CSA模式下社群互動、社群信任與顧客公民行為
——原產地形象的調節作用

吳 寧 楊宜苗 李健生 楊景瑤

(東北財經大學，遼寧 大連 116025)

一、引言

社區支持農業(Community Supported Agriculture，CSA)，是指消費者為了尋求安全優質的食物，與希望建立穩定客源的農民或農場合作直接建立食品供應關系。CSA模式除去了中間商參與，農產品由生產者直接分配給消費者，減少了流通成本，間接促進了農民或農場的增收。電子商務的快速發展為國內CSA的推廣實施提供了良好契機(毛薇 等，2017)，使得CSA突破了既往有機農產品本地化直供形式，演變為“互聯網+”助力下的農業社會化模式，被認為是“未來的農場形式”和“新經濟的催化劑”(陳衛平，2013)。近年來，隨著冷鏈物流的發展以及社區團購和網上社區市集等新業態的興起，CSA更是呈現出農場推動和社群拉動并舉的發展態勢(馮君萍 等，2016)。

隨著CSA模式在國內的進一步推廣，參與CSA模式的消費者群體數量也在逐漸增加，然而一個不爭的事實是CSA社群成員的忠誠度并不高，客戶流失較為嚴重。有研究表明，在農產品價格、品種和數量等條件不變的前提下，消費者續約CSA農場的意愿僅為76.3%，且一旦農產品價格提升，消費者實際的續約率可能更低(申靖華，2015)。以北京小毛驢CSA農場為例，從最開始的64戶會員，發展到2012年的994戶，而至2018年卻只剩下300戶(王震，2018)。因此，在CSA模式下，關注成員保留的問題不僅關乎CSA社群的長期穩定(Henderson et al.，2012 ；Witzling et al.，2020)，還關乎由此引發的客戶投資成本等一系列重要問題(Hill et al.，2016)。

那么，消費者為什么會選擇退出CSA社群呢？該問題引起了學術界的廣泛討論。Henderson et al.(2012)認為，消費者退出CSA的主要原因包括新生兒增加、自建菜園、自主選擇菜單以及食物剩余等；陳衛平(2013)研究發現，影響客戶退出CSA的主要因素涉及蔬菜質量、菜品搭配和價格，其中價格不合算是會員退出CSA最重要的原因；Zepeda et al.(2013)研究發現愿意續約的成員認為加入 CSA 提升了他們的自主性、能力和歸屬感，而沒有續約的成員則正好相反；Chen(2013)研究發現消費者的 CSA 價值感知會對忠誠度產生積極影響；林文聲等(2016)建立了CSA消費者忠誠模型，實證分析結果表明服務質量和服務公平直接影響消費者滿意度，進而影響其忠誠度。進一步地，學者們沿循著“信任→忠誠”的邏輯，討論了社群信任的影響因素。如陳衛平(2013)認為，生產者能夠通過以下五種途徑建立消費者食品信任：關懷理念、開放的生產方式、與消費者的頻繁互動、共享的第三方關系以及高質量食品的供應，而新媒體的應用將這種信任從線下延伸到線上。與消費者的實體參與類似，消費者的虛擬參與同樣會對其感知產品質量產生正向影響，進而增進消費者對生產者的信任，提升消費者的購買意愿。此外，消費者的社交媒體參與不僅對消費者信任有直接影響，還會通過產品滿意度的提高和社會鏈接的創造對消費者信任產生間接影響(陳衛平，2015)。可見，CSA是一種相互支持的關系，在生產者與消費者之間直接建立聯系,其核心是生產者與消費者共擔風險、共享利益(Cooley et al.，1998；Cone et al.，2000)。這種聯系重在培育CSA本地生產者與消費者的信任關系(Feagan et al.，2012)。

