanein（2007）指出，顧客對(duì)社會(huì)臨場(chǎng)感感知越高，則顧客對(duì)感知信任、感知使用和感知滿意越有積極作用，并通過這三種中介變量提升了顧客態(tài)度[5]。Chau&Lin;，F(xiàn)an（2014）的研究SNS用戶行為表明，社會(huì)臨場(chǎng)感正向影響用戶持續(xù)使用意向主要是通過間接其歸屬感和滿意度[6]。Oh & Yang & Animesh（2011）以在3D虛擬世界購買虛擬產(chǎn)品的用戶為研究對(duì)象，研究得出社會(huì)臨場(chǎng)感會(huì)正向影響用戶的心得體驗(yàn)進(jìn)而影響其購買意向[7]。我們所要研究的是基于微博媒介溝通平臺(tái)，提出以下假設(shè)：

H3：消費(fèi)者社會(huì)臨場(chǎng)感與消費(fèi)者品牌態(tài)度正相關(guān)。

（四）社會(huì)臨場(chǎng)感在微博互動(dòng)和消費(fèi)者品牌態(tài)度之間的中介作用

研究表明，在線品牌通過多種途徑提升消費(fèi)者在品牌體驗(yàn)過程中的社會(huì)臨場(chǎng)感后，能夠進(jìn)一步影響消費(fèi)者對(duì)品牌的認(rèn)知、感知與行為態(tài)度。徐琦從個(gè)體、群體、互動(dòng)協(xié)作等角度探究了社會(huì)臨場(chǎng)感的影響因素，并認(rèn)為互動(dòng)協(xié)作是影響社會(huì)臨場(chǎng)感一個(gè)主要因素[8]。楊波（2009）的研究結(jié)果表明通過為顧客提供一系列的虛擬體驗(yàn)是增強(qiáng)“社會(huì)臨場(chǎng)感”的有效手段，它能將顧客緊緊吸附在品牌周圍，并形成相應(yīng)的品牌態(tài)度[9]。Hassatiein和Head（2004）也認(rèn)為當(dāng)提升社會(huì)臨場(chǎng)感時(shí)，一方面會(huì)增添產(chǎn)品品牌的趣味和魅力，另一方面也會(huì)增加消費(fèi)者感知有用、信任以及購物傾向產(chǎn)生積極的作用。本文認(rèn)為通過在線互動(dòng)營造的社會(huì)臨場(chǎng)感氛圍，拉進(jìn)了賣家與消費(fèi)者之間的心理和空間距離?；诖?，擬提出以下假設(shè)：

H4：社會(huì)臨場(chǎng)感在微博互動(dòng)與消費(fèi)者品牌態(tài)度中起中介作用。

（五）模型構(gòu)建

基于相關(guān)概念界定與現(xiàn)有理論研究，結(jié)合本研究假設(shè)，提出企業(yè)微博互動(dòng)、社會(huì)臨場(chǎng)感和消費(fèi)者品牌態(tài)度關(guān)系的理論模型，如下圖。

企業(yè)微博互動(dòng)對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度的影響模型圖

三、研究設(shè)計(jì)

（一）問卷設(shè)計(jì)

調(diào)查問卷主要分為兩個(gè)部分，第一部分主要是通過設(shè)置過濾性問題對(duì)調(diào)查對(duì)象的界定，主要包括被調(diào)查者的基本情況信息；第二部分是對(duì)自變量、因變量以及中介變量的測(cè)量，該部分測(cè)量采用了李克特5級(jí)量表，問項(xiàng)是從完全不同意到完全同意。吳明?。?003）認(rèn)為當(dāng)問項(xiàng)量表超過5級(jí)時(shí)，一般人難以有足夠的辨別力[10]，因此，為了使被調(diào)查者能夠清晰回答問題，本部分將采取李克特5級(jí)量表進(jìn)行測(cè)量。

（二）變量的測(cè)量

通過仔細(xì)研究和分析文獻(xiàn)中設(shè)置的問項(xiàng)以及相關(guān)的量表，并結(jié)合微博互動(dòng)的特點(diǎn)及特殊性，借助Cronbachs α系數(shù)進(jìn)行信度檢驗(yàn)，剔除與本文研究?jī)?nèi)容不符合的題項(xiàng)，獲取本研究的測(cè)量項(xiàng)目，量表經(jīng)過純化后，最終確定了“信息互動(dòng)”使用七個(gè)問項(xiàng)進(jìn)行測(cè)量，“人際互動(dòng)”使用5個(gè)問項(xiàng)進(jìn)行測(cè)量，“社會(huì)臨場(chǎng)感”使用5個(gè)問項(xiàng)進(jìn)行測(cè)量，“消費(fèi)者品牌態(tài)度”分別使用4個(gè)問項(xiàng)進(jìn)行測(cè)量。

四、數(shù)據(jù)分析

（一）信度效度檢驗(yàn)

本次調(diào)查共收回有效問卷471份，主要借助SPSS20.0對(duì)問卷信度進(jìn)行檢驗(yàn)，經(jīng)過預(yù)調(diào)查問卷的純化，本研究整個(gè)問卷的Cronbachs α系數(shù)為0.937，微博互動(dòng)兩維度的Cronbachs α系數(shù)分別為0.905，0.928；社會(huì)臨場(chǎng)感的Cronbachs α系數(shù)為0.883；消費(fèi)者品牌態(tài)度三維度的Cronbachs α系數(shù)分別為0.916，0.902，0.832。表明此次測(cè)量具有良好的信度。對(duì)于問卷效度的測(cè)量，仍舊選用因子分析的方法，因子抽取后保留的因子聯(lián)合解釋變異量若能達(dá)到60%以上，表示抽取后保留的因子相當(dāng)理想，本研究中所有測(cè)量量表均達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)，問卷具有良好效度。

