论文社会化媒体品牌社区中品牌权益的影响因素，该文是社会化媒体类毕业论文范文跟社会化和媒体品牌社区和品牌权益相关电大毕业论文范文.
【摘 要】以974 名消费者为样本, 对社会化媒体品牌社区中品牌权益的影响因素进行了实证检验.研究发现：消费者的内部动机通过其关系强度对其参与行为产生积极的影响, 进而对品牌权益产生积极的影响； 消费者的内部动机也通过其群体认同对其参与、生产和消费等行为产生积极的影响, 进而对品牌权益产生积极的影响；消费者的独立型自我建构和相依型自我建构分别对其内部动机和外部动机产生积极的影响； 当拥有高度的心理健康时, 消费者的独立型自我建构对其内部动机产生积极的影响, 而当拥有低度的心理健康时, 消费者的相依型自我建构对其外部动机产生积极的影响.
眼关键词演社会化媒体品牌社区； 参与； 生产； 消费； 品牌权益
[中图分类号] F274 [文献标识码] A [文章编号] 1673-0461（201８）０9-0046-07
一、引言
品牌社区将消费者与公司的品牌紧密地粘合, 这对于品牌权益的提升至关重要[1].品牌社区最初为线下形式, 互联网的出现催生了在线或虚拟品牌社区[2].社会化媒体和品牌社区的联姻产生了社会化媒体品牌社区, 使品牌与消费者的关系更为亲密[3].因此, 公司纷纷通过社会化媒体品牌社区中消费者的参与、生产和消费来提升其品牌权益.然而学术界对该方面话题的探讨却显得滞后.在此背景下, 本研究构建了一个以品牌权益为因变量、以独立型自我建构和相依型自我建构为自变量、以参与、生产、消费、关系强度、群体认同、内部动机和外部动机为*变量、以及以心理健康为调节变量的概念模型, 旨在检验社会化媒体品牌社区中消费者的参与、生产和消费的前置因素以及参与、生产和消费对公司品牌权益的影响.数据分析结果显示： 消费者的内部动机会通过其关系强度的*角色而积极影响其参与行为, 进而积极影响公司的品牌权益； 消费者的内部动机还会通过其群体认同的*角色而积极影响其参与、生产和消费等行为,进而积极影响公司的品牌权益； 消费者的心理健康在其自我建构对其内外动机的影响中具有调节作用, 当消费者拥有高度的心理健康时, 消费者的独立型自我建构对其内部动机会产生积极的影响, 而当消费者拥有低度的心理健康时, 消费者的相依型自我建构对其外部动机会产生积极的影响.本研究的结论不仅为未来进行基于调研的社会化媒体品牌社区消费者行为研究带来助益, 而且也为营销经理更加有效地开展社会化媒体营销活动提供指南.
二、文献综述
品牌社区是一个专门由品牌崇拜者构成的社会关系集合, 是维系消费者与营销者之间长久的社会结构, 显著影响消费者忠诚[1].互联网出现以前, 鉴于地理范围约束, 品牌社区需要成员之间面对面沟通才能建立, 这就是线下品牌社区.线下品牌社区主要由公司而非消费者创建, 而且成员数量有限, 成员之间的很少互动和交流[2].互联网的出现使得在线或虚拟品牌社区得以创建, 社区成员可以随时随地地聚集在一起, 在线或虚拟品牌社区使成员摆脱了地理范围约束, 不需要亲临地理现场就可以进行互动和交流[4].大多数在线或虚拟品牌社区由消费者创建[2].