盡管學術界圍繞“為什么會信任、信任什么、信任的結果怎樣”這三個問題對CSA社群信任展開了研究，但還存在以下欠缺：第一，在“為什么信任”方面，集中關注消費者或企業(農場)自身因素，而忽視了消費者之間、消費者與生產者之間的互動因素。事實上，用戶體驗和社會聯系等互動關系會影響消費者的預測過程、意圖過程進而改變會員對農場的信任(譚思 等，2018)，因此，社群互動是CSA研究的一個重要視角。第二，在“信任什么”方面，以往研究立足于生產者與消費者之間的信任，主要關注產品質量信任和產品價格信任，而在CSA社群中，這種信任還表現為社群成員對其他社群成員的信任。第三，在“信任的結果”方面，主要聚焦于忠誠這個結果變量，但在CSA背景下，社群成員還會向周邊的親朋好友推薦CSA產品，會向CSA運營方提出產品改進或服務提升建議，或積極配合市場調研活動，或在電商平臺或虛擬社群里留下好評等。這些CSA背景下的顧客公民行為在自媒體、移動互聯網等媒介以及信息技術的推動下，呈現了與傳統線下顧客公民行為的不同特點，因此有必要關注。

基于上述問題，本文引入原產地形象的調節變量，探討CSA模式下社群互動、社群信任和顧客公民行為之間的關系。從理論上闡釋CSA模式下社群互動對顧客公民行為的影響及其作用機理，在實踐上引導CSA經營者通過加強社群互動建立社群信任，從而激發顧客公民行為。

二、理論分析和研究假設

(一)理論背景

早期的虛擬社群是指通過電子媒體相互溝通、分享共同興趣的群體(Romm et al.，1997)。虛擬社群提供給人們自由交往的環境，吸引了大量不同類型的人加入并成為一個團體，人們在持續性的互動中營造出互相信任的氛圍(Hagel et al.，1997)，由此產生情感上的感激、依賴以及做出一些有益的行為。 “SOR”理論認為外界的各種復雜的環境因素會刺激并且影響有機體的認知或情感狀態，進而導致有機體經過一系列的心理反應過程后對刺激采取相應的行為，通常表現為接近或者回避(Mehrabian et al.，1974)。具體地，在CSA模式下，社群互動可視為一種外部刺激，社群信任是對刺激形成的一種心理狀態，而顧客公民行為則是社群信任導致的顧客外在行為。因此，基于“SOR”理論，本文提出“社群互動→社群信任→顧客公民行為”的研究路徑。此外，CSA主要的交易對象是農產品，農產品具有鮮明的地域特征，消費者對原產地形象持有的態度也會產生相應的原產地效應。因此，在CSA模式下，農產品原產地形象可能會影響社群互動向顧客公民行為的演化并在它們的關系中發揮調節作用。

(二)研究假設

1.CSA社群互動對顧客公民行為的影響

互動是信息接收者對發送者發出的信息內容進行的反映和反饋，網絡互動是以計算機和互聯網為平臺，用戶和用戶之間利用聲音、圖像等符號進行的人際交往和信息交流。虛擬社群是一種網絡互動，因而可以劃分為信息互動和人際互動兩類。CSA信息互動是指社群成員利用平臺收集產品、品牌、市場等方面的信息，以更好地了解農產品或市場，同時他們也向相關企業反映自己的想法或需求。CSA人際互動是指社群成員之間通過在線評議等形式共享個人的購物體會、信息，并根據特定話題討論或評議。

顧客公民行為是顧客自主且自愿積極采取的行為。在互聯網情境下，這種自愿行為分為三個維度：推薦、反饋和幫助(Groth，2005)。根據社會交換理論，在個體與組織的交換中，個體若能感受到組織對自己的維護與支持，就會采取回報其價值的行動，自發地采取有利于企業長遠發展的行為(Yi et al.，2013)。基于此，在虛擬社群情境中，一方面社群成員希望從社區或其他成員那獲得所需的物質或非物質的財富，另一方面他們期望自己的共享在將來可以幫助其他成員。當社群成員獲得了這些有價值的信息、愉悅感、良好的互動交流體驗時，他們會對社群或其他成員產生情感上的感激、依賴、認同，并做一些有益的行為。

