○ 楊 強 蔣玉石 周 雪 朱家稷

引言

據(jù)《2019年社交營銷白皮書》指出，中國社交媒體用戶占總?cè)丝诘?1%，遠(yuǎn)超全球45% 的平均水平。[1]社交媒體的受歡迎程度不斷提升，用戶只需點擊嵌入在網(wǎng)頁上的“喜歡”或“分享”按鈕，就可以將產(chǎn)品信息在多個社交平臺上傳播。[2]企業(yè)敏銳地發(fā)現(xiàn)，便捷的信息分享和接觸使社交媒體成為一種高效的產(chǎn)品信息傳播工具，并日益將其作為商業(yè)推廣的關(guān)鍵渠道。[3,4]在眾多社交媒體平臺中，微信以91.5% 的滲透率穩(wěn)居中國第一大社交媒體平臺。與匿名性社交媒體不同，微信主要用于真實朋友之間的社交互動，[6]用戶通過分享信息來展示自我并保持與離線熟人的聯(lián)系。[7,8]而當(dāng)熟人在社交媒體分享產(chǎn)品信息時，可以為產(chǎn)品信息創(chuàng)造信任的暈輪效應(yīng)，[9]相較于微博等社交平臺，商家更希望消費者將產(chǎn)品信息分享到微信朋友圈。因此，如何提高消費者在微信朋友圈分享產(chǎn)品信息的行為，便成為營銷領(lǐng)域的重要課題之一。

以往學(xué)者從多個角度探究了消費者在社交媒體上的分享行為，動機被認(rèn)為是促進消費者產(chǎn)生分享行為最重要的前因變量。Vilnai-Yavetz等對西方消費者的分享動機進行了研究，認(rèn)為用戶的分享行為主要受到內(nèi)在動機的影響，[9]但經(jīng)濟激勵（如分享后得到優(yōu)惠券或折扣）等外在動機會對內(nèi)在動機產(chǎn)生擠出效應(yīng)，[10,11]導(dǎo)致更強的分享意愿。這似乎給商家指明了營銷方向，即電商企業(yè)可以通過給予經(jīng)濟獎勵，[12]“誘導(dǎo)”消費者將產(chǎn)品信息分享到朋友圈。但不同于“私我意識”的西方消費者，集體主義文化中的中國消費者更在意與社會環(huán)境緊密聯(lián)系的“公共自我”，[13]也更受主觀規(guī)范的影響。[14]消費者既想獲取經(jīng)濟利益又不愿意“得罪”社交好友，于是出現(xiàn)了完成商家的分享任務(wù)并領(lǐng)取經(jīng)濟獎勵后，又迅速刪除產(chǎn)品信息的現(xiàn)象。這種行為不僅阻斷了產(chǎn)品信息的傳播路徑，也使?fàn)I銷人員的經(jīng)濟刺激策略大打折扣。為了解釋該行為的內(nèi)在機制并尋找減緩消費者刪除行為的有效策略，本文從身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息及其激發(fā)的內(nèi)在動機出發(fā)展開系列研究。

自我呈現(xiàn)是消費者使用社交媒體的主要內(nèi)在動機，即消費者擁有在社交媒體中展示自我的渴望。先前的研究表明消費者傾向于從事與身份一致的行為和展示，[15]而消費者呈現(xiàn)、維護和強化其身份的一種方式是購買表征其身份的產(chǎn)品。[16,17]消費者會根據(jù)產(chǎn)品所有權(quán)進行自我推斷（如我擁有一輛新能源汽車，所以我是環(huán)保主義者）。[18]Belk認(rèn)為在虛擬世界中展示和呈現(xiàn)與身份相關(guān)聯(lián)的產(chǎn)品可以得到與實際所有權(quán)相同的功能。[18]在社交媒體上，消費者可以通過分享產(chǎn)品信息向朋友圈的“觀眾”展示其身份信號或其認(rèn)可的價值觀念，[20]而商家也可以通過發(fā)布激發(fā)身份認(rèn)同的產(chǎn)品信息來吸引志同道合的消費者參與并保持長久分享。因此，身份認(rèn)同是激發(fā)消費者自我呈現(xiàn)內(nèi)在動機，產(chǎn)生更積極分享意愿和分享時間的重要產(chǎn)品信息策略，但目前學(xué)界還未充分關(guān)注身份認(rèn)同對產(chǎn)品信息分享行為的影響機制。同時，經(jīng)濟獎勵作為激發(fā)消費者分享動機最主要的外部刺激策略，與身份認(rèn)同策略的交互效應(yīng)同樣值得關(guān)注。實踐中，將經(jīng)濟獎勵與身份認(rèn)同結(jié)合呈現(xiàn)給消費者，是商家常用的信息策略，但這兩種策略激發(fā)的內(nèi)外部分享動機是否能夠共存還未得到驗證。是身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息帶來更高的分享意愿并保持有效的分享時間，還是經(jīng)濟獎勵的擠出效應(yīng)掩蓋了身份認(rèn)同帶來的內(nèi)部動機？這是本文將要解決的關(guān)鍵問題。

綜上所述，本研究基于自我呈現(xiàn)和主觀規(guī)范理論，并結(jié)合動機的擠出效應(yīng)理論，探討身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息和經(jīng)濟獎勵對微信用戶分享意愿和分享時間的影響機制，為商家如何采用社交媒體信息策略完成營銷目標(biāo)提供實踐建議。

一、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.產(chǎn)品信息的分享意愿及分享時間

微信一直是國內(nèi)營銷人員進行產(chǎn)品信息推廣的重要渠道。相比于將產(chǎn)品信息分享到個人，分享到朋友圈會被更多好友看見，有利于品牌的快速推廣。已有研究認(rèn)為企業(yè)發(fā)布能夠激發(fā)用戶分享的內(nèi)容非常重要，可以使品牌或產(chǎn)品信息獲得可見性，增強說服力。[21]目前，針對消費者在社交媒體中分享商業(yè)信息行為的研究還較為有限，且主要從廣告類型和動機的視角進行探討。[10,22]Lee等從內(nèi)容方面進行研究指出，情緒化、幽默化的廣告內(nèi)容在推動社交媒體分享行為上起著不同的作用。[21]Oh等從社會支持理論出發(fā)，對西方主流5 個社交媒體中的分享動機進行了比較分析。[22]在此基礎(chǔ)上，Ham等基于社會交換理論探究了不同社交媒體中的跨平臺分享行為。[23]Fu等把分享動機總結(jié)為自利型和公共型，并將動機與分享內(nèi)容結(jié)合起來，認(rèn)為商業(yè)信息和個人觀點的分享與自利型動機正相關(guān)，而公共型動機更能夠激發(fā)對生活事務(wù)內(nèi)容的分享。[24]但遺憾的是，目前大部分學(xué)者只對信息的分享意愿進行了探究，[9,25]卻忽略了對分享時間的考量。然而在微信情境中，存在用戶在朋友圈分享產(chǎn)品信息后快速刪除的現(xiàn)象。這提醒營銷人員，即使在擁有較強分享意愿的情況下，也不能保證產(chǎn)品信息在朋友圈維持有效的分享時間，但現(xiàn)有文獻還未對這一現(xiàn)象進行深入探討。為彌補這一研究缺陷，本文將微信用戶對產(chǎn)品信息的分享意愿和分享時間同時作為結(jié)果變量，探究身份認(rèn)同和經(jīng)濟獎勵策略對其產(chǎn)生的影響。