移动互联网的出现使公司将社会化媒体引入品牌建设活动.由于不受任何地理范围和位置的约束, 社会化媒体在培育消费者和品牌的关系中起到关键作用.而且, 社会化媒体本身就包含由不同品牌和顾客创建的品牌社区, 消费者参与到这些社区中以从事与品牌相关的活动如产生创意、评论张贴、分享信息、上传图片、下载视频、购买产品和服务等等[3].不过, 鲜有学者将社会化媒体同品牌社区结合在一起进行研究.因此, 本研究将社会化媒体与品牌社区的结合称为社会化媒体品牌社区.显然, 社会化媒体品牌社区是在线或虚拟品牌社区的子集, 两者之间的区别在于其所依托的平台差异.在线或虚拟品牌社区一开始是建立在Web 1.0 平台上, 信息技术的发展使在线或虚拟品牌社区的平台从Web 1.0 拓展到Web2.0, 而Web 2.0 则是社会化媒体品牌社区的核心平台.随着社会化媒体用户的迅速增长, 营销者纷纷创建社会化媒体品牌社区以吸引消费者参与其中, 从而产生和扩大口碑, 提高信息共享, 驱动销售增长[3].
三、概念模型和关系假设
根据既有文献, 本研究构建了一个以品牌权益为因变量, 以独立型自我建构和相依型自我建构为自变量, 以内部动机、外部动机、关系强度、群体认同、参与、消费和生产为*变量, 以心理健康为调节变量的概念模型（见图1）.
(一) 参与、生产和消费对品牌权益的影响
品牌权益是企业营销活动与消费者互动的过程中, 使消费者对其品牌形成知觉、联想和态度倾向, 从而转化为实际购买行为, 并为企业建立长期的差异化的竞争优势[5].消费者参与是指消费者通过体力投入、情感投入和/或智力投入参与到他们共同感兴趣的活动[6].在消费者参与到企业营销活动时, 也会引发消费者的生产和消费行为的产生.在和企业员工互动时, 消费者被看作企业的合作生产者或半个员工, 以实现服务绩效以及开发新产品[7].可见, 消费者生产也是企业不可或缺的行为.另外, 在参与企业营销活动时, 消费者一旦获得令其满意的价值体验, 就会产生消费者忠诚, 从而引发消费者更多的消费行为[8].鉴于社会化媒体品牌社区深受企业和消费者的欢迎,消费者的参与、生产和消费已成为企业的流行话题, 然而相应的理论研究却显得滞后.社会化媒体具有参与性、创造性和互惠性等特征[9-13],消费者不仅参与到企业营销活动, 还同员工一起开发新产品、创造内容、共享信息以及重复购买和推荐他人购买.在社会化媒体品牌社区中, 消费者的参与程度越高, 其与员工之间的互动程度就越高, 从而会给其带来更多的满意[14],进而会提升公司的品牌权益.而且, 消费者经常聚集在一起进行创意产生、产品评价、信息分享、图片上传、视频下载、产品试用、服务购买等活动, 也经常与员工一起进行新产品开发、内容创造、信息共享、重复购买和推荐他人购买等活动[12],这就会引致消费者获取更多的满意[14],从而提升公司的品牌权益.鉴于此, 本研究假设：
H1： 消费者的参与（a）、生产（b） 和消费（c） 对品牌权益会产生积极的影响.
(二) 关系强度对参与、生产和消费行为的影响
关系强度是指一个网络中成员之间的粘合效力, 分为强关系和弱关系[15].强关系构成了个人网络中较为强烈、亲密的关系, 能够提供实质性的情感支持[15]；弱关系由广泛的熟人和同事组成, 促进广泛话题的信息搜寻[15].研究发现关系强度导致诸多后果, 却鲜有学者就社会化媒体品牌社区中关系强度对消费者的参与、生产和消费行为进行探讨.在社会化媒体品牌社区中, 由于能轻易地获取个人网络, 强关系和弱关系都会影响消费者的参与、生产和消费.强关系在个体和小群体层次上会施加影响, 弱关系则将个人网络拓展到外群体, 从而扩展弱关系潜在的影响力.所以, 本研究假设：
H2： 消费者的关系强度对其参与（a）、生产（b） 和消费（c） 产生积极的影响.
