涂劍波 張欣瑞

(北方工業(yè)大學經(jīng)濟管理學院,100144,北京)

在線品牌社區(qū)被認為是，在地理上不受限制，并且是基于在網(wǎng)絡(luò)空間中以品牌為崇拜的人際關(guān)系的社區(qū)。[1]在品牌社區(qū)中分享品牌產(chǎn)品使用的體驗、進行情感交流，已經(jīng)成為社區(qū)顧客的重要生活方式。但是，顧客為什么會積極地使用在線品牌社區(qū)呢？他們又如何從這個平臺中獲取自身需要的利益呢？由于在線品牌社區(qū)的顧客，具有獲取有用的信息、愉悅等動機。這些動機就可能增強他們的使用意愿和感知。有學者認為顧客契合包括顧客的認知、情感和行為。[2]顧客的動機可能激發(fā)其對社區(qū)平臺產(chǎn)生良好的感知、情感和行為，并進一步激發(fā)顧客在品牌社區(qū)中獲取自身需要的價值。因而，在網(wǎng)絡(luò)品牌社區(qū)中，顧客動機和顧客契合對顧客價值的實現(xiàn)已經(jīng)表現(xiàn)出其重要性。

傳統(tǒng)的動機理論研究指出，動機是促使人們實現(xiàn)目標的強有力的因素。[3]另一些學者認為，動機可以分為實用動機、享樂動機和社交動機等維度。[4]基于服務(wù)主導(dǎo)邏輯，價值被認為是由顧客和企業(yè)通過互動共同創(chuàng)造的，價值產(chǎn)生于顧客使用品牌服務(wù)這一過程，他們將其定義為共創(chuàng)價值。[5]但是尚未有研究分析動機通過顧客契合對共創(chuàng)價值的影響。基于社會認同理論，社區(qū)認同是個人本身將自己視為某一特定社區(qū)的成員，而對社區(qū)產(chǎn)生的一種歸屬感。[6]此外，對群體的情感認同可能會影響社區(qū)成員的認知和行為。[7]具有使用動機的顧客，在平臺中受社區(qū)認同感的影響，可能進一步提升其對社區(qū)的認知、情感和行為。因而社區(qū)認同可能在顧客動機和顧客契合的關(guān)系中產(chǎn)生重要的調(diào)節(jié)作用。

由此，本文基于現(xiàn)有理論，構(gòu)建了顧客動機、顧客契合和共創(chuàng)價值的影響關(guān)系模型，以及社區(qū)認同對顧客動機與顧客契合的調(diào)節(jié)影響關(guān)系。以國內(nèi)手機在線品牌社區(qū)為研究對象，通過問卷調(diào)查方式獲取研究數(shù)據(jù)。運用結(jié)構(gòu)方程模型分析法檢驗顧客動機、顧客契合和共創(chuàng)價值之間的影響關(guān)系，并進一步使用層次回歸分析法深入研究顧客契合的中介作用和社區(qū)認同的調(diào)節(jié)作用。

1 理論背景

1.1 共創(chuàng)價值

基于服務(wù)主導(dǎo)邏輯，有學者提出：價值是通過顧客在使用企業(yè)產(chǎn)品和服務(wù)的過程中與企業(yè)互動而共同創(chuàng)造的，因此稱之為共創(chuàng)價值。[8]

從顧客的視角，共創(chuàng)價值具有實用價值和享樂價值兩個維度。[9]涂劍波和張明立通過深度訪談定性研究，提出虛擬社區(qū)中共創(chuàng)價值的維度，包括實用價值、享樂價值和顧客資產(chǎn)三個維度；實用價值和享樂價值是針對顧客的共創(chuàng)價值，而顧客資產(chǎn)是為公司平臺共創(chuàng)的價值。[10]基于涂劍波和張明立的研究，本文提出共創(chuàng)價值包括實用價值、享樂價值和顧客資產(chǎn)三個維度。

從顧客角度出發(fā)，有學者研究認為顧客契合對價值共同創(chuàng)造的感知有影響。[11]譚國威和馬欽海從顧客能力的角度，研究了共創(chuàng)價值的形成機理。[12]但是顧客動機如何影響共創(chuàng)價值，以及顧客動機如何通過顧客契合作用于共創(chuàng)價值仍缺少相關(guān)研究。

