李英禹， 崔亭亭

（東北林業(yè)大學 經濟管理學院， 哈爾濱150040）

2017 和2018 年， 一些家具電商企業(yè)(如美樂樂、 尚品宅配等) 在天貓平臺“雙十一” 活動當天銷售額突破7 億元， 成為家具企業(yè)電商化的領跑者。 為適應顧客的需求和提高顧客對品牌的忠誠度， 家具電商企業(yè)通過開展在線品牌社群與顧客及時互動溝通等措施不斷調整自身的商業(yè)模式[1]。 品牌忠誠不僅是品牌資產的重要內容， 還是企業(yè)營銷競爭的關鍵戰(zhàn)略舉措[2]。 國外學者從品牌參與和品牌口碑等方面對品牌忠誠展開研究， 指出參與性消費者對重點品牌表現(xiàn)出更高的忠誠度； 品牌的電子口碑數量、質量等對顧客的購買意愿有顯著的正向影響[3-4]； 國內學者主要從品牌信任、 社區(qū)體驗以及顧客參與等方面對品牌忠誠展開研究， 指出虛擬品牌社區(qū)信任通過消費者的社區(qū)陷入對品牌忠誠產生正向影響[5]，信息體驗能、 娛樂體驗等社區(qū)體驗成分以及社區(qū)用戶的參與行為可促進顧客的品牌忠誠[6-7]； 也有學者通過劃分虛擬品牌社區(qū)中顧客體驗的維度展開研究[8]， 認為品牌認同在顧客體驗與品牌忠誠的關系中發(fā)揮著中介作用。 隨著在線品牌社群中顧客對互動的關注度的提升， 社群互動逐漸成為研究品牌忠誠度的重點: 學者將在線品牌社群互動劃分為成員互動、 產品互動和人機互動， 并將信息交流障礙作為調節(jié)變量驗證其對品牌忠誠的影響[9]， 指出信息交流障礙不僅正向調節(jié)成員互動與品牌忠誠的關系， 還負向調節(jié)產品互動與品牌忠誠的關系； 有學者將虛擬品牌社群互動劃分為產品互動和人際互動， 以體驗價值為中介變量驗證其對價值共創(chuàng)的影響[10]， 指出體驗價值在顧客間互動對參與價值共創(chuàng)的影響中發(fā)揮中介作用； 有學者將虛擬品牌社群互動劃分為信息互動和人際互動驗證其對創(chuàng)新行為的影響， 指出信息互動和人際互動均對創(chuàng)新行為有顯著影響[11]； 也有學者從顧客價值共創(chuàng)互動角度研究其對品牌忠誠的影響， 指出價值共創(chuàng)互動中人際互動對品牌依戀具有顯著正向影響[12]。 可見， 在有關品牌社群互動中顧客品牌忠誠度的研究雖取得一定的成績， 但學者對在線品牌社群互動的分類尚未形成統(tǒng)一共識， 且未將在社群互動過程中社群氛圍等因素對品牌忠誠度的影響考慮在內。 因此， 以美樂樂家具品牌在線社群成員為研究對象， 對家具品牌社群互動對品牌忠誠的影響進行實證研究， 以期探究家具品牌在線社群發(fā)展的重要因素。

1 數據與方法

1.1 理論假設

1.1.1 在線品牌社群互動對品牌忠誠的影響

社會認同指獨立個體對某一特殊群體具有強烈的好感度， 信任該群體的相關信息內容， 以及認同該群體賦予的相關情感[13]。 家具在線品牌社群中， 顧客通過互聯(lián)網相互傳達家具產品的相關信息、 交流情感的一系列過程可用社會認同理論進行闡述。 顧客對在線品牌社群的認同度高可促進該顧客在社群內的積極性， 從而增進群內成員的互動性[14]、 增強顧客體驗感， 形成個人及社群之間的互惠關系， 達到社會認同、 產生正面評價、 提升顧客的品牌忠誠度。 同時， 顧客還可通過在線品牌社群獲取自身所需的相關家具產品信息以及相關線下服務等提升顧客在行為上的品牌忠誠度。 此外， 在線品牌社群的網絡運行速度快、 信息獲取具有全面性、 實用性以及便利性等都將提升顧客的品牌忠誠度[15]。 結合家具品牌在線社群特點和社會認同理論， 將社群互動定義為在社會化媒體網絡背景下， 顧客間通過家具社群網站進行企業(yè)產品相關信息以及情感交流的互動過程， 并把社群互動分為信息互動(獲取家具產品、 品牌和企業(yè)等相關信息)、 人際互動(顧客間的情感交流以及購買家具產品的使用結果交流等) 以及人機互動(家具社群網站運營速度交流和網站頁面設計等互動溝通)[11]。 基于此， 提出4 個假設。

