涂劍波，張欣瑞，陶曉波

(北方工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100144)

非交易類(lèi)虛擬社區(qū)被定義為用戶(hù)通過(guò)興趣或相同的生活經(jīng)驗(yàn)和感受群聚在一起，成員之間保持高度的人際溝通，以利于樂(lè)趣的分享及知識(shí)共享的網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)［1］。微博、QQ群和社交網(wǎng)站由于不以經(jīng)濟(jì)交易為目的，而是為了進(jìn)行信息交流、社交關(guān)系的拓展和情感體驗(yàn)，因而它們屬于非交易類(lèi)虛擬社區(qū)。在非交易類(lèi)虛擬社區(qū)平臺(tái)中，用戶(hù)感知版塊服務(wù)是否與自身興趣相關(guān)，對(duì)用戶(hù)主動(dòng)使用平臺(tái)服務(wù)來(lái)促進(jìn)自身需要的滿(mǎn)足具有積極作用。例如，對(duì)電影、音樂(lè)或旅行等方面感興趣的用戶(hù)進(jìn)入新浪微博后，優(yōu)先選擇與自身興趣相關(guān)的版塊，主動(dòng)查看相關(guān)微博并參與電影、音樂(lè)等微博的評(píng)論、轉(zhuǎn)帖，不斷關(guān)注和添加具有共同興趣愛(ài)好的網(wǎng)絡(luò)好友，進(jìn)而獲取大量自身感興趣的信息，并在交流和交友的過(guò)程中獲得精神的愉悅，同時(shí)對(duì)平臺(tái)形成良好的信任和情感依賴(lài)。因此，用戶(hù)感知版塊服務(wù)與自身興趣的相關(guān)性在虛擬社區(qū)實(shí)踐中已體現(xiàn)出對(duì)用戶(hù)價(jià)值和平臺(tái)價(jià)值的重要作用。

伴隨著服務(wù)主導(dǎo)邏輯理念的提出，Vargo和Lusch(2004)認(rèn)為價(jià)值是由企業(yè)與顧客共創(chuàng)形成的，在價(jià)值共創(chuàng)中依靠顧客主動(dòng)使用服務(wù)而為自身和企業(yè)共創(chuàng)價(jià)值［2］。Vargo等(2008)進(jìn)一步提出共創(chuàng)價(jià)值是在企業(yè)與顧客的相互合作中通過(guò)相互之間的互動(dòng)進(jìn)行服務(wù)和利益的傳遞而共同創(chuàng)造的價(jià)值［3］。涂劍波等(2013)在此基礎(chǔ)上分析了互動(dòng)、資源整合對(duì)共創(chuàng)價(jià)值的重要影響［4］。然而，目前共創(chuàng)價(jià)值的前因主要集中于互動(dòng)、資源整合等方面，對(duì)用戶(hù)心理和內(nèi)在因素的影響尚未有學(xué)者進(jìn)行研究。秦保立(2011)提出涉入是用戶(hù)在特定的使用情境下，基于個(gè)人的需求、價(jià)值觀和興趣認(rèn)知事物的重要性和自我相關(guān)性［5］。當(dāng)用戶(hù)在使用微博、社交網(wǎng)站等虛擬社區(qū)時(shí)，感知某些興趣版塊與自身的需求、價(jià)值觀、興趣具有相關(guān)性，用戶(hù)就可能由于興趣的一致性而激發(fā)自己使用平臺(tái)服務(wù)并獲取自身需要的價(jià)值。因此，本文考慮涉入可能是共創(chuàng)價(jià)值的重要心理影響因素。

另外，根據(jù)流體驗(yàn)理論，當(dāng)顧客對(duì)企業(yè)服務(wù)形成認(rèn)同感時(shí)，他可以產(chǎn)生感覺(jué)自身完全參與某項(xiàng)活動(dòng)的整體體驗(yàn)［6］。用戶(hù)在獲取自身需要的價(jià)值后，可能由于對(duì)平臺(tái)服務(wù)的認(rèn)同而經(jīng)歷流體驗(yàn)。根據(jù)流體驗(yàn)和理性行為理論，Ajzen(1991)提出流體驗(yàn)可能對(duì)顧客的行為和態(tài)度產(chǎn)生影響［7］。這意味著虛擬社區(qū)用戶(hù)經(jīng)歷流體驗(yàn)的過(guò)程可能對(duì)用戶(hù)的行為意向產(chǎn)生影響。據(jù)此，本文運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型實(shí)證研究涉入、共創(chuàng)價(jià)值、流體驗(yàn)和行為意向之間的影響關(guān)系，并通過(guò)多元回歸分析方法檢驗(yàn)流體驗(yàn)在共創(chuàng)價(jià)值和行為意向之間關(guān)系的中介效應(yīng)作用。