社群互動一直被視為創造社群活力與建立社群忠誠度的來源(王海忠 等，2004)。在 CSA 模式下，社群互動主要源于兩個方面：一是信息互動，由于農產品生長具有一定的風險性，作為CSA 模式中生產、管理的重要參與者，農場需要及時為會員提供農產品生長、銷售等信息；二是人際互動，顧客在CSA社群中通過互動可以發現與自己生活觀念相似、興趣愛好相同的人群，從而產生成員之間的密切關系。基于上述兩方面的社群互動關系，成員會自愿做出一些有利于CSA農場的行為，比如主動為新顧客介紹農產品，為身邊的非會員進行口碑推薦、甚至在農產品體驗不佳時選擇諒解等。基于上述分析，本文提出：

假設

1

：

CSA社群互動對顧客公民行為有正向影響。

假設

1a

：

CSA信息互動對顧客公民行為有正向影響。

假設

1b

：

CSA人際互動對顧客公民行為有正向影響。

2.CSA社群互動對社群信任的影響

社群信任是指社群成員在彼此互動與交換過程中，逐漸形成了對社群的信賴與依賴。在虛擬社群環境中，社群成員之間只能通過社交媒體等彼此連接，運用討論區、搜索引擎、意見調查與回復等功能進行互動(McMillan，2002)。社群成員彼此的互動交流越頻繁，就表明社群成員間的關系越密切。而社群中發布的信息與活動對社群成員的吸引力越強，社群成員對于虛擬社群的信任感與歸屬感就越強，繼而參與社群交流的意愿也就越強。此外，許多研究也證實了社群信任是決定人們參與社群交流、信息分享及溝通的主要因素(Gefen et al.，2003)。當CSA社群互動中信息質量互動頻率越高時，成員對其信任感也會越強。除了信息互動之外，社群成員可以在CSA社群中獲得從產品延伸到生活的交流，加深社群成員的彼此認知，建立互相信任的伙伴式關系，形成良好社群氛圍(張夷君，2010)。基于上述分析，本文提出：

假設

2

：

CSA社群互動對社群信任具有正向影響。

假設

2a

：

CSA信息互動對社群信任具有正向影響。

假設

2b

：

CSA人際互動對社群信任具有正向影響。

3.CSA社群信任對顧客公民行為的影響

社群成員通過不斷地交流品牌或產品心得、討論產品使用方法等，逐漸保持了一種穩定的信任關系。當社群成員之間的關系和信任建立起來后，社群的共識也就建立起來了。這種共識主要表現為對某一品牌或產品的熱情。從長遠來看，這種穩定的信任關系使社群成員對社群及品牌更加忠誠，并進一步提高了社群成員的消費傾向，這種傾向主要包括品牌重復購買、向他人推薦品牌產品等(Muniz et al.，2001)。因此，在CSA模式下，當社群成員對社群產生信任時，就可能會形成社群忠誠，并自覺、自愿地采取對企業和其他個體有利的角色外行為，即顧客公民行為。基于上述分析，本文提出：

假設

3

：

CSA社群信任對顧客公民行為有正向影響。

4.CSA社群信任的中介作用

在CSA社群中，社群成員的信任主要源于兩個方面：一方面，當社群對于個別成員發表的訊息或問題能經常快速回應時，其會感覺到社群對自己的積極態度，從而對社群產生信任(Ridings et al.，2002)；另一方面，當社群成員時常接觸其他成員，并以此主動透露、顯示個人信息或分享信息時，會吸引其他社群成員共享信息并參與共同話題的討論，從而增進彼此的親切感，促進社群成員之間的信任。信任的提升，可以促進信息的傳遞與分享(Davenport et al.，1998)，也能夠促使社群成員自覺地履行有益于社群的行為，即顧客公民行為來維持這種“信任”的關系。相反，如果缺乏信任，個人對社群成員所分享的信息質量就會持懷疑的態度，從而無法促進后續更多的分享(Blau，1964)。基于上述分析，本文提出：

