內(nèi)容營銷、顧客-品牌參與、品牌忠誠關(guān)系分析

周 偉

（重慶科創(chuàng)職業(yè)學(xué)院 重慶 402160）

理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）內(nèi)容營銷與品牌忠誠度

受移動客戶端的有效推動，社交媒體在營銷中發(fā)揮著日益重要的作用，很多知名品牌十分青睞使用社交媒體進行內(nèi)容營銷。根據(jù)傳播學(xué)U&G理論，在內(nèi)容營銷中，其傳達的信息包括功能性信息、娛樂性信息、自我概念、社交互動、品牌互動（Floreddu等，2016）。盡管各企業(yè)選取社交媒體開展內(nèi)容營銷的意圖各不相同，但是其有效性與否卻依賴于社交內(nèi)容能否能夠深入關(guān)注用戶心中，滿足其多樣化價值需求。因此，內(nèi)容營銷應(yīng)當(dāng)符合消費者需求，通過提升受眾參與度來提高其對品牌的忠誠度以及口碑宣傳的動機，而消費者在參與過程中，是基于品牌知識、情感信任而產(chǎn)生參與行為的（Hollebeek等，2014）。

在心理學(xué)領(lǐng)域，刺激-有機體-反應(yīng)理論（SOR理論）認為，借助情感及認知，有機體能夠?qū)Υ碳ず头磻?yīng)進行調(diào)節(jié)。在Peters（2013）看來，內(nèi)容營銷各個維度的價值就是品牌對消費者的營銷投入，通過營銷刺激促使消費者對品牌從情感和認知上發(fā)生改變，由此實現(xiàn)內(nèi)容營銷結(jié)果，其本質(zhì)就是所謂的品牌忠誠度，品牌忠誠度包括在線口碑、態(tài)度忠誠和在線粘性三個方面。

因此，結(jié)合U&G理論和S0R理論，本文對顧客-品牌參與進行研究，構(gòu)建相關(guān)模型進行實證分析。具體如圖1所示，內(nèi)容營銷的價值維度構(gòu)成自變量，顧客-品牌參與構(gòu)成中介變量，品牌忠誠構(gòu)成因變量。

（二）內(nèi)容營銷和顧客-品牌參與

顧客-品牌參與指的是顧客和他人以及品牌進行互動，實現(xiàn)顧客-品牌動態(tài)變化的一種狀態(tài)。參與注重結(jié)果，理論界對參與的表述存在差異，但均關(guān)注消費者。

Pansari和Kumar（2016）認為，一旦消費者與企業(yè)產(chǎn)生信任等情感關(guān)系，就形成了顧客關(guān)系。因此，本文認為顧客-品牌參與包括情感信任、品牌認知以及參與行為三個方面。情感信任屬于態(tài)度，是由顧客與品牌服務(wù)人相互交流產(chǎn)生的。品牌知識是消費者從品牌上獲取的相關(guān)信息。參與行為包括閱讀社交媒體發(fā)布內(nèi)容以及點贊、轉(zhuǎn)發(fā)等。

基于前人的研究，本文將內(nèi)容營銷分為5個價值維度，即功能性信息、娛樂性信息、社交互動、品牌互動、自我概念，并給出如下假設(shè)：

Hla：內(nèi)容營銷功能性信息維度與顧客品牌知識存在顯著正相關(guān)關(guān)系。

對于品牌營銷人員來說，如果重視顧客-品牌參與，將有助于提高品牌的深入傳播（Sheehan&Morrison，1999）。社交媒體也具有這樣的吸引力，這對消費者品牌的關(guān)系產(chǎn)生極大影響。Shankar等人（1992）認為，功能性信息包括對品牌的信任、情感以及質(zhì)量等。由此可知，提高品牌功能性的方式包括改進消費者的品牌體驗度，以此提高其對品牌的信任度（Ha&Perks，1995）。基于此，本文假設(shè)如下：

