在线品牌社区中顾客动机和顾客契合对共创价值的影响*

涂剑波 张欣瑞

(北方工业大学经济管理学院,100144,北京)

在线品牌社区被认为是，在地理上不受限制，并且是基于在网络空间中以品牌为崇拜的人际关系的社区。[1]在品牌社区中分享品牌产品使用的体验、进行情感交流，已经成为社区顾客的重要生活方式。但是，顾客为什么会积极地使用在线品牌社区呢？他们又如何从这个平台中获取自身需要的利益呢？由于在线品牌社区的顾客，具有获取有用的信息、愉悦等动机。这些动机就可能增强他们的使用意愿和感知。有学者认为顾客契合包括顾客的认知、情感和行为。[2]顾客的动机可能激发其对社区平台产生良好的感知、情感和行为，并进一步激发顾客在品牌社区中获取自身需要的价值。因而，在网络品牌社区中，顾客动机和顾客契合对顾客价值的实现已经表现出其重要性。

传统的动机理论研究指出，动机是促使人们实现目标的强有力的因素。[3]另一些学者认为，动机可以分为实用动机、享乐动机和社交动机等维度。[4]基于服务主导逻辑，价值被认为是由顾客和企业通过互动共同创造的，价值产生于顾客使用品牌服务这一过程，他们将其定义为共创价值。[5]但是尚未有研究分析动机通过顾客契合对共创价值的影响。基于社会认同理论，社区认同是个人本身将自己视为某一特定社区的成员，而对社区产生的一种归属感。[6]此外，对群体的情感认同可能会影响社区成员的认知和行为。[7]具有使用动机的顾客，在平台中受社区认同感的影响，可能进一步提升其对社区的认知、情感和行为。因而社区认同可能在顾客动机和顾客契合的关系中产生重要的调节作用。

由此，本文基于现有理论，构建了顾客动机、顾客契合和共创价值的影响关系模型，以及社区认同对顾客动机与顾客契合的调节影响关系。以国内手机在线品牌社区为研究对象，通过问卷调查方式获取研究数据。运用结构方程模型分析法检验顾客动机、顾客契合和共创价值之间的影响关系，并进一步使用层次回归分析法深入研究顾客契合的中介作用和社区认同的调节作用。

1 理论背景

1.1 共创价值

基于服务主导逻辑，有学者提出：价值是通过顾客在使用企业产品和服务的过程中与企业互动而共同创造的，因此称之为共创价值。[8]

从顾客的视角，共创价值具有实用价值和享乐价值两个维度。[9]涂剑波和张明立通过深度访谈定性研究，提出虚拟社区中共创价值的维度，包括实用价值、享乐价值和顾客资产三个维度；实用价值和享乐价值是针对顾客的共创价值，而顾客资产是为公司平台共创的价值。[10]基于涂剑波和张明立的研究，本文提出共创价值包括实用价值、享乐价值和顾客资产三个维度。

从顾客角度出发，有学者研究认为顾客契合对价值共同创造的感知有影响。[11]谭国威和马钦海从顾客能力的角度，研究了共创价值的形成机理。[12]但是顾客动机如何影响共创价值，以及顾客动机如何通过顾客契合作用于共创价值仍缺少相关研究。

1.2 顾客契合

顾客契合被认为是顾客谈论一个品牌或与之相关的问题时的心理、认知和情感因素。[13]对于顾客契合的维度，有学者认为顾客契合有包含认知、情感和行为的维度。[14]根据前人的研究，本文也将顾客契合分为三个维度：认知、情感和活跃等三个维度。

从顾客契合的影响因素来看，信息质量、系统质量、虚拟互动和奖励对顾客契合有显著影响。[15]范公广和吴梦研究发现虚拟品牌社区支持感对顾客契合行为有显著的正向影响。[16]从顾客契合的结果方面，顾客契合可能对实用价值和享乐价值具有积极作用。[17]但是现有研究未能分析顾客契合在动机和共创价值之间关系的中介作用；更未分析社区认同对顾客动机和顾客契合之间关系的调节作用。