1.2 顧客契合

顧客契合被認為是顧客談?wù)撘粋€品牌或與之相關(guān)的問題時的心理、認知和情感因素。[13]對于顧客契合的維度，有學者認為顧客契合有包含認知、情感和行為的維度。[14]根據(jù)前人的研究，本文也將顧客契合分為三個維度：認知、情感和活躍等三個維度。

從顧客契合的影響因素來看，信息質(zhì)量、系統(tǒng)質(zhì)量、虛擬互動和獎勵對顧客契合有顯著影響。[15]范公廣和吳夢研究發(fā)現(xiàn)虛擬品牌社區(qū)支持感對顧客契合行為有顯著的正向影響。[16]從顧客契合的結(jié)果方面，顧客契合可能對實用價值和享樂價值具有積極作用。[17]但是現(xiàn)有研究未能分析顧客契合在動機和共創(chuàng)價值之間關(guān)系的中介作用；更未分析社區(qū)認同對顧客動機和顧客契合之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

1.3 動機

傳統(tǒng)的動機理論認為，動機是促使人們實現(xiàn)目標的強有力的因素。[18]而動機包括實用動機、享樂動機和社交動機三個維度。[19]實用動機反映的是人們以滿足自己需要為目的的信念，它屬于外在動機。享樂動機是對樂趣、刺激和享受的內(nèi)在需求，而社交動機是結(jié)識朋友、構(gòu)建和創(chuàng)造與他人的社交關(guān)系的需求，后兩種動機都屬于內(nèi)在動機。因此本文也將顧客動機分為實用動機、享樂動機和社交動機三個維度。

2 研究模型和假設(shè)

本文構(gòu)建了顧客動機、顧客契合和共創(chuàng)價值之間的關(guān)系，分析了顧客契合在顧客動機和共創(chuàng)價值之間的中介作用，并探究了社區(qū)認同在顧客動機和顧客契合關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。圖1為本文的研究模型。

2.1 顧客動機、顧客契合和共創(chuàng)價值的關(guān)系

實用動機指的是動機的功能方面，如顧客渴望獲取信息和產(chǎn)品有用知識。感知的易用性和感知的有用性會影響顧客契合。[20]顧客渴望獲取有用信息和分享產(chǎn)品體驗，這可能會影響其對在線品牌社區(qū)的認知，而想要獲取有用信息的動機可能使顧客對社區(qū)產(chǎn)生更濃厚的情感。當顧客感知社區(qū)能夠幫助其獲取實用性利益，可能會激發(fā)其分享和互動等活躍行為。因此，本研究提出假設(shè)：

假設(shè)1a: 實用動機對認知具有顯著影響。

假設(shè)1b: 實用動機對情感具有顯著影響。

假設(shè)1c: 實用動機對活躍具有顯著影響。

享樂動機源于一個人對樂趣和享受的內(nèi)在渴望。它可以刺激人的情緒，影響人的行為。部分學者認為享樂動機可能會影響用戶的參與意愿。[21]當一個人有參與在線品牌社區(qū)的享樂動機時，他可能會做出積極的行為。另有部分學者指出享樂動機能激發(fā)人們對社區(qū)更好的認知和情感。[22]基于上述觀點，本文認為享樂動機不僅會影響顧客對社區(qū)的認知，而且會影響顧客的情感和行為。因此，本研究提出假設(shè)：

假設(shè)2a: 享樂動機對認知具有顯著影響。

假設(shè)2b: 享樂動機對情感具有顯著影響。

假設(shè)2c: 享樂動機對活躍具有顯著影響。

社交動機是一種與他人聯(lián)系或社交的欲望。社交動機可能會影響一個人的態(tài)度和行為。[23]因此，社交動機可能對在線品牌社區(qū)顧客的認知和行為產(chǎn)生影響。希望與他人建立友誼的動機，可能會激發(fā)顧客對社區(qū)產(chǎn)生積極的情感。因此，本研究提出假設(shè)：

