李海廷，周啟龍

（煙臺(tái)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東 煙臺(tái) 264005）

一、引 言

習(xí)近平總書記在河南考察時(shí)提出了“三個(gè)轉(zhuǎn)變”，其中之一就是要推動(dòng)“中國產(chǎn)品向中國品牌轉(zhuǎn)變”。當(dāng)前，企業(yè)維度虛擬品牌社區(qū)已成為打造品牌的重要工具，建設(shè)并運(yùn)營虛擬品牌社區(qū)成為越來越多企業(yè)的選擇［1］。虛擬品牌社區(qū)為消費(fèi)者提供了與企業(yè)以及其他消費(fèi)者便捷溝通的場所，同時(shí)，消費(fèi)者作為社區(qū)成員在虛擬品牌社區(qū)中參與價(jià)值共創(chuàng)也能為企業(yè)的品牌和組織績效做出貢獻(xiàn)［2］。因此，打造一個(gè)成功的虛擬品牌社區(qū)對(duì)消費(fèi)者和品牌方均具有重要意義。目前已經(jīng)出現(xiàn)了許多成功的虛擬品牌社區(qū)，如小米社區(qū)、花粉俱樂部等，但更多社區(qū)則“門庭冷落”，沒有發(fā)揮其應(yīng)有價(jià)值。在虛擬品牌社區(qū)中，用戶的價(jià)值共創(chuàng)行為產(chǎn)生頻率是衡量社區(qū)繁榮程度的主要指標(biāo)，價(jià)值共創(chuàng)行為產(chǎn)生越頻繁則社區(qū)越繁榮，因而保持虛擬品牌社區(qū)繁榮局面的核心是激發(fā)用戶參與社區(qū)價(jià)值共創(chuàng)的活力。

通過對(duì)虛擬品牌社區(qū)價(jià)值共創(chuàng)行為相關(guān)研究的回顧，用戶共創(chuàng)行為的影響因素可以總結(jié)為用戶動(dòng)機(jī)、用戶所擁有的資源、企業(yè)支持度、社區(qū)的環(huán)境與氛圍和社區(qū)的社會(huì)資本［3］等五個(gè)方面。這也反映了當(dāng)前對(duì)共創(chuàng)行為影響研究的關(guān)注點(diǎn)主要集中于用戶主觀動(dòng)機(jī)和外部因素。除上述影響因素外，個(gè)體特質(zhì)也會(huì)對(duì)用戶在虛擬品牌社區(qū)中的價(jià)值共創(chuàng)行為產(chǎn)生影響。周志民等（2014）認(rèn)為個(gè)體特質(zhì)會(huì)直接或通過社會(huì)資本間接影響用戶在虛擬社區(qū)中的知識(shí)分享行為［4］；范哲和劉奔（2019）認(rèn)為，個(gè)體特質(zhì)會(huì)直接或通過基本心理需要間接影響用戶在虛擬社區(qū)中的信息分享行為［5］。而對(duì)個(gè)體特質(zhì)影響共創(chuàng)行為的相關(guān)研究主要存在以下不足：①根據(jù)Hoffman和Novak（1996）的觀點(diǎn)，線上與線下的交互環(huán)境存在極大不同［6］，已有研究多采用傳統(tǒng)的個(gè)體特質(zhì)衡量方法，并未對(duì)用戶在互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境下的人格特質(zhì)進(jìn)行針對(duì)性研究；②已有研究較多關(guān)注個(gè)體特質(zhì)作為自變量對(duì)共創(chuàng)行為的影響機(jī)制，但有學(xué)者認(rèn)為對(duì)個(gè)體特質(zhì)調(diào)節(jié)效應(yīng)的關(guān)注更有意義［7-8］。虛擬品牌社區(qū)也是用戶以品牌為核心聚集的平臺(tái)，在品牌領(lǐng)域中，品牌信任是品牌資產(chǎn)的重要組成部分，也是關(guān)系營銷中的關(guān)鍵變量［9］，但學(xué)術(shù)界對(duì)品牌信任影響價(jià)值共創(chuàng)行為機(jī)制的研究卻極少。因此，本文納入個(gè)體特質(zhì)和品牌信任兩個(gè)變量，采用在線交互意愿量表對(duì)用戶互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境下的人格特質(zhì)進(jìn)行衡量，探尋價(jià)值共創(chuàng)行為產(chǎn)生的機(jī)理，并提出激勵(lì)用戶參與虛擬品牌社區(qū)價(jià)值共創(chuàng)的可行之法，為品牌方管理虛擬品牌社區(qū)提供借鑒與參考。

二、研究假設(shè)

（一）感知價(jià)值與價(jià)值共創(chuàng)行為

社會(huì)交換理論將社會(huì)生活視為兩個(gè)或兩個(gè)以上個(gè)體或群體間的一系列交易行為，交易行為越頻繁則關(guān)系越穩(wěn)定，雙方同時(shí)獲利的可能也越高［10］。其中，“交易”不僅涉及貨幣與貨物的交換，還涉及情感、承諾、信任等資源的交換。經(jīng)濟(jì)資源的交換與情感等資源的交換存在較大差異，后者受交換雙方之間關(guān)系的影響更大，在交換過程中交換雙方也更注重與他人建立長期的關(guān)系［11-12］。此外，社會(huì)交換理論認(rèn)為社會(huì)交換的過程在互惠規(guī)范約束下進(jìn)行［13］，當(dāng)個(gè)體得到他人支持后便有了回報(bào)義務(wù)，雙方通過利益的交換最終實(shí)現(xiàn)互利共贏的結(jié)果。社會(huì)交換在用戶參與虛擬品牌社區(qū)價(jià)值共創(chuàng)中表現(xiàn)為社區(qū)帶給用戶的價(jià)值與用戶對(duì)社區(qū)回報(bào)行為間的交換，其中用戶獲得的價(jià)值可以采用感知價(jià)值衡量，用戶對(duì)社區(qū)的回報(bào)行為可以采用價(jià)值共創(chuàng)行為衡量。