2.社交媒體中的動機理論

已有研究認(rèn)為，給予用戶正當(dāng)?shù)膭訖C和渠道，會促使其在社交媒體上分享內(nèi)容。[26]因此營銷人員希望了解什么動機可以刺激用戶更愿意參與分享，從而更好地設(shè)計激勵策略。基于赫茨伯格的雙因素理論，學(xué)者們從內(nèi)外動機的視角研究了社交媒體用戶的分享動機。[27]內(nèi)在動機被認(rèn)為是獲取某種內(nèi)心需求的滿足，能夠持續(xù)影響個體的行為；[10]而外在動機是由外部因素導(dǎo)致的特定結(jié)果。社會交換理論認(rèn)為，個人在社會關(guān)系中的行為決策是基于個人利益最大化，[9]因此建議優(yōu)先考慮經(jīng)濟激勵或社會獎勵而不是內(nèi)在動機來鼓勵用戶參與社交活動。同時，動機擁擠理論闡述了外在動機對內(nèi)在動機的擠出效應(yīng)，該理論認(rèn)為外部激勵因素（如貨幣激勵）可以掩蓋甚至破壞內(nèi)在動機。[10,28]Frey等建議在所有可以從經(jīng)驗上證明內(nèi)在動機重要的領(lǐng)域，都需要重新考慮經(jīng)濟激勵的使用。[10]基于此，本文將基于動機理論探討身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息與經(jīng)濟獎勵策略對微信用戶分享意愿和分享時間的影響。

3.身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息與自我呈現(xiàn)

自我呈現(xiàn)是指個體將自我形象表露給他人的任何行為。[29]人們有著表露自己以獲得認(rèn)同并建立人際關(guān)系的欲望，其中傳遞身份信號是滿足自我呈現(xiàn)的重要途徑。身份是個人社會形象的基礎(chǔ)，有助于創(chuàng)造和維持用戶的自我概念。[30]身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息是指將產(chǎn)品信息與某一特定身份相關(guān)聯(lián)，通過激發(fā)潛在消費者的產(chǎn)品認(rèn)同感而提高消費者參與的信息類型。受到自我呈現(xiàn)需求的影響，消費者被特定范圍內(nèi)身份一致的品牌和產(chǎn)品所吸引，[31,32]并以此向外界定義個體身份。[33]學(xué)者們普遍認(rèn)為表達(dá)、維護和強化其身份的一種方式是消費表征其身份的產(chǎn)品。[17,34,35]已有研究表明，社交媒體為用戶提供了一個向好友表露自我的平臺，[36]已成為個體尋求身份認(rèn)同的重要途徑。[36-38]Grewal等證實了，在社交媒體上發(fā)布與身份相關(guān)聯(lián)的產(chǎn)品信息，同樣可以傳遞其身份信號。[19]用戶會通過他人分享的產(chǎn)品信息，推斷此人的身份?；诖吮疚恼J(rèn)為，身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息可以滿足消費者傳遞身份信號并向好友呈現(xiàn)自我的欲望，繼而提高消費者對產(chǎn)品信息的分享意愿。另一方面，身份認(rèn)同激發(fā)的自我呈現(xiàn)動機，被認(rèn)為是個體使用社交媒體的內(nèi)部動機之一，[10]Vilnai-Yavetz等研究得出內(nèi)部激勵可以產(chǎn)生更為持久的社交媒體行為，[9]而消費者同樣傾向于保持與自我身份相同的行為和展示，[15]因此消費者會對身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息保持更久的分享時間。綜上，本文提出假設(shè)：

H1：身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息將會帶來更為積極的分享意愿

H2：身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息將會帶來更為積極的分享時間

H3：身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息對消費者的自我呈現(xiàn)動機具有正向影響

H4：自我呈現(xiàn)在身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息對消費者分享意愿的影響作用中起正向中介作用

H5：自我呈現(xiàn)在身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息對消費者分享時間的影響作用中起正向中介作用

4.經(jīng)濟獎勵與主觀規(guī)范

個體采取某項特定行為所感受到的群體壓力被稱為主觀規(guī)范，[39]是影響社交網(wǎng)絡(luò)行為的關(guān)鍵因素。Boyd等認(rèn)為，社交媒體中的主觀規(guī)范主要來自對好友關(guān)系的維持，[40]在“維持關(guān)系”和“好友期望”的約束下，用戶在低匿名性的社交媒體上會謹(jǐn)慎地管理自己的角色。[41]在社會網(wǎng)絡(luò)中，和好友的關(guān)系是通過一系列積極、互惠的交流建立起來的，其中需要保證各方利益的公平。[39]就分享行為而言，社交網(wǎng)絡(luò)中好友通過分享，交換信息（微信朋友圈）來為彼此貢獻價值，因此個體的分享行為會受到好友對分享內(nèi)容期望的影響。[39]研究人員基于Facebook 的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，為了迎合社交媒體好友，絕大多數(shù)用戶都會對自己發(fā)布的帖子進行審查，[39]并廣泛刪除個人的社交媒體動態(tài)或標(biāo)簽。[42]這些旨在避免不想要的形象而產(chǎn)生的行為被認(rèn)為是一種負(fù)向印象管理方式。[39]

經(jīng)濟獎勵是吸引社交媒體用戶參與企業(yè)活動最常用的營銷手段。[43]多數(shù)學(xué)者將經(jīng)濟獎勵作為刺激消費者產(chǎn)生分享行為的外部動機。根據(jù)社會交換理論，[44]人們的行為意愿是衡量可能的經(jīng)濟收益和所需付出的成本兩者相比較的結(jié)果。[45]在社交媒體中，消費者只需點擊按鈕就可以毫不費力地完成商家的分享任務(wù)，獲得獎勵，[11]因此經(jīng)濟獎勵被證明比內(nèi)部動機更能產(chǎn)生積極的分享意愿。[9]但是另一些研究認(rèn)為，相比于社交媒體中其他分享內(nèi)容，采取經(jīng)濟獎勵措施的產(chǎn)品信息是一種包含促銷信息的廣告。[46]消費者在社交媒體上分享產(chǎn)品信息的成本來自于分享后的身份披露，[47]分享此類信息有在網(wǎng)絡(luò)社區(qū)發(fā)送垃圾信息的嫌疑，給好友帶來了情感上的不適。[12]而受到主觀規(guī)范的影響，消費者會將好友關(guān)系的損害視為一種成本，[9]從而降低經(jīng)濟獎勵的價值?；诖吮疚恼J(rèn)為，在分享產(chǎn)品信息之前，經(jīng)濟獎勵措施使微信用戶感知到經(jīng)濟收益大于成本，繼而產(chǎn)生高的分享意愿。但當(dāng)分享行為產(chǎn)生后，受到主觀規(guī)范的影響，消費者感受到好友的期望和潛在的關(guān)系損害，其感知社交成本升高而經(jīng)濟收益不變。為了避免損失并維護好友關(guān)系，消費者傾向于減少分享時間來進行負(fù)向印象管理。綜上，本文提出假設(shè)：