Hlb：內(nèi)容營銷娛樂性信息維度與顧客情感信任存在顯著正相關(guān)關(guān)系。

品牌具有個性化魅力（Smonthers，1993）。當(dāng)消費者對相關(guān)品牌的產(chǎn)品進行消費時，其互動關(guān)系尤為顯著（Aaker，1996）。消費者選取何種品牌能夠反映其對自我的認知，自我概念包括活力、激情等，若品牌和消費者的自我概念相符，有助于提升消費者對品牌的信任度（Lau&Lee，1999）。若品牌的個性滿足了消費者表現(xiàn)自我的需要，其對品牌的信任度就會增加。由此可知，和消費者自我概念相關(guān)的社交媒體的內(nèi)容影響在提升消費者信任方面發(fā)揮著顯著作用?；诖?，本文假設(shè)如下：

Hlc：內(nèi)容營銷自我概念維度與顧客情感信任存在顯著正相關(guān)關(guān)系。

通過社交媒介，品牌在運營方面具備較高靈活度，品牌相關(guān)建議能夠通過社交平臺反饋給企業(yè)，由此實現(xiàn)企業(yè)對消費者品牌態(tài)度和認知的準(zhǔn)確掌握，并采取有效反饋措施。對于品牌本身而言，參與度越高，其反饋的信息對品牌相關(guān)產(chǎn)品的開發(fā)、生產(chǎn)以及宣傳的推動作用也隨之增加?；诖耍疚募僭O(shè)如下：

H1d：內(nèi)容營銷社交互動維度和顧客參與行為存在顯著正相關(guān)關(guān)系。

H1e：內(nèi)容營銷品牌互動維度與顧客參與行為存在顯著正相關(guān)關(guān)系。

（三）顧客-品牌參與和品牌忠誠

對于消費者和品牌的關(guān)系而言，品牌忠誠度作用十分突出。品牌忠誠指的是消費者重復(fù)購買相同品牌產(chǎn)品的頻度（Jacoby&Kyner，1973）。在整合營銷日益盛行的情況下，網(wǎng)絡(luò)資源大大減少了消費者從一種品牌轉(zhuǎn)向另一種品牌的成本，這對企業(yè)來說并非是積極效益，原因在于提高了企業(yè)維持消費者品牌忠誠度的難度。但無論是否處于互聯(lián)網(wǎng)條件下，確保顧客忠誠度是企業(yè)在激烈的市場競爭中求得生存和發(fā)展的核心方式（Reichheld & Schefter，1990）。關(guān)于社交媒體中消費者和品牌關(guān)系的劃分，共有4個階段：交易型、滿意型、忠誠型、粉絲型（Sashi，2012）。

關(guān)于品牌忠誠度，學(xué)術(shù)界進行了大量研究。社交媒體相關(guān)理論包括價值理論、體驗理論和動機理論。對于品牌忠誠度而言，顧客參與起著決定性作用（Bowden，1999）。借助社交媒體，消費者參加和品牌相關(guān)的活動對提高消費者和品牌的關(guān)系具有十分重要的作用，進而對提高品牌忠誠度意義顯著（Erdogmus & Cicek，2012）。消費者通過積極參與品牌活動，對其品牌忠誠度以及對品牌進行口碑宣傳具有積極影響。

顧客-品牌參與有三個方面：參與行為方面、品牌認知方面以及形成品牌信任。以社交媒體為基礎(chǔ)的品牌忠誠包括態(tài)度忠誠、口碑以及在線粘性。口碑在信息交流過程中的影響作用最大。理論界在最近幾年普遍認為消費者對品牌進行口碑宣傳的動機在于經(jīng)濟利益的吸引，并且實現(xiàn)個人價值。Muntinga等（2011）研究發(fā)現(xiàn)，消費者對品牌的口碑十分關(guān)注，原因在于通過在線進行口碑交流，能夠加深對品牌的認知，增強趣味性。由此可知，在線口碑產(chǎn)生的最根本原因在于實現(xiàn)對品牌知識的了解?；诖?，本文給出如下假設(shè)：