H1： 在線品牌社群互動正向影響品牌忠誠

H1a： 信息互動正向影響品牌忠誠

H1b： 人際互動正向影響品牌忠誠

H1c： 人機互動正向影響品牌忠誠

1.1.2 支持性氛圍的調節(jié)作用

在家具品牌社群中， 顧客會同時存在社群支持性氛圍感知和控制性氛圍感知[16]。 顧客在社群互動過程中， 社群對顧客言論支持、 社群管理者鼓勵顧客之間發(fā)展友好關系、 互動過程中自由發(fā)表言論等會使顧客更有意愿參加更多的社群互動交流從而提高顧客對社群的認同[17]。 濃厚的社群支持氛圍可以有利于促進顧客之間的互動情感[18]、 加強顧客體驗， 從而提升顧客的品牌忠誠。 基于此， 提出4 個假設。

H2： 支持性氛圍正向調節(jié)在線品牌社群互動對品牌忠誠的影響

H2a： 支持性氛圍正向調節(jié)信息互動對品牌忠誠的影響

H2b： 支持性氛圍正向調節(jié)人際互動對品牌忠誠的影響

H2c： 支持性氛圍正向調節(jié)人機互動對品牌忠誠的影響

1.1.3 控制性氛圍的調節(jié)作用

顧客在家具品牌社群互動中， 發(fā)表帶有辱罵性、 人身攻擊等言論時， 社群管理者應該給予溝通、 警告， 對社群造成嚴重不良影響的顧客進行拉黑甚至清除社群。 社群管理員的嚴格控制行為可有效地把控顧客不文明言論、 加強顧客的創(chuàng)新行為， 但是會使顧客產生被監(jiān)督感從而不愿意參與社群的互動， 甚至導致顧客資源的流失[16]。 因此， 社群管理者在控制社群氛圍時， 應有效地針對不同顧客進行不同程度的關注、 注重方法， 避免一刀切地控制造成社群成員的不滿[19]。 基于此， 提出4 個假設。

H3： 控制性氛圍負向調節(jié)在線品牌社群互動對品牌忠誠的影響

H3a： 控制性氛圍負向調節(jié)信息互動對品牌忠誠的影響

H3b： 控制性氛圍負向調節(jié)人際互動對品牌忠誠的影響

H3c： 控制性氛圍負向調節(jié)人機互動對品牌忠誠的影響

綜上所述， 構建研究模型(圖1)， 探究在線品牌社群互動對品牌忠誠的影響機理。

1.2 變量選取

圖1 研究模型Figure 1 Research modell

根據假設， 選取顧客的品牌忠誠度為因變量(Y)； 自變量包括信息互動(X1)、 人際互動(X2) 和人機互動(X3) 3 個變量， 調節(jié)變量分為支持性氛圍( V1) 和控制性氛圍(V2) 兩個變量。 為了保證測量量表具有較好的信度效度， 參考相關文 獻[15-16，20-22]對 各變量選取測量指標，最終獲取24 個結構性問題(表1)。 并采用Likert 5 點量表對各變量進行測量: 1 分為 “非常不 同 意”、 2 分 為“不同意”、 3 分為“一 般”、 4 分 為“同 意”、 5 分 為“非常同意”。

表1 統(tǒng)計變量測量指標名稱Table 1 Categories and names of statistical variables

1.3 研究方法

綜合上述分析，可知顧客品牌忠誠受多個社群互動因素影響， 因此構建多元線形回歸方程對顧客品牌忠誠度與多個社群互動因素的關系進行分析(模型1):

式中Y 表示因變量； α 表示常量； βi表示回歸系數； Xi表示第i 個自變量； ε 為誤差項； i＝1， 2， 3。

在回歸分析之前， 先采用主成分分析法對問卷進行探索性因子分析， 以特征值大于1 的原則提取公因子的數量， 并采用因子載荷值和Cronbach α 值對量表進行篩選和初步信效度檢驗。 然后， 為驗證量表的一致性和穩(wěn)定性采用一階驗證性因子分析法分析數據的信效度、 采用考察問項的標準化載荷值和因子的組合信度檢驗收斂效度； 并通過對每個因子的平均變異抽取量(AVE) 的平方根值和任意兩個因子的相關系數進行檢驗判別效度[23]。