一、文獻(xiàn)綜述和研究假設(shè)

(一)共創(chuàng)價(jià)值

Vargo等(2008)提出共創(chuàng)價(jià)值是在企業(yè)與顧客的相互合作中通過(guò)相互之間的互動(dòng)進(jìn)行服務(wù)和利益的傳遞而共同創(chuàng)造的價(jià)值。本研究在參考學(xué)者對(duì)顧客價(jià)值創(chuàng)造和顧客資源管理的相關(guān)研究的基礎(chǔ)上［8］［9］，通過(guò)兩次8人的焦點(diǎn)小組訪談定性研究，將非交易類(lèi)虛擬社區(qū)中共創(chuàng)價(jià)值的維度確定為實(shí)用價(jià)值、享樂(lè)價(jià)值和用戶(hù)資產(chǎn)等三個(gè)維度。

(二)涉入與共創(chuàng)價(jià)值的關(guān)系

涉入被認(rèn)為是人基于內(nèi)在的需要、價(jià)值觀和興趣認(rèn)知事物的相關(guān)性和重要性［10］。Hollebeek等(2009)在研究酒的服務(wù)市場(chǎng)中，發(fā)現(xiàn)涉入包括顧客在產(chǎn)品方面的涉入和品牌決策方面的涉入，可能對(duì)顧客參與價(jià)值共創(chuàng)的程度產(chǎn)生影響［11］。在Hollebeek等(2009)的研究基礎(chǔ)上，本研究認(rèn)為涉入是用戶(hù)使用虛擬社區(qū)服務(wù)的重要內(nèi)在影響因素，可能對(duì)共創(chuàng)價(jià)值產(chǎn)生影響。因此，本研究提出以下的假設(shè):

假設(shè)1a:涉入對(duì)實(shí)用價(jià)值具有顯著的正向影響。

假設(shè)1b:涉入對(duì)享樂(lè)價(jià)值具有顯著的正向影響。

假設(shè)1c:涉入對(duì)用戶(hù)資產(chǎn)具有顯著的正向影響。

(三)共創(chuàng)價(jià)值與流體驗(yàn)的關(guān)系

Zaman等(2010)將流體驗(yàn)劃分為感知愉悅和專(zhuān)注兩個(gè)維度［12］。借鑒其研究，我們使用感知愉悅和專(zhuān)注兩個(gè)維度來(lái)測(cè)量非交易類(lèi)虛擬社區(qū)中的流體驗(yàn)。對(duì)價(jià)值與流體驗(yàn)的關(guān)系，Chang Chiaochen(2013)研究社交網(wǎng)絡(luò)游戲后發(fā)現(xiàn)，實(shí)用價(jià)值和享樂(lè)價(jià)值都對(duì)流體驗(yàn)產(chǎn)生重要的影響作用［13］。當(dāng)虛擬社區(qū)的用戶(hù)在平臺(tái)的使用過(guò)程中獲得信息、精神享受及形成良好的用戶(hù)資產(chǎn)時(shí)，他就可能促進(jìn)心流體驗(yàn)的產(chǎn)生。因此，本研究提出以下的假設(shè):

假設(shè)2a:實(shí)用價(jià)值對(duì)感知愉悅具有顯著的正向影響。

假設(shè)2b:實(shí)用價(jià)值對(duì)專(zhuān)注具有顯著的正向影響。

假設(shè)2c:享樂(lè)價(jià)值對(duì)感知愉悅具有顯著的正向影響。

假設(shè)2d:享樂(lè)價(jià)值對(duì)專(zhuān)注具有顯著的正向影響。

假設(shè)2e:用戶(hù)資產(chǎn)對(duì)感知愉悅具有顯著的正向影響。

假設(shè)2f:用戶(hù)資產(chǎn)對(duì)專(zhuān)注具有顯著的正向影響。

(四)流體驗(yàn)的中介效應(yīng)