H2a：顧客品牌知識和在線口碑存在顯著正相關(guān)關(guān)系。

H2b：顧客品牌知識在內(nèi)容營銷功能性信息維度對在線口碑的作用中起著十分顯著的中介作用。

若消費者對品牌形成信任，其對品牌就形成了忠誠（Lau&Lee，1999）。品牌借助內(nèi)容營銷，實現(xiàn)娛樂性價值以及自我概念價值（Ha&Perks，1995），這對增進消費者的品牌信任度，提高其顧客忠誠度具有積極影響?；诖耍疚募僭O(shè)如下：

H3a：顧客情感信任與態(tài)度忠誠存在顯著正相關(guān)關(guān)系。

H3b：顧客情感信任在內(nèi)容營銷娛樂性信息維度對態(tài)度忠誠的作用中起著十分顯著的中介作用。

H3c：顧客情感信任在內(nèi)容營銷自我概念維度對態(tài)度忠誠的作用中起著十分顯著的中介作用。

通過社交媒體，消費者掌握了主動性，并且對品牌價值及內(nèi)容具有較高參與度，在線粘性得到極大提高（Zhang等，2016）。消費者借助參與行為可以滿足其社交需要，增進與品牌互動的有效性，還能夠使其投入時間參與品牌社交賬號互動中，增強在線粘性。因此，參與行為能夠有效影響在線粘性。基于此，本文假設(shè)如下：

H4a：顧客在線參與行為和在線粘性存在顯著正相關(guān)關(guān)系。

H4b：顧客在線參與行為在內(nèi)容營銷社交互動信息維度對在線粘性的作用中起著十分顯著的中介作用。

H4c：顧客在線參與行為在內(nèi)容營銷品牌互動信息維度對在線粘性的作用中起著十分顯著的中介作用。

基于上述假設(shè)，理論分析框架如圖2所示。

研究設(shè)計

針對前文假設(shè)，本文選取具有典型性的品牌社交賬號作為分析對象，對其相關(guān)數(shù)據(jù)進行搜集整理。本文研究設(shè)計包括研究對象選擇、問卷設(shè)計、數(shù)據(jù)來源、變量選取等。

圖1 內(nèi)容營銷、顧客-品牌參與與品牌忠誠關(guān)系的模型結(jié)構(gòu)

圖2 理論分析框架

（一）研究對象選擇

研究對象為聯(lián)想與華為品牌。選取的原因包括：中國的品牌公眾號大多和日常工作、生活存在密切關(guān)系，極具實用性；聯(lián)想和華為超過3成的收入來自國外，其全球影響力也較高，在國外主流社交媒體均有賬號。基于此，本文認為選取華為和聯(lián)想兩大品牌具有較好代表性。

（二）問卷設(shè)計

為了確保問卷調(diào)查表的可靠性和準(zhǔn)確性，本文對選用的調(diào)查問卷表均進行篩選，并結(jié)合研究對象的實際進行修正。首先，對已有文獻的問卷調(diào)查表進行匯總整理，并將英文部分翻譯為中文，然后開展預(yù)先調(diào)研，對調(diào)研過程中出現(xiàn)的問題以及被調(diào)研對象的反饋意見進行整理，并以此開展調(diào)查問卷的修正。此外，對部分問題還開展反向涉及，減少自填式問卷方法偏差問題造成的不利影響。本文的問卷分為五個部分，第一部分是被調(diào)查者的基本信息收集，包括年齡、性別等，第二部分通過題項讓消費者對品牌微信公眾號進行描述，第三部分是通過題項讓消費者評價品牌微信公眾號的內(nèi)容，第四部分是詢問消費者對于品牌產(chǎn)品的使用情況，第五部分是詢問消費者對于品牌的認知和看法。由于篇幅所限，具體問項未列出。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文研究的是聯(lián)想和華為的微信公眾號和Facebook賬號。鑒于此，本文使用網(wǎng)絡(luò)自填式問卷方式，向符合要求的關(guān)注者發(fā)送邀約，邀請其參與回答調(diào)查問卷。