感知價(jià)值來源于感知質(zhì)量、感知價(jià)格的概念，強(qiáng)調(diào)從消費(fèi)者視角對(duì)產(chǎn)品或服務(wù)效用的總體評(píng)價(jià)。在虛擬品牌社區(qū)中，感知價(jià)值具有較強(qiáng)主觀性，學(xué)者們對(duì)其進(jìn)行深入研究并劃分了不同維度。具體有：信息價(jià)值和社交價(jià)值的二維度論［14］；功能價(jià)值、社交價(jià)值、娛樂價(jià)值的三維度論［15］，也有學(xué)者認(rèn)為可以劃分為功能價(jià)值、社會(huì)價(jià)值、情感價(jià)值三個(gè)維度［16］；功能價(jià)值、社交價(jià)值、娛樂價(jià)值、心理價(jià)值的四維度論［17］；最細(xì)致的是Dholakia等（2004）將感知價(jià)值劃分為目的價(jià)值、自我發(fā)現(xiàn)、增進(jìn)社會(huì)關(guān)系、保持人際關(guān)系、娛樂價(jià)值五個(gè)維度［18］。雖然學(xué)者對(duì)感知價(jià)值的劃分在維度、命名上存在差異，但意涵上仍有較多共同點(diǎn)，如功能價(jià)值、目的價(jià)值、實(shí)用價(jià)值、信息價(jià)值均強(qiáng)調(diào)用戶參與虛擬品牌社區(qū)過程中獲得的有關(guān)產(chǎn)品使用等實(shí)際問題的指導(dǎo)；社交價(jià)值、社會(huì)價(jià)值、增進(jìn)社會(huì)關(guān)系、保持人際關(guān)系均強(qiáng)調(diào)用戶通過虛擬品牌社區(qū)與他人互動(dòng)時(shí)所感知到的收益；娛樂價(jià)值即用戶在瀏覽社區(qū)內(nèi)容或參與活動(dòng)過程中體驗(yàn)到的愉悅感。因此，本文通過實(shí)用價(jià)值、社交價(jià)值、娛樂價(jià)值三個(gè)維度測量用戶對(duì)虛擬品牌社區(qū)的感知價(jià)值。

價(jià)值共創(chuàng)源于共同生產(chǎn)，共同生產(chǎn)觀念改變了企業(yè)是價(jià)值的創(chuàng)造者而消費(fèi)者是價(jià)值摧毀者的認(rèn)識(shí)，但在共同生產(chǎn)觀念中，顧客僅參與企業(yè)限定范圍內(nèi)的價(jià)值創(chuàng)造活動(dòng)，基礎(chǔ)是商品主導(dǎo)邏輯，企業(yè)仍然為價(jià)值創(chuàng)造的主導(dǎo)。價(jià)值共創(chuàng)發(fā)展于服務(wù)主導(dǎo)邏輯，服務(wù)主導(dǎo)邏輯強(qiáng)調(diào)企業(yè)是服務(wù)的提供者，而服務(wù)僅是經(jīng)濟(jì)交換的基礎(chǔ)，顧客是價(jià)值創(chuàng)造的重要環(huán)節(jié)，其在價(jià)值創(chuàng)造中的地位得到了提升甚至超越了企業(yè)。隨著服務(wù)主導(dǎo)邏輯的發(fā)展，Vargo和Lusch（2016）提出，價(jià)值共創(chuàng)的主體還包括其他利益相關(guān)者［19］，但在虛擬品牌社區(qū)中，顧客仍是價(jià)值創(chuàng)造的主體，本文依然從“企業(yè)—顧客”的二元視角進(jìn)行后續(xù)研究。價(jià)值共創(chuàng)行為在虛擬品牌社區(qū)中的存在方式?jīng)]有明確限定，申光龍等（2016）認(rèn)為，用戶在虛擬品牌社區(qū)中參與產(chǎn)品創(chuàng)新類的生產(chǎn)設(shè)計(jì)活動(dòng)是在進(jìn)行價(jià)值共創(chuàng)［20］；李朝輝等（2014）認(rèn)為，用戶在虛擬品牌社區(qū)中有效、充分的互動(dòng)就是在參與價(jià)值共創(chuàng)［21］；Chou等（2016）認(rèn)為，用戶在虛擬品牌社區(qū)中表現(xiàn)出的公民行為也是在參與價(jià)值共創(chuàng)［22］。本文認(rèn)為，公民行為是價(jià)值共創(chuàng)行為的部分表現(xiàn)，是包含與被包含的關(guān)系，價(jià)值共創(chuàng)的最有效方式是用戶在社區(qū)內(nèi)的交互，參與產(chǎn)品生產(chǎn)設(shè)計(jì)，或是參與客戶服務(wù)，本質(zhì)均為用戶在社區(qū)中的交互行為。因此，本文將虛擬品牌社區(qū)中的價(jià)值共創(chuàng)行為定義為：社區(qū)用戶受益后由互惠規(guī)范驅(qū)動(dòng)產(chǎn)生的主動(dòng)、積極的交互行為。