Hutchinson等(2009)在旅游行業(yè)的研究背景下將行為意向劃分為重復(fù)游覽和口碑［14］。借鑒這一研究，我們將用戶(hù)的行為意向劃分為重復(fù)使用意向和口碑。關(guān)于流體驗(yàn)與行為意向的研究，Siekpe(2005)認(rèn)為流體驗(yàn)可與購(gòu)買(mǎi)意向和重復(fù)意向聯(lián)系起來(lái)［15］，因而流體驗(yàn)可能會(huì)影響到用戶(hù)的行為意向。對(duì)價(jià)值與行為意向之間的關(guān)系，Chen Ching－fu等(2010)研究旅游市場(chǎng)后發(fā)現(xiàn)，感知價(jià)值對(duì)行為意向具有顯著的影響作用［16］。Chang Chiao－chen(2013)進(jìn)一步提出用戶(hù)價(jià)值可以直接影響流體驗(yàn)。因此，本文提出以下的假設(shè):

假設(shè)3:感知愉悅對(duì)口碑具有顯著的正向影響。

假設(shè)4:感知愉悅對(duì)重復(fù)使用意向具有顯著的正向影響。

假設(shè)5:專(zhuān)注對(duì)口碑具有顯著的正向影響。

假設(shè)6:專(zhuān)注對(duì)重復(fù)使用意向具有顯著的正向影響。

假設(shè)7a:感知愉悅在共創(chuàng)價(jià)值和行為意向的關(guān)系中具有中介效應(yīng)作用。

假設(shè)7b:專(zhuān)注在共創(chuàng)價(jià)值和行為意向的關(guān)系中具有中介效應(yīng)作用。

根據(jù)上述的文獻(xiàn)梳理和理論分析，我們提出如下的研究模型(如圖1所示)。

圖1 研究模型

二、研究設(shè)計(jì)

(一)焦點(diǎn)小組訪談定性研究

通過(guò)對(duì)文獻(xiàn)的定性分析與歸納，本研究判斷非交易類(lèi)虛擬社區(qū)中可能存在三種共創(chuàng)價(jià)值的基本形態(tài)——實(shí)用價(jià)值、享樂(lè)價(jià)值和用戶(hù)資產(chǎn)，并使用焦點(diǎn)小組訪談定性研究提出和證實(shí)非交易類(lèi)虛擬社區(qū)中共創(chuàng)價(jià)值的維度構(gòu)成。本研究最終邀請(qǐng)到16位用戶(hù)參與此次調(diào)研。2013年的5－6月在北京某高校的研究人員會(huì)議室里進(jìn)行了兩次8人的焦點(diǎn)小組訪談，通過(guò)對(duì)訪談數(shù)據(jù)進(jìn)行歸納和總結(jié)，我們得出共創(chuàng)價(jià)值的基本形態(tài)特征。

(二)探索性因子分析

為確定和完善共創(chuàng)價(jià)值的維度和變量的條目，本研究使用預(yù)調(diào)研的方法和探索性因子分析確定變量及變量的條目。在預(yù)調(diào)研中，實(shí)用價(jià)值和享樂(lè)價(jià)值的量表參考Chiu H和Hsieh Y等的研究［17］、用戶(hù)資產(chǎn)的測(cè)量主要參考Hyun的量表［18］，通過(guò)發(fā)放網(wǎng)絡(luò)問(wèn)卷的方式收集調(diào)查問(wèn)卷，填寫(xiě)問(wèn)卷的調(diào)研對(duì)象需至少使用一種在線虛擬社區(qū)進(jìn)行交流并根據(jù)真實(shí)感受來(lái)答卷。本研究發(fā)放120份預(yù)調(diào)研問(wèn)卷，回收有效問(wèn)卷為105份，有效率為87.50%。在探索性因子分析中，KMO檢驗(yàn)和巴特利特檢驗(yàn)結(jié)果為KMO=0.897、Bartlett's Test Sig=0.000，表明樣本數(shù)據(jù)適合做因子分析，探索性因子分析解釋了方差變化的68.3%，表明預(yù)調(diào)研數(shù)據(jù)符合探索性因子分析的要求。實(shí)用價(jià)值、享樂(lè)價(jià)值和用戶(hù)資產(chǎn)的所有條目的因子載荷均大于0.6的標(biāo)準(zhǔn)值，因此它們可以作為共創(chuàng)價(jià)值的維度(如表1所示)。