假設

4

：

CSA社群信任對社群互動與顧客公民行為的關系具有中介作用。

假設

4a

：

CSA社群信任對人際互動與顧客公民行為的關系具有中介作用。

假設

4b

：

CSA社群信任對信息互動與顧客公民行為的關系具有中介作用。

5.CSA原產地形象的調節作用

原產地形象是指人們對某一產品或品牌的原產地產生的一般印象或感覺，這種感覺能夠影響消費者對該產品或品牌的原產地認知，進而影響后續行為(靳明 等，2006；張筱竹，2008)。消費者對原產地形象的認知會產生正向或負向的原產地效應，而原產地效應會因產品不同而不同(崔麗輝，2010)。原產地形象包括兩種作用機制，光環效應和概括性效應。在CSA下，一方面，社群成員會根據光環效應將原產地形象作為評價農產品功能的線索，從而形成對農產品的態度；另一方面，社群成員會根據概括性效應將以往的購買經驗作為指導信息，形成原產地形象，進而影響其對該地區其他農產品的態度(何建民 等，2015)。因此，如果CSA社群成員對農產品原產地形象有積極的認知，那么社群信任更容易激發成員的推薦、反饋和幫助行為，即線索正面時，社群信任的作用可能會放大；相反，如果CSA社群成員對農產品原產地形成消極的認知，那么即使其信任社群，也會因態度消極而不愿向其他成員推薦、反饋或提供幫助。基于上述分析，本文提出：

假設

5

：

原產地形象在CSA社群信任和顧客公民行為之間起到正向調節作用。

綜上所述，本文構建出如圖1所示的研究模型，以探究CSA下社群互動影響顧客公民行為的作用機理。研究目的有三個：第一，檢驗CSA社群互動(信息互動和人際互動)是否正向影響顧客公民行為；第二，探討CSA社群信任是否在社群互動與顧客公民行為的關系中起到中介作用；第三，驗證原產地形象是否發揮了調節作用。

圖1 概念模型

(一)問卷設計

本文的問卷設計過程為：首先，研讀本研究中涉及的各個變量的量表，明確變量的維度并結合CSA模式，確定其研究變量的測量項；其次，選擇東北地區一家CSA山莊運營負責人員進行訪談，以完善測量問項和問卷措辭；最后，在其CSA會員群內發放問卷，對問卷進行預測試，并根據測試結果進行調整，最終確定正式問卷。

正式的調查問卷包括兩個部分：一是社群互動、社群信任、顧客公民行為與原產地形象這四個變量的測量問項；二是CSA會員的基本信息，主要涉及性別、年齡、學歷、職業、個人收入和會員年限。

(二)變量測量

本文主要包括社群互動、社群信任、顧客公民行為、原產地形象四個變量。參考范曉屏等(2009)的研究，社群互動包括信息互動和人際互動，分別編碼為Inter和Info，共13個題項，其中信息互動6個問項，人際互動7個問項。社群信任參考Dodds et al.(1991)的研究，編碼為Trust，共4個題項。原產地形象編碼為Orig，參考Zeithaml et al.(1990)的研究，共4個題項。顧客公民行為編碼為Civi，參考Yi(2013)的研究，共3個題項。采用 5級李克特量表對變量進行測量，1 表示非常不同意，5 表示非常同意。

(三)調查設計

2019年6月中旬，對東北地區一家CSA山莊進行了實地調研訪談。訪談內容主要涉及社群互動的形式、社群信息的特點、社群中會員存在哪些顧客公民行為等。通過訪談發現，信息互動與人際互動可以作為CSA模式下社群互動的兩個維度，并且社群中是存在顧客公民行為的，例如向其他人推薦，因特殊情況諒解農產品和服務過程中的瑕疵等。