在虛擬品牌社區(qū)中，感知價(jià)值是驅(qū)動(dòng)價(jià)值共創(chuàng)行為的主要因素［23］，根據(jù)社會(huì)交換理論，當(dāng)個(gè)體感知到受益時(shí)會(huì)基于互惠原則做出積極的反饋。謝禮珊等（2019）在對(duì)旅游虛擬社區(qū)的研究中發(fā)現(xiàn)，用戶在社區(qū)中感知到的價(jià)值與用戶共創(chuàng)行為間具有顯著的正向關(guān)系［24］。從用戶的交互過程角度分析，社區(qū)的感知價(jià)值能影響用戶對(duì)社區(qū)的持續(xù)參與意愿，進(jìn)而提高用戶參與價(jià)值共創(chuàng)的機(jī)會(huì)與頻次。因此，可以推測隨著用戶對(duì)社區(qū)感知價(jià)值的提升，用戶的價(jià)值共創(chuàng)行為會(huì)更加頻繁。據(jù)此，故本文提出假設(shè)1。

H1a：實(shí)用價(jià)值正向影響價(jià)值共創(chuàng)行為；

H1b：社交價(jià)值正向影響價(jià)值共創(chuàng)行為；

H1c：娛樂價(jià)值正向影響價(jià)值共創(chuàng)行為。

（二）虛擬品牌社區(qū)中的品牌信任

品牌信任是品牌資產(chǎn)的重要組成部分，Chaudhuri和Holbrook（2001）認(rèn)為，品牌信任是“消費(fèi)者相信品牌方能實(shí)現(xiàn)所作出的承諾”［25］；Elliott和Wattanasuwan（2015）則認(rèn)為，品牌信任是“消費(fèi)者與品牌的情感關(guān)聯(lián)”［26］。雖然學(xué)者對(duì)品牌信任的定義不同，但都認(rèn)同品牌信任是消費(fèi)者在接觸商品或服務(wù)過程中逐步形成的［27］。根據(jù)金玉芳等（2006）的研究，經(jīng)驗(yàn)機(jī)制和計(jì)算機(jī)制會(huì)顯著影響品牌信任的建立，在虛擬品牌社區(qū)中，用戶在長時(shí)間瀏覽社區(qū)內(nèi)容、參與社區(qū)互動(dòng)過程中會(huì)形成個(gè)人經(jīng)驗(yàn)，并對(duì)參與社區(qū)的行為進(jìn)行利益得失的計(jì)算，最終影響對(duì)品牌的信任［28］。此外，品牌信任是關(guān)系營銷過程中的關(guān)鍵變量，能影響顧客后續(xù)的行為意向。孫振杰和冷莉娜（2019）通過對(duì)產(chǎn)品召回策略的研究發(fā)現(xiàn)，品牌信任能顯著影響消費(fèi)者的品牌推薦意愿，而推薦意愿是消費(fèi)者參與價(jià)值共創(chuàng)的部分表現(xiàn)［29］。綜上所述，對(duì)虛擬品牌社區(qū)中用戶品牌信任的產(chǎn)生及作用機(jī)制進(jìn)行深入研究是有必要的。

Garbarino和Johnson（1999）認(rèn)為，用戶在與品牌接觸過程中會(huì)產(chǎn)生認(rèn)知與情感，品牌信任即在這種情境中產(chǎn)生［30］；Sultan（1999）則認(rèn)為，只有當(dāng)用戶感知到產(chǎn)品或服務(wù)的價(jià)值時(shí)才會(huì)對(duì)品牌建立信任感［31］。社區(qū)作為用戶以品牌為核心聚集的平臺(tái)，本身就附著品牌屬性，與品牌的關(guān)系十分緊密。用戶在瀏覽社區(qū)內(nèi)容、參與社區(qū)活動(dòng)時(shí)便間接地與品牌接觸，在接觸過程中，用戶感知到的社區(qū)價(jià)值會(huì)強(qiáng)化其對(duì)品牌積極的情感態(tài)度，這種積極的感知有助于品牌信任的建立。據(jù)此，本文提出假設(shè)2。

H2a：實(shí)用價(jià)值正向影響品牌信任；

H2b：社交價(jià)值正向影響品牌信任；

H2c：娛樂價(jià)值正向影響品牌信任。

品牌信任作為品牌忠誠產(chǎn)生的重要前置變量，能正向影響消費(fèi)者的意愿和行為。在虛擬品牌社區(qū)中，價(jià)值共創(chuàng)的關(guān)鍵是促使用戶在社區(qū)中發(fā)展出高質(zhì)量關(guān)系，用戶對(duì)品牌的信任被認(rèn)為能影響用戶在社區(qū)中的行為，如Hsu（2017）以旅游社區(qū)為例，證實(shí)品牌信任對(duì)用戶參與社區(qū)價(jià)值共創(chuàng)具有正向影響［32］。因此，推測在虛擬品牌社區(qū)中，用戶對(duì)品牌的信任水平會(huì)正向影響其在社區(qū)中的價(jià)值共創(chuàng)行為。據(jù)此，本文提出假設(shè)3a。