表1 共創(chuàng)價(jià)值的測(cè)量量表

(三)其他變量的測(cè)量

涉入的測(cè)量主要參考Novak等(2000)及Zaichkowsky(1985)的研究，從重要性、相關(guān)性和值得關(guān)注等三個(gè)測(cè)項(xiàng)進(jìn)行測(cè)量。流體驗(yàn)的測(cè)量主要參考Moon和Kim(2001)對(duì)感知愉悅和專(zhuān)注兩方面的測(cè)量［19］。行為意向的量表主要參考Zeithaml等(1996)的研究［20］，采用重復(fù)使用意向和口碑兩個(gè)變量進(jìn)行測(cè)量。

(四)正式調(diào)研

在正式調(diào)研中，本研究通過(guò)問(wèn)卷星網(wǎng)站和QQ群鏈接等方式共收到600份網(wǎng)絡(luò)問(wèn)卷，刪除回答不完整或前后回答矛盾的無(wú)效問(wèn)卷后最終獲得485份有效問(wèn)卷，問(wèn)卷的有效率為80.8%。在樣本數(shù)據(jù)中，男性占49.1%，女性占50.9%;在年齡結(jié)構(gòu)中，25歲及以下占74.6%，25－35歲占20.2%，35－45歲占4.9%，46歲及以上占0.2%;在學(xué)歷結(jié)構(gòu)中，高中及以下占14.4%，大專(zhuān)或本科占74.6%，碩士研究生占9.9%，博士研究生占1%;在職業(yè)結(jié)構(gòu)中，學(xué)生占64.5%，企業(yè)人員占25.8%，公務(wù)員占5.2%，教師占4.1%，其他人員占0.4%;在網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)使用中，QQ群占40.0%，騰訊微博占9.9%，網(wǎng)易微博占5.6%，新浪微博占23.3%，人人網(wǎng)占16.9%，開(kāi)心網(wǎng)占2.3%，其他平臺(tái)占2.1%。正式調(diào)研的樣本結(jié)構(gòu)對(duì)中國(guó)非交易類(lèi)虛擬社區(qū)的用戶(hù)具有代表性。

三、數(shù)據(jù)分析

(一)概念模型的驗(yàn)證

在驗(yàn)證結(jié)構(gòu)模型之前，本研究對(duì)模型中的8個(gè)潛變量進(jìn)行了驗(yàn)證性因子分析。結(jié)果表明，χ2/df為2.92且小于3，符合標(biāo)準(zhǔn)要求;RMSEA值為0.063且小于0.08，符合標(biāo)準(zhǔn)要求;CFI、IFI、NFI、NNFI、RFI和GFI分別為0.98、0.98、0.96、0.97、0.96、0.88，擬合指標(biāo)都達(dá)到或接近0.90的標(biāo)準(zhǔn)值。因此，驗(yàn)證性因子分析的結(jié)果符合要求。

(二)信度分析和效度分析

1.信度分析。本研究采用Cronbach＇sα系數(shù)作為觀察問(wèn)卷各個(gè)測(cè)項(xiàng)內(nèi)部一致性的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)。利用SPSS13.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果顯示所有指標(biāo)的Cronbach＇sα系數(shù)都在0.673－0.785間，超過(guò)了0.60的標(biāo)準(zhǔn)值，量表的整體Cronbach＇sα達(dá)到了0.901，說(shuō)明本研究量表具有良好的內(nèi)部一致性。從表2可知，問(wèn)卷的各變量的建構(gòu)信度都在0.677－0.850間，達(dá)到或接近0.70的標(biāo)準(zhǔn)值，說(shuō)明本研究具有良好的建構(gòu)信度。

