社交媒体中消费体验分享行为对主观幸福感的影响机制研究

刘佳刚 副教授 柒玉亮 通讯作者 张 琴 副教授

（中南大学商学院 湖南长沙 410083）

引言

进入21世纪以来，中国经济持续高速发展，人们生活水平不断提高，党的十九大报告指出，我国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾。人们对美好生活的向往，对幸福生活的渴望日趋强烈。面对“幸福悖论”，如何提升人们的主观幸福感是学术界当下研究的一个重要现实问题。移动互联网兴起之后，随着微信、微博等社交媒体的发展，在日常生活中，人们可以随时随地在社交网络上分享消费体验（如旅游、电影、美食等），消费体验分享行为日益普遍。而这种消费体验分享行为的出现，对消费者自身会产生什么影响？会让消费者变得更幸福吗？其内在机制和影响因素又是什么？目前学术界还缺乏对此问题的探讨。

在营销学领域，以往学术界关注较多的是消费者幸福感，反映消费者对获取、准备、占有、消费、维持和处置产品的各个阶段体验的总体满意状态（Sirgy等，2008）。而主观幸福感在以往研究中被忽略，近些年，学者们逐渐开始对主观幸福感的研究，探讨消费活动与消费者的生活质量和情感的相互关系。如有研究指出，绿色消费能够提升消费者的主观幸福感；消费者对旅游的感知服务质量正向影响主观幸福感；重要的是，主观幸福感能够正向预测消费者的购买意愿，提高消费者忠诚度，促进消费者对享乐性产品和服务的消费（Kim等，2017；Huang等，2019）。由此可见，消费活动与主观幸福感之间关系密切，消费活动能够影响主观幸福感，主观幸福感进一步会影响消费者的购买决策以及顾客忠诚度等。因此，提升消费者的主观幸福感，对企业营销实践而言同样存在重大意义。

本文基于自我决定和自我建构理论，从分享视角出发，提出消费体验分享行为对主观幸福感影响的研究模型，探讨其内在机制和影响因素，一方面丰富了现有对消费活动与主观幸福感关系的研究成果，另一方面为提升消费者的主观幸福感以及企业采取社交媒体营销策略提供理论指导。

理论基础与研究假设

（一）社交媒体和消费体验分享行为

社交媒体是一种基于互联网，建立在Web 2.0思想和基础之上，允许用户创建和交换用户生成内容的应用程序。典型代表有中国的微信、微博、QQ等，美国的Facebook，What’s up，Twitter等。根据腾讯发布的《2018微信数据报告》显示，截至2018年9月，微信月活跃用户数约为10.8亿，是目前中国用户数量最多的社交媒体，已经成为中国社交媒体的典型代表之一。

消费体验，又称消费经历，学术界将消费经历按照消费形式及其功能性分为体验性消费经历和物质性消费经历。体验性消费经历是指以获得生活经验为主要目的而进行的消费，消费的是一种无形活动（如旅游、演唱会等），而物质性消费经历是指以获得物质利益为主要目的而进行的消费，消费的是随着时间能够保留的有形产品（如衣服、家具等）（Gilovich，2010）。分享是一种人际交流，传统分享方式主要为面对面、电话和短信，而随着移动互联网的兴起，社交媒体的发展为消费者提供了多种新平台来分享其消费经历，并扩大其所分享内容的范围。现有研究表明，消费者更喜欢在社交媒体上分享自己的体验性消费经历而不是物质性消费经历（Duan等，2018）。综上所述，本文将消费体验分享行为定义为消费者经历过体验性消费后，在微信上通过微信朋友圈或者群组消息、私信等方式，向其他用户表达或交流关于该次体验性消费经历的过程、评价、享受性和情感。

（二）主观幸福感

学术界普遍认同主观幸福感是具有三维结构的构念，它对所有人来说都有着较为统一的内涵，是一个包括认知成分和情感成分的综合概念（Dittmar，2014）。认知成分是主观幸福感最基础的组成成分，反映一个人对总体生活满意度和不同生活领域满意度的评价；情感成分反映人们对生活中的快乐和所体验到的不同情感频率的评价，主要包括积极情感和消极情感。