H6：經(jīng)濟獎勵會正向影響微信用戶的產(chǎn)品信息分享意愿

H7：經(jīng)濟獎勵會負(fù)向影響微信用戶的產(chǎn)品信息分享時間

5.經(jīng)濟獎勵與身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息

已有研究大多將自我呈現(xiàn)視為網(wǎng)絡(luò)分享行為的內(nèi)部動機，而將經(jīng)濟獎勵視為外部動機。[23,24]動機擁擠理論認(rèn)為，當(dāng)內(nèi)外部動機同時存在時，外部動機會對內(nèi)部動機產(chǎn)生擠出效應(yīng)，掩蓋甚至破壞內(nèi)在動機。[10]例如，給自愿獻血者支付報酬，會破壞其所珍視的社會價值觀，并削弱其捐獻的內(nèi)在動機。[48]因此本文認(rèn)為，當(dāng)商家同時采用經(jīng)濟獎勵策略和身份認(rèn)同策略來刺激消費者的分享行為時，經(jīng)濟獎勵策略帶來的外部動機將對身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息激發(fā)的自我呈現(xiàn)動機產(chǎn)生擠出效應(yīng)。在經(jīng)濟獎勵的影響下，分享行為被認(rèn)為是功利的，[49]而人們普遍認(rèn)為沒有金錢干預(yù)的行為更符合社會規(guī)范。[39]因此個體認(rèn)為身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息傳遞的身份信號會被好友“懷疑”，繼而降低甚至掩蓋用戶的自我呈現(xiàn)動機。此時對于分享意愿而言，用戶主要受到經(jīng)濟獎勵驅(qū)使，產(chǎn)品信息是否采取身份認(rèn)同策略對分享意愿的影響將不再顯著。而對于分享時間，由于經(jīng)濟獎勵的擠出效應(yīng)，當(dāng)用戶分享產(chǎn)品信息后，會繼續(xù)受到主觀規(guī)范的影響，為了避免社交關(guān)系損害，降低好友對自己身份展示的質(zhì)疑和反對，[50]其會感知成本升高而獎勵價值不變，繼而負(fù)向影響分享時間，擠出效應(yīng)使得身份認(rèn)同策略對分享時間的影響也不再顯著?；诖?，本文提出假設(shè)：

H8：經(jīng)濟獎勵負(fù)向調(diào)節(jié)身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息對分享意愿的影響。當(dāng)采取經(jīng)濟獎勵時，是否使用身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息對用戶分享意愿的影響無顯著差異；當(dāng)未采取經(jīng)濟獎勵時，具有身份認(rèn)同的產(chǎn)品信息的分享意愿顯著高于不具有身份認(rèn)同的產(chǎn)品信息

H9：經(jīng)濟獎勵負(fù)向調(diào)節(jié)身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息對分享時間的影響。當(dāng)采取經(jīng)濟獎勵時，是否使用身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息對用戶分享時間的影響無顯著差異；當(dāng)未采取經(jīng)濟獎勵時，具有身份認(rèn)同的產(chǎn)品信息的分享意愿顯著高于不具有身份認(rèn)同的產(chǎn)品信息

值得注意的是，假設(shè)H4 和H8、假設(shè)H5 和H9 構(gòu)成了被調(diào)節(jié)的中介作用，即自我呈現(xiàn)的中介作用受到經(jīng)濟獎勵的調(diào)節(jié)。具體來說，由于經(jīng)濟獎勵的擠出效應(yīng)，自我呈現(xiàn)動機將會減弱，消費者會質(zhì)疑產(chǎn)品信息中的身份認(rèn)同，繼而自我呈現(xiàn)會對身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息與分享意愿和分享時間關(guān)系的中介作用將會減弱；反之，當(dāng)無經(jīng)濟獎勵時，中介作用將會增強。因此，本研究提出假設(shè)：

H10：經(jīng)濟獎勵調(diào)節(jié)了自我呈現(xiàn)在身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息與分享意愿關(guān)系中所起的中介作用。當(dāng)具有經(jīng)濟獎勵時，自我呈現(xiàn)的中介作用將會減弱；反之，增強

H11：經(jīng)濟獎勵調(diào)節(jié)了自我呈現(xiàn)在身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息與分享時間關(guān)系中所起的中介作用。當(dāng)具有經(jīng)濟獎勵時，自我呈現(xiàn)的中介作用將會減弱;反之，增強

根據(jù)以上假設(shè)，提出本研究的綜合概念模型，如圖1所示。

圖1 概念模型

二、實驗一

1.實驗設(shè)計

實驗一采用單因素（身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息：有vs.無）被試間實驗設(shè)計，目的是為了檢驗假設(shè)H1-H5，即身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息對消費者分享意愿和分享時間的正向影響,以及自我呈現(xiàn)的中介效應(yīng)。實驗一共招募了82名被試參加（48.8%為男性，平均年齡25.5），采用虛擬情境實驗法進行數(shù)據(jù)收集?？紤]到被試的年齡、性別以及消費習(xí)慣，實驗一將“環(huán)保者”作為被試認(rèn)同的身份類型，參考熊小明等的研究，[51]采用環(huán)保洗衣液作為實驗產(chǎn)品素材。為避免真實品牌對實驗結(jié)果的影響，本文采用了虛擬品牌。實驗一共包括三部分：首先，被試需要填寫人口統(tǒng)計問卷和“微信使用情況”問卷，確保被試符合實驗要求；接著，被試被隨機分為兩組，實驗組被試需要瀏覽含有激發(fā)“身份認(rèn)同”信息的環(huán)保洗衣液產(chǎn)品材料，控制組被試瀏覽對應(yīng)的不含“身份認(rèn)同”信息的產(chǎn)品材料；最后，被試閱讀實驗材料后，回答關(guān)于身份認(rèn)同、自我呈現(xiàn)、分享意愿、分享時間以及操控檢驗的對應(yīng)測度量表。