H3a：品牌信任正向影響價(jià)值共創(chuàng)行為。

根據(jù)上文對(duì)感知價(jià)值、品牌信任與虛擬品牌社區(qū)價(jià)值共創(chuàng)行為建立的假設(shè)，感知價(jià)值對(duì)品牌信任和價(jià)值共創(chuàng)行為存在正向影響，品牌信任對(duì)價(jià)值共創(chuàng)行為存在正向影響，品牌信任具備了成為中介變量的條件。李桂華等（2019）的研究認(rèn)為，消費(fèi)者的感知價(jià)值會(huì)通過部分中介變量，即品牌信任影響消費(fèi)者對(duì)品牌方的積極行為［33］。李先國等（2017）將感知價(jià)值細(xì)化為信息、社交、娛樂和財(cái)務(wù)四個(gè)維度，具體驗(yàn)證了消費(fèi)者的品牌信任感在影響消費(fèi)者對(duì)品牌方積極行為過程中的部分中介作用［34］。消費(fèi)者對(duì)品牌方的積極行為反映了消費(fèi)者對(duì)品牌方的支持［35］，在不同情境下，消費(fèi)者對(duì)品牌方的積極行為有不同的體現(xiàn)，虛擬社區(qū)中消費(fèi)者的價(jià)值共創(chuàng)行為便是這種積極行為的具體表現(xiàn)形式。據(jù)此，本文提出假設(shè)3b、3c和3d。

H3b：品牌信任在實(shí)用價(jià)值和價(jià)值共創(chuàng)行為中起部分中介作用；

H3c：品牌信任在社交價(jià)值和價(jià)值共創(chuàng)行為中起部分中介作用；

H3d：品牌信任在娛樂價(jià)值和價(jià)值共創(chuàng)行為中起部分中介作用。

（三）在線交互意愿

在虛擬品牌社區(qū)價(jià)值共創(chuàng)領(lǐng)域，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)個(gè)體特質(zhì)的研究較少，而個(gè)體特質(zhì)又極大程度上決定行為傾向。因此，在對(duì)價(jià)值共創(chuàng)行為進(jìn)行研究時(shí)應(yīng)當(dāng)探析個(gè)體特質(zhì)在其中的影響機(jī)制。Wasko和Faraj（2005）對(duì)虛擬社區(qū)研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)人屬性會(huì)影響其在社區(qū)中的知識(shí)貢獻(xiàn)行為［36］；Bucklin和Sismeiro（2003）的實(shí)證研究也認(rèn)為，人與人之間的橫向異質(zhì)性導(dǎo)致人們的在線行為存在差異［37］；周志民等（2014）對(duì)虛擬品牌社區(qū)知識(shí)分享行為形成機(jī)制的研究認(rèn)為，內(nèi)外傾向特質(zhì)不同的個(gè)體對(duì)知識(shí)共享行為態(tài)度不同［4］。但傳統(tǒng)的面對(duì)面溝通與通過互聯(lián)網(wǎng)溝通存在很大差異，因此將在線交互意愿進(jìn)行單獨(dú)研究較為合適。Wiertz和Ruyter（2007）首次將在線交互意愿定義為個(gè)體在網(wǎng)絡(luò)環(huán)境中與相對(duì)陌生的人互動(dòng)的普遍傾向，并開發(fā)了測量在線交互意愿的量表，證明在線交互意愿在社會(huì)資本與知識(shí)貢獻(xiàn)行為中起調(diào)節(jié)作用［38］；Blazevic等（2014）對(duì)在線交互意愿的研究表明，在線交互意愿與外部環(huán)境、消費(fèi)者行為均具有密切聯(lián)系［39］；Presi等（2014）具體研究了用戶在虛擬社區(qū)中感知到的經(jīng)濟(jì)價(jià)值、自我實(shí)現(xiàn)價(jià)值對(duì)用戶內(nèi)容產(chǎn)出行為的影響，認(rèn)為在線交換意愿在這個(gè)過程中起調(diào)節(jié)作用［40］；Claffey和Brady（2019）認(rèn)為，社區(qū)成員的價(jià)值共創(chuàng)行為與成員間的社會(huì)認(rèn)同和情感關(guān)聯(lián)具有緊密聯(lián)系，且在線交互意愿在這 種 聯(lián) 系 中 起 調(diào) 節(jié) 作 用［41］；Füller和Bilgram（2017）從愉悅體驗(yàn)的角度出發(fā)，通過實(shí)證方法論證了交互意愿在愉悅價(jià)值影響共創(chuàng)行為路徑中的調(diào)節(jié)作用［42］。在品牌視角下，Zhang等（2020）則發(fā)現(xiàn)個(gè)體的品牌態(tài)度對(duì)共創(chuàng)行為的影響也受在線交互意愿的調(diào)節(jié)，他們認(rèn)為，當(dāng)個(gè)體對(duì)品牌的態(tài)度在同一水平時(shí)，在線交互意愿越強(qiáng)的人在網(wǎng)絡(luò)中參與品牌方的討論和發(fā)布正面評(píng)論的可能性也越高［43］。