本文問卷調查對象主要是東北地區CSA農場的社群會員，通過問卷星將制作好的調查問卷發放到CSA社群中，由CSA社群的管理人員邀請CSA會員參與作答，并采用發送小額紅包的形式給予激勵。調查時間為2019年6月15日至2019年7月24日，歷時40天，共發放332份問卷，剔除無效問卷30份，收回有效問卷299份，問卷回收率為90%。

四、數據分析和結果

(一)描述性統計分析

為了檢驗樣本的總體分布，本文從性別、年齡、學歷、職業、收入和會員年限等 6個方面對樣本進行描述性統計分析。從表1可見，在性別方面，35.1%的社群會員是男性，64.9%是女性。在年齡方面，社群會員以中年人為主，集中分布在36～45歲。在受教育程度方面，本科學歷以下者所占比重明顯高于本科及以上學歷者所占比重，其中初中及以下者占28.1%、高中或中專學歷者占18.7%、大專學歷者占29.4%。在職業方面，黨政機關事業單位工作人員所占比例最大，為41.1%。在家庭月收入方面，4000元以下所占比例最大，為35.5%。在會員年限方面，入群不到1年的新會員所占比例最大，為40.1%。樣本總體上呈正態分布。

表1 樣本特征

(續表1)

(二)信度和效度檢驗

本文利用Cronbach’s α系數法和CITC進行信度分析，分析結果顯示，信息互動、人際互動、社群信任、顧客公民行為、原產地形象的Cronbach’s α系數分別為0.900、0.904、0.875、0.854、0.833，均大于0.7，每一個題目的CITC均大于0.5。因此，量表具有良好的信度。

本文的測量量表是在國內外成熟量表的基礎上修改而形成的，同時利用評定者一致性和內容效度指數(Content Validity Index，CVI)對量表內容效度進行判定。共有6位專家(2位市場營銷專業教授、2位電子商務教授、1位CSA運營負責人、1位質化研究方法方向的副教授)參加24個條目的相關性評定，1代表“無相關”，2代表“弱相關”，3代表“較強相關”，4代表“強相關。評定結果顯示：專家評分一致的條目數為20，評定一致性得分(20/24)為0.83。從內容效度指數來看，每個條目的CVI(item—level CVI，I—CVI)介于0.83～1之間，大于參考值0.78；所有專家評為3或4的條目的比例(20/24)，即全體一致率(S-CVI/UA)為0.83，大于參考值0.8；每個專家評定為3或4的條目的比例的平均值，即S-CV1/AV為0.97，其計算公式為：(0.83×4+1×20)/24，大于參考值0.9。因此，本文測量工具中的條目能夠準確地反映所要測量的概念，具有良好的內容效度。

收斂效度是指相同概念的測量問項彼此之間的相關度。本文以因子載荷大于0.5且AVE大于0.5為標準來判斷收斂效度。利用AMOS21軟件對各個概念進行驗證性因子分析，模型擬合指標均達到理想值。從分析結果表2中可見，信息互動、人際互動兩個子變量題項的因子載荷分別介于0.732～0.821和0.662～0.888，均大于0.5；AVE值為0.603、0.609，均大于0.5。社群信任、原產地形象、顧客公民行為三個變量題項的因子載荷分別介于0.755～0.844、0.670～0.854、0.756～0.906之間，均大于0.5；AVE值分別為0.639、0.560和0.669，均大于0.5。因此，本文的測量量表的收斂效度在可接受的范圍。

表2 CFA模型的標準化系數、AVE值和組合信度

區別效度擬通過比較AVE值與它和其他潛在變量相關系數的平方值的大小來判定，當變量的AVE值大于相關系數的平方值，表明區別效度差異顯著。表3報告了潛變量的相關系數和AVE的平方根，其相關系數均小于相應的AVE的平方根，表明不同概念間具有良好的區別效度。