2.預(yù)實驗

預(yù)實驗的目的是為了對產(chǎn)品材料中的“身份認(rèn)同信息”進行操控檢驗。在實驗材料中，本文采用圖文結(jié)合的方式，兩組材料的廣告圖片相同，均采用市場上較為流行的環(huán)保洗衣液款式，并通過Photoshop 軟件將品牌信息替換為虛擬品牌。在文字信息中，本研究參考以往研究中的描述，[51]設(shè)計了以下兩則信息，為避免文字視覺因素對認(rèn)知的干擾，兩則信息保持字?jǐn)?shù)、字體和信息量大體一致。其中，實驗組中激發(fā)“身份認(rèn)同”的產(chǎn)品信息為：“如果您喜歡本產(chǎn)品，請通過點擊‘分享’按鈕，將這條信息分享到您的微信朋友圈。讓我們和綠匠一起，保護環(huán)境，洗出綠色世界。”控制組中未激發(fā)“身份認(rèn)同”的產(chǎn)品信息：“如果您喜歡本產(chǎn)品，請通過點擊‘分享’按鈕，將這條信息分享到您的微信朋友圈。少量環(huán)保，手和衣好，一滴綠匠，洗出綠色世界?！睂嶒炚心剂?0名市場營銷專業(yè)的研究生，請他們分別閱讀兩則信息后，填寫身份認(rèn)同量表。30 名被試男性、女性各15 人，年齡為20-30 歲。T 檢驗結(jié)果顯示，M實驗組=5.45，M控制組=2.96，t（28）=-8.754，p<0.001。因此，本文將這兩則信息用于正式實驗中。

3.變量測量

為了保證測量工具的信度和效度，本研究采用已有文獻中的成熟量表對主要變量進行測量。身份認(rèn)同的測量采用Escalas等所編制的身份認(rèn)同量表，[35]量表包括“我能認(rèn)同這個品牌”“我可以用這個品牌向別人傳達(dá)我是誰”等7 個題項（Cronbach's α=0.891）；自我呈現(xiàn)的度量借鑒了Ng 所編制的自我呈現(xiàn)量表，[52]為了使測度契合本研究的社交媒體場景，本研究對量表進行了略微修改，具體為“我試著在微信朋友圈給別人留下好印象”“我試圖在微信朋友圈以一種有利的方式展示自己”和“微信朋友圈幫助我向別人展示最好的一面”3 個題項（Cronbach's α=0.831）；分享意愿方面，參考侯德林等的研究，[53]被試對“我愿意將這條信息分享到我的微信朋友圈”的題項進行評分；分享時間方面，被試回答“如果您同意在朋友圈分享這則信息，您會分享多長時間”的問項。以上4 個變量的測量均采用李克特7 級指標(biāo)測量法，1 表示“完全不同意/完全不愿意/非常短的時間”，7 表示“完全同意/完全愿意/非常長的時間”。

自我建構(gòu)指個人如何看待自己和他人的關(guān)系，按照個人主義和集體主義的文化維度劃分，個體可以被分為獨立自我建構(gòu)和依賴自我建構(gòu)。[13]正如前述所言，集體主義的中國消費者更容易被主觀規(guī)范影響，多為依賴自我。[12]但隨著文化的全球化，如今中國消費者也存在獨立自我的群體，因此本文采用Lu等開發(fā)的量表（Cronbach's α=0.842）對被試的自我建構(gòu)進行測量，[54]并進行操控性檢驗。為了防止個體的社交媒體使用習(xí)慣影響實驗結(jié)果，本文記錄了被試每天花費在微信上的時間、一般瀏覽多久時間段內(nèi)的朋友圈信息、是否有定期刪除朋友圈內(nèi)容的習(xí)慣及周期、在朋友圈發(fā)送產(chǎn)品信息的習(xí)慣及周期等個人習(xí)慣信息。另一方面，消費者對實驗中產(chǎn)品的卷入度會影響其行為選擇，本文采用Vaughn 開發(fā)的3 題項7 級李克特卷入度量表（Cronbach's α=0.785）度量被試對該產(chǎn)品的卷入度得分。[55]

4.結(jié)果分析與討論

（1）操縱性檢驗

首先，篩選掉未將微信作為常用社交媒體和未在社交媒體上分享過商業(yè)信息的被試，剔除填寫不完整和規(guī)律性填寫問卷后獲得有效樣本75 份（實驗組36 人，控制組39 人）。接著，對實驗一中產(chǎn)品信息的身份認(rèn)同啟動效應(yīng)進行檢驗。兩組被試的身份認(rèn)同量表得分t 檢驗顯示，M實驗組=4.338，M控制組=3.492，t（73）=12.411，p<0.05，說明不同組別的產(chǎn)品信息材料在啟動身份認(rèn)同時有顯著差異，實驗一對身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息的操控是成功的。在產(chǎn)品卷入度方面，兩組被試對環(huán)保洗衣液的卷入度評分無顯著差異，M實驗組=2.57，M控制組=2.68，t（73）=1.350，p>0.05，表明產(chǎn)品卷入度對實驗一的結(jié)果無影響。在自我建構(gòu)方面，無論是被試的獨立自我建構(gòu)得分（M實驗組=3.25，M控制組=3.32，t（73）=1.204，p>0.05）還是依賴自我建構(gòu)得分（M實驗組=4.12，M控制組=4.04，t（73）=1.187，p>0.05）均不存在顯著差異，表明自我建構(gòu)對實驗一的結(jié)果無影響。最后，本文對被試使用微信時間、定期刪除朋友圈內(nèi)容的習(xí)慣及周期和被試在朋友圈發(fā)送產(chǎn)品信息的習(xí)慣及周期進行操控檢驗，獨立樣本t 檢驗顯示，兩組實驗數(shù)據(jù)均無顯著差異，證明被試的微信使用習(xí)慣并不影響實驗一的結(jié)論。為檢驗實驗數(shù)據(jù)是否存在共同方法偏差，本文采納Podsakoff等的建議，[56]對問卷數(shù)據(jù)進行Harman 單因子檢驗，結(jié)果第一主成分解釋的方差占累計總方差的百分比低于40%，證明實驗一數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

（2）假設(shè)檢驗

首先，對身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息對被試分享意愿和分享時間的主效應(yīng)進行分析。獨立樣本t 檢驗顯示，無論是在分享意愿還是分享時間上，實驗組與控制組均存在顯著性差異。在分享意愿方面，M實驗組=3.919，M控制組=2.793，t（73）=4.041，p<0.001；在分享時間方面，M實驗組=2.909，M控制組=1.952，t（73）=3.311，p<0.01。這說明身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息能夠促進消費者的朋友圈分享意愿和分享時間，假設(shè)H1、H2 得到支持。為了檢驗自我呈現(xiàn)的中介作用，本研究將所有變量標(biāo)準(zhǔn)化后參照中介分析程序，[57]采用Process中的Model4進行Bootstrap中介效應(yīng)驗證。結(jié)果表明，身份認(rèn)同正向影響被試的自我呈現(xiàn)動機，β=0.614，p<0.01，假設(shè)H3 得到支持。在分享意愿方面，自我呈現(xiàn)的中介作用顯著（LLCI=0.006，ULCI=0.621，不包含0），間接效應(yīng)為0.232；控制中介變量后，自變量對因變量的直接影響依舊成立，直接效應(yīng)為0.729，t（73）=3.40，p<0.01，即自我呈現(xiàn)在身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息對分享意愿的影響發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，假設(shè)H4得到支持。在分享時間方面，自我呈現(xiàn)的中介效應(yīng)顯著（LLCI=0.010，ULCI=0.552，不包含0），間接效應(yīng)為0.226；控制中介變量后，自變量對因變量的直接影響依舊成立，直接效應(yīng)為0.554，t（73）=2.134，p<0.05，即自我呈現(xiàn)在身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息對分享時間的影響發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，假設(shè)H5 得到支持。具體回歸系數(shù)如表1所示。