考慮到關(guān)注者數(shù)量龐大，采用系統(tǒng)抽樣法樣本選取有助于確保樣本的均勻性和代表性，操作比較容易。考慮到微信公眾號無法直接獲取粉絲的情況，本文借助問卷星進行調(diào)查，對所有樣本進行簡單隨機抽樣，然后將符合要求的樣本作為分析對象，按照每頁一個關(guān)注者的要求選取出一定數(shù)量的樣本。

此次調(diào)查共發(fā)放490份調(diào)查問卷，回收問卷數(shù)為458份，有效調(diào)查問卷共有412份。問卷回收率和有效性均較高，原因在于問卷發(fā)放具有精準(zhǔn)性，調(diào)研問卷簡單易答，不會遺漏相關(guān)題目。

（四）變量測量

自變量。內(nèi)容營銷共有5個價值維度：

功能性信息：社交媒體用戶對功能性信息的需求動機包含獲取意見、交流信息等，使得用戶能夠獲得品牌的實用性。

娛樂性信息：社交媒體用戶對娛樂信息需求的動機包含消磨時間、娛樂放松以及躲避現(xiàn)實。盡管娛樂性信息無法為用戶帶來使用價值，但對改善其生活的品質(zhì)具有不可或缺性。

社交互動：社交媒體用戶對社交需求的動機包括保證曝光度、減輕生活壓力、降低孤獨感。

品牌互動：憑借社交媒體，消費者能夠有效參與品牌互動中。

自我概念：社交媒體用戶對自我需求的動機包含身份展現(xiàn)、獲取報酬以及自我賦予的權(quán)利。

因變量。品牌忠誠度包含態(tài)度忠誠、口碑以及在線粘性。

中介變量。中介變量包含產(chǎn)生參與行為、獲得品牌相關(guān)知識以及構(gòu)建情感信任。

實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

樣本用戶，平均年齡介于21-35歲，處于這一年齡區(qū)間的用戶數(shù)占樣本總數(shù)的72.3%，男性占比高達64.8%，充分說明電子產(chǎn)品的關(guān)注用戶以青年男性為主。樣本性別構(gòu)成符合社交媒體電子類品牌的性別特征，能夠反映實際情況。

就職業(yè)而言，辦公室職員比重最高，達到41%，表明電子產(chǎn)品消費群體以具有自主經(jīng)濟能力的社會人士為主，學(xué)生占比27%，未來是消費的主力。就家庭人口而言，多數(shù)樣本用戶的家庭人數(shù)為3-5人，所占比重為69%，符合職業(yè)構(gòu)成的特征，表明被調(diào)查對象的消費和家庭成員的消費存在密切關(guān)系。

表1 內(nèi)容營銷構(gòu)念驗證性因子分析結(jié)果

表2 內(nèi)容營銷各因素相關(guān)系數(shù)

表3 內(nèi)容營銷對顧客-品牌參與的影響競爭模型參數(shù)估計

樣本的品牌包含華為和聯(lián)想，這和全球智能手機的出貨量相符。2015年，華為出貨量為1.08億部，聯(lián)想出貨量為0.74億部。

對于社交活躍度而言，65%的用戶表示每日登陸社交媒體次數(shù)超45次，符合社交媒體的活躍度特征。

通過對樣本數(shù)據(jù)進行描述性分析，此次調(diào)查的數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布。盡管結(jié)構(gòu)方程模型對正態(tài)內(nèi)生變量要求較高，但定序變量的類別超過4，使得研究數(shù)據(jù)能夠采用結(jié)構(gòu)方程模型展開分析。為了避免發(fā)生共同方法偏差問題，本文使用單因子檢驗法進行分析。經(jīng)過單因子檢驗，所有特征根均大于1，第一個因子的總解釋方差占比為34.79%，低于40%的臨界水平。因此，可以認為本文不存在嚴重的共同方法偏差問題。受篇幅限制，相關(guān)描述性統(tǒng)計不再詳細展示。