綜上所述，本文認(rèn)為，在線交互意愿是影響虛擬品牌社區(qū)用戶價(jià)值共創(chuàng)行為的重要個(gè)體特質(zhì)，能在感知價(jià)值影響價(jià)值共創(chuàng)行為的直接效應(yīng)中起調(diào)節(jié)作用，并在感知價(jià)值通過品牌信任間接影響價(jià)值共創(chuàng)行為的后半路徑中起調(diào)節(jié)作用。據(jù)此，本文提出假設(shè)4。

H4a：在線交互意愿調(diào)節(jié)實(shí)用價(jià)值與價(jià)值共創(chuàng)行為的直接效應(yīng)；

H4b：在線交互意愿調(diào)節(jié)社交價(jià)值與價(jià)值共創(chuàng)行為的直接效應(yīng)；

H4c：在線交互意愿調(diào)節(jié)娛樂價(jià)值與價(jià)值共創(chuàng)行為的直接效應(yīng)；

H4d：在線交互意愿調(diào)節(jié)實(shí)用價(jià)值通過品牌信任影響價(jià)值共創(chuàng)行為間接效應(yīng)的后半路徑；

H4e：在線交互意愿調(diào)節(jié)社交價(jià)值通過品牌信任影響價(jià)值共創(chuàng)行為間接效應(yīng)的后半路徑；

H4f：在線交互意愿調(diào)節(jié)娛樂價(jià)值通過品牌信任影響價(jià)值共創(chuàng)行為間接效應(yīng)的后半路徑。

基于以上研究假設(shè)，本文的研究框架如圖1所示。

圖1 研究框架

三、研究設(shè)計(jì)

（一）量表設(shè)計(jì)

感知價(jià)值、價(jià)值共創(chuàng)行為、品牌信任和在線交互意愿這四個(gè)變量的測量采用已被檢驗(yàn)并使用的成熟量表，題項(xiàng)設(shè)置為李克特七級(jí)量表，除反向問題外，1代表“非常不同意”，7代表“非常同意”。其中：感知價(jià)值變量的測量語句來自Dholakia等（2004）［18］、Zhou等（2013）［14］和卜慶娟等（2017）［44］的研究，共包含9個(gè)題項(xiàng)；價(jià)值共創(chuàng)行為變量的測量語句來自Koh和Kim（2004）［45］和Chou等（2016）［22］的研究，共包含4個(gè)題項(xiàng)；品牌信任變量的測量語句來自何佳訊（2006）［46］的研究，共包含4個(gè)題項(xiàng)；在線交互意愿變量的測量語句來自Wiertz和Ruyter（2007）［38］的研究，共包含4個(gè)題項(xiàng)。

量表設(shè)計(jì)過程中，研究團(tuán)隊(duì)請(qǐng)兩名營銷領(lǐng)域?qū)W者對(duì)問卷初稿提出改進(jìn)建議，修改問卷后邀請(qǐng)5名參與虛擬品牌社區(qū)超過3年的碩士研究生填寫問卷并通過訪談法征詢其對(duì)問卷的意見，根據(jù)意見對(duì)不易理解的問題項(xiàng)再次進(jìn)行修改。為保證量表的可靠性，在正式發(fā)布問卷前，團(tuán)隊(duì)通過預(yù)調(diào)研收集了128份有效問卷，經(jīng)過對(duì)預(yù)調(diào)研問卷進(jìn)行信效度檢驗(yàn)，大部分指標(biāo)均超過規(guī)定數(shù)值，在正式收集問卷擴(kuò)大樣本量后，信效度檢驗(yàn)的所有指標(biāo)均超過規(guī)定數(shù)值。

（二）研究方法與數(shù)據(jù)收集

本研究使用問卷調(diào)查法收集數(shù)據(jù)并進(jìn)行實(shí)證研究。問卷發(fā)放環(huán)節(jié)中，調(diào)研團(tuán)隊(duì)首先通過問卷星平臺(tái)編纂問卷，然后從三個(gè)渠道收集樣本：①購買問卷星的樣本服務(wù)，樣本需求選擇“品牌社區(qū)用戶”的特定人群選項(xiàng)；②在小米、華為、魅族的社區(qū)或論壇發(fā)布帖子，邀請(qǐng)社區(qū)用戶填寫問卷；③通過品牌社區(qū)用戶聚集度較高的小米、華為、魅族主題QQ群發(fā)布問卷。歷經(jīng)2個(gè)月的數(shù)據(jù)收集，共收到473份問卷，剔除存在明顯邏輯謬誤、作答時(shí)間過短或過長、連續(xù)大量題項(xiàng)回答相同的問卷84份，剩余有效問卷389份，有效回收率為82.2%。為排除數(shù)據(jù)收集渠道差異對(duì)研究結(jié)果的影響，本文使用方差分析檢驗(yàn)三組數(shù)據(jù)來源樣本的差異性，檢驗(yàn)結(jié)果表明不同渠道樣本不存在顯著差別。有效樣本中，男性占68.64%，女性占31.36%；20歲以下占5.14%，20～30歲占55.27%，31～40歲占28.79%，40歲以上占10.80%；?？萍耙韵抡?0.10%，本科占51.67%，碩士及以上占8.23%。

四、數(shù)據(jù)分析

（一）信度與效度檢驗(yàn)

本文使用Cronbach′sα系數(shù)檢驗(yàn)量表內(nèi)部一致性，檢驗(yàn)結(jié)果見表1所列。

表1 驗(yàn)證性因子分析數(shù)據(jù)