1.3 动机

传统的动机理论认为，动机是促使人们实现目标的强有力的因素。[18]而动机包括实用动机、享乐动机和社交动机三个维度。[19]实用动机反映的是人们以满足自己需要为目的的信念，它属于外在动机。享乐动机是对乐趣、刺激和享受的内在需求，而社交动机是结识朋友、构建和创造与他人的社交关系的需求，后两种动机都属于内在动机。因此本文也将顾客动机分为实用动机、享乐动机和社交动机三个维度。

2 研究模型和假设

本文构建了顾客动机、顾客契合和共创价值之间的关系，分析了顾客契合在顾客动机和共创价值之间的中介作用，并探究了社区认同在顾客动机和顾客契合关系中的调节作用。图1为本文的研究模型。

2.1 顾客动机、顾客契合和共创价值的关系

实用动机指的是动机的功能方面，如顾客渴望获取信息和产品有用知识。感知的易用性和感知的有用性会影响顾客契合。[20]顾客渴望获取有用信息和分享产品体验，这可能会影响其对在线品牌社区的认知，而想要获取有用信息的动机可能使顾客对社区产生更浓厚的情感。当顾客感知社区能够帮助其获取实用性利益，可能会激发其分享和互动等活跃行为。因此，本研究提出假设：

假设1a: 实用动机对认知具有显著影响。

假设1b: 实用动机对情感具有显著影响。

假设1c: 实用动机对活跃具有显著影响。

享乐动机源于一个人对乐趣和享受的内在渴望。它可以刺激人的情绪，影响人的行为。部分学者认为享乐动机可能会影响用户的参与意愿。[21]当一个人有参与在线品牌社区的享乐动机时，他可能会做出积极的行为。另有部分学者指出享乐动机能激发人们对社区更好的认知和情感。[22]基于上述观点，本文认为享乐动机不仅会影响顾客对社区的认知，而且会影响顾客的情感和行为。因此，本研究提出假设：

假设2a: 享乐动机对认知具有显著影响。

假设2b: 享乐动机对情感具有显著影响。

假设2c: 享乐动机对活跃具有显著影响。

社交动机是一种与他人联系或社交的欲望。社交动机可能会影响一个人的态度和行为。[23]因此，社交动机可能对在线品牌社区顾客的认知和行为产生影响。希望与他人建立友谊的动机，可能会激发顾客对社区产生积极的情感。因此，本研究提出假设：

假设3a：社交动机对认知具有显著影响。

假设3b: 社交动机对情感具有显著影响。

假设3c: 社交动机对活跃具有显著影响。

顾客契合有三个维度：认知、情感和活跃。顾客在契合的过程中可以增加顾客感知利益。[24]当顾客对社区有了更好的认知后，他们可能会通过平台分享和获取信息，并在平台上获得乐趣。由于受认知契合的影响，顾客的社交关系网络会得到拓展。当顾客在社区中更加活跃时，他可能会分享和互动获取自己需要的价值，并且由于分享内容得到其他顾客的认可，获得良好的成就感，并增进与社区之间的关系。此外，情感可能对功能价值、享乐价值和社会价值有影响。[25]因而顾客契合的情感因素也可能会影响共创价值。当顾客在社区中有更好的认知、情感和活跃度时，他们可能会与社区企业的关系更融洽，这将有助于企业积累更多的顾客资产，故顾客契合可能会对顾客资产产生影响。因此，本研究提出假设：