（二）信效度檢驗

第一步，對各個測量指標(biāo)開展信度分析。結(jié)合修正的總相關(guān)系數(shù)，采用Cranbach’s α系數(shù)做信度分析。經(jīng)過分析，α系數(shù)增至0.897。

第二步，借助二階驗證性因子分析得出組合信度以及變異抽取量。結(jié)合因子載荷，將不理想的問題刪除，確保全部因素的完整性。內(nèi)容營銷構(gòu)念驗證性因子分析結(jié)果如表1所示。

接下來，對各因素作相關(guān)性檢驗，結(jié)果如表2所示。所有因素的相關(guān)系數(shù)，最小值為功能性信息和自我概念的相關(guān)系數(shù)0.001，最大值為娛樂性信息和社交互動的相關(guān)系數(shù)0.274，與涉及維度的AVE平方根值0.744相比，并未達到，因此顯示出內(nèi)容營銷中的各維度具有區(qū)分效度。

同理，本文對顧客品牌參與以及品牌忠誠也進行信效度檢驗，檢驗通過，由于篇幅所限，本文在此未詳細闡述。

（三）假設(shè)檢驗

結(jié)構(gòu)方程分析。本文采用單因素分析對控制變量、中介變量以及結(jié)果變量的關(guān)系進行分析。所有變量的量化值借助加權(quán)平均法計算得出，對應(yīng)系數(shù)采用EFA分析使用的各個項目的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)。

首先分析內(nèi)容營銷對顧客-品牌參與的影響，此處品牌忠誠度因素不納入考慮范疇。參數(shù)估計結(jié)果如表3所示。結(jié)果顯示，顧客-品牌參與對社交互動價值的提升具有顯著影響。此外，本文還分析各個中介變量的交互影響，得到相應(yīng)的競爭模型，模型回歸結(jié)果見表3。

考慮到模型的擬合值差異較小，本文對卡方值進行測算，最終得到競爭模型和原模型在5%水平上顯著，因此模型各中介變量存在交互關(guān)系，相應(yīng)結(jié)果見圖3。

按照相同思路，對內(nèi)容影響和品牌忠誠、顧客-品牌參與和品牌忠誠的關(guān)系進行檢驗，受篇幅顯著，相應(yīng)結(jié)果不再一一展示。

接著，對品牌忠誠度和內(nèi)容營銷以及顧客-品牌參與做回歸分析，據(jù)此構(gòu)建最優(yōu)模型。模型中，內(nèi)容營銷的五個價值借助中介變量對品牌忠誠產(chǎn)生間接影響，參數(shù)估計結(jié)果如表4所示。

表4 內(nèi)容營銷—顧客-品牌參與—品牌忠誠的完全中介模型參數(shù)估計

表5 內(nèi)容營銷—顧客-品牌參與—品牌忠誠的部分中介模型參數(shù)估計

圖3 內(nèi)容營銷對顧客-品牌參與影響的關(guān)系模型

圖4 內(nèi)容營銷—顧客-品牌參與—品牌忠誠的完全中介模型

各個檢驗路徑在5%水平上顯著，接下來將各中介變量加入模型，對其影響路徑進行分析，結(jié)果見表5。

鑒于完全中介模型和部分中介模型差別不大，需要借助卡方檢驗進行分析。結(jié)果顯示競爭模型和原模型在1%水平上顯著，然而在部分中介模型中，各中介變量的作用路徑并不顯著。鑒于此，本文僅采用完全中介模型進行分析，結(jié)果見圖4。

假設(shè)檢驗。通過最優(yōu)的完全中介模型，計算出各變量估計值以及檢驗值，受篇幅限制，擬合結(jié)果不再列出。由結(jié)果可知，在最優(yōu)完全中介模型中，各測量變量的臨界比均超過1.96，且均在5%水平下顯著，表明內(nèi)容營銷、顧客-品牌參與以及品牌忠誠等指標(biāo)均具有有效性?；诖?，本文對各假設(shè)檢驗結(jié)果進行分析。

