企業(yè)微博互動對消費者品牌態(tài)度的影響研究

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，消費者品牌態(tài)度為因變量，構建了企業(yè)微博互動對消費者品牌態(tài)度影響的模型。通過采用問卷調(diào)查法進行研究，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行檢驗，對于問卷效度的測量選用因子分析的方法，驗證此研究中所有測量量表均達到標準，問卷具有良好效度。并通過回歸分析，及對結果進行實證分析，得出結論：企業(yè)微博互動中信息互動和人際互動均對消費者品牌態(tài)度有正向影響關系，同時社會臨場感在微博互動與消費者品牌態(tài)度之間起部分中介作用。

[關鍵詞] 企業(yè)微博互動；社會臨場感；消費者品牌態(tài)度；影響

[中圖分類號] F720 [文獻標識碼] 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)達到3.13億，2016年，月閱讀量超過100億的垂直領域達20多個，視頻日均播放量增長713%。微博為消費者和企業(yè)提供了直接深度交流和互動的便利平臺，目前學術界對于企業(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，傳播特點及效果的研究。但對相關微博用戶使用行為的研究，還不是十分成熟。當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，是當前企業(yè)微博互動建設的關鍵所在。通過閱讀大量文獻的基礎上，擬將選取消費者品牌態(tài)度作為研究對象，將社會臨場感作為企業(yè)微博互動與消費者品牌態(tài)度之間的中介變量，嘗試構建一個企業(yè)微博互動通過營造的社會臨場感情境影響消費者品牌態(tài)度的模型，并進行實證研究。

二、研究假設及模型構建

（一）微博互動對消費者品牌態(tài)度的的關系及假設

企業(yè)微博已成為消費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]。孔繁世、王慧萍（2008）認為虛擬社區(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，進而觸發(fā)網(wǎng)絡消費行為[3]。李小鵬則探討了虛擬社區(qū)中影響消費者自身的品牌態(tài)度及行為與信息發(fā)送者與接收者的關系密切相關。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者的品牌態(tài)度。基于此，本文將提出以下假設：

H1：微博互動會正向影響消費者品牌態(tài)度。

（二）微博互動與社會臨場感的關系及假設

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，對于信息內(nèi)容豐富、且以客戶為導向的網(wǎng)站應該更注重減少歧義，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、文字等形式進行信息交流，而且可以通過語音、視頻等實時互動的方式進行信息傳遞，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”。基于此，提出以下假設：

H2：微博互動與消費者的社會臨場感正相關。

（三）社會臨場感與消費者品牌態(tài)度的關系及假設

通過查閱大量社會臨場感相關研究，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進而影響其購買意向[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：

H3：消費者社會臨場感與消費者品牌態(tài)度正相關。

（四）社會臨場感在微博互動和消費者品牌態(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者在品牌體驗過程中的社會臨場感后，能夠進一步影響消費者對品牌的認知、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）的研究結果表明通過為顧客提供一系列的虛擬體驗是增強“社會臨場感”的有效手段，它能將顧客緊緊吸附在品牌周圍，并形成相應的品牌態(tài)度[9]。Hassatiein和Head（2004）也認為當提升社會臨場感時，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者感知有用、信任以及購物傾向產(chǎn)生積極的作用。本文認為通過在線互動營造的社會臨場感氛圍，拉進了賣家與消費者之間的心理和空間距離。基于此，擬提出以下假設：

H4：社會臨場感在微博互動與消費者品牌態(tài)度中起中介作用。

（五）模型構建

基于相關概念界定與現(xiàn)有理論研究，結合本研究假設，提出企業(yè)微博互動、社會臨場感和消費者品牌態(tài)度關系的理論模型，如下圖。

企業(yè)微博互動對消費者品牌態(tài)度的影響模型圖

三、研究設計

（一）問卷設計

調(diào)查問卷主要分為兩個部分，第一部分主要是通過設置過濾性問題對調(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，問項是從完全不同意到完全同意。吳明隆（2003）認為當問項量表超過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級量表進行測量。

（二）變量的測量

通過仔細研究和分析文獻中設置的問項以及相關的量表，并結合微博互動的特點及特殊性，借助Cronbachs α系數(shù)進行信度檢驗，剔除與本文研究內(nèi)容不符合的題項，獲取本研究的測量項目，量表經(jīng)過純化后，最終確定了“信息互動”使用七個問項進行測量，“人際互動”使用5個問項進行測量，“社會臨場感”使用5個問項進行測量，“消費者品牌態(tài)度”分別使用4個問項進行測量。

四、數(shù)據(jù)分析

（一）信度效度檢驗

本次調(diào)查共收回有效問卷471份，主要借助SPSS20.0對問卷信度進行檢驗，經(jīng)過預調(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到60%以上，表示抽取后保留的因子相當理想，本研究中所有測量量表均達到標準，問卷具有良好效度。

（二）回歸分析

1.微博互動與消費者品牌態(tài)度的回歸分析

以微博互動的兩個維度作為自變量，對消費者品牌態(tài)度的三個維度進行回歸分析，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，說明信息互動和人際互動都對消費者品牌態(tài)度正向影響作用，分別建立如下回歸方程：消費者認知因素=0.510*信息互動+0.283*人際互動+0.881；消費者情感因素=0.397*信息互動+0.461*人際互動+0.619；消費者行為意向=0.385*信息互動+0.367*人際互動+1.041，假設1得到證實。

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，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，可以作為消費者社會臨場感的預測變量，假設2到證實，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.社會臨場感與消費者品牌態(tài)度的回歸分析

以消費者的社會臨場感為自變量，對消費者品牌態(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，說明社會臨場感對消費者態(tài)度的認知因素產(chǎn)生正向影響作用。并建立如下回歸方程：消費者認知因素=0.601*社會臨場感+1.621，消費者情感因素=0.673*社會臨場感+1.341，消費者行為意向=0.584*社會臨場感+1.694，假設3得到驗證。

（四）中介效應檢驗

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，信息互動對消費者品牌態(tài)度各維度的標準回歸系數(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減弱，這表明社會臨場感在信息互動消費者品牌態(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，人際互動對消費者品牌態(tài)度各維度的標準回歸系數(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，人際互動對消費者品牌態(tài)度的影響效應減弱，因此，社會臨場感在人際互動消費者品牌態(tài)度之間起部分中介作用。綜上，假設4得到驗證。

五、研究結論與啟示

通過以上對微博互動影響消費者品牌態(tài)度的關系和驗證，得到如下結論：微博互動中信息互動和人際互動會正向影響消費者品牌態(tài)度，也正向影響社會臨場感，消費者的社會臨場感也正向影響消費者品牌態(tài)度。分析社會臨場感的中介作用，實證得出，社會臨場感在微博互動和消費者品牌態(tài)度之間起部分中介作用。

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[責任編輯：潘洪志]