表1 自我呈現(xiàn)的中介效應(yīng)模型檢驗（N=75）

（3）實驗結(jié)論

本文認(rèn)為身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息通過將產(chǎn)品與某一特定身份相關(guān)聯(lián)，激發(fā)消費者的產(chǎn)品認(rèn)同感和參與行為。[32]消費者在社交媒體上具有尋求身份認(rèn)同并呈現(xiàn)自我的內(nèi)在動機，身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息可以滿足消費者傳遞身份信號并表露自我的欲望，[36]繼而提高其分享意愿。另一方面，自我呈現(xiàn)作為社交媒體參與的內(nèi)部激勵可以產(chǎn)生更為持久的社交媒體行為，因此消費者對身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息會保持更久的分享時間。本文通過實驗一證明了身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息能通過激發(fā)消費者自我呈現(xiàn)動機，促進消費者的朋友圈分享意愿并延長其分享時間，且消費者的自我呈現(xiàn)動機在這一促進過程中起到了顯著的部分中介作用，假設(shè)H1-H5 得到支持。實驗一從內(nèi)部激勵的視角探討了消費者的分享意愿和分享時間，本文將通過實驗二檢驗在產(chǎn)品信息中，作為外部激勵的經(jīng)濟獎勵策略對消費者分享意愿及分享時間的影響。

三、實驗二

1.實驗設(shè)計

實驗二采用單因素（經(jīng)濟獎勵：有vs.無）被試間實驗設(shè)計，目的是為了檢驗假設(shè)H6、H7，即產(chǎn)品信息中經(jīng)濟獎勵策略對消費者分享意愿的正向影響和對分享時間的負(fù)向影響。實驗二共招募了102 名被試參加（47.1%為男性，平均年齡27.4），采用虛擬情境實驗法進行數(shù)據(jù)收集。考慮到被試的消費習(xí)慣和產(chǎn)品屬性，實驗2 將屬于實用品的節(jié)能臺燈和享樂品的電影票作為實驗材料，并采用了虛擬品牌。實驗二共包括三部分：首先，被試需要填寫人口統(tǒng)計問卷和“微信使用情況”問卷，確保被試符合實驗要求；接著，被試被隨機分為兩組，實驗組被試需要瀏覽含有經(jīng)濟獎勵信息的產(chǎn)品材料，控制組被試閱讀對應(yīng)不含經(jīng)濟獎勵信息的產(chǎn)品材料；最后，被試閱讀實驗材料后，填寫實驗相關(guān)測度量表。

2.預(yù)實驗

實驗二同樣采用預(yù)實驗對產(chǎn)品材料進行設(shè)計和操控。兩組材料的廣告圖片相同，且均未出現(xiàn)品牌信息，文字材料參考淘寶網(wǎng)，對應(yīng)產(chǎn)品真實的信息描述，兩名營銷專家共同為節(jié)能臺燈和電影票設(shè)計了四則信息，并保持同一產(chǎn)品的兩則信息字?jǐn)?shù)、字體和信息量大體一致以避免文字視覺因素的干擾。同一產(chǎn)品的兩則信息在產(chǎn)品介紹部分保持一致，區(qū)別僅在于是否提供分享后的經(jīng)濟獎勵表述。其中，在經(jīng)濟獎勵信息設(shè)計方面，實驗二參考Vilnai-Yavetz等的研究，[9]選擇用折扣形式表示獎勵而非具體的金額，以避免個體的心理定價差異對獎勵效力的影響。最終，在實驗組文字材料中經(jīng)濟獎勵信息為：“如果您通過‘共享’按鈕將此產(chǎn)品信息分享至您的朋友圈，您還將獲得一張9 折優(yōu)惠券?！笨刂平M則為“如果您喜歡本產(chǎn)品，請通過點擊‘分享’按鈕，將這條信息分享到您的微信朋友圈?！?/p>

3.變量測量

實驗二對分享意愿、分享時間及個體社交媒體使用習(xí)慣的測度方法同實驗一相同。在此基礎(chǔ)上，實驗二增加了對經(jīng)濟獎勵價值感知的測度，以檢驗被試對經(jīng)濟獎勵的價值感知差異是否會影響到實驗結(jié)果。對經(jīng)濟獎勵價值感知的測量參考Bonnici等的研究，[58]測度問卷為5 題項的7 級反向量表，如“分享產(chǎn)品信息后獲得的優(yōu)惠券沒有任何價值”“分享產(chǎn)品信息后獲得的優(yōu)惠券對我沒什么用”等，該量表具有較好的內(nèi)部一致性（Cronbach's α=0.724）。

4.結(jié)果分析與討論

（1）操縱性檢驗

首先，篩選掉無效被試并剔除不完整和規(guī)律性填寫問卷后獲得有效樣本86 份（實驗組45 人，控制組41人）。接著，對實驗2 中被試的產(chǎn)品卷入度進行檢驗，兩組被試對節(jié)能臺燈和電影票的卷入度評分均無顯著差異。節(jié)能臺燈方面，M實驗組=2.64，M控制組=2.49，t（84）=1.542，p>0.05；電影票方面，M實驗組=2.62，M控制組=2.96，t（84）=1.729，p>0.05。表明產(chǎn)品卷入度對實驗二的結(jié)果無影響。最后，對被試的自我建構(gòu)、使用微信時間、定期刪除朋友圈內(nèi)容的習(xí)慣及周期和被試在朋友圈發(fā)送產(chǎn)品信息的習(xí)慣及周期進行操控檢驗，獨立樣本t 檢驗證明，被試的自我建構(gòu)和微信使用習(xí)慣并不影響實驗二結(jié)論。Harman單因子方法檢驗顯示，第一主成分解釋的方差占累計總方差的百分比低于30%，證明實驗二數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