表3 潛變量的相關系數和AVE平方根

(三)同源偏差檢驗

本文通過因子分析法判斷同源偏差問題。在因子數不是1的情況下，如果分析結果只有一個因子或者僅存在一個能解釋多數變異量的因子，則可以判斷存在嚴重的同源偏差問題。本文對5個變量進行因子分析的結果顯示，其中5個因子未旋轉時特征值均高于1，累計解釋率為68.903%，且第一主成分能夠解釋36.558%的變異量，小于50%。因而，不符合Harman單因子檢測中存在同源偏差的情況。

(四)實證結果分析

1.社群互動、社群信任與顧客公民行為的關系

為了直觀地顯示社群互動、社群信任與顧客公民行為的關系，運用AMOS21.0軟件進行結構方程模型分析。社群信任、顧客公民行為在變量設定時為內生變量，在路徑分析模型圖中作為因變量；而信息互動和人際互動在變量設定時為外生變量，在路徑分析模型中作為自變量。由于本研究各個構面的信度、收斂效度及區別效度均達到可接受的范圍，采用單一衡量指標取代多重指標是可行的，因此以題項得分的均值作為各個變量的得分。如此操作可以有效地縮減衡量指標的數目，而使整體模式的衡量在執行分析時可行。

對全樣本進行模型擬合，為了檢驗社群信任的中介效應，采用Bootstrap(自抽樣5000次)運算結果。模型的適配度卡方值χ=13.851，自由度DF=6，χ/df=2.309，顯著性概率p=0.031，達到模型適配標準，表示假設模型圖與觀察數據是相契合的。此外，RMSEA=0.066<0.08，AGFI=0.948>0.90，GFI=0.985>0.90，NFI=0.981>0.90，均達到模型適配標準，假設模型與觀察數據適配。模型擬合結果如圖2、表4和表5所示。

圖2 社群互動、社群信任與顧客公民行為關系的結構模型

表4顯示了社群互動、社群信任與顧客公民行為關系的標準化回歸系數。從表4可見，在社群互動與社群信任的關系中，信息互動、人際互動對社群信任的影響均顯著；在社群信任與顧客公民行為的關系中，社群信任對顧客公民行為的影響顯著；在社群互動與顧客公民行為的關系中，信息互動、人際互動對顧客公民行為的影響均顯著。因此，假設1、假設2、假設3得到驗證。

表4 社群互動、社群信任與顧客公民行為關系的標準化回歸系數

從表5可見，在社群互動對顧客公民行為的影響效果上，信息互動對顧客公民行為的直接效應是0.191，通過社群信任對顧客公民行為產生的間接效應為0.160，因此信息互動對顧客公民行為的總效應為0.351。人際互動對顧客公民行為的直接效應是0.247，通過社群信任對顧客公民行為產生的間接效應為0.151，因此人際互動對顧客公民行為的總效應為0.398。此外，社群信任對顧客公民行為的直接效應與總效應均為0.400。

表5 社群互動、社群信任對顧客公民行為的影響效果分析

2.原產地形象在社群互動、社群信任與顧客公民行為關系中的調節作用

為了分析原產地形象的調節作用，按原產地形象的總樣本均值(3.989)將其分為高原產地形象(N=181)、低原產地形象(N=118)兩組，并進行獨立樣本T檢驗。分組統計量顯示：高原產地形象組均值為4.611，標準偏差為0.358；低原產地形象均值為3.036，標準偏差為0.555。初步看來，高原產地形象組比低原產地形象組的分數平均高出1.575分。進一步查看獨立樣本T檢驗的統計量，F=26.284，Sig.=0.000<0.001，說明兩個子總體的方差不同，即高、低原產地形象組的均值不等。