假設(shè)3a：社交動機對認知具有顯著影響。

假設(shè)3b: 社交動機對情感具有顯著影響。

假設(shè)3c: 社交動機對活躍具有顯著影響。

顧客契合有三個維度：認知、情感和活躍。顧客在契合的過程中可以增加顧客感知利益。[24]當顧客對社區(qū)有了更好的認知后，他們可能會通過平臺分享和獲取信息，并在平臺上獲得樂趣。由于受認知契合的影響，顧客的社交關(guān)系網(wǎng)絡(luò)會得到拓展。當顧客在社區(qū)中更加活躍時，他可能會分享和互動獲取自己需要的價值，并且由于分享內(nèi)容得到其他顧客的認可，獲得良好的成就感，并增進與社區(qū)之間的關(guān)系。此外，情感可能對功能價值、享樂價值和社會價值有影響。[25]因而顧客契合的情感因素也可能會影響共創(chuàng)價值。當顧客在社區(qū)中有更好的認知、情感和活躍度時，他們可能會與社區(qū)企業(yè)的關(guān)系更融洽，這將有助于企業(yè)積累更多的顧客資產(chǎn)，故顧客契合可能會對顧客資產(chǎn)產(chǎn)生影響。因此，本研究提出假設(shè)：

假設(shè)4a： 顧客契合對實用價值有顯著影響。

假設(shè)4b： 顧客契合對享樂價值有顯著影響。

假設(shè)4c： 顧客契合對顧客資產(chǎn)有顯著影響。

實用動機反映了顧客的信念，即顧客契合提供了滿足實用性需求的目的[26]；實用動機可能會影響顧客從社區(qū)中獲取信息和快樂。而享樂動機主要在于滿足顧客的內(nèi)在需求，因此較高的享樂動機可以引導(dǎo)他們獲得感知價值。社交動機被認為可能會影響感知價值。[27]因而顧客動機可能會對實用價值和享樂價值產(chǎn)生影響。受到動機的影響，顧客不僅可以結(jié)識更多的朋友，還可以獲得他們需要的有用信息，并進一步增進社區(qū)中顧客和企業(yè)之間的關(guān)系。因而，顧客動機可能會對顧客資產(chǎn)產(chǎn)生直接影響。綜上，本研究認為，顧客動機可能會對共創(chuàng)價值產(chǎn)生積極影響。由于顧客動機可能對顧客契合產(chǎn)生影響，以及顧客契合對共創(chuàng)價值可能具有影響。由此本文提出假設(shè)：

假設(shè)5a： 顧客動機對共創(chuàng)價值有顯著影響。

假設(shè)5b： 顧客契合在顧客動機和共創(chuàng)價值的關(guān)系中具有中介效應(yīng)作用。

2.2 社區(qū)認同的調(diào)節(jié)作用

情感認同會影響社區(qū)成員的想法和行為。[28]對社區(qū)有強烈認同感的社區(qū)成員更喜歡參加社區(qū)活動，比如交流信息、評論社區(qū)。進一步地，社區(qū)認同會影響成員的信任，而信任與成員的認知和情感有關(guān)。[29]因此，社區(qū)認同可能會，促使顧客對社區(qū)有更好的認知、情感和行為。在此基礎(chǔ)上，本研究提出假設(shè)：

假設(shè)6a：社區(qū)認同對顧客契合有顯著影響。

學者研究發(fā)現(xiàn)，動機會影響契合意向,滿意度會對參與意愿產(chǎn)生影響。[30]因此，在品牌社區(qū)中，顧客動機可能會對顧客契合產(chǎn)生影響。當顧客認同社區(qū)時，他可能會對社區(qū)有更好的滿意度，這樣他們就會喜歡參與到這個平臺中來。而當顧客認同社區(qū)時，由于對社區(qū)具有更好的滿意度，從而可能對社區(qū)形成良好的情感契合。有學者發(fā)現(xiàn)動機能夠影響顧客的角色外行為，并且個人對企業(yè)的認同可以調(diào)節(jié)動機和個人行為之間的關(guān)系。[31]另有學者認為社區(qū)認同可以影響信任，從而提升顧客對社區(qū)的認知。[32]當顧客對社區(qū)具有使用動機時，對社區(qū)的認同，可能進一步提升顧客契合。由此，本研究提出假設(shè)：