（二）回歸分析

1.微博互動(dòng)與消費(fèi)者品牌態(tài)度的回歸分析

以微博互動(dòng)的兩個(gè)維度作為自變量，對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度的三個(gè)維度進(jìn)行回歸分析，回歸模型F統(tǒng)計(jì)的顯著性水平為0.000，小于0.05，說明模型的總體回歸效果達(dá)到了顯著性水平。另外在回歸模型中，自變量的兩個(gè)維度的回歸系數(shù)B值都為正值，且t值的顯著性水平為0.000，小于0.01，通過顯著性檢驗(yàn)，說明信息互動(dòng)和人際互動(dòng)都對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度正向影響作用，分別建立如下回歸方程：消費(fèi)者認(rèn)知因素=0.510*信息互動(dòng)+0.283*人際互動(dòng)+0.881；消費(fèi)者情感因素=0.397*信息互動(dòng)+0.461*人際互動(dòng)+0.619；消費(fèi)者行為意向=0.385*信息互動(dòng)+0.367*人際互動(dòng)+1.041，假設(shè)1得到證實(shí)。

2.微博互動(dòng)與社會(huì)臨場(chǎng)感之間的回歸分析

本部分以微博互動(dòng)的兩個(gè)維度為自變量，以社會(huì)臨場(chǎng)感為因變量做回歸分析，回歸模型F統(tǒng)計(jì)的顯著性水平為0.000，說明模型具有顯著的總體回歸效果。通過回歸系數(shù)值及顯著性檢驗(yàn)，說明信息互動(dòng)和人際互動(dòng)都對(duì)社會(huì)臨場(chǎng)感產(chǎn)生正向影響作用，可以作為消費(fèi)者社會(huì)臨場(chǎng)感的預(yù)測(cè)變量，假設(shè)2到證實(shí)，建立如下回歸方程：社會(huì)臨場(chǎng)感=0.448*信息互動(dòng)+0.490*人際互動(dòng)+0.222。

3.社會(huì)臨場(chǎng)感與消費(fèi)者品牌態(tài)度的回歸分析

以消費(fèi)者的社會(huì)臨場(chǎng)感為自變量，對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度三個(gè)維度做回歸分析，回歸方程系數(shù)分別為0.621，0.657，0.637，回歸模型F統(tǒng)計(jì)的顯著性水平為0.000，小于0.05，且t值的顯著性水平為小于0.01，通過顯著性檢驗(yàn)，說明社會(huì)臨場(chǎng)感對(duì)消費(fèi)者態(tài)度的認(rèn)知因素產(chǎn)生正向影響作用。并建立如下回歸方程：消費(fèi)者認(rèn)知因素=0.601*社會(huì)臨場(chǎng)感+1.621，消費(fèi)者情感因素=0.673*社會(huì)臨場(chǎng)感+1.341，消費(fèi)者行為意向=0.584*社會(huì)臨場(chǎng)感+1.694，假設(shè)3得到驗(yàn)證。

（四）中介效應(yīng)檢驗(yàn)

通過回歸分析，自變量信息互動(dòng)，人際互動(dòng)分別對(duì)社會(huì)臨場(chǎng)感及因變量各維度有顯著的回歸系數(shù)。把自變量信息互動(dòng)和中介變量社會(huì)臨場(chǎng)感同時(shí)加入方程對(duì)因變量消費(fèi)者品牌態(tài)度各維度做多元回歸分析，數(shù)據(jù)顯示：在加入了中介變量社會(huì)臨場(chǎng)感之后，信息互動(dòng)對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度各維度的標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)由0.675，0.677，0.660分別下降到0.478，0.423，0.417，這表明中介變量的加入使得自變量對(duì)因變量的影響效應(yīng)減弱，這表明社會(huì)臨場(chǎng)感在信息互動(dòng)消費(fèi)者品牌態(tài)度之間起部分中介作用。同理，把在加入了中介變量社會(huì)臨場(chǎng)感之后，人際互動(dòng)對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度各維度的標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)由0.637，0.669，0.659分別下降到0.389，0.401，0.413，說明在中介變量作用下，人際互動(dòng)對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度的影響效應(yīng)減弱，因此，社會(huì)臨場(chǎng)感在人際互動(dòng)消費(fèi)者品牌態(tài)度之間起部分中介作用。綜上，假設(shè)4得到驗(yàn)證。

五、研究結(jié)論與啟示

通過以上對(duì)微博互動(dòng)影響消費(fèi)者品牌態(tài)度的關(guān)系和驗(yàn)證，得到如下結(jié)論：微博互動(dòng)中信息互動(dòng)和人際互動(dòng)會(huì)正向影響消費(fèi)者品牌態(tài)度，也正向影響社會(huì)臨場(chǎng)感，消費(fèi)者的社會(huì)臨場(chǎng)感也正向影響消費(fèi)者品牌態(tài)度。分析社會(huì)臨場(chǎng)感的中介作用，實(shí)證得出，社會(huì)臨場(chǎng)感在微博互動(dòng)和消費(fèi)者品牌態(tài)度之間起部分中介作用。

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[責(zé)任編輯：潘洪志]