（三）消费体验分享行为与主观幸福感的关系

消费者在消费体验后会产生两种不同的消费体验，一种是积极的消费体验，另一种是消极的消费体验。已有研究表明，个体对日常积极活动的分享能够增加积极情感，而与消极情感不相关（Gable等，2000）。分享积极的情感体验可能再体验到相关情绪，产生愉悦的感觉。也有相关研究指出，分享能够促进分享者的情绪调节，生气的消费者和不满意的消费者为了释放情绪会进行口碑传播（Berger等，2014）。换言之，对于积极的消费体验分享行为，消费者可能会再体验到当时消费体验时的快乐，促进分享阶段积极情感的产生，并可能减少消极情感；而对于消极的消费体验分享行为，则有利于消费者的情绪调节，削弱其消极情感，让消费者变得更快乐。基于上述分析，提出如下假设：

H1：社交媒体中消费体验分享行为正向影响主观幸福感。

（四）关系需要满足的中介作用

在影响主观幸福感的因素中，基本心理需要占据重要角色，这一构念最早由自我决定理论提出。自我决定理论认为，个体有三种基本心理需要：关系需要、自主需要和能力需要。其中，关系需要是指与他人保持亲密和持久关系的需要，关系需要满足是指个体对关系的满意程度（Guardia，2000）。

以往研究显示，个体对日常生活中的关系需要满足能够提高生活满意度，增加积极情感，并减少焦虑，当提供机会去满足这种关系需要时，个体会感觉到幸福（Guardia，2000）。最近研究发现，相比物质性消费，体验性消费更有利于提升个体主观幸福感，原因是体验性消费更容易满足个体的关系需要，所以更能够使人感觉到快乐（Tully等，2015）。如今，社交媒体的使用为消费者提供了更便捷的消费体验分享渠道和形式，在中国，消费者可以通过微信、QQ、微博等向公众实时分享自己的消费体验，形式多样，包括文字、照片、视频等，并且能够作为记录长期保存。除此之外，消费者可以在社交网络上和其他用户进行点赞、评价和讨论，形成社交互动，增进社会关系。因此，我们推测在社交媒体中消费体验分享行为越多，更有利于消费者的关系需要满足，关系需要满足进而会对主观幸福感产生积极影响。基于上述分析，提出如下假设：

H2a：社交媒体中消费体验分享行为正向影响关系需要满足。

H2b：关系需要满足正向影响主观幸福感。

图1 研究模型

表1 信度和聚合效度

H2c：关系需要满足在消费体验分享行为与主观幸福感的关系中起到中介作用。

（五）相依自我对关系需要满足与主观幸福感关系的调节作用

在社会心理学领域，Markus等（1991）首次明确了自我建构的定义及分类。自我建构理论依照个体对自己与他人关系的定义，将个体的自我建构分为独立自我和相依自我两种类型。独立自我个体认为自己是自由、独立的人，强调自己的完整性、独特性、内在能力和原创思想，而相依自我个体认为自己是群体的一部分，重视关系和群体的和谐（Hu等，2016）。两种自我建构类型可以并存于同一个体，西方人主要为独立自我，而东方人主要为相依自我（Lu等，2001）。重要的是，最近研究表明，其中一种自我建构类型程度高，另一种自我建构类型程度也可能高（Cross等，2010）。因此，本文只关注在中国文化情境中消费者的相依自我类型。

以往一些研究从认知、情感、动机和行为的视角出发对相依自我的结果变量进行探讨，如高相依自我个体对别人更加敏感，会更加留意别人（Hoyt等，2015），其对关系的积极评价更多，想到亲密朋友时会变得更加自信，会努力去和他人保持亲近，使自己的人际关系更加令人满意（Milyavskaya等，2010）。近期研究发现，个体的相依自我能够直接影响生活满意度（Yu等，2016），Cheng等（2016）也指出相依自我与生活满意度呈正相关关系。这些研究表明，关系在高相依自我个体中占据重要地位，会直接对个体生活质量和情感产生影响，因此，我们推测相依自我可能会调节关系需要满足与主观幸福感的关系，当个体处于高相依自我时，不仅会对关系更加满意，而且对生活满意度的评价更高，产生更强烈的积极情感。基于上述分析，提出如下假设：

图2 主效应结构方程模型

图3 相依自我的调节作用

H3：相依自我正向调节关系需要满足与主观幸福感之间的关系。具体而言，相比低相依自我，高相依自我消费者的关系需要满足更能够提升主观幸福感。

在前述文献回顾及假设的基础上，构建本文研究模型，如图1所示。

研究方法

（一）样本与数据收集

本文以微信用户作为研究对象，采取线上线下结合方式进行问卷调查。共收集问卷455份，有效问卷366份，问卷回收有效率为80.4%。其中男性174人，占47.5%，女性192人，占52.5%；本科学历213人，占58.2%，硕士学历153人，占41.8%；年龄在18岁以下的3人，其他年龄均分布在18-30岁之间。

