秦珍珍

[摘 要] 基于“S-O-R”理論和使用與滿足理論，以微博互動的信息互動和人際互動兩個維度為自變量，社會臨場感為中介變量，消費(fèi)者品牌態(tài)度為因變量，構(gòu)建了企業(yè)微博互動對消費(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)計軟件對問卷信度進(jìn)行檢驗(yàn)，對于問卷效度的測量選用因子分析的方法，驗(yàn)證此研究中所有測量量表均達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)，問卷具有良好效度。并通過回歸分析，及對結(jié)果進(jìn)行實(shí)證分析，得出結(jié)論：企業(yè)微博互動中信息互動和人際互動均對消費(fèi)者品牌態(tài)度有正向影響關(guān)系，同時社會臨場感在微博互動與消費(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；社會臨場感；消費(fèi)者品牌態(tài)度；影響

[中圖分類號] F720 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼] A [文章編號] 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，視頻日均播放量增長713%。微博為消費(fèi)者和企業(yè)提供了直接深度交流和互動的便利平臺，目前學(xué)術(shù)界對于企業(yè)微博的研究大都集中在概述階段，主要涉及對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)前社會化媒體廣泛發(fā)展的條件下，營造具有社會臨場感的營銷環(huán)境，是當(dāng)前企業(yè)微博互動建設(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)度作為研究對象，將社會臨場感作為企業(yè)微博互動與消費(fèi)者品牌態(tài)度之間的中介變量，嘗試構(gòu)建一個企業(yè)微博互動通過營造的社會臨場感情境影響消費(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）微博互動對消費(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，互動成員之間的情感交流會使雙方產(chǎn)生信任感，由此影響個體態(tài)度[2]?？追笔?、王慧萍（2008）認(rèn)為虛擬社區(qū)中提高人際互動的互動程度和互動頻率會提升信息搜索行為，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、社會交換理論以及社會互動理論，消費(fèi)者對企業(yè)的品牌態(tài)度是往往在相互交往互動之中建立的，而互動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：微博互動會正向影響消費(fèi)者品牌態(tài)度。

（二）微博互動與社會臨場感的關(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臨場感是緊密相關(guān)，對于信息內(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，并鼓勵客戶購買[4]。社會臨場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，就會引發(fā)人們生成人際接觸感。微博平臺交互對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)時互動的方式進(jìn)行信息傳遞，這種方式更能夠促使交互對象在交流過程中體會到社會臨場感中的“與他人在一起”?；诖耍岢鲆韵录僭O(shè)：

H2：微博互動與消費(fèi)者的社會臨場感正相關(guān)。

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

通過查閱大量社會臨場感相關(guān)研究，新傳播媒介所產(chǎn)生的社會效果主要是通過用戶通過媒介的使用所產(chǎn)生的社會臨場感而決定，Head & Hassanein（2007）指出，顧客對社會臨場感感知越高，則顧客對感知信任、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，社會臨場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)品的用戶為研究對象，研究得出社會臨場感會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，提出以下假設(shè)：

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

（四）社會臨場感在微博互動和消費(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)過程中的社會臨場感后，能夠進(jìn)一步影響消費(fèi)者對品牌的認(rèn)知、感知與行為態(tài)度。徐琦從個體、群體、互動協(xié)作等角度探究了社會臨場感的影響因素，并認(rèn)為互動協(xié)作是影響社會臨場感一個主要因素[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)“社會臨場感”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)提升社會臨場感時，一方面會增添產(chǎn)品品牌的趣味和魅力，另一方面也會增加消費(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)為通過在線互動營造的社會臨場感氛圍，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：社會臨場感在微博互動與消費(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、社會臨場感和消費(fèi)者品牌態(tài)度關(guān)系的理論模型，如下圖。

企業(yè)微博互動對消費(fèi)者品牌態(tài)度的影響模型圖

三、研究設(shè)計

（一）問卷設(shè)計

調(diào)查問卷主要分為兩個部分，第一部分主要是通過設(shè)置過濾性問題對調(diào)查對象的界定，主要包括被調(diào)查者的基本情況信息；第二部分是對自變量、因變量以及中介變量的測量，該部分測量采用了李克特5級量表，問項(xiàng)是從完全不同意到完全同意。吳明隆（2003）認(rèn)為當(dāng)問項(xiàng)量表超過5級時，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級量表進(jìn)行測量。

（二）變量的測量

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)，剔除與本文研究內(nèi)容不符合的題項(xiàng)，獲取本研究的測量項(xiàng)目，量表經(jīng)過純化后，最終確定了“信息互動”使用七個問項(xiàng)進(jìn)行測量，“人際互動”使用5個問項(xiàng)進(jìn)行測量，“社會臨場感”使用5個問項(xiàng)進(jìn)行測量，“消費(fèi)者品牌態(tài)度”分別使用4個問項(xiàng)進(jìn)行測量。

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，本研究整個問卷的Cronbachs α系數(shù)為0.937，微博互動兩維度的Cronbachs α系數(shù)分別為0.905，0.928；社會臨場感的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。表明此次測量具有良好的信度。對于問卷效度的測量，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.微博互動與消費(fèi)者品牌態(tài)度的回歸分析

以微博互動的兩個維度作為自變量，對消費(fèi)者品牌態(tài)度的三個維度進(jìn)行回歸分析，回歸模型F統(tǒng)計的顯著性水平為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)，說明信息互動和人際互動都對消費(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+0.283*人際互動+0.881；消費(fèi)者情感因素=0.397*信息互動+0.461*人際互動+0.619；消費(fèi)者行為意向=0.385*信息互動+0.367*人際互動+1.041，假設(shè)1得到證實(shí)。

2.微博互動與社會臨場感之間的回歸分析

本部分以微博互動的兩個維度為自變量，以社會臨場感為因變量做回歸分析，回歸模型F統(tǒng)計的顯著性水平為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)，說明信息互動和人際互動都對社會臨場感產(chǎn)生正向影響作用，可以作為消費(fèi)者社會臨場感的預(yù)測變量，假設(shè)2到證實(shí)，建立如下回歸方程：社會臨場感=0.448*信息互動+0.490*人際互動+0.222。

3.社會臨場感與消費(fèi)者品牌態(tài)度的回歸分析

以消費(fèi)者的社會臨場感為自變量，對消費(fèi)者品牌態(tài)度三個維度做回歸分析，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)，說明社會臨場感對消費(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*社會臨場感+1.621，消費(fèi)者情感因素=0.673*社會臨場感+1.341，消費(fèi)者行為意向=0.584*社會臨場感+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，人際互動分別對社會臨場感及因變量各維度有顯著的回歸系數(shù)。把自變量信息互動和中介變量社會臨場感同時加入方程對因變量消費(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臨場感之后，信息互動對消費(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因變量的影響效應(yīng)減弱，這表明社會臨場感在信息互動消費(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臨場感之后，人際互動對消費(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，人際互動對消費(fèi)者品牌態(tài)度的影響效應(yīng)減弱，因此，社會臨場感在人際互動消費(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

通過以上對微博互動影響消費(fèi)者品牌態(tài)度的關(guān)系和驗(yàn)證，得到如下結(jié)論：微博互動中信息互動和人際互動會正向影響消費(fèi)者品牌態(tài)度，也正向影響社會臨場感，消費(fèi)者的社會臨場感也正向影響消費(fèi)者品牌態(tài)度。分析社會臨場感的中介作用，實(shí)證得出，社會臨場感在微博互動和消費(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]