假設(shè)6b：社區(qū)認同能夠正向調(diào)節(jié)顧客動機和顧客契合的關(guān)系。

3 研究設(shè)計

3.1 測量結(jié)果

本研究采用或修改以往文獻中使用的測量量表來設(shè)計本文的問卷。所有變量都使用李克特七分量表來測量，范圍從1分(非常不同意)到7分(非常同意)。并采用前人研究的量表，分別來測量實用動機、享樂動機和社交動機；實用價值和享樂價值；顧客資產(chǎn)和社區(qū)認同；同時，采用已有研究的量表[33]，對顧客契合的認知、情感和活躍三個維度進行測量。

3.2 數(shù)據(jù)收集

本研究的背景是在線品牌社區(qū)。為了收集研究需要的數(shù)據(jù)，本研究設(shè)計了調(diào)查問卷，該問卷涵蓋了顧客動機、共創(chuàng)價值、顧客契合和社區(qū)認同。為了保證研究的準確性，本研究首先利用小米社區(qū)論壇等在線社區(qū)進行預(yù)調(diào)查，并收集了120份完整的問卷?；陬A(yù)調(diào)查結(jié)果，我們邀請了2名市場營銷教師和1名博士生對問卷進行修改完善形成了最終問卷。在正式調(diào)查中，本研究使用了中國知名市場調(diào)查網(wǎng)站——問卷星進行問卷收集。通過問卷星付費的方式，將調(diào)查問卷鏈接到在線品牌社區(qū)中，請社區(qū)顧客進行填寫，在2020年10—11月進行問卷收集。本次調(diào)查共發(fā)放問卷700份，回收有效問卷557份，有效率為79.6%。其中，男性受訪者占50.1%，女性受訪者占49.9%。年齡在18歲以下的受訪者占1.4%，18～25歲之間的受訪者占48.3%，25～35歲之間的受訪者占41.3%，36歲及以上的受訪者占8.0%。學歷在高中及以下的為5.4%，大專為13.6%，本科為73.6%，碩士及以上為7.4%。職業(yè)中，71.5%為學生，22.4%為企業(yè)員工，其他職業(yè)為6.1%。使用小米社區(qū)論壇的受訪者占32%，使用蘋果手機論壇的受訪者占23%，使用魅族社區(qū)的受訪者占19%，使用其他品牌手機的在線社區(qū)的受訪者占26%。樣本對于國內(nèi)手機在線品牌社區(qū)具有代表性。為了檢驗本次調(diào)查的同源方法偏差，本研究采用了單因素檢驗法。檢驗結(jié)果表明，第一公因數(shù)的方差解釋百分比為37.329%，滿足了不高于40%的要求；同源方法偏差在可接收范圍內(nèi)。

3.3 驗證性因子分析、信度和效度分析

本研究首先檢驗了測量模型，檢驗測量量表的信度和效度，以及結(jié)構(gòu)模型。采用SPSS17.0軟件對量表的信度進行檢驗，研究社區(qū)認同的直接效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)。使用Amos21.0作為分析工具。采用驗證性因子分析法驗證了每個變量的有效性，并使用結(jié)構(gòu)方程模型檢驗了顧客動機、顧客契合和共創(chuàng)價值之間的關(guān)系。此外，我們通過層次回歸分析法檢驗顧客契合的中介作用、以及社區(qū)認同對顧客動機和顧客契合關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

如表1所示的驗證性因子分析，標準化因子載荷均大于0.5，表明各變量的標準化因子載荷均符合要求。Cronbach’s Alpha是衡量問卷中的量表信度的重要標準。每個變量的Cronbach’s Alpha都在0.739到0.859之間，高于0.7的標準[34]，這表明數(shù)據(jù)是可信的(見表1)。此外，這些變量的組合信度CR在0.765～0.859之間，均高于0.7的標準值。[35]平均方差提取值(AVE)介于0.506和0.599之間，高于0.5的標準值。[36]因此，本研究認為，所有變量都具有良好的收斂效度。同時，各變量平均方差提取值的平方根均高于變量之間的相關(guān)系數(shù)，量表具有較好的區(qū)別效度。