假设4a： 顾客契合对实用价值有显著影响。

假设4b： 顾客契合对享乐价值有显著影响。

假设4c： 顾客契合对顾客资产有显著影响。

实用动机反映了顾客的信念，即顾客契合提供了满足实用性需求的目的[26]；实用动机可能会影响顾客从社区中获取信息和快乐。而享乐动机主要在于满足顾客的内在需求，因此较高的享乐动机可以引导他们获得感知价值。社交动机被认为可能会影响感知价值。[27]因而顾客动机可能会对实用价值和享乐价值产生影响。受到动机的影响，顾客不仅可以结识更多的朋友，还可以获得他们需要的有用信息，并进一步增进社区中顾客和企业之间的关系。因而，顾客动机可能会对顾客资产产生直接影响。综上，本研究认为，顾客动机可能会对共创价值产生积极影响。由于顾客动机可能对顾客契合产生影响，以及顾客契合对共创价值可能具有影响。由此本文提出假设：

假设5a： 顾客动机对共创价值有显著影响。

假设5b： 顾客契合在顾客动机和共创价值的关系中具有中介效应作用。

2.2 社区认同的调节作用

情感认同会影响社区成员的想法和行为。[28]对社区有强烈认同感的社区成员更喜欢参加社区活动，比如交流信息、评论社区。进一步地，社区认同会影响成员的信任，而信任与成员的认知和情感有关。[29]因此，社区认同可能会，促使顾客对社区有更好的认知、情感和行为。在此基础上，本研究提出假设：

假设6a：社区认同对顾客契合有显著影响。

学者研究发现，动机会影响契合意向,满意度会对参与意愿产生影响。[30]因此，在品牌社区中，顾客动机可能会对顾客契合产生影响。当顾客认同社区时，他可能会对社区有更好的满意度，这样他们就会喜欢参与到这个平台中来。而当顾客认同社区时，由于对社区具有更好的满意度，从而可能对社区形成良好的情感契合。有学者发现动机能够影响顾客的角色外行为，并且个人对企业的认同可以调节动机和个人行为之间的关系。[31]另有学者认为社区认同可以影响信任，从而提升顾客对社区的认知。[32]当顾客对社区具有使用动机时，对社区的认同，可能进一步提升顾客契合。由此，本研究提出假设：

假设6b：社区认同能够正向调节顾客动机和顾客契合的关系。

3 研究设计

3.1 测量结果

本研究采用或修改以往文献中使用的测量量表来设计本文的问卷。所有变量都使用李克特七分量表来测量，范围从1分(非常不同意)到7分(非常同意)。并采用前人研究的量表，分别来测量实用动机、享乐动机和社交动机；实用价值和享乐价值；顾客资产和社区认同；同时，采用已有研究的量表[33]，对顾客契合的认知、情感和活跃三个维度进行测量。

3.2 数据收集

本研究的背景是在线品牌社区。为了收集研究需要的数据，本研究设计了调查问卷，该问卷涵盖了顾客动机、共创价值、顾客契合和社区认同。为了保证研究的准确性，本研究首先利用小米社区论坛等在线社区进行预调查，并收集了120份完整的问卷。基于预调查结果，我们邀请了2名市场营销教师和1名博士生对问卷进行修改完善形成了最终问卷。在正式调查中，本研究使用了中国知名市场调查网站——问卷星进行问卷收集。通过问卷星付费的方式，将调查问卷链接到在线品牌社区中，请社区顾客进行填写，在2020年10—11月进行问卷收集。本次调查共发放问卷700份，回收有效问卷557份，有效率为79.6%。其中，男性受访者占50.1%，女性受访者占49.9%。年龄在18岁以下的受访者占1.4%，18～25岁之间的受访者占48.3%，25～35岁之间的受访者占41.3%，36岁及以上的受访者占8.0%。学历在高中及以下的为5.4%，大专为13.6%，本科为73.6%，硕士及以上为7.4%。职业中，71.5%为学生，22.4%为企业员工，其他职业为6.1%。使用小米社区论坛的受访者占32%，使用苹果手机论坛的受访者占23%，使用魅族社区的受访者占19%，使用其他品牌手机的在线社区的受访者占26%。样本对于国内手机在线品牌社区具有代表性。为了检验本次调查的同源方法偏差，本研究采用了单因素检验法。检验结果表明，第一公因数的方差解释百分比为37.329%，满足了不高于40%的要求；同源方法偏差在可接收范围内。