顧客-品牌參與和品牌忠誠的關(guān)系。由表4可知，品牌知識和在線口碑的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)在5%水平下顯著，由此可知，品牌知識對在線口碑具有積極影響，證實了假設(shè)H2a。同理，假設(shè)H3a、H4a也得到了證實。

顧客-品牌參與的中介效應(yīng)?；谕耆薪槟Ｐ停疚膶ψ宰兞亢椭薪樽兞恳约耙蜃兞康年P(guān)系進行分析，此外，還分析了中介變量和結(jié)果變量的關(guān)系。由圖4可知，顧客-品牌參與在內(nèi)容影響和品牌忠誠間起到十分顯著的中介作用。內(nèi)容營銷的功能性信息和品牌知識的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)在5%水平下顯著，由此證實了假設(shè)Hla；內(nèi)容營銷娛樂性信息和情感信任的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)在5%水平下顯著，證實了假設(shè)Hlb；內(nèi)容營銷社交互動價值和參與行為之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)在5%水平下顯著，證實了假設(shè)H1d；內(nèi)容營銷品牌互動價值和參與行為的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)在5%水平下顯著，證實了假設(shè)H1e；內(nèi)容營銷品牌自我概念價值和情感信任獲取的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)在5%水平下顯著，和假設(shè)不符。

品牌知識和在線口碑的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)在5%水平下顯著，證實了假設(shè)H2b。情感信任和態(tài)度忠誠的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)在5%水平下顯著，證實了假設(shè)H3b、H3a、H3c。參與行為和在線粘性的的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)在5%水平下顯著，證實了假設(shè)H4b、H4c。

結(jié)論與建議

綜上所述，假設(shè)Hla、Hlb、H1d、H1e成立，假設(shè)Hlc不成立。也就是說，內(nèi)容營銷的價值維度包括功能性信息、娛樂性信息、社交互動以及品牌互動，社交內(nèi)容運營涵蓋至少這四個價值維度，需要加強與消費者的連接，有利于積極構(gòu)建與用戶的粉絲關(guān)系。

假設(shè)H2a、H2b成立。那么，通過體驗式、趣味性、生動化的營銷宣傳，豐富品牌宣傳“線上+”內(nèi)容，激發(fā)線上口碑效應(yīng)，有助于激發(fā)顧客的品牌知識積累。

假設(shè)H3a、H3b、H3c成立。也就是說，顧客對品牌的信任會對品牌忠誠造成影響，因此，企業(yè)要注重培養(yǎng)顧客信任，以此獲取高度忠誠的顧客。

假設(shè)H4a、H4b、H4c成立。也就是說，顧客的在線活動有助于提高在線營銷的有效性，基于此，企業(yè)需要不斷探索內(nèi)容營銷品牌，培育“線上+”模式。

因此，在互聯(lián)網(wǎng)多元化的信息時代，企業(yè)尤其要注重內(nèi)容營銷，加強客戶關(guān)系，做好產(chǎn)品推廣，建立品牌聲譽，不斷提升品牌營銷的溝通水平。一是要利用日趨完善的“內(nèi)容-粉絲-用戶-變現(xiàn)”的社交生態(tài)閉環(huán)，建立“內(nèi)容營銷—顧客-品牌參與—品牌忠誠”平臺生態(tài)系統(tǒng)，將產(chǎn)品信息通過有趣的內(nèi)容和形式進行傳播，以此吸引用戶的關(guān)注和興趣并展開交流互動，進而形成口碑傳播；二是利用大數(shù)據(jù)，充分挖掘用戶消費特征，促使顧客更多參與產(chǎn)品的生產(chǎn)、更新等過程當(dāng)中，實現(xiàn)精準(zhǔn)營銷；三是搭建品牌培育“互聯(lián)網(wǎng)+”模式，豐富品牌宣傳“互聯(lián)網(wǎng)+”內(nèi)容，以此增加用戶的在線粘性，較好激發(fā)線上口碑效應(yīng)。