3.4 結(jié)構(gòu)方程模型分析結(jié)果

本研究運用結(jié)構(gòu)方程模型分析方法檢驗假設(shè)，并研究顧客動機、顧客契合和共創(chuàng)價值之間的關(guān)系。擬合檢驗結(jié)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。所有結(jié)果均達到或接近結(jié)構(gòu)模型的擬合水平。檢驗結(jié)果如表2所示。所有路徑都得到了驗證，這意味著實用動機、享樂動機和社交動機都對認知、情感和活躍有顯著影響，顧客契合對在線品牌社區(qū)中的共創(chuàng)價值具有顯著影響。假設(shè)1a、1b、1c、2a、2b、2c、3a、3b、3c、4a、4b、4c均得到驗證。

3.5 中介效應(yīng)檢驗

當模型引入中介時，如果自變量和因變量之間的直接路徑系數(shù)降低，則表明存在中介效應(yīng)。[37]本研究利用SPSS17.0軟件進行回歸分析，檢驗顧客契合在顧客動機與共創(chuàng)價值之間的中介作用。

首先，本文檢驗了顧客動機對顧客契合的直接影響。實用動機對認知、實用動機對情感、實用動機對活躍的標準化回歸系數(shù)分別為0.645(p=0.000<0.05)、0.621(p=0.000<0.05)、0.527(p=0.000<0.05)。這表明實用動機對認知、情感和活躍均具有顯著影響。享樂動機對認知、享樂動機對情感、享樂動機對活躍的標準化回歸系數(shù)分別為0.655(p=0.000<0.05)、0.685(p=0.000<0.05)、0.623(p=0.000<0.05)，均達到顯著水平，表明享樂動機對認知、情感和活躍具有顯著影響。社交動機對認知、情感和活躍的標準化回歸系數(shù)分別為0.600(p=0.000<0.05)、0.586(p=0.000<0.05)和0.587(p=0.000<0.05)，這表明社交動機對認知、情感和活躍也具有顯著影響。

其次，本文使用層次回歸分析方法，以共創(chuàng)客資產(chǎn)具有顯著影響。假設(shè)5a得到了驗證。當我們在回歸模型中加入認知、情感和活躍因素后，顧客契合對共創(chuàng)價值的影響顯著，實用動機、享樂動機和社交動機對共創(chuàng)價值的影響顯著。分別加入認知、情感和活躍后，實用動機對實用價值的標準化回歸系數(shù)分別為0.327、0.263、0.351；分別加入認知、情感和活躍后，實用動機對享樂價值的標準化回歸系數(shù)分別為0.317、0.201、0.352；分別加入認知、情感和活躍后，實用動機對顧客資產(chǎn)的標準化回歸系數(shù)分別為0.271、0.195、0.381。認知、情感和活躍對共創(chuàng)價值的影響均顯著，但是實用動機的標準化回歸系數(shù)均下降。表明顧客契合在實用動機和共創(chuàng)價值的關(guān)系中具有中介效應(yīng)作用。分別加入認知、情感和活躍后，享樂動機對實用價值的標準化回歸系數(shù)分別為0.287、0.168、0.299；分別加入認知、情感和活躍后，享樂動機對享樂價值的標準化回歸系數(shù)分別為0.396、0.231、0.419；分別加入認知、情感和活躍后，享樂動機對顧客資產(chǎn)的標準化回歸系數(shù)分別為0.225、0.076、0.343。認知、情感和活躍對共創(chuàng)價值的影響均顯著，但是享樂動機的標準化回歸系數(shù)均下降。其中，加入情感后，享樂動機對顧客資產(chǎn)的影響不顯著，但是情感對顧客資產(chǎn)的影響顯著。因而情感在享樂動機和顧客資產(chǎn)的關(guān)系中具有完全中介效應(yīng)。綜合來看，顧客契合在享樂動機和共創(chuàng)價值的關(guān)系中具有中介效應(yīng)作用。分別加入認知、情感和活躍后，社交動機對實用價值的標準化回歸系數(shù)分別為0.247、0.185、0.260；分別加入認知、情感和活躍后，社交動機對享樂價值的標準化回歸系數(shù)分別為0.172、0.049、0.257；分別加入認知、情感和活躍后，社交動機對顧客資產(chǎn)的標準化回歸系數(shù)分別為0.130、0.195、0.294。認知、情感和活躍對共創(chuàng)價值的影響均顯著，但是社交動機的標準化回歸系數(shù)均下降。其中，加入情感后，社交動機對享樂價值的影響不顯著，但是情感對享樂價值的影響顯著。因而情感在社交動機和享樂價值的關(guān)系中具有完全中介效應(yīng)。綜合來看，顧客契合在社交動機和共創(chuàng)價值的關(guān)系中具有中介效應(yīng)作用。因此假設(shè)5b得到驗證。