(三) 群体认同对参与、生产和消费行为的影响
群体认同是指个体对其属于某一群体的认可[16].拥有一个特殊的群体认同意味着和某个群体相融合、和内群体其他成员相似以及从群体的观点看待问题[16].群体认同可以使成员推荐他人消费[17]或参与群体活动[18].在社会化媒体品牌社区中, 消费者的参与、生产和消费会受到群体认同的影响.当消费者认同其所在的品牌社区时, 就会更加积极地参与品牌社区中的各种活动[18],就会在朋友圈中越发积极地对相关品牌进行正向评价, 就会推荐其联络人进行相关品牌的购买[17],就会更加积极地对相关品牌进行口碑传播, 就会更加积极地购买相关的产品和服务.因此, 本研究假设：
H3： 消费者的群体认同对其参与（a）、生产（b） 和消费（c） 产生积极的影响.
（四） 动机对关系强度和群体认同的影响动机是指个体的行为倾向, 分为内部动机和外部动机[19].内部动机是指因固有的兴趣或愉悦感而做某事[19],外部动机是指因导致可分离的某种结果而做某事[19],而不是因为做这件事情本身有内在吸引力而采取行动[20].动机被公认是个体行为和信息技术采纳行为的关键决定因素[20].不过, 还未曾有学者探讨动机对关系强度和群体认同的影响.
在社会化媒体品牌社区中, 一方面, 消费者加强同其联络人的关系以及想获取群体认同是出于愉悦感和兴趣的需要.另一方面, 消费者加强同其联络人的关系以及想获取群体认同是出于外在利益的驱使.因此, 本研究假设：
H4： 消费者的内部动机对其关系强度（a）和群体认同（b） 产生积极的影响； 而消费者的外部动机对其关系强度（c） 和群体认同（d） 也产生积极的影响.
(五) 自我建构对动机的影响
自我建构是指个体如何认识其自身与其他成员之间的关系,分为独立型与相依型两个维度[9-12].独立型自我建构的个体倾向于突出其本身的独特和自主价值, 倾向于追求表达其个性的目标[9-12]；相依型自我建构的个体则倚重于强调团结与和谐的价值, 倾向于追求社群融合的目标[9-12].学者们就自我建构引发的后果进行了研究[9-12].不过, 鲜有学者就社会化媒体品牌社区中自我建构对动机的影响进行研究.在社会化媒体品牌社区中, 当拥有较高程度的独立型自我建构时, 消费者倾向于追求象征其个性价值的目标, 表现出追求愉悦和享乐价值的内部动机[21]；当拥有较高程度的相依型自我建构时, 消费者倾向于追求突出团结与和谐的价值目标, 表现出与他人互动与联络的外部动机[21].因此, 本研究假设：
H5： 消费者的独立型自我建构对其内部动机会产生积极的影响（a）, 消费者的相依型自我建构对其外部动机会产生积极的影响（b）.
(六) 心理健康在自我建构对动机影响中的调节作用
心理健康是指积极情感对消极情感占有绝对优势以及对整体生活感到满意[21].在社会化媒体品牌社区中, 心理健康会调节自我建构对动机的影响.当拥有高度的心理健康时, 具有独立型自我建构的消费者会呈现出更多的内部动机, 他们健康的心态会激励他们沉浸于自己感兴趣的内容,从而强化其对固有兴趣或愉悦感的体验.当拥有低度的心理健康时, 具有相依型自我建构的消费者会呈现出更多的外部动机, 他们消极的心态会导致他们寻求亲朋的联络以求心理抚慰.鉴于此, 本研究假设：
H6： 当拥有高度的心理健康时, 消费者的独立型自我建构对其内部动机会产生积极的影响（a）, 当拥有低度的心理健康时, 消费者的相依型自我建构对其外部动机会产生积极的影响（b）.