同時(shí)，由表2可知，各變量間AVE值的平方根均大于變量間相關(guān)系數(shù)，證明變量間區(qū)分效度符合要求。綜上所述，本研究中問卷所用量表具有較好的信效度。

表2 潛變量相關(guān)矩陣

檢驗(yàn)結(jié)果表明，所有變量α系數(shù)均大于0.8，表明變量題項(xiàng)的內(nèi)部一致性符合要求；對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，擬合指標(biāo)（χ2/df=1.126，RMSEA=0.018，GFI=0.952，NFI=0.956，IFI=0.995，TLI=0.994，CFI=0.995）均高于標(biāo)準(zhǔn)值，證明變量收斂效度符合要求；各顯變量的標(biāo)準(zhǔn)化因子荷載均大于0.7，變量的組合信度CR值均大于0.8，平均方差提取量AVE值均大于0.6，證明變量組合信度符合要求。

（二）同源方法偏差檢驗(yàn)

由于本文使用李克特七級(jí)自陳式量表，在數(shù)據(jù)收集過程中問卷由被試一次性完成，可能存在同源方法偏差。為保證結(jié)論的準(zhǔn)確性，在前期問卷設(shè)計(jì)過程中設(shè)計(jì)反向語句刪除邏輯不自洽問卷，并在數(shù)據(jù)分析階段使用Harman單因素法和未測單一方法潛因子檢驗(yàn)法對(duì)同源方法偏差進(jìn)行測量。本文使用SPSS26.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析，未旋轉(zhuǎn)前存在6個(gè)特征值大于1的因子，共解釋總方差74.746%的變異，且第一個(gè)因子方差解釋率為36.797%，低于50%的臨界值。Harman單因素檢驗(yàn)只是一種粗略的檢測方法，因此本文參考熊紅星等（2012）［47］的研究，使用AMOS26.0進(jìn)行未測單一方法潛因子檢驗(yàn)法，與未增加同源方法偏差潛變量的驗(yàn)證性因子分析模型進(jìn)行比較，主要指標(biāo)包括ΔGFI=0.011、ΔAGFI=0.008、ΔNFI=0.01、

ΔRFI=0.006、ΔIFI=0.005、ΔTLI=0.006、ΔCFI=0.005、ΔSRMR=0.007 6、ΔRMSEA=0.018?？梢?，各項(xiàng)指標(biāo)的變化均小于0.02，表明加入方法潛因子后模型無明顯改善。檢驗(yàn)結(jié)果證明，在測量過程中同源方法偏差并不嚴(yán)重，可以進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。

（三）中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本文通過AMOS26.0使用最大似然法對(duì)模型除調(diào)節(jié)變量外的部分進(jìn)行檢驗(yàn)，模型指標(biāo)χ2/df=1.14、

RMSEA=0.019、SRMR=0.077、GFI=0.962、NFI=0.964、IFI=0.995、TLI=0.994、CFI=0.995，均高于標(biāo)準(zhǔn)值，因此模型具有較好適配度。由模型路徑系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果（圖2）可知，實(shí)用價(jià)值和社交價(jià)值對(duì)品牌信任與價(jià)值共創(chuàng)行為均有顯著正向影響，H1a、H1b、H2a、H2b均成立；娛樂價(jià)值對(duì)價(jià)值共創(chuàng)行為的影響顯著，但對(duì)品牌信任的影響不顯著，因此H1c成立，H2c不成立；品牌信任對(duì)價(jià)值共創(chuàng)行為的影響顯著，H3a成立。

圖2 路徑系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

研究模型中，品牌信任作為部分中介變量，其中介效應(yīng)還需進(jìn)一步驗(yàn)證。以往常用的因果逐步回歸的檢驗(yàn)方法被認(rèn)為存在缺陷，因此本文采用Bootstrap方法檢驗(yàn)品牌信任的部分中介作用。具體方法如下：使用AMOS26.0的重復(fù)抽樣功能抽取5 000個(gè)樣本，使用偏差校正法在95%置信區(qū)間標(biāo)準(zhǔn)下進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見表3所列。

表3 中介效應(yīng)Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表3

由表3可知，在品牌信任作用下，實(shí)用價(jià)值和社交價(jià)值對(duì)價(jià)值共創(chuàng)行為影響的總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著（p＜0.05，95%置信區(qū)間內(nèi)不包含0），H3b、H3c成立；娛樂價(jià)值對(duì)價(jià)值共創(chuàng)行為影響的總效應(yīng)、直接效應(yīng)均顯著（p＜0.05，95%置信區(qū)間內(nèi)不包含0），但間接效應(yīng)不顯著（p＞0.05，95%置信區(qū)間內(nèi)包含0），H3d不成立。