價值為因變量，來驗證顧客契合的中介作用。在第一個模型中，我們以實用動機、享樂動機和社交動機為自變量。在第二個模型中，我們增加了認知、情感和活躍這三個自變量。結(jié)果表明，實用動機、享樂動機和社交動機對實用價值的回歸系數(shù)分別為0.619、0.609、0.586，p=0.000<0.05，表明實用動機、享樂動機和社交動機對實用價值具有顯著影響；實用動機、享樂動機和社交動機對享樂價值的回歸系數(shù)分別為0.605、0.668、0.533，p=0.000<0.05，表明實用動機、享樂動機和社交動機對享樂價值具有顯著影響；實用動機、享樂動機和社交動機對顧客資產(chǎn)的回歸系數(shù)分別為0.618、0.610、0.594，p=0.000<0.05，表明實用動機、享樂動機和社交動機對顧

3.6 社區(qū)認同的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

為了研究社區(qū)認同對顧客契合的直接影響及其在顧客動機與顧客契合關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，我們使用SPSS17.0軟件進行檢驗，通過回歸分析，驗證社區(qū)認同對顧客契合的影響。結(jié)果表明，社區(qū)認同對認知、情感和活躍的回歸系數(shù)分別為0.724、0.783和0.601，均達到顯著性要求(p=0.000<0.05)。這表明社區(qū)認同對顧客契合有重要影響。因此假設(shè)6a得到驗證。

本文以認知、情感和活躍分別為因變量，采用層次回歸分析方法來檢驗社區(qū)認同對顧客動機和顧客契合之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。首先，我們分別將認知、情感和活躍作為因變量放入模型中。其次，本文以顧客動機和社區(qū)認同為自變量，并將它們添加到回歸模型中。最后，本文將顧客動機和社區(qū)認同的交互項作為自變量添加到回歸模型中。回歸分析結(jié)果顯示，實用動機和社區(qū)認同對認知的標準化回歸系數(shù)分別為0.251和0.564，p=0.000<0.05；交互項的回歸系數(shù)為0.084，p=0.005<0.05。實用動機和社區(qū)認同對情感的標準化回歸系數(shù)分別為0.205和0.577，p=0.000<0.05；交互項的回歸系數(shù)為0.115，p=0.000<0.05。實用動機和社區(qū)認同對活躍的標準化回歸系數(shù)分別為0.174和0.493，p=0.000<0.05；交互項的回歸系數(shù)為0.093，p=0.011<0.05。表明社區(qū)認同在實用動機和顧客契合的關(guān)系中具有正向調(diào)節(jié)作用?；貧w分析結(jié)果顯示，享樂動機和社區(qū)認同對認知的標準化回歸系數(shù)分別為0.270和0.558，p=0.000<0.05；交互項的回歸系數(shù)為0.079，p=0.009<0.05。享樂動機和社區(qū)認同對情感的標準化回歸系數(shù)分別為0.309和0.517，p=0.000<0.05；交互項的回歸系數(shù)為0.111，p=0.000<0.05。享樂動機和社區(qū)認同對活躍的標準化回歸系數(shù)分別為0.327和0.401，p=0.000<0.05；交互項的回歸系數(shù)為0.095，p=0.007<0.05。表明社區(qū)認同在享樂動機和顧客契合的關(guān)系中具有正向調(diào)節(jié)作用?；貧w分析結(jié)果顯示，社交動機和社區(qū)認同對認知的標準化回歸系數(shù)分別為0.614和0.604，p=0.000<0.05；交互項的回歸系數(shù)為0.085，p=0.006<0.05。社交動機和社區(qū)認同對情感的標準化回歸系數(shù)分別為0.196和0.613，p=0.000<0.05；交互項的回歸系數(shù)為0.082，p=0.009<0.05。社交動機和社區(qū)認同對活躍的標準化回歸系數(shù)分別為0.287和0.443，p=0.000<0.05；交互項的回歸系數(shù)為0.096，p=0.007<0.05。表明社區(qū)認同在社交動機和顧客契合的關(guān)系中具有正向調(diào)節(jié)作用。綜上，社區(qū)認同對實用動機與顧客契合、對享樂動機與顧客契合、以及對社交動機與顧客契合之間的關(guān)系均具有正向調(diào)節(jié)作用。因此假設(shè)6b得到驗證。