3.3 验证性因子分析、信度和效度分析

本研究首先检验了测量模型，检验测量量表的信度和效度，以及结构模型。采用SPSS17.0软件对量表的信度进行检验，研究社区认同的直接效应和调节效应。使用Amos21.0作为分析工具。采用验证性因子分析法验证了每个变量的有效性，并使用结构方程模型检验了顾客动机、顾客契合和共创价值之间的关系。此外，我们通过层次回归分析法检验顾客契合的中介作用、以及社区认同对顾客动机和顾客契合关系的调节作用。

如表1所示的验证性因子分析，标准化因子载荷均大于0.5，表明各变量的标准化因子载荷均符合要求。Cronbach’s Alpha是衡量问卷中的量表信度的重要标准。每个变量的Cronbach’s Alpha都在0.739到0.859之间，高于0.7的标准[34]，这表明数据是可信的(见表1)。此外，这些变量的组合信度CR在0.765～0.859之间，均高于0.7的标准值。[35]平均方差提取值(AVE)介于0.506和0.599之间，高于0.5的标准值。[36]因此，本研究认为，所有变量都具有良好的收敛效度。同时，各变量平均方差提取值的平方根均高于变量之间的相关系数，量表具有较好的区别效度。

3.4 结构方程模型分析结果

本研究运用结构方程模型分析方法检验假设，并研究顾客动机、顾客契合和共创价值之间的关系。拟合检验结果如下：X2=1 390.58,df=620,X2/df=2.243<3。RMSEZ=0.067<0.08,GFI=0.86,CFI=0.99,NFI=0.98,NNFI=0.98。所有结果均达到或接近结构模型的拟合水平。检验结果如表2所示。所有路径都得到了验证，这意味着实用动机、享乐动机和社交动机都对认知、情感和活跃有显著影响，顾客契合对在线品牌社区中的共创价值具有显著影响。假设1a、1b、1c、2a、2b、2c、3a、3b、3c、4a、4b、4c均得到验证。

3.5 中介效应检验

当模型引入中介时，如果自变量和因变量之间的直接路径系数降低，则表明存在中介效应。[37]本研究利用SPSS17.0软件进行回归分析，检验顾客契合在顾客动机与共创价值之间的中介作用。

首先，本文检验了顾客动机对顾客契合的直接影响。实用动机对认知、实用动机对情感、实用动机对活跃的标准化回归系数分别为0.645(p=0.000<0.05)、0.621(p=0.000<0.05)、0.527(p=0.000<0.05)。这表明实用动机对认知、情感和活跃均具有显著影响。享乐动机对认知、享乐动机对情感、享乐动机对活跃的标准化回归系数分别为0.655(p=0.000<0.05)、0.685(p=0.000<0.05)、0.623(p=0.000<0.05)，均达到显著水平，表明享乐动机对认知、情感和活跃具有显著影响。社交动机对认知、情感和活跃的标准化回归系数分别为0.600(p=0.000<0.05)、0.586(p=0.000<0.05)和0.587(p=0.000<0.05)，这表明社交动机对认知、情感和活跃也具有显著影响。

