前測數(shù)據(jù)分析 信和效分析

1、第二節(jié) 信度和效度分析一、信度分析與預(yù)測試數(shù)據(jù)分析方法一樣，為了確保問卷的可靠性，先進行信度分析，信度檢驗指標在前面已詳細陳述，在此不再陳述。問卷信度分析如表4-2所示：表4-2：量表信度檢驗結(jié)果潛變量項數(shù)問項編碼Cronbach's 總信度A1虛擬品牌社群功能價值3A1a.821.879A1b.673A1c.734A2虛擬品牌社群財務(wù)價值3A2a.689.901A2b.734A2c.635A3虛擬品牌社群社交價值4A3a.782.803A3b.649A3c.762A3e.835A4虛擬品牌社群情感價值4A4a.629.792A4b.719A4c.745A4d.813A5虛擬品牌社群形

2、象價值2A5b.769.882A5c.843B顧客滿意4B1.792.851B2.683B3.847B4.797C口碑傳播意向3C1.769.874C2.817C3.817經(jīng)過SPSS24.0數(shù)據(jù)統(tǒng)計軟件分析得知個變量Cronbach's 均大于0.6，且組合信度在0.792以上，說明所有問卷都具備可靠性，能夠較好的反應(yīng)變量的真實情況。二、效度檢驗（一）內(nèi)容效度 為了確保調(diào)研問卷內(nèi)容的有效性，問卷量表通過文獻研究先初步圈定問卷內(nèi)容，所用量表大多采用國外已經(jīng)開發(fā)出的成熟量表，對于這部分量表，本文給予直接采用的方式，其余量表則是在前人研究的基礎(chǔ)上，根據(jù)本文的研究目的和方向進行謹慎的擬定。因

3、此，本問卷具有內(nèi)容效度。（二）結(jié)構(gòu)效度在測量結(jié)構(gòu)效度時，通常采用探索性因子分析。在進行因子分析時，通常采用主成分分析法，主成分分析的目的在于利用變量間的線性組合來解釋每個層面的方差，變量的第一個線性組合可以解釋最大的變異量，以此類推，所以主成分分析法的步驟是，選取特征值大于1的因子，然后利用方差最大旋轉(zhuǎn)法進行旋轉(zhuǎn)，使得旋轉(zhuǎn)后題目在各個因子的負荷量大小出現(xiàn)明顯差異，大部分題目在每個公共因子中有一個差異較大的因子負荷量出現(xiàn)。但在因子分析之前需要進行KMO值和Bartlett球形檢驗，只有當KMO>0.5且Bartlett球形檢驗的Sig.值小于0.05時，問卷才具有結(jié)構(gòu)效度，才能夠進行因子分

4、析。本研究中對三個量表進行的結(jié)構(gòu)效度分析具體情況如下。（1）虛擬品牌社群價值的效度檢測1.1虛擬品牌社群價值的KMO值和Bartlett球形檢驗在對虛擬品牌社群價值做因子分析之前，先做KMO值和Bartlett球形檢驗，檢測結(jié)果如表4-3所示：表4-3：虛擬品牌社群價值的KMO值和Bartlett檢驗取樣足夠度的Kaiser-Meyer-Olkin度量.901Bartlett的球形度檢驗近似卡方4892.820df186Sig.000通過對虛擬品牌社群價值量表的14個題項進行KMO檢驗和Bartlett球形檢驗，發(fā)現(xiàn)虛擬品牌社群價值量表的KMO值為0.901，表明各個變量之間的相關(guān)系數(shù)非常高，

5、適合做因子分析，同時Sig.值為0.000<0.05，達到顯著性水平，綜上可以得出虛擬品牌社群價值量表適合做因子分析。1.2虛擬品牌社群價值因子分析通過KMO值和Bartlett球形檢驗可知，虛擬品牌社群價值適合做因子分析，運用主成分提取法進行因子旋轉(zhuǎn)后得到以下數(shù)據(jù)，如:表4-4所示：表4-4：虛擬品牌社群價值旋轉(zhuǎn)因子負荷值編號因子1因子2因子3因子4因子5A1a.894A1b.763A1c.821A2a.685A2b.893A2c.742A3a.869A3b.752A3c.683A3e.754A4a.695A4b.770A4c.845A4d.737A5b.801A5c.723方差解釋率