此外， 為了解支持性氛圍和控制性氛圍在社群互動與顧客品牌忠誠度之間的調節(jié)效應， 參考文獻[24]分別引入調節(jié)變量、 自變量以及二者的交互項構建相應的多元回歸模型， 如果交互項的p 值小于0.05， 即存在調節(jié)效應。

式中α′為常量； Vj為調節(jié)變量； μ 為誤差項； j＝1， 2。

由于自變量與調節(jié)變量均為連續(xù)型變量， 在分析調節(jié)效應之前應對自變量和調節(jié)變量進行中心化處理再構建模型[24]。 具體調節(jié)效應分析模型構建如下: 分析支持性氛圍在信息互動對顧客品牌忠誠度影響的調節(jié)作用， 在式⑵引入X1和V1(模型2)； 分析支持性氛圍在人際互動對品牌忠誠影響過程中的調節(jié)作用， 在式⑵引入X2和V1(模型3)； 分析支持性氛圍在人機互動對品牌忠誠影響過程中的調節(jié)作用， 在式⑵引入X3和V1(模型4)； 分析控制性氛圍在信息互動對品牌忠誠影響過程中的調節(jié)作用， 在式⑵引入X1和V2(模型5)； 分析控制性氛圍在人際互動對品牌忠誠影響過程中的調節(jié)作用， 在式⑵引入X2和V2(模型6)； 分析控制性氛圍在人機互動對品牌忠誠影響過程中的調節(jié)作用， 在式⑵引入X3和V2(模型7)。

以上數據處理通過AMOS 20.0 和SPSS 22.0 軟件進行操作。

1.4 數據來源

經預調查， 美樂樂家具品牌在線社群成員人數較多且社群成員互動較活躍， 因此選取美樂樂家具品牌社群成員作為研究對象。 通過網絡問卷調研的方法在社群管理員的協(xié)助下向大約1000 名社群成員發(fā)送填寫問卷請求， 共收到441 份有效問卷， 問卷有效回收率約為44%。

2 結果與分析

各變量的Cronbach α 系數值都大于0.800 (表2)， 說明數據具有較高的內部一致性。 從24 個題項中提取特征值大于1 的因子，發(fā)現(xiàn)信息互動(X1)、 人際互動(X2)、 人機互動(X3)、 支持性氛圍(V1)、 控制性氛圍(V2) 和品牌忠誠(Y) 這6 個因子的特征值大于1， 與該量表的維度設計一致， 且因子的累計方差獻率達76.354%， 能夠涵蓋該量表的絕大部分信息。 量表因子載荷值均大于0.500 (表2)， 說明量表結構效度良好。 檢驗模型效果的擬合指數為: 卡方值＝551.952、 自由度＝237、 RMSEA ＝0.055、 CFI ＝0.955、 NFI＝0.924、 RFI ＝0.904， 均高于最低標準值， 說明模型擬合良好。 問卷各分變量的組合信度均在0.800 以上， 系統(tǒng)質量的AVE 值均大于0.500 (表3)， 且AVE 平方根最小值(0.749) 大于相關系數絕對值的最大值(0.468)， 說明各變量可以區(qū)分， 問卷數據具有一定的收斂效度且具有較高的效度水平。

表2 主成分分析結果Table 2 Analysis results of principal component

2.1 社群互動中信息互動對顧客品牌忠誠度影響最大

在線品牌社群互動中各變量的回歸系數均大于0.000， 且顯著性值P 值均小于0.050 (表4)， 因此信息互動、 人際互動、 人機互動均對品牌忠誠度有顯著正向影響。 假設H1a、 假設H1b和假設H1c得到驗證。

由于模型1 的回歸方程為Y ＝1.202+0.413X1+0.215X2+0.100X3+0.172， 由此可知信息互動對顧客品牌忠誠度影響最大。

結合主成分分析結果(表2) 可知: 在家具品牌社群中產品的相關信息使我感覺到該家具品牌質量更好(X12) 對顧客的信息互動影響最大。 其原因在于: 快節(jié)奏生活方式使大部分顧客沒有時間和精力去線下家具實體店了解家具產品相關信息， 因此促使顧客選擇加入家具品牌社群了解相關產品信息， 當家具企業(yè)發(fā)布的相關信息滿足顧客的需求時會影響顧客對產品質量的判斷。 在家具社群中顧客經常在社群中與其他成員溝通家具產品使用感受從而建立友好的人際關系(X23)對人際互動影響最大。 主要表現(xiàn)為顧客在了解產品信息的同時， 遇到問題有其他熱心顧客給予回答會使顧客感到溫馨， 在相互幫助以及不斷情感交流下使彼此建立了深厚的人際關系以此加深了顧客對家具社群的認同感， 并增強了顧客的品牌忠誠度。家具品牌社群可以使顧客更加便利的瀏覽相關產品信息(X31) 對顧客人機互動影響最大。 家具企業(yè)對產品信息分類清晰以及客服可以隨時回應顧客的問題等， 都會使顧客在瀏覽家具社群信息時感到便捷以及信任進而促使顧客品牌忠誠度的提升。