其次，本文使用层次回归分析方法，以共创客资产具有显著影响。假设5a得到了验证。当我们在回归模型中加入认知、情感和活跃因素后，顾客契合对共创价值的影响显著，实用动机、享乐动机和社交动机对共创价值的影响显著。分别加入认知、情感和活跃后，实用动机对实用价值的标准化回归系数分别为0.327、0.263、0.351；分别加入认知、情感和活跃后，实用动机对享乐价值的标准化回归系数分别为0.317、0.201、0.352；分别加入认知、情感和活跃后，实用动机对顾客资产的标准化回归系数分别为0.271、0.195、0.381。认知、情感和活跃对共创价值的影响均显著，但是实用动机的标准化回归系数均下降。表明顾客契合在实用动机和共创价值的关系中具有中介效应作用。分别加入认知、情感和活跃后，享乐动机对实用价值的标准化回归系数分别为0.287、0.168、0.299；分别加入认知、情感和活跃后，享乐动机对享乐价值的标准化回归系数分别为0.396、0.231、0.419；分别加入认知、情感和活跃后，享乐动机对顾客资产的标准化回归系数分别为0.225、0.076、0.343。认知、情感和活跃对共创价值的影响均显著，但是享乐动机的标准化回归系数均下降。其中，加入情感后，享乐动机对顾客资产的影响不显著，但是情感对顾客资产的影响显著。因而情感在享乐动机和顾客资产的关系中具有完全中介效应。综合来看，顾客契合在享乐动机和共创价值的关系中具有中介效应作用。分别加入认知、情感和活跃后，社交动机对实用价值的标准化回归系数分别为0.247、0.185、0.260；分别加入认知、情感和活跃后，社交动机对享乐价值的标准化回归系数分别为0.172、0.049、0.257；分别加入认知、情感和活跃后，社交动机对顾客资产的标准化回归系数分别为0.130、0.195、0.294。认知、情感和活跃对共创价值的影响均显著，但是社交动机的标准化回归系数均下降。其中，加入情感后，社交动机对享乐价值的影响不显著，但是情感对享乐价值的影响显著。因而情感在社交动机和享乐价值的关系中具有完全中介效应。综合来看，顾客契合在社交动机和共创价值的关系中具有中介效应作用。因此假设5b得到验证。

价值为因变量，来验证顾客契合的中介作用。在第一个模型中，我们以实用动机、享乐动机和社交动机为自变量。在第二个模型中，我们增加了认知、情感和活跃这三个自变量。结果表明，实用动机、享乐动机和社交动机对实用价值的回归系数分别为0.619、0.609、0.586，p=0.000<0.05，表明实用动机、享乐动机和社交动机对实用价值具有显著影响；实用动机、享乐动机和社交动机对享乐价值的回归系数分别为0.605、0.668、0.533，p=0.000<0.05，表明实用动机、享乐动机和社交动机对享乐价值具有显著影响；实用动机、享乐动机和社交动机对顾客资产的回归系数分别为0.618、0.610、0.594，p=0.000<0.05，表明实用动机、享乐动机和社交动机对顾

3.6 社区认同的调节效应分析

为了研究社区认同对顾客契合的直接影响及其在顾客动机与顾客契合关系中的调节作用，我们使用SPSS17.0软件进行检验，通过回归分析，验证社区认同对顾客契合的影响。结果表明，社区认同对认知、情感和活跃的回归系数分别为0.724、0.783和0.601，均达到显著性要求(p=0.000<0.05)。这表明社区认同对顾客契合有重要影响。因此假设6a得到验证。