四、研究设计
(一) 研究对象和资料收集
鉴于要检验社会化媒体品牌社区的概念模型,本研究将目标母体锁定于社会化媒体中品牌社区中的所有成员.本研究对调查对象进行了严格的条件筛选, 即每一位问卷填写者必须是社会化媒体中某一或某些品牌社区中的成员, 他们被要求列出所参与的社会化媒体品牌社区的名称.问卷的发放和回收通过微信、、微博等社会化媒体进行, 时间持续210 多天.调查对象来自各行各业, 包括服装、护肤美容、手机、电脑、银行、保险、汽车、教育培训等.在受邀填写问卷的1797 位调查对象中, 974 位返回了有效问卷, 问卷答复率是54.2%.这种资料收集方法同既有的相关研究[9-13]是一致的.所有974 位调查对象的平均年龄为31.9 岁, 其中50.6%为女性.
(二) 变量操作化测量
所有的变量都采用里克特（Likert） 5 点量表来测量, 从“非常不同意” 到“非常同意”.独立型自我建构和相依型自我建构的量表开发源于Jiao et al.[9]的研究, 分别包括个4 和5 个问项； 心理健康的量表设计源于Diener et al. [21]开发的“积极乐观” 量表, 包括5 个问项； 内部动机的量表源于Dis et al.[20]的研究, 包括3 个问项； 外部动机的量表依据Elliot & Covington[19]的研究而改编,也包括3 个问项； 关系强度的量表根据Granovet鄄ter[15]的定义自行创建, 包括5 个问项； 群体认同的量表源于Jiao et al.[9] 开发的量表, 包括4 个问项； 参与的量表依据Rodie & Kleine[6]的研究而自行编制, 包括5 个问项； 生产的量表基于Fang etal.[7]的研究而自行编制, 亦包括5 个问项； 消费的量表根据Gummerus et al.[8]的研究自行设计, 包括4 个问项； 品牌权益的量表根据Keller [5]的研究改编而成, 包括6 个问项.
五、数据分析结果
(一) 测量模型的信度和效度检验
本研究选取Cronbach´s Alpha （α） 系数值、组合信度（CR） 值和平均变异数萃取量（E）值这3 个最常用的指标来检验测量模型的信度,表1 所示, 所有变量的α 系数值均在0.70 以上,CR 值均在0.60 以上, E 值均在0.50 以上, 表明测量模型的信度很好.本研究通过χ2/df、RM鄄SEA、CFI、GFI、AGFI、IFI、NFI 和RFI 等拟合指数指标来评估测量模型建构效度, 通常χ2/df 的值介于2 和5 之间； RMSEA 的值通常在0.10 以下表示好的拟合, 在0.05 以下则表示非常好的拟合； CFI、GFI、AGFI、IFI、NFI 和RFI 的值分别在0.90 以上表示拟合很好, 结果表明该11 个变量构成的测量模型具有良好的拟合度： χ2/df 等于3.23, RMSEA 等于 0.08, CFI 等于 0.97, GFI 等于 0.94,AG等于 0.93, IFI等于 0.94, NFI等于 0.96, RFI等于 0.92.本研究选取完全标准化因子载荷（L）、复平方相关系数（C） 来检验测量模型的收敛效度, 数据结果显示所有的L 值和C 值均在p<0.001显著性水平上达到0.50 以上, 表明测量模型的收敛效度很好.本研究也检验了测量模型的区别效度, 数据显示每两个变量之间的相关系数绝对值均在0.90 以下, 而且E 的平方根也大于每两个变量之间的相关系数值, 说明测量模型的区别效度很好（见表2）.
(二) 结构模型和假设关系检验
验证性因子分析结果显示整个结构模型具有很好的拟合度： χ2/df等于 3.26, 达到了介于2 与5 之间的要求, RMSEA等于0.06, 达到了0.10 好的标准并接近于0.05 的非常好的标准, CFI等于 0.93、GFI等于 0.97、AGFI 等于0.94、IFI 等于 0.92、NFI 等于 0.95、NNFI 等于0.91、RFI等于0.98, 也符合大于等于0.90 的标准.