表2 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

2.效度分析。對(duì)量表的收斂效度，本研究使用驗(yàn)證性因子分析中指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)因子載荷和平均方差提取量(AVE)進(jìn)行檢驗(yàn)。從表2可知，本研究的各指標(biāo)在相應(yīng)潛變量的標(biāo)準(zhǔn)因子載荷都超過(guò)了0.60的標(biāo)準(zhǔn)值，并通過(guò)了顯著性T檢驗(yàn);各潛變量的AVE都接近或超過(guò)0.50的可接受水平，說(shuō)明變量具有較高的收斂效度。在區(qū)別效度上，各潛變量的AVE值都大于它與其他變量相關(guān)系數(shù)的平方，表明量表具有較好的區(qū)別效度(見(jiàn)表3所示)。

表3 區(qū)別效度檢驗(yàn)

(三)假設(shè)驗(yàn)證

1.結(jié)構(gòu)方程模型分析。為驗(yàn)證本研究模型的影響關(guān)系，我們使用Lisrel8.7軟件進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型分析。從擬合的結(jié)果來(lái)看，模型的χ2/df為2.51且小于3，符合標(biāo)準(zhǔn)要求;RMSEA值為0.072且小于0.08，符合標(biāo)準(zhǔn)要求;IFI、CFI、NFI、NNFI、RFI和GFI分別為0.97、0.97、0.96、0.96、0.95、0.87，擬合指標(biāo)都接近或超過(guò)0.90的標(biāo)準(zhǔn)值。所有指標(biāo)均在可以接受的范圍內(nèi)，說(shuō)明本研究的模型假設(shè)與數(shù)據(jù)擬合程度較好。

根據(jù)表4的模型假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，涉入對(duì)實(shí)用價(jià)值、享樂(lè)價(jià)值和用戶(hù)資產(chǎn)的影響路徑T值分別為14.16、13.87、13.26，均大于1.96的標(biāo)準(zhǔn)值，因此假設(shè)1a、1b、1c得到驗(yàn)證。實(shí)用價(jià)值對(duì)流體驗(yàn)的兩個(gè)維度(即感知愉悅和關(guān)注)的影響路徑T值分別為3.37和－0.18，假設(shè)2a得到驗(yàn)證，而假設(shè)2b沒(méi)有得到驗(yàn)證。享樂(lè)價(jià)值對(duì)流體驗(yàn)的兩個(gè)維度(即感知愉悅和專(zhuān)注)的影響路徑T值分別為5.28和3.15，均大于1.96的標(biāo)準(zhǔn)值，因此假設(shè)2c、2d得到驗(yàn)證。用戶(hù)資產(chǎn)對(duì)流體驗(yàn)的兩個(gè)維度(即感知愉悅和專(zhuān)注)的影響路徑T值分別為3.77和4.41，均大于1.96的標(biāo)準(zhǔn)值，因此假設(shè)2e、2f得到驗(yàn)證。關(guān)于流體驗(yàn)與行為意向關(guān)系的檢驗(yàn)，感知愉悅對(duì)行為意向的兩個(gè)維度(即口碑和重復(fù)使用意向)的影響路徑T值分別為10.70和11.58，均大于1.96的標(biāo)準(zhǔn)值，因此假設(shè)3、4得到驗(yàn)證;而專(zhuān)注對(duì)行為意向的兩個(gè)維度(即口碑和重復(fù)使用意向)的影響均不顯著，因此假設(shè)5、6沒(méi)有得到驗(yàn)證。

表4 模型的基本路徑檢驗(yàn)