（四）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)Hayes（2013）［48］、溫忠麟和葉寶娟（2014）［49］的觀點(diǎn)，有調(diào)節(jié)的中介應(yīng)當(dāng)滿足以下條件：①感知價(jià)值對(duì)價(jià)值共創(chuàng)行為的總效應(yīng)顯著；②感知價(jià)值對(duì)品牌信任的效應(yīng)顯著；③感知價(jià)值與在線交互意愿的乘積項(xiàng)、品牌信任與在線交互意愿的乘積項(xiàng)顯著。因品牌信任的中介作用在娛樂價(jià)值影響價(jià)值共創(chuàng)行為路徑中不顯著，后文僅檢驗(yàn)在線交互意愿對(duì)娛樂價(jià)值和價(jià)值共創(chuàng)行為直接作用的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本文采用SPSS插件Process 3.5檢驗(yàn)調(diào)節(jié)作用（見表4所列），模型選擇上使用Process 3.5內(nèi)置模型“Model 1”檢驗(yàn)娛樂價(jià)值影響價(jià)值共創(chuàng)行為中在線交互意愿的調(diào)節(jié)作用，使用“Model 15”檢驗(yàn)在線交互意愿對(duì)實(shí)用和社交價(jià)值通過品牌信任影響價(jià)值共創(chuàng)行為的中介過程后半路徑和直接路徑的有調(diào)節(jié)的中介作用。調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果表明：①模型1、模型2、模型3中感知價(jià)值的三個(gè)維度對(duì)價(jià)值共創(chuàng)行為效應(yīng)顯著；②模型7、模型8表明實(shí)用和社交價(jià)值對(duì)品牌信任的效應(yīng)顯著；③模型4、模型5中實(shí)用和社交價(jià)值對(duì)價(jià)值共創(chuàng)行為的直接效應(yīng)顯著且與在線交互意愿的乘積項(xiàng)效應(yīng)顯著，品牌信任對(duì)價(jià)值共創(chuàng)行為的效應(yīng)顯著且與在線交互意愿的乘積項(xiàng)效應(yīng)顯著，因此，在線交互意愿調(diào)節(jié)了實(shí)用和社交價(jià)值對(duì)價(jià)值共創(chuàng)行為部分中介后半段路徑和直接路徑；④模型6中娛樂價(jià)值對(duì)共創(chuàng)行為的直接效應(yīng)顯著且與在線交互意愿乘積項(xiàng)效應(yīng)顯著，因此，在線交互意愿調(diào)節(jié)了娛樂價(jià)值與價(jià)值共創(chuàng)行為的直接路徑?；谝陨辖Y(jié)論，本文H4a—H4e得到支持，H4f不成立。

表4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

為進(jìn)一步驗(yàn)證有調(diào)節(jié)的中介是否顯著，以在線交互意愿的均值加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差為分組指標(biāo)，檢驗(yàn)3種在線交互意愿水平上實(shí)用和社交價(jià)值對(duì)價(jià)值共創(chuàng)行為產(chǎn)生直接和間接效應(yīng)的顯著性。使用Bootstrap法重復(fù)抽樣5 000次在95%置信區(qū)間的檢驗(yàn)結(jié)果見表5所列，可以看出，實(shí)用和社交價(jià)值對(duì)價(jià)值共創(chuàng)行為的直接和間接效應(yīng)在交互意愿三個(gè)水平上效應(yīng)值均存在差異，且偏差校正后95%置信區(qū)間均不包括零，H4a—H4e得到進(jìn)一步驗(yàn)證。調(diào)節(jié)效應(yīng)如圖3、圖4所示。

圖3 感知價(jià)值—價(jià)值共創(chuàng)行為調(diào)節(jié)效應(yīng)

圖4 品牌信任—價(jià)值共創(chuàng)行為調(diào)節(jié)效應(yīng)

表5 有調(diào)節(jié)的中介Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)論與討論

（一）主要結(jié)論

在感知價(jià)值影響價(jià)值共創(chuàng)行為的路徑中，品牌信任對(duì)感知的實(shí)用價(jià)值和社交價(jià)值起到部分中介作用。相比實(shí)用價(jià)值，社交價(jià)值對(duì)品牌信任的影響更大，可能的原因是用戶在與社區(qū)其他用戶的溝通中，通過他人的反饋增加了對(duì)品牌的了解并強(qiáng)化了對(duì)品牌的信任感知，同時(shí)，用戶在經(jīng)驗(yàn)機(jī)制作用下將社交過程中的愉悅感映射給品牌，使社交價(jià)值對(duì)品牌信任影響效果增大。此外，社交價(jià)值對(duì)價(jià)值共創(chuàng)行為的總效應(yīng)值在感知價(jià)值的三個(gè)維度中也是最高的，可見通過增強(qiáng)社區(qū)中的社交行為激勵(lì)用戶做出價(jià)值共創(chuàng)行為具有最優(yōu)的效率。

在感知價(jià)值影響價(jià)值共創(chuàng)行為的路徑中，娛樂價(jià)值對(duì)價(jià)值共創(chuàng)行為僅起直接作用。娛樂價(jià)值對(duì)價(jià)值共創(chuàng)行為的影響中，品牌信任的中介作用并不顯著，對(duì)價(jià)值共創(chuàng)行為影響的總效應(yīng)低于實(shí)用價(jià)值和社交價(jià)值，從側(cè)面支持了卜慶娟等（2017）［44］認(rèn)為娛樂價(jià)值對(duì)品牌或社區(qū)忠誠均沒有顯著影響的觀點(diǎn)。本文認(rèn)為，娛樂價(jià)值對(duì)品牌信任影響不顯著可能與品牌社區(qū)中娛樂感的刺激強(qiáng)度不足和持續(xù)時(shí)間較短有關(guān)。用戶瀏覽帖子的速度一般較迅速，信息的傳遞主要以文字為載體，且虛擬品牌社區(qū)的主題一般與產(chǎn)品或品牌有關(guān)，相較于一般的互聯(lián)網(wǎng)娛樂方式，如短視頻和游戲等，其娛樂性受到限制，社區(qū)中娛樂感對(duì)機(jī)體的刺激強(qiáng)度低、持續(xù)時(shí)間短，可能會(huì)導(dǎo)致娛樂感不能傳導(dǎo)至品牌信任。