表3 相關系數矩陣和AVE 平方根Table 3 The correlation coefficient matrix and the square root of AVE

綜上所述， 在家具品牌社群互動過程中， 顧客在獲取到產品相關信息的同時也收獲到了人際情感。 但是顧客加入家具品牌社群的主要目的是想深入了解該家具產品的質量[25]、 服務等相關信息， 家具社群是否及時發(fā)布相關信息以及豐富信息質量內容將會影響顧客登錄該社群的頻率， 因此信息互動對顧客的品牌忠誠度影響最大。

表4 多元回歸分析表Table 4 Multiple regression analysis table

2.2 支持性氛圍在社群互動與品牌忠誠之間總體起負向調節(jié)作用

2.2.1 支持性氛圍正向調節(jié)信息互動對品牌忠誠的影響

在模型2 中， 信息互動與支持性氛圍交互項(X1×V1) 對品牌忠誠(Y) 的影響顯著， 相關系數為0.105， 顯著性為0.001 小于0.010， 由此可得回歸方程為Y ＝3.496+0.437X1-0.336V1+0.105X1×V1+0.087。 因此， 認為支持性氛圍可以加強信息互動對于品牌忠誠度的正向影響， H2a得到驗證。 顧客在信息互動時， 家具企業(yè)支持鼓勵顧客發(fā)布有關家具產品質量信息的內容， 并且涉及到有關產品質量問題的信息內容時企業(yè)并不會給予警告等要求， 因此顧客在信息互動過程中感受到自由和諧的互動氛圍以此促進顧客的社群認同感提升顧客的品牌忠誠度。

2.2.2 支持性氛圍負向調節(jié)人際互動對品牌忠誠的影響

在模型3 中， 人際互動與支持性氛圍交互項(X2×V1) 對品牌忠誠(Y) 的影響顯著， 相關系數為-0.167， 顯著性為0.000 小于0.010， 由此可得回歸方程Y ＝3.342+0.108X2-0.318V1-0.167X2×V1+0.176。 因此， 認為支持性氛圍可以減弱人際互動對于品牌忠誠度的正向影響， H2b與假設相反， 其原因可能是: 在社群中， 顧客發(fā)布家具產品信息時會受到其他顧客的回復進而促進了顧客間的人際互動提升其情感交流， 但是顧客在人際互動的過程中也有可能出現(xiàn)不文明語言、 人身攻擊等情況或因個人對別人表達方式喜好的不同導致顧客對社群互動進行抵觸感， 因此家具企業(yè)在顧客人際互動過程中也應該進行相應的控制。

2.2.3 支持性氛圍負向調節(jié)人機互動對品牌忠誠的影響

在模型4 中， 人機互動與支持性氛圍交互項(X3×V1) 對品牌忠誠(Y) 的影響顯著， 相關系數為-0.149， 顯著性我0.000 小于0.010， 由此可得回歸方程為Y ＝3.587+0.108X3-0.318V1-0.149X3×V1+0.168。 因此， 認為支持性氛圍可以減弱人機互動對于品牌忠誠度的正向影響， H2c與假設相反。 家具社群為顧客提供了豐富的交流方式， 雖使顧客感到便捷但可能會造成信息泄露等結果， 以此顧客在人機互動時， 社群網站對顧客信息安全把控不嚴則會造成顧客對家具社群的不信任。

綜上所述: 顧客在信息互動過程中， 支持性氛圍起到正向調節(jié)作用， 而在人際互動和人機互動過程中起到負向調節(jié)作用。 由于顧客在進行家具產品信息查詢過程時希望企業(yè)可以完全公開有關產品質量的相關信息使顧客真正了解到該產品質量是否達標。 但是， 在人際交往以及瀏覽社群網站過程中希望家具企業(yè)嚴格把控不文明信息以及虛假廣告等問題， 凈化顧客互動環(huán)境。