（二）量表设计及变量测量

本文所有量表基于已有文献提出，消费体验分享行为量表源自Hsu等（2007），关系需要满足量表来自Guardia等（2000）。对于主观幸福感认知成分的测量，采用Diener（1985）开发的生活满意度量表，情感成分的测量量表来自国内学者邱林等（2008）对PANAS的修订版。有关相依自我的测量，因为题项过多可能会导致被试产生消极情绪，所以为了避免这个问题，参考Novin等（2014）的做法，选取Singelis（1994）开发的相依自我量表中3个具有代表性的题项构成本文的相依自我量表。

实证结果分析

（一）信度和效度检验

对于信度检验，总量表的Cronbach’s α值为0.87，其它各个潜变量量表的Cronbach’s α值均大于0.7，所以本文量表具有良好信度（见表1）。对于效度检验，验证性因子分析显示，在测量模型中，除了题项NA4的因子载荷低于0.5，对其进行移除，其它题项的因子载荷均高于0.5；移除NA4后的总体模型拟合结果为x2=1137.79，df=449，x2/df=2.53，GFI=0.84，RMSEA=0.06，IFI=0.91，CFI=0.91。x2/df 值介于1到3之间，GFI大于0.8可接受，RMSEA小于0.08可接受，IFI、CFI大于理想值0.9，所以总体模型拟合度良好；根据各潜变量测量模型的因子载荷，计算得到的组合信度（CR）均高于0.7，平均变异提取量（AVE）均不低于0.5，因此量表具有良好的聚合效度（见表1）。同时，AVE的平方根均大于因子相关系数的绝对值，表明量表具有较好的区分效度。

（二）模型及假设检验

主效应检验。通过AMOS 24.0建立如图2所示的结构方程模型，模型拟合结果为x2=58.53，df =32，x2/df=1.83，GFI=0.97，RMSEA=0.05，IFI=0.99，CFI=0.99。x2/df 值介于1-3之间，GFI、IFI、CFI均大于理想值0.9，RMSEA达到理想值0.05，模型拟合度较好，所以模型可靠。路径系数及显著性结果见图2，结果显示，消费体验分享行为对主观幸福感的正向影响显著（Β=0.30，P＜0.001），且能够正向影响关系需要满足（Β=0.43，P＜0.001），关系需要满足可以正向预测主观幸福感（Β=0.27，P＜0.001），假设H1、H2a、H2b得到验证。

关系需要满足的中介作用检验。通过AMOS 24.0运行Bootstrap程序，结果显示，中介效应值为0.12，置信区间为[0.05，0.20]，结果不包含0，且直接效应值为0.30，置信区间为[0.16，0.44]，结果不包含0，所以中介效应和直接效应均显著，说明关系需要满足在消费体验分享行为与主观幸福感的关系中起到部分中介作用，假设H2c得到验证。

相依自我的调节作用检验。通过SPSS 23.0安装的process插件运行Bootstrap程序，结果显示，关系需要满足和相依自我的交互效应值为0.22，置信区间为[0.06，0.39]，结果不包含0，所以交互效应显著，说明相依自我的调节作用存在。用均值加/减一个标准差作为高/低相依自我的评判标准，如图3所示，当消费者处于高相依自我时，关系需要满足能够显著提升主观幸福感；而当个体处于低相依自我时，这种关系并不明显。因此，假设H3得到验证。

结论与建议

本文通过问卷调查，实证分析结果显示：社交媒体中消费体验分享行为对主观幸福感具有显著正向影响；关系需要满足在消费体验分享行为与主观幸福感的关系中起到部分中介作用；相依自我调节关系需要满足与主观幸福感的关系，高相依自我消费者比低相依自我消费者更能够感到幸福。

对消费者而言，消费者可以选择在社交媒体上多分享自己的消费体验，无论是积极或是消极的消费体验，这种分享行为都有益于消费者自身长期主观幸福感的提升，促进消费者整体生活质量的提高。对企业而言，现在社交媒体营销已经成为很多企业的重要营销手段，典型代表如微信营销（张传杰等，2017）。这种营销方式应从消费者角度出发，可以考虑促进消费者的情感表达，增加其社会互动，满足其关系需要，当消费者对关系更加满意时，主观幸福感得到提升，这对消费者与企业品牌的忠诚关系及产品和服务购买意愿存在积极影响。与此同时，由于相依自我可以通过外部刺激临时启动（Aaker，2001），企业可以激活促进消费者的高相依自我，能够进一步提升消费者的主观幸福感，增进这种积极影响。