（2）假設(shè)檢驗

首先通過獨立樣本t 檢驗分析經(jīng)濟獎勵影響被試分享意愿和分享時間的主效應(yīng)。在分享意愿方面，對于節(jié)能臺燈，M實驗組=3.933，M控制組=2.032，t（84）=3.732，p<0.001；對于電影票，M實驗組=4.156，M控制組=3.455，t（84）=3.072，p<0.01；在分享時間方面，對于節(jié)能臺燈，M實驗組=1.911，M控制組=2.595，t（84）=2.575，p<0.05，對于電影票，M實驗組=2.200，M控制組=3.317，t（84）=4.190，p<0.001。這說明經(jīng)濟獎勵雖然能夠提升消費者的分享意愿，同時會降低其分享時間，假設(shè)H6、H7 得到初步支持。

為了探究被試的個人特征對結(jié)果的影響，本文將所有變量標(biāo)準(zhǔn)化后代入回歸模型。運用VIF 值和DW 統(tǒng)計量分別評估多重共線性和殘差自相關(guān)的潛在影響。檢驗結(jié)果表明，V I F 介于1-2，基本可以拒絕變量之間存在多重共線性的可能；DW 值在1.7-2.2，表明殘差項之間沒有自相關(guān)，具體回歸系數(shù)如表2所示。表2 顯示，經(jīng)濟獎勵正向影響消費者的分享意愿（β臺燈=0.392，p<0.001；β電影票=0.304，p<0.01），負(fù)向影響消費者的分享時間（β臺燈=-0.311，p<0.01；β電影票=-0.491，p<0.001），假設(shè)H6、H7 得到支持。同時，個體刪除朋友圈內(nèi)容的習(xí)慣周期對電影票的分享時間有顯著的正向影響（β=-0.295，p<0.01），表明個體清理朋友圈內(nèi)容的周期長短會影響其分享時間。進一步，在實驗組中，將被試對經(jīng)濟獎勵價值感知納入到回歸模型中，結(jié)果顯示無論對節(jié)能臺燈還是電影票，個體的經(jīng)濟獎勵價值感知均不顯著影響其分享意愿和分享時間，證明經(jīng)濟獎勵價值感知未干擾本文的實驗結(jié)果。

表2 實驗2的回歸分析結(jié)果（N=86）

（3）實驗結(jié)論

消費者在參與社交媒體分享活動時會面臨主觀規(guī)范的影響，來自好友對朋友圈內(nèi)容的“期望”和維持關(guān)系的需求使消費者需要考慮是否應(yīng)該在朋友圈分享商業(yè)信息。雖然分享后提供經(jīng)濟獎勵被認(rèn)為是吸引消費者參與社交媒體行為的有效策略，但個體也會擔(dān)憂分享這些產(chǎn)品信息是否會引起好友反感，降低自己的形象。[39]這種擔(dān)憂會使其感知到分享帶來的社交成本，降低了經(jīng)濟獎勵的效力。為了避免形象損失并維護好友關(guān)系，消費者傾向于減少分享時間來進行負(fù)向印象管理。[42]實驗二證明，經(jīng)濟獎勵能促進消費者的朋友圈分享意愿，但會降低其分享時間，研究結(jié)果支持了假設(shè)H6、H7。實驗一和實驗二分別從內(nèi)部激勵和外部激勵視角探討了消費者的分享意愿和分享時間。本文將通過實驗三建立兩個有調(diào)節(jié)的中介模型，檢驗在內(nèi)外部動機共存的情境下，身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息和經(jīng)濟獎勵對消費者分享意愿及分享時間的影響。

四、實驗三

1.實驗設(shè)計

實驗三采用2（身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息：有vs.無）×2（經(jīng)濟獎勵：有vs.無）的雙因素被試間實驗設(shè)計，目的是為了測量經(jīng)濟獎勵與身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息對消費者分享意愿和分享時間的交互作用，以及模型中有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。實驗三共招募了143 名被試參加（42.7%為男性，平均年齡25.6），采用虛擬情境實驗法進行數(shù)據(jù)收集?？紤]到被試的年齡、性別及消費習(xí)慣，將“擁有運動健康的生活態(tài)度”作為消費者認(rèn)同的身份類型，選取運動藍(lán)牙耳機作為實驗產(chǎn)品素材，進行品牌虛擬化。被試被隨機分為4 組，每組被試需要瀏覽身份認(rèn)同信息和經(jīng)濟獎勵信息不同組合下的4 種產(chǎn)品材料、實驗流程和測度量表與實驗一、實驗二相同。

2.預(yù)實驗

實驗三同樣采用預(yù)實驗對產(chǎn)品材料進行設(shè)計和操控。實驗材料借鑒淘寶網(wǎng)中真實的產(chǎn)品描述，將4 組材料設(shè)置為廣告圖片相同，并保持產(chǎn)品介紹信息字?jǐn)?shù)、字體和內(nèi)容一致以避免文字視覺因素的干擾，區(qū)別僅在于是否提供身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息及分享后的經(jīng)濟獎勵表述。其中，根據(jù)產(chǎn)品的運動健康性質(zhì)，身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息設(shè)計為：“讓我們和籟之聲（耳機品牌）一起，做一名健康運動愛好者的同時，聆聽最美妙的旋律，享受最真實的聲音”；對照組的則為“擺脫有線束縛，暢想運動靜態(tài)音樂，聆聽最美妙的旋律，享受最真實的聲音”。對于經(jīng)濟獎勵信息的設(shè)計同實驗二一致。實驗招募了30 名（男生50%）市場營銷專業(yè)的研究生，請他們分別閱讀兩則信息后，填寫身份認(rèn)同量表。t 檢驗結(jié)果顯示，M啟動組=5.21，M對照組=2.22，t（28）=-10.217，p<0.001。因此，本文將這兩則信息用于正式實驗中。

3.結(jié)果分析與討論

（1）操縱性檢驗

螺蟲乙酯分別按照2000倍和3000倍稀釋液噴施2次和3次，距末次施藥后7 d、14 d、21 d和28 d采樣測定，螺蟲乙酯在獼猴桃中的含量為 0.06～0.52 mg/kg。

篩選掉無效被試并剔除不完整和規(guī)律性填寫問卷后，實驗三獲得有效樣本131 份（有經(jīng)濟獎勵×有身份認(rèn)同組33 人；有經(jīng)濟獎勵×無身份認(rèn)同組33 人；無經(jīng)濟獎勵×有身份認(rèn)同組33 人；無經(jīng)濟獎勵×無身份認(rèn)同組32 人）。接著對產(chǎn)品信息的身份認(rèn)同啟動效應(yīng)進行檢驗。被試的身份認(rèn)同量表得分t 檢驗顯示，t（129）=5.066，p<0.001，說明實驗三對身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息的操控是成功的。最后，對產(chǎn)品卷入度、自我建構(gòu)、微信使用習(xí)慣等變量進行操控檢驗，單因素方差分析顯示被試的微信使用習(xí)慣并不影響實驗三結(jié)論。Harman單因子方法檢驗結(jié)果顯示，第一主成分解釋的方差占累計總方差的百分比低于30%，證明實驗三數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