本研究通过路径关系即标准化回归系数β 值来检验结构模型的前5 个假设关系（H1~H5）, β值愈大表示路径的因果关系愈显著.图2 显示从H1a 到H5b 的假设关系中, H1a、H1b、H1c、H2a、H3a、H3b、H3c、H4a、H4b、H5a 和H5b因达到显著性水平（p≤0.001, p≤0.01 或p≤0.05） 而被支持； 而H2b、H2c、H4c 和H4d 因未达到显著性水平（p≤0.001, p≤0.01 或p≤0.05）而被拒绝.
本研究发现H1a、H1b 和H1c （消费者的参与、生产和消费对品牌权益会产生积极的影响）都得到了强有力的支持.H1a、H1b 和H1c 的β值分别是0.431、0.448 和0.437, 3 个关系假设均在p≤0.001 水平上显著, 说明对H1a、H1b 和H1c 的支持成立.研究结果显示, H2a （消费者的关系强度对其参与产生积极的影响） 亦得到了强有力的支持.H2a 的β 值是0.384, 该关系假设亦在p≤0.001 水平上显著, 说明对H2a 的支持成立.研究结果还显示, H3a、H3b 和H3c （消费者的群体认同对其参与、生产和消费产生积极的影响） 亦都得到了强有力的支持.H3a、H3b 和H3c的β 值分别是0.634、0.705 和0.592, 三个关系假设亦均在p≤0.001 水平上显著, 说明对H3a、H3b 和H3c 的支持亦成立.正如假设的那样,H4a 和H4b （消费者的内部动机对其关系强度和群体认同产生积极的影响） 也得到了强有力的支持.H4a 和H4b 的β 值分别是0.139 和0.141, 两个关系假设在p≤0.01 水平上显著, 说明对H4a和H4b 的支持也成立.数据分析结果表明H5a 和H5b （消费者的独立型自我建构对其内部动机会产生积极的影响, 消费者的相依型自我建构对其外部动机会产生积极的影响） 也得到了强有力的支持.H5a 和H5b 的β 值分别是0.117 和0.121,两个关系假设在p≤0.05 水平上显著, 说明对H5a 和H5b 的支持也成立.
然而, H2b 和H2c （消费者的关系强度对其生产和消费产生积极的影响） 却遭到了拒绝.H2b 和H2c 的β 值分别是0.009 和0.007, 对应的p 值分别为0.923 和0.916, 说明这两个关系假设均在p≤0.001, p≤0.01 或p≤0.05 水平上呈现非显著性, 因此对H2b 和H2c 的支持不成立.； 另外, H4c 和H4d （消费者的外部动机对其关系强度和群体认同产生积极的影响） 也没有得到支持.H4c 和H4d 的的β 值分别是0.005 和0.008, 两个关系假设的显著性p 值分别为0.927 和0.984, 因达不到p≤0.05 的标准而被拒绝.
本研究通过调节回归分析来检验心理健康在自我建构对动机的影响中的调节作用（H6a 和H6b）, 调节效应也以标准化回归系数β 值来呈现（见图2）, 系数愈大表示在因果关系中的重要性愈高.在H6a 中, 本研究预测心理健康在消费者的独立型自我建构对其内部动机的影响中具有调节作用.数据运行结果显示双因子交互效应（IS×PW） 呈现显著性（β等于 0.394, p≤0.001）.也就是说, 当消费者拥有高度的心理健康时, 消费者的独立型自我建构对其内部动机会产生积极的影响, 而当消费者拥有低度的心理健康时, 消费者的独立型自我建构对其内部动机不会产生积极的影响.因此, H6a 成立.在H6b 中, 本研究预测心理健康在消费者的相依型自我建构对其外部动机的影响中具有调节作用.数据运行结果显示双因子交互效应（ITS×PW） 呈现显著性（β等于 -0.138,p≤0.01）.也就是说, 当消费者拥有低度的心理健康时, 消费者的相依型自我建构对其外部动机会产生积极的影响, 而当消费者拥有高度的心理健康时, 消费者的相依型自我建构对其外部动机不会产生积极的影响.因此, H6b 也成立.