利用AMOS21跨群組分析程序檢驗原產地形象的調節效應。表6報告了模型擬合值，2個模型待估計的卡方值分別為18.917和28.477，自由度為12和13，卡方自由度比值分別為1.576和2.191，GFI、IFI和CFI值均大于0.9，RMSEA均小于0.08的參考值，這說明兩個模型是適配的。計算差值△CMIN=9.560，△DF=1，在Excel中應用CHIDIST函數計算顯著性水平為0.002<0.05。因此，原產地形象的調節效應顯著。進一步，利用“參數間差異的臨界比值”檢驗高、低原產地形象下社群信任對顧客公民行為的影響系數是否相等。在成對參數比較表中，數值為-3.799，其絕對值大于1.96，表明高低原產地形象間的調節效應存在顯著的差異，這也說明了原產地形象的調節效應顯著。

表6 跨群組分析模型擬合度摘要

圖3、圖4分別是高、低原產地形象群組路徑分析的非限定模型擬合圖，從中可以看出，在高原產地形象群組中，社群信任對顧客公民行為的標準化影響系數為0.53；在低原產地形象群組中，社群信任對顧客行為的標準化影響系數為0.16。因此，原產地形象越好，社群信任對顧客公民行為的影響越大，即原產地形象對社群信任與顧客公民行為有正向調節作用，假設5得到驗證。

圖3 高原產地形象下模型擬合圖

圖4 低原產地形象下模型擬合圖

五、結論、管理啟示及研究展望

(一)結論

第一，CSA社群互動(信息互動、人際互動)正向影響顧客公民行為。本研究認為虛擬社群知識共享行為可以看作是一種基于社會交換理論而產生的顧客公民行為，這一發現拓展了Koh et al.(2004)的研究結論。進一步地，從影響系數來看，相比于信息互動，人際互動對顧客公民行為的影響更大。這說明相比于其他形式的互動，社群成員如果在社群互動中發現興趣相投的朋友，并與之形成親密的人際關系，更能激發顧客做出對CSA農場有益的公民行為。基于此，可以通過CSA社群互動特別是人際互動的針對性開發與設計，有效引導和促進會員的公民行為，提升CSA社群氛圍和會員忠誠。

第二，CSA社群互動(信息互動、人際互動)正向影響社群信任。社群內良好的信息共享、溝通氛圍以及人際關系，有助于培養社群成員對社群的信任。CSA社群成員加入社群之后，可以得到更多更快的訊息、拓展人際關系(正向報酬)，同時自己也需要主動參與或付出時間瀏覽社群網站(付出成本)，為社群成員貢獻或分享更多的信息。既然CSA社群互動能夠為會員提供相互認識、熟悉和建立信任的機會，CSA運營者就應該主動加以利用和積極創造社群互動的條件和氛圍。

第三，社群信任在社群互動與顧客公民行為關系中存在部分中介作用。一方面，社群互動(人際互動和信息互動)很容易激發一些社群成員幫助別人的利他動機，從而直接引發其公民行為；另一方面，社群互動只是一種交易方式(經濟交易和社會交易)，社群成員期望在這種交易中獲得回報，從而增強信任并做出對他人、CSA社群或農場有利的行為。社群信任的提升能夠促進信息的傳遞與分享，提升會員產品忠誠度。

第四，CSA社群信任對顧客公民行為的影響會隨著原產地形象的提升而增強。其原因可能是，CSA社群擴大了消費者的農產品認知來源，有助于傳播原產地良好的形象信息，從而利于原產地正向效應的產生、強化與提升(劉金花 等，2016)。原產地形象的正向調節作用說明，CSA運營中強化原產地形象具有十分重要的意義。