2.3 控制性氛圍對社群互動與品牌忠誠之間的調節(jié)作用總體不顯著

2.3.1 控制性氛圍在信息互動對品牌忠誠影響的調節(jié)作用不顯著

信息互動與控制性氛圍交互項(X1×V2) 對品牌忠誠(Y) 的影響不顯著， 系數為-0.029， 顯著性為0.566 大于0.050， 由此可得回歸方程為Y ＝3.506+0.359X1+0.283V2-0.029X1×V2+0.113。 因此控制性氛圍對信息互動對于品牌忠誠度的正向影響沒有調節(jié)作用， H3a沒有得到驗證。 由于顧客在社群中對家具產品信息獲取時， 家具企業(yè)嚴格把控家具企業(yè)產品相關信息量會造成顧客對家具產品了解深度不全面， 影響顧客在社群內互動活躍性。

2.3.2 控制性氛圍負向調節(jié)人際互動對品牌忠誠的影響

人際互動與控制性氛圍交互項(X2×V2) 對品牌忠誠(Y) 的影響顯著， 系數為-0.119， 顯著性為0.009 小于0.010， 由此可得回歸方程為Y ＝3.402+0.249X2+0.438V2-0.119X2×V2+0.122。 因此認為控制性氛圍可以減弱人際互動對于品牌忠誠度的正向影響， H3b得到驗證。 在家具品牌社群中， 顧客在人際情感交流過程中， 家具企業(yè)對顧客間情感信息交流的內容進行監(jiān)督以及控制會使顧客排斥彼此間的信息交流， 以此減弱了顧客間人際交往以及對社群依賴性。

2.3.3 控制性氛圍在人機互動對品牌忠誠影響的調節(jié)作用不顯著

人機互動與控制性氛圍交互項(X3×V2) 對品牌忠誠(Y) 的影響不顯著， 系數為-0.068， 顯著性為0.195 大于0.050， 由此可得回歸方程為Y ＝3.467+0.129X3+0.421V2-0.068X3×V2+0.129。 因此控制性氛圍對人機互動對于品牌忠誠度的正向影響沒有調節(jié)作用， H3c未得到驗證。 顧客在進入家具社群網站的過程中， 家具企業(yè)嚴格控制網站速度以及過度控制顧客的交流方式會使顧客對社群的厭煩促使顧客不愿意頻繁加入該家具品牌社群。

綜上所述， 顧客在人際互動過程中， 控制性氛圍起到負向調節(jié)作用， 而在信息互動和人機互動過程中沒有起到調節(jié)作用。 由于顧客在人際關系交流過程中， 更加希望家具企業(yè)給予文明和諧的交流環(huán)境，不斷促進顧客間的情感友誼。 但是顧客在瀏覽家具社群網站以及與其他顧客信息互動過程時， 希望企業(yè)支持顧客瀏覽家具產品相關信息， 使顧客深入了解該家具產品。

3 結論及建議

3.1 結論

顧客在家具品牌社群互動過程中， 信息互動對顧客的品牌忠誠度影響程度最大， 其次是人際互動和人機互動。 支持性氛圍在信息互動對品牌忠誠的影響作用中起到正向調節(jié)與假設相吻合， 在人際互動和人機互動對品牌忠誠的影響作用中起到負向調節(jié)作用與假設相反， 可能由于顧客在互動過程中更注重文明交流。 控制性氛圍在人際互動對品牌忠誠的影響作用中起到負向調節(jié)作用與假設相符， 可能由于顧客在人際交流過程中希望社群管理者可以把控交流環(huán)境的同時更加支持顧客具有更多的自由交流空間。

3.2 建議

第一， 家具品牌社群管理者應提升在線品牌社群互動質量。 家具在線品牌社群管理者要加強社群信息層面管理， 定期及時的在社群中發(fā)布企業(yè)及家具品牌產品的相關信息、 對家具種類進行有效的分類管理， 確保家具產品信息的真實性及有效性； 還要不斷完善社群網站的運營速度、 完善在線客服平臺， 為社群成員提供一個快速便捷的互動平臺， 及時有效的解決顧客遇到的問題。

第二， 家具品牌社群應構建良好的社群氛圍。 社群管理者要該積極鼓勵支持社群成員的互動溝通，使社群成員在自由的環(huán)境下暢所欲言， 可以發(fā)表自身獨特的見解。 社群成員在通過計算機網絡平臺互動交流的過程中， 產生的不利于社群發(fā)展的言論內容， 社群管理者也要積極的采用管理措施進行控制， 讓社群成員在健康的社群氛圍下進行社群互動， 社群管理者也要不斷的改進社群的規(guī)章制度， 規(guī)范社群成員的言論交流， 凈化不文明信息。 社群管理者要積極處理社群成員發(fā)布的虛假廣告涉黃信息等內容， 對發(fā)布不文明信息的成員， 管理者應給予警告甚至請出社群， 為其他社群成員營造出良好的社群氛圍。