4 結(jié)論與啟示

4.1 研究結(jié)論

首先，實用動機、享樂動機和社交動機都對顧客契合具有顯著影響，其中享樂動機是顧客契合的首要影響因素。其次，在線品牌社區(qū)的共創(chuàng)價值可以分為實用價值、享樂價值和顧客資產(chǎn)三個維度。研究結(jié)果表明，顧客契合不僅對實用價值和享樂價值等顧客價值具有積極影響，還能顯著影響顧客資產(chǎn)。再次，實用動機、享樂動機和社交動機對共創(chuàng)價值均具有顯著影響，并且顧客契合在顧客動機與共創(chuàng)價值的關(guān)系中具有中介效應(yīng)作用。最后，研究結(jié)果表明，社區(qū)認同能夠直接影響顧客契合，并且它對顧客動機與顧客契合之間的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用。

4.2 實踐啟示

第一，在線品牌社區(qū)需要重視顧客在社區(qū)平臺的實用動機、享樂動機和社交動機。社區(qū)平臺需要呈現(xiàn)更具有吸引力的平臺首頁，提供更為豐富的興趣版塊和功能版塊服務(wù)，進一步完善現(xiàn)有的互動交流版塊服務(wù)，激發(fā)顧客的實用動機、享樂動機和社交動機，使顧客積極參與到在線社區(qū)的互動和體驗分享中。顧客使用動機的提升，能使顧客形成對平臺的良好感知、與其他顧客進行更深入地情感和信息交流，從而更好地獲取自身需要的價值，幫助在線品牌社區(qū)企業(yè)積累更多的顧客資產(chǎn)。

第二，在線品牌社區(qū)的企業(yè)需要更好地激發(fā)和形成顧客對社區(qū)平臺的良好認知、情感和行為。本研究的結(jié)果顯示，顧客契合不僅可以影響實用價值和享樂價值等顧客價值，還可以積極影響企業(yè)價值。因此手機品牌社區(qū)企業(yè)，需要進一步增加品牌產(chǎn)品獎勵、促銷等在線活動，完善社區(qū)平臺的服務(wù)場景，提升顧客對平臺的認知，使顧客對平臺形成良好的情感依戀，提升顧客的活躍度，從而激發(fā)在線顧客的價值共創(chuàng)。

第三，在線品牌社區(qū)企業(yè)需要不斷提升顧客對社區(qū)的認同感。研究結(jié)果表明，社區(qū)認同不僅能夠直接影響顧客契合，而且可以提升顧客動機對顧客契合的影響。因此，在線品牌社區(qū)企業(yè)需要加強對在線顧客的調(diào)研和互動交流，深入關(guān)心顧客的需求，營造和諧和溫馨的社區(qū)氛圍，以增強顧客的心理認同感。社區(qū)平臺可以通過會員制、主動關(guān)懷等活動方式，進一步提升社區(qū)成員對平臺的認同感，從而激發(fā)顧客更好地獲取自身需要的價值。