六、研究结论和启示
本研究聚焦于社会化媒体品牌社区中消费者行为的前置因素及其对品牌权益的影响并得出以下结论： 消费者的内部动机通过其关系强度对其参与行为产生积极的影响, 进而对公司的品牌权益产生积极的影响； 消费者的内部动机亦通过群体认同对其参与、生产和消费等行为产生积极的影响, 进而对公司的品牌权益产生积极的影响；消费者的独立型自我建构和相依型自我建构分别对其内部动机和外部动机产生积极的影响； 当拥有高度的心理健康时, 消费者的独立型自我建构对其内部动机产生积极的影响, 而当拥有低度的心理健康时, 消费者的相依型自我建构对其外部动机产生积极的影响.
出乎本研究预期的是, H2b （消费者的关系强度对其生产产生积极的影响） 和H2c （消费者的关系强度对其消费产生积极的影响） 并不显著.一个可能的原因是消费者在参与到社会化媒体品牌社区中时, 与这些消费者呈现高关系强度的朋友圈基本上是这些消费者的家庭成员或其他非常亲密的人士, 消费者与他们这些家庭成员或其他非常亲密的人士所构成的高关系强度只会对消费者在社会化媒体品牌社区中的参与行为施加影响,但一旦消费者产生生产（如张贴产品或服务的相关信息） 意愿或消费（如购买相关产品或服务）意图时, 这些消费者的家庭成员或其他非常亲密的人士就会对他们的生产和消费意愿提出建设性的意见、建议甚至是忠告, 而且消费者也愿意倾听他们这些最亲密的家人或好友的意见、建议甚至是忠告, 这就会导致消费者在做出生产或消费决策时会三思而后行.如此看来, H2b 和H2c 这两个关系假设遭到拒绝也就不奇怪了.另外,H4c （消费者的外部动机对其关系强度产生积极的影响） 和H4d （消费者的外部动机对其群体认同产生积极的影响） 也不显著.一个可能的原因是消费者在进行有关参与、生产和消费等活动时,并非出于其所在的朋友圈与其之间的粘性以及其所在的朋友圈对其本人的认可程度等外界的压力、刺激和诱惑, 而是因为他们在品牌社区中的参与、生产和消费等过程能够给他们带来享受, 这样消费者就会因乐趣、兴趣或固有的心理需求而结成紧密的朋友圈, 并相互联络和认可.
本研究的理论贡献体现在： 首先, 本研究创建性地提出了社会化媒体品牌社区的概念, 这为未来的社会化媒体品牌社区研究提供一个范式框架.其次, 本研究对社会化媒体中品牌社区的消费者行为进行参与、消费和生产3 种类型的划分,这为未来更加深入的社会化媒体品牌社区消费者行为研究奠定了基础.第三, 本研究引进关系强度这一构念以反映社会化媒体品牌社区中消费者所在朋友圈的关系亲密程度, 未来的研究可以就这个方向进行进一步的挖掘.第四, 本研究引进群体认同这一构念以解释社会化媒体品牌社区中消费者被所在朋友圈所认可的程度, 这为未来的进一步研究指出了方向.
本研究给营销经理带来如下的管理启示： 首先, 本研究的结论会帮助营销经理对社会化媒体品牌社区中的消费者行为进行更深入的洞察, 从而有益于他们更加针对性地制定和实施社会媒体营销战略.其次, 本研究将社会化媒体中的消费者行为划分为参与、消费和生产3 种类型, 营销经理可依据这3 种行为对消费者市场进行细分,从而再依据相应的目标市场对公司的产品和服务进行定位.再次, 营销经理不仅要激发消费者对品牌的内在兴趣, 还要把具有共同爱好和兴趣的消费者聚集在一起以形成和巩固品牌社区, 从而提升品牌权益.
上文结论，本文论述了关于对不知道怎么写社会化和媒体品牌社区和品牌权益论文范文课题研究的大学硕士、社会化媒体本科毕业论文社会化媒体论文开题报告范文和文献综述及职称论文的作为参考文献资料.
参考文献：
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