（2）假設(shè)檢驗

首先，分析身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息對被試分享意愿和分享時間的主效應(yīng)。獨立樣本t 檢驗顯示，無論是在分享意愿還是分享時間上，閱讀含有身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息的被試得分均顯著高于閱讀不含身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息的被試（分享意愿方面：M身份認(rèn)同組=3.671，M對照組=3.185，t（129）=2.147，p<0.05；分享時間方面：M身份認(rèn)同組=3.315，M對照組=2.565，t（129）=6.145，p<0.001）。對經(jīng)濟獎勵的主效應(yīng)進行檢驗。t 檢驗顯示，經(jīng)濟獎勵正向影響被試的分享意愿（M經(jīng)濟獎勵組=3.961，M對照組=2.895，t（129）=7.248，p<0.001），卻負(fù)向影響分享時間（M經(jīng)濟獎勵組=2.415，M對照組=3.465，t（129）=2.807，p<0.01）。

其次，本文進一步驗證自我呈現(xiàn)在身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息與分享行為間的中介作用。將所有變量標(biāo)準(zhǔn)化后，代入Bootstrap 程序Model 4 進行檢驗。結(jié)果表明，身份認(rèn)同正向影響被試的自我呈現(xiàn)動機，β=0.422，p<0.01，假設(shè)H3 得到支持；在分享意愿方面，自我呈現(xiàn)的間接效應(yīng)為0.254（LLCI=0.013，ULCI=0.578，不包含0），控制中介變量后，自變量對因變量的直接影響依舊成立，直接效應(yīng)為0.219，t（129）=3.28，p<0.01；在分享時間方面，自我呈現(xiàn)的間接效應(yīng)為0.276（LLCI=0.046，ULCI=0.591，不包含0），控制中介變量后，自變量的直接影響依舊成立，直接效應(yīng)為0.282，t（129）=3.77，p<0.05，即自我呈現(xiàn)在身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息對分享意愿和分享時間的影響中均發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。綜上，假設(shè)H1-H7 再次得到驗證，實驗三各組數(shù)據(jù)統(tǒng)計結(jié)果如圖2所示。

圖2 實驗3各組數(shù)據(jù)描述統(tǒng)計

接著，采用雙因素方差分析對經(jīng)濟獎勵與身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息的交互效應(yīng)進行檢驗。結(jié)果在分享意愿方面，身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息與經(jīng)濟獎勵的交互作用顯著，F(xiàn)（1,127）=4.943，p<0.05。當(dāng)被試處于有經(jīng)濟獎勵的條件下，M身份認(rèn)同組＝4.07，M對照組＝3.85，t（64）＝1.698，p>0.05；被試處于無經(jīng)濟獎勵的條件下，M身份認(rèn)同組＝3.27，M對照組=2.52，t（63）=4.376，p<0.001，即經(jīng)濟獎勵負(fù)向調(diào)節(jié)身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息對分享意愿的影響，且經(jīng)濟獎勵對分享意愿的影響力更大。當(dāng)采取經(jīng)濟獎勵策略時，身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息對用戶分享意愿的影響無顯著差異，當(dāng)不采取經(jīng)濟獎勵策略時，差異顯著。假設(shè)H8 得到驗證，調(diào)節(jié)效應(yīng)如圖3所示。

圖3 經(jīng)濟獎勵對身份認(rèn)同與分享意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)

在分享時間方面，身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息與經(jīng)濟獎勵的交互作用同樣顯著，F(xiàn)（1,127）=5.255，p<0.05。具體表現(xiàn)如下：當(dāng)被試處于有經(jīng)濟獎勵的條件下，M身份認(rèn)同組=2.58，M對照組＝2.25，t（64）=1.956，p>0.05；被試處于無經(jīng)濟獎勵的條件下，M身份認(rèn)同組=4.05，M對照組＝2.88，t（63）=5.254，p<0.001，結(jié)果說明經(jīng)濟獎勵在身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息對分享時間的影響中起負(fù)向調(diào)節(jié)作用，當(dāng)采取經(jīng)濟獎勵時，身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息對用戶分享時間的影響無顯著差異，不采取經(jīng)濟獎勵策略時，差異顯著。假設(shè)H9 成立，調(diào)節(jié)效應(yīng)如圖4所示。

圖4 經(jīng)濟獎勵對身份認(rèn)同與分享時間的調(diào)節(jié)效應(yīng)

最后，檢驗本模型中經(jīng)濟獎勵與自我呈現(xiàn)在身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息和分享意愿與分享時間之間的被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)，根據(jù)溫忠麟等提出的觀點，[59]本文運用Bootstrapping 方法進行檢驗，在Process 中選擇Model 8，檢驗結(jié)果如表3所示。在分享意愿方面，當(dāng)有經(jīng)濟獎勵時，身份認(rèn)同對自我呈現(xiàn)的影響不顯著（r=0.16，p>0.05）；當(dāng)無經(jīng)濟獎勵時，身份認(rèn)同對自我呈現(xiàn)具有顯著正向影響（r=0.37，p<0.001）；并且經(jīng)濟獎勵的有無導(dǎo)致了PMX存在顯著的差異（Δr=0.21，p<0.01）。同時，在有經(jīng)濟獎勵時，身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息對分享意愿的間接影響（通過自我呈現(xiàn)）不顯著（r=0.15，p>0.05）；而在無經(jīng)濟獎勵時，r=0.32，p<0.01，并且兩者的差異顯著（Δr=0.17，p<0.01），H10 得到驗證。在分享時間方面，當(dāng)有經(jīng)濟獎勵時，身份認(rèn)同對自我呈現(xiàn)的影響不顯著（r=0.12，p>0.05）；當(dāng)無經(jīng)濟獎勵時，自我呈現(xiàn)具有顯著的正向影響（r=0.31，p<0.01）；并且經(jīng)濟獎勵的有無導(dǎo)致了PMX存在顯著的差異（Δr=0.19，p<0.01）。同時，在有經(jīng)濟獎勵時，身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息對分享意愿的間接影響（通過自我呈現(xiàn)）不顯著（r=0.16，p>0.05）；而在無經(jīng)濟獎勵時，間接效應(yīng)顯著，r=0.41，p<0.001，并且兩者具有顯著差異（Δr=0.25，p<0.01），假設(shè)H11 得到驗證。

表3 實驗3的回歸分析結(jié)果（N=131）

以往研究認(rèn)為內(nèi)外部動機同時存在，將會產(chǎn)生動機的擠出效應(yīng)，即外部動機（特別是經(jīng)濟刺激）會掩蓋甚至破壞內(nèi)在動機。[9]實驗三主要探討了經(jīng)濟獎勵對自我呈現(xiàn)動機的擠出效應(yīng)，具體表現(xiàn)在，當(dāng)存在分享后的獎勵時，消費者主要受到經(jīng)濟獎勵驅(qū)使，因此產(chǎn)品信息是否采取身份認(rèn)同策略對分享意愿和分享時間的差異影響將不再顯著。身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息激發(fā)的自我呈現(xiàn)動機將會減弱，繼而自我呈現(xiàn)對身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息與分享意愿和分享時間關(guān)系的中介作用將會減弱；反之，當(dāng)無經(jīng)濟獎勵時，中介作用將會增強。研究結(jié)果支持了假設(shè)H8-H11。