2.中介效應(yīng)分析。本研究使用SPSS13.0軟件的多元回歸分析方法，對(duì)流體驗(yàn)在共創(chuàng)價(jià)值和行為意向關(guān)系中的中介效應(yīng)作用予以檢驗(yàn)，并將性別、年齡、學(xué)歷、職業(yè)等作為控制變量納入回歸分析的自變量中。首先進(jìn)行實(shí)用價(jià)值、享樂(lè)價(jià)值和用戶(hù)資產(chǎn)分別對(duì)口碑和重復(fù)使用意向的回歸分析，發(fā)現(xiàn)實(shí)用價(jià)值、享樂(lè)價(jià)值和用戶(hù)資產(chǎn)分別對(duì)口碑和重復(fù)使用意向具有積極顯著的正向影響(標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別為0.254、0.269、0.260、0.219、0.332、0.281，Sig.均為0.000)，表明共創(chuàng)價(jià)值對(duì)行為意向具有直接的正向影響。然后進(jìn)行實(shí)用價(jià)值、享樂(lè)價(jià)值和用戶(hù)資產(chǎn)對(duì)感知愉悅和專(zhuān)注的回歸分析，發(fā)現(xiàn)實(shí)用價(jià)值、享樂(lè)價(jià)值和用戶(hù)資產(chǎn)對(duì)感知愉悅具有正向的影響作用(標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別為0.219、0.315、0.234，Sig.均為0.000)，實(shí)用價(jià)值、享樂(lè)價(jià)值對(duì)專(zhuān)注的影響不顯著(標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別為0.067、0.182，Sig.分別為0.218和0.001)，用戶(hù)資產(chǎn)對(duì)專(zhuān)注具有顯著的正向影響。進(jìn)一步地，本研究分析感知愉悅和專(zhuān)注分別對(duì)口碑和重復(fù)使用意向的回歸分析，發(fā)現(xiàn)感知愉悅分別對(duì)口碑和重復(fù)使用意向具有顯著的正向影響(標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別為0.422、0.354，Sig.均為0.000)，而專(zhuān)注對(duì)口碑和重復(fù)使用意向的影響均不顯著(標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別為0.143，0.115，Sig.分別為0.002和0.018)。以上分析結(jié)果表明，感知愉悅在共創(chuàng)價(jià)值和行為意向的關(guān)系中具有部分中介效應(yīng)作用，而專(zhuān)注在共創(chuàng)價(jià)值和行為意向的關(guān)系中不具有中介效應(yīng)作用，因此假設(shè)7a得到驗(yàn)證，而假設(shè)7b未能驗(yàn)證。

四、結(jié)論與建議

首先，非交易類(lèi)虛擬社區(qū)的共創(chuàng)價(jià)值是通過(guò)用戶(hù)參與價(jià)值共創(chuàng)形成的。共創(chuàng)價(jià)值包括實(shí)用價(jià)值、享樂(lè)價(jià)值和用戶(hù)資產(chǎn)等三個(gè)維度。其中，實(shí)用價(jià)值表現(xiàn)為用戶(hù)在社區(qū)平臺(tái)上獲取的重要信息及較高的信息質(zhì)量，享樂(lè)價(jià)值表現(xiàn)為用戶(hù)在社區(qū)平臺(tái)使用中獲取的愉悅和精神享受，而用戶(hù)資產(chǎn)則表現(xiàn)為用戶(hù)對(duì)平臺(tái)的熟悉度和信任、平臺(tái)在用戶(hù)心目中的形象。

其次，涉入作為一種重要的心理影響因素，對(duì)共創(chuàng)價(jià)值產(chǎn)生了重要的影響作用。涉入被認(rèn)為是人基于內(nèi)在的需要、價(jià)值觀和興趣認(rèn)知事物的相關(guān)性和重要性。當(dāng)用戶(hù)感知微博、社交網(wǎng)站等平臺(tái)提供的版塊服務(wù)與自身的需要和興趣相關(guān)時(shí)，用戶(hù)不僅能積極參與信息分享獲取自身需要的信息，還能通過(guò)情感抒發(fā)和傳遞得到愉悅和精神享受，并在這一過(guò)程中熟悉平臺(tái)的服務(wù)，增進(jìn)對(duì)平臺(tái)的信任。因此，作為重要的心理因素，涉入能有效促進(jìn)用戶(hù)在非交易類(lèi)虛擬社區(qū)平臺(tái)中為自身和平臺(tái)共創(chuàng)價(jià)值。

再次，共創(chuàng)價(jià)值通過(guò)感知愉悅對(duì)行為意向產(chǎn)生積極的影響，并且感知愉悅在共創(chuàng)價(jià)值和行為意向的關(guān)系中具有部分中介效應(yīng)作用。實(shí)用價(jià)值、享樂(lè)價(jià)值和用戶(hù)資產(chǎn)的實(shí)現(xiàn)激發(fā)用戶(hù)在感知愉悅方面的流體驗(yàn)，感知愉悅的形成從用戶(hù)心理方面促進(jìn)用戶(hù)的重復(fù)使用意向和口碑推薦行為。因此，虛擬社區(qū)平臺(tái)需不斷營(yíng)造溫馨、愉悅的網(wǎng)絡(luò)使用環(huán)境，提升用戶(hù)感知心理愉悅的可能性。對(duì)經(jīng)常進(jìn)行信息和情感分享的平臺(tái)活躍用戶(hù)群，虛擬社區(qū)可通過(guò)積分獎(jiǎng)勵(lì)和情感分享冠軍等方式對(duì)其予以鼓勵(lì)，使他們感知強(qiáng)烈的心理愉悅，從而激發(fā)用戶(hù)的忠誠(chéng)意向。