在線交互意愿在感知價(jià)值對(duì)價(jià)值共創(chuàng)行為的直接效應(yīng)中起調(diào)節(jié)作用，并且進(jìn)一步調(diào)節(jié)實(shí)用價(jià)值和社交價(jià)值通過品牌信任對(duì)價(jià)值共創(chuàng)行為影響的后半路徑。研究驗(yàn)證了個(gè)體特質(zhì)是影響用戶參與價(jià)值共創(chuàng)的重要變量，具體表現(xiàn)為個(gè)體的在線交互意愿影響用戶參與價(jià)值共創(chuàng)的行為，高在線交互意愿用戶比低在線交互意愿用戶有更積極的價(jià)值共創(chuàng)行為，說明通過感知價(jià)值和品牌信任更容易調(diào)動(dòng)高在線交互意愿用戶參與社區(qū)價(jià)值共創(chuàng)的積極性。

（二）理論價(jià)值與管理啟示

1.理論價(jià)值

首先，將在線交互意愿納入模型，拓展了虛擬品牌社區(qū)價(jià)值共創(chuàng)的研究視角，以往對(duì)該領(lǐng)域的研究大多聚焦社區(qū)環(huán)境、管理方式等外部歸因，較少探討用戶個(gè)體差異對(duì)價(jià)值共創(chuàng)行為的影響。而用戶作為價(jià)值共創(chuàng)行為的主體，其個(gè)人特征應(yīng)當(dāng)被作為變量納入相關(guān)研究，本文探討了在線交互意愿在價(jià)值共創(chuàng)行為機(jī)制中的調(diào)節(jié)作用，可為未來研究提供借鑒。

其次，深化了虛擬品牌社區(qū)價(jià)值共創(chuàng)過程及機(jī)理的研究。價(jià)值共創(chuàng)行為是社區(qū)運(yùn)營過程中的關(guān)鍵因素，并被學(xué)者廣泛探討，但品牌屬性在以往研究中仍不夠深入。本文將品牌信任作為中介變量，探究用戶參與價(jià)值共創(chuàng)的行為機(jī)理，提升了學(xué)術(shù)界對(duì)用戶參與社區(qū)價(jià)值共創(chuàng)歸因的認(rèn)識(shí)。

2.管理啟示

根據(jù)研究結(jié)論，虛擬品牌社區(qū)在運(yùn)營中可以參考如下建議：

首先，社區(qū)管理者應(yīng)注重提升虛擬品牌社區(qū)帶給用戶的感知價(jià)值。感知價(jià)值的提升能在互惠規(guī)范約束下激發(fā)用戶的社會(huì)交換行為，增加用戶間相互交流和溝通的機(jī)會(huì)，使用戶更容易參與到社區(qū)活動(dòng)中去，提升用戶參與價(jià)值共創(chuàng)的頻率。在這個(gè)過程中，用戶不僅為社區(qū)增添了內(nèi)容還同時(shí)通過自己的行為影響其他用戶，使社區(qū)氛圍不斷向好。此外，用戶感知價(jià)值的提升還能增進(jìn)其對(duì)品牌的信任，使得社區(qū)的價(jià)值超脫社區(qū)作用于品牌本身，提高用戶轉(zhuǎn)變?yōu)槠放浦艺\者的可能性，為品牌方的其他營銷活動(dòng)筑基。在感知價(jià)值的不同維度中，增強(qiáng)用戶的感知社交價(jià)值能最高效地激勵(lì)用戶產(chǎn)生價(jià)值共創(chuàng)行為，管理者應(yīng)當(dāng)制定合理措施鼓勵(lì)用戶的社交行為。

其次，品牌方應(yīng)出臺(tái)舉措增強(qiáng)用戶對(duì)品牌的信任感。品牌信任能正向影響用戶的價(jià)值共創(chuàng)行為，提高用戶信任感，在增加品牌資產(chǎn)的同時(shí)也為虛擬品牌社區(qū)提升了價(jià)值。品牌方可以通過在社區(qū)中給予承諾并兌現(xiàn)的方式提升用戶的價(jià)值感及信任感，或通過介紹產(chǎn)品及服務(wù)過程中的更多細(xì)節(jié)增強(qiáng)信任感，以達(dá)到促進(jìn)用戶產(chǎn)生更多價(jià)值共創(chuàng)行為的目的。

最后，在虛擬品牌社區(qū)運(yùn)營過程中，應(yīng)判斷用戶個(gè)體特質(zhì)，有的放矢地激勵(lì)用戶參與價(jià)值共創(chuàng)。因企業(yè)資源的有限性，提高資源利用效率便成為企業(yè)決策時(shí)的首要考慮要素，識(shí)別用戶的個(gè)體特質(zhì)能將資源傾向于易受激勵(lì)的人群，最大化資源的投入效率。社區(qū)管理者可以通過行為特征識(shí)別在線交互意愿較高的用戶，對(duì)該類人群使用定制化推送信息、組織特殊活動(dòng)等方式，提升虛擬品牌社區(qū)運(yùn)營過程中的資源配置效率。