(二)理論貢獻

本文具有以下三個方面的理論貢獻：第一，豐富了CSA領域有關社群互動和顧客公民行為的實證研究，將CSA社群互動劃分為信息互動和人際互動，揭示了不同社群互動內容對顧客公民行為的影響效果，深化了社群互動與顧客行為關系的研究。第二，揭示了CSA社群互動對顧客公民行為的影響機制，其既具有直接效應，又通過社群信任產生間接影響。這一研究結果將社群互動與顧客行為關系研究從對顧客的角色內行為的關注轉向顧客公民行為等角色外行為，拓展和深化了社群互動與顧客關系的研究。第三，引入原產地形象調節變量，這不僅將社群和顧客公民行為研究的范圍從一般社群延伸到了CSA社群，還發現了原產地形象在CSA社群信任與顧客公民行為關系中的正向調節作用，深化了社群信任與顧客公民行為關系的研究。

(三)管理啟示

1.強化CSA社群互動的功能設計

積極的CSA社群互動能夠產生社群信任并影響顧客公民行為。因此，CSA運營主體和社群管理者要重視并增強社群互動的功能設計。在社群信息互動上，要精心設計社群空間和信息板塊，及時推送農產品生長、達產、儲藏、配送、展示等信息，適當增加社群信息推送的頻率，確保信息推送及時性和有效性。還可以通過實物獎勵或相應權限，如設置互動內容的評價機制等，鼓勵社群成員分享購買感受、使用經驗和反饋建議等。在社群人際互動上，可以采用E-mail連結、討論區、搜索引擎、意見調查與回復等加強溝通的機制來促進社群成員開展互動。當社群成員做出貢獻時，對其及時反饋并做出積極評價，以激勵其他社群成員共同營造社群互動的氛圍。此外，還可以積極設計和組織密切顧客關系的線上線下交流活動，培養CSA成員的社群情感和社交情感，促進CSA社群成員產生共鳴和信任。

2.建立CSA社群信任機制

第一，應該關注CSA會員的情感利益，增強其歸屬感和價值實現感，如CSA社群管理者可以通過發起焦點話題引發討論來激發成員的情感共鳴。第二，有序引導CSA社群成員的行為契合，除了通過適時點評、及時反饋等互動方式吸引社群成員積極參與、分享和交流外，CSA社群管理者還應高度關注熱點事件，以此提高社群成員的行為契合度，進而增強社群成員彼此之間的信任。第三，增強社群成員分享的互利互惠的感知，使其對社群產生明確的價值訴求和期待。第四，創新手段增加社群的人際交流，構建獨特的社群文化和交流機制，對CSA社群進行準確的定位。

3.提升CSA農產品的原產地形象

提高CSA農產品的原產地形象需要多方的共同努力。一方面，原產地的政府和產業協會要重視原產地形象或商標，如通過嚴格的市場準入制來控制農產品質量，在區域內扶持培育產業集群，有效提升原產地形象。另一方面，CSA社群管理者要塑造和突出原產地農產品的獨特品質，建立起有效的品類區隔，做好與原產地形象相契合的農產品品牌或商標設計及注冊，使之具有獨特記憶和聯想。此外，CSA社群管理者還要充分利用各種新媒體資源和電商平臺，強化原產地地理和品質優勢，贏得CSA社群成員的廣泛認同和品牌忠誠。當然，也可以采取“原產地形象(地理商標)+農場自有品牌(商號商譽)”相疊加方式，形成品牌組合效應。

(四)研究局限

本研究存在四個方面的局限性：第一，CSA有不同的組織模式，本文選擇了典型的訂單型CSA農場進行調研，研究結論未必適用于眾籌型、親耕型等其他CSA模式。第二，本文將CSA社群互動劃分為信息互動和人際互動，沒有考慮其他互動形式，如人機互動等。第三，本文只關注CSA社群互動本身，缺乏對互動頻率和互動內容的深入分析。第四，本文雖然對社群成員的若干人口變量進行了控制，但對于諸如社群成員心理所有權等可能影響顧客公民行為的心理變量并沒有予以考慮，這可能會影響分析結果的解釋力。