［1］王鳳艷，艾時(shí)鐘，厲敏.非交易類(lèi)虛擬社區(qū)用戶(hù)忠誠(chéng)度影響因素實(shí)證研究［J］.管理學(xué)報(bào)，2011，(9):1339－1344.

［2］Vargo S.L．，Lusch R.F.Evolving to a new dominant logic for marketing［J］.Journal of Marketing，2004，68(1):1－17.

［3］Vargo S.L．，Maglio P.P．，Akaka M.A.On value and value co－creation:A service systems and service logic perspective［J］.European Management Journal，2008，26(1):145－152.

［4］涂劍波，張明立.虛擬社區(qū)中的互動(dòng)對(duì)共創(chuàng)價(jià)值影響的實(shí)證研究［J］.湖南大學(xué)學(xué)報(bào)(自然科學(xué)版)，2013，(11):114－119.

［5］秦保立.在線旅游預(yù)定服務(wù)的顧客價(jià)值:涉入與忠誠(chéng)研究［D］.廣州:華南理工大學(xué)博士學(xué)位論文，2011.

［6］Csikszentmihalyi M.Beyond Boredom and Anxiety［M］.Jossey-Bass，San Francisco，1975.

［7］Ajzen I.The theory of planned behavior［J］.Organizational Behavior and Human Decision Processes，1991，50(2):179－211.

［8］Babin B.J．，Darden W.R．，Griffin M.Work and/or fun:Measuring hedonic and utilitarian shopping value［J］.Journal of Consumer Research，1994，20(4):644－56.

［9］王永貴.顧客資源管理——資產(chǎn)、關(guān)系、價(jià)值和知識(shí)［M］.北京:北京大學(xué)出版社，2005.

［10］Zaichkowsky J.L.Measuring the involvement construct［J］.Journal of Consumer Research，1985，12(3):341－352.

［11］Hollebeek L.D．，Brodie R.J.Wine service marketing，value co-creation and involvement:Research issues［J］.International Journal of Wine Business Research，2009，21(4):339－353.

［12］Zaman M．，Anandarajan M．，Dai Q.Experiencing flow with instant messaging and its facilitating role on creative behaviors［J］.Computers In Human Behavior，2010，26(5):1009－1018.

［13］Chang Chiao-chen.Examining users'intention to continue using social network games:A flow experience perspective［J］.Telematics and Informatics，2013，30(4):311－321.

［14］Hutchinson J．，Lai Fu-jun，Wang You-cheng.Understanding the relationships of quality，value，equity，satisfaction and behavioral intentions among golf travelers［J］.Tourism Management，2009，30(2):298－308.

［15］Siekpe J.S.An examination of the multidimensionality of the flow construct in a computer-mediated environment［J］.Journal of Electronic Commerce Research，2005，6(1):31－43.

［16］Chen Ching-fu，Chen Fu-shian.Experience quality，perceived value，satisfaction and behavioral intentions for heritage tourists［J］.Tourism Management，2010，31(1):29－35.

［17］Chiu H．，Hsieh Y．，Li Y.Relationship marketing and consumer switching behavior［J］.Journal of Business Research，2005，58(12):1681－1689.

［18］Hyun S.S.Creating a model of customer equity for chain restaurant brand formation［J］.International Journal of Hospitality Management，2009，28(4):529－539.

［19］Moon J.W．，Kim Y.G.Extending the TAM for a world-wide-web context［J］.Information and Management，2001，38(1):217－230.

［20］Zeithaml V.A．，Berry L.and Parasuraman A.The behavioral consequences of service quality［J］.Journal of Marketing，1996，60(1):31－46.