五、研究結(jié)論及展望

1.研究結(jié)論

本研究基于自我呈現(xiàn)和主觀規(guī)范理論，結(jié)合動機的擠出效應(yīng)理論，探討身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息和經(jīng)濟獎勵對微信用戶信息分享意愿和分享時間的影響機制。通過實驗探究，可得出以下結(jié)論：（1）身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息能夠通過激發(fā)消費者的自我呈現(xiàn)動機，帶來更為積極的分享意愿和分享時間，同時，自我呈現(xiàn)起著顯著的中介作用。（2）作為外在動機的經(jīng)濟獎勵會正向影響消費者對產(chǎn)品信息的分享意愿，但在主觀規(guī)范和負(fù)向印象管理的作用下，經(jīng)濟獎勵負(fù)向影響消費者的分享時間。（3）經(jīng)濟獎勵調(diào)節(jié)身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息對消費者分享行為的影響，當(dāng)采取經(jīng)濟獎勵時，是否使用身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息對消費者的分享意愿和分享時間的影響均不再存在顯著差異。（4）經(jīng)濟獎勵調(diào)節(jié)了自我呈現(xiàn)的中介作用。當(dāng)具有經(jīng)濟獎勵時，自我呈現(xiàn)在身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息與分享意愿和分享時間關(guān)系中所起的中介作用將會減弱；反之，將會增強。

2.理論貢獻

首先，本文拓展了社交媒體中消費者分享行為的理論內(nèi)涵?，F(xiàn)有文獻絕大部分聚焦于消費者的分享意愿或及時分享行為，[9,22]鮮有學(xué)者對商業(yè)信息的社交媒體分享時間進行考察。但現(xiàn)實中消費者已然出現(xiàn)了完成分享任務(wù)并領(lǐng)取經(jīng)濟獎勵后，迅速刪除產(chǎn)品信息的現(xiàn)象，這不利于企業(yè)在社交媒體中的產(chǎn)品推廣。然而學(xué)界還未對影響個體分享時間的內(nèi)在機制進行解釋，而這恰恰是企業(yè)決策中面臨的難題。為此，本文基于主觀規(guī)范和動機理論，從經(jīng)濟獎勵和身份認(rèn)同兩個角度，探究了社交媒體中消費者的分享時間和分享意愿之間的內(nèi)在機制差異，補充了相關(guān)領(lǐng)域的研究空缺。

其次，本文將研究視野擴展到身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息，豐富了影響社交媒體分享行為的研究要素。以往學(xué)者主要從廣告內(nèi)容和分享動機的視角探究消費者的社交媒體分享行為，[22,24]卻忽略了身份認(rèn)同等信息表達(dá)方式的影響。而在現(xiàn)實中，激發(fā)身份認(rèn)同的產(chǎn)品信息策略雖然被廣泛使用，但卻鮮有文獻對其影響消費者分享行為的內(nèi)在機制進行研究。本文從個體使用社交媒體的需求動機出發(fā)，驗證了自我呈現(xiàn)在身份認(rèn)同型產(chǎn)品信息與分享行為間的中介效應(yīng)，為社交媒體分享行為的研究提供了較新的解釋視角，深化了身份信號理論在營銷領(lǐng)域的解釋范疇。

最后，本文探究了社交媒體中消費者分享動機的擠出效應(yīng)，對分享動機和分享行為之間的關(guān)系研究具有積極的理論貢獻。以往研究雖然對消費者的分享動機進行了較為完善的梳理，[9,24]但卻很少探討內(nèi)外部動機的共同作用和相互影響。本研究探討了經(jīng)濟獎勵這一重要的外部動機對自我呈現(xiàn)動機的擠出效應(yīng)，豐富了動機擁擠理論在社交媒體分享行為領(lǐng)域的應(yīng)用。

3.管理啟示

本研究為社交媒體中企業(yè)的產(chǎn)品信息設(shè)計和策略選擇提供了一定的啟示：第一，在產(chǎn)品信息設(shè)計中，加入刺激身份認(rèn)同的信息對有特定身份需求的消費者而言，是一個有效的促進其分享行為的策略。商家應(yīng)當(dāng)思考其目標(biāo)客戶的身份特征，將產(chǎn)品的宣傳信息與該身份相關(guān)聯(lián)，從而激發(fā)潛在消費者的產(chǎn)品認(rèn)同感，促進其產(chǎn)生自我呈現(xiàn)動機，從而自愿地將產(chǎn)品信息分享到朋友圈，并保持更長久的分享時間。第二，分享后的經(jīng)濟獎勵策略雖然能夠顯著提高微信用戶的分享意愿，但卻對其分享時間產(chǎn)生了負(fù)向影響。因此，營銷人員需要格外關(guān)注消費者分享后的刪除行為，在采用優(yōu)惠券等經(jīng)濟策略進行促銷的同時，可以將分享時間的長短和獲得的獎勵關(guān)聯(lián)起來，使產(chǎn)品信息能夠在朋友圈中展示有效的分享時間來保證推廣效果。第三，社交媒體分享行為同樣存在動機的擠出效應(yīng)，這提醒商家，經(jīng)濟獎勵雖然是激發(fā)消費者分享的有效策略，但會侵蝕其他信息策略的有效性，營銷人員要慎重選擇社交媒體中產(chǎn)品推廣的策略組合?？梢栽诋a(chǎn)品信息中適當(dāng)弱化對經(jīng)濟獎勵的宣傳，削弱經(jīng)濟獎勵的擠出效應(yīng)，減少消費者在分享該產(chǎn)品信息的“負(fù)罪感”。

4.研究局限及展望

本文在研究過程中，仍然存在一些局限和不足之處：首先，為了便于樣本收集，實驗所招募的被試以在校學(xué)生為主，在未來的研究中應(yīng)當(dāng)增加被試樣本的多樣性，檢驗研究結(jié)論的廣普性。其次，本文雖然采用時間長短的程度來度量消費者的分享時間，對消費者的微信使用習(xí)慣進行了控制，卻不能準(zhǔn)確地表征多長時間的分享行為可以保證信息推廣的有效性，未來可以采用質(zhì)性研究和大樣本普查的方式探究商業(yè)信息有效的朋友圈分享時間。最后，本研究僅從一個小角度切入，探討了經(jīng)濟獎勵對自我呈現(xiàn)動機的擠出效應(yīng)，然而影響用戶分享行為的內(nèi)外部動機仍有許多，未來應(yīng)考察更多動機間的交互效果，探索促進用戶分享意愿和分享時間的最優(yōu)產(chǎn)品推廣策略。