本文以认知、情感和活跃分别为因变量，采用层次回归分析方法来检验社区认同对顾客动机和顾客契合之间关系的调节作用。首先，我们分别将认知、情感和活跃作为因变量放入模型中。其次，本文以顾客动机和社区认同为自变量，并将它们添加到回归模型中。最后，本文将顾客动机和社区认同的交互项作为自变量添加到回归模型中。回归分析结果显示，实用动机和社区认同对认知的标准化回归系数分别为0.251和0.564，p=0.000<0.05；交互项的回归系数为0.084，p=0.005<0.05。实用动机和社区认同对情感的标准化回归系数分别为0.205和0.577，p=0.000<0.05；交互项的回归系数为0.115，p=0.000<0.05。实用动机和社区认同对活跃的标准化回归系数分别为0.174和0.493，p=0.000<0.05；交互项的回归系数为0.093，p=0.011<0.05。表明社区认同在实用动机和顾客契合的关系中具有正向调节作用。回归分析结果显示，享乐动机和社区认同对认知的标准化回归系数分别为0.270和0.558，p=0.000<0.05；交互项的回归系数为0.079，p=0.009<0.05。享乐动机和社区认同对情感的标准化回归系数分别为0.309和0.517，p=0.000<0.05；交互项的回归系数为0.111，p=0.000<0.05。享乐动机和社区认同对活跃的标准化回归系数分别为0.327和0.401，p=0.000<0.05；交互项的回归系数为0.095，p=0.007<0.05。表明社区认同在享乐动机和顾客契合的关系中具有正向调节作用。回归分析结果显示，社交动机和社区认同对认知的标准化回归系数分别为0.614和0.604，p=0.000<0.05；交互项的回归系数为0.085，p=0.006<0.05。社交动机和社区认同对情感的标准化回归系数分别为0.196和0.613，p=0.000<0.05；交互项的回归系数为0.082，p=0.009<0.05。社交动机和社区认同对活跃的标准化回归系数分别为0.287和0.443，p=0.000<0.05；交互项的回归系数为0.096，p=0.007<0.05。表明社区认同在社交动机和顾客契合的关系中具有正向调节作用。综上，社区认同对实用动机与顾客契合、对享乐动机与顾客契合、以及对社交动机与顾客契合之间的关系均具有正向调节作用。因此假设6b得到验证。

4 结论与启示

4.1 研究结论

首先，实用动机、享乐动机和社交动机都对顾客契合具有显著影响，其中享乐动机是顾客契合的首要影响因素。其次，在线品牌社区的共创价值可以分为实用价值、享乐价值和顾客资产三个维度。研究结果表明，顾客契合不仅对实用价值和享乐价值等顾客价值具有积极影响，还能显著影响顾客资产。再次，实用动机、享乐动机和社交动机对共创价值均具有显著影响，并且顾客契合在顾客动机与共创价值的关系中具有中介效应作用。最后，研究结果表明，社区认同能够直接影响顾客契合，并且它对顾客动机与顾客契合之间的关系具有正向调节作用。

4.2 实践启示

第一，在线品牌社区需要重视顾客在社区平台的实用动机、享乐动机和社交动机。社区平台需要呈现更具有吸引力的平台首页，提供更为丰富的兴趣版块和功能版块服务，进一步完善现有的互动交流版块服务，激发顾客的实用动机、享乐动机和社交动机，使顾客积极参与到在线社区的互动和体验分享中。顾客使用动机的提升，能使顾客形成对平台的良好感知、与其他顾客进行更深入地情感和信息交流，从而更好地获取自身需要的价值，帮助在线品牌社区企业积累更多的顾客资产。

第二，在线品牌社区的企业需要更好地激发和形成顾客对社区平台的良好认知、情感和行为。本研究的结果显示，顾客契合不仅可以影响实用价值和享乐价值等顾客价值，还可以积极影响企业价值。因此手机品牌社区企业，需要进一步增加品牌产品奖励、促销等在线活动，完善社区平台的服务场景，提升顾客对平台的认知，使顾客对平台形成良好的情感依恋，提升顾客的活跃度，从而激发在线顾客的价值共创。

第三，在线品牌社区企业需要不断提升顾客对社区的认同感。研究结果表明，社区认同不仅能够直接影响顾客契合，而且可以提升顾客动机对顾客契合的影响。因此，在线品牌社区企业需要加强对在线顾客的调研和互动交流，深入关心顾客的需求，营造和谐和温馨的社区氛围，以增强顾客的心理认同感。社区平台可以通过会员制、主动关怀等活动方式，进一步提升社区成员对平台的认同感，从而激发顾客更好地获取自身需要的价值。