6、20.374%16.629%14.534%15.790%11.384%總方差解釋率78.711%通過因子旋轉(zhuǎn)對虛擬品牌社群價值量表的14個題目進行因子分析，旋轉(zhuǎn)出5個因子，總方差解釋率達到78.711%，表明這5個因子對虛擬品牌社群價值具有較強的解釋性，同時各因子負荷量均在0.6以上，說明因子與變量之間的相關(guān)性很高。在這5個維度對虛擬品牌社群價值的解釋中，虛擬品牌社群功能價值的解釋力最強，解釋了總方差變異量的20.374%，其次是虛擬品牌社群利益價值，解釋了總方差變異量的16.629%，虛擬品牌社群情感價值解釋了總方差變異量的15.790%，然后是虛擬品牌社群社交價值，解釋了總方差變異量的14

7、.534%，虛擬品牌社群社交價值貢獻率最低，解釋了總方差變異量的11.384%。因子分析的結(jié)果表明，虛擬品牌社群價值量表具有較好的效度，適合用于本研究。(2)顧客滿意的效度檢測2.1顧客滿意的KMO值和Bartlett球形檢驗在對顧客滿意做因子分析之前，先做KMO值和Bartlett球形檢驗，檢測結(jié)果如表4-5所示：表4-5：顧客滿意的KMO值和Bartlett檢驗取樣足夠度的Kaiser-Meyer-Olkin度量.834Bartlett的球形度檢驗近似卡方1425.820df120Sig.000通過對顧客滿意量表的4個題項進行KMO檢驗和Bartlett球形檢驗，發(fā)現(xiàn)顧客滿意量表的KMO值

8、為0.834，表明各個變量之間的相關(guān)系數(shù)非常高，適合做因子分析，同時Sig.值為0.000<0.05，達到顯著性水平，綜上可以得出顧客滿意量表適合做因子分析。2.2顧客滿意因子分析通過KMO值和Bartlett球形檢驗可知，顧客滿意適合做因子分析，運用主成分提取法進行因子旋轉(zhuǎn)后得到以下數(shù)據(jù)，如:表4-6所示：表4-6：顧客滿意旋轉(zhuǎn)因子負荷值編號因子1B1.836B2.875B3.932B4.792方差解釋率82.56%通過因子旋轉(zhuǎn)對顧客滿意量表的4個題目進行因子分析，旋轉(zhuǎn)出1個因子，方差解釋率達到82.56%，各因子負荷量均在0.6以上，表明該因子對顧客滿意具有較強的解釋性，同時，說明因

9、子與變量之間的相關(guān)性很高，具有良好的結(jié)構(gòu)效度。(3)口碑傳播意愿的效度檢測3.1口碑傳播意愿的KMO值和Bartlett球形檢驗在對口碑傳播意愿做因子分析之前，先做KMO值和Bartlett球形檢驗，檢測結(jié)果如:表4-7所示：表4-7：口碑傳播意愿的KMO值和Bartlett檢驗取樣足夠度的Kaiser-Meyer-Olkin度量.903Bartlett的球形度檢驗近似卡方758.820df30Sig.000通過對口碑傳播意愿量表的3個題項進行KMO檢驗和Bartlett球形檢驗，發(fā)現(xiàn)口碑傳播意愿量表的KMO值為0.903，表明各個變量之間的相關(guān)系數(shù)非常高，適合做因子分析，同時Sig.值為0.

10、000<0.05，達到顯著性水平，綜上可以得出口碑傳播意愿量表適合做因子分析。3.2口碑傳播意愿因子分析通過KMO值和Bartlett球形檢驗可知，口碑傳播意愿適合做因子分析，運用主成分提取法進行因子旋轉(zhuǎn)后得到以下數(shù)據(jù)，如表4-9所示：表4-9：口碑傳播意愿旋轉(zhuǎn)因子負荷值因子1C1.820C2.928C3.839累計方差解釋率85.05%通過因子旋轉(zhuǎn)對口碑傳播意愿量表的3個題目進行因子分析，旋轉(zhuǎn)出1個因子，方差解釋率達到85.05%，各因子負荷量均在0.6以上，表明該因子對口碑傳播意愿具有較強的解釋性，同時，說明因子與變量之間的相關(guān)性很高，具有良好的結(jié)構(gòu)效度。第四節(jié) 假設(shè)檢驗本節(jié)將采用相

11、關(guān)分析和回歸分析兩種方法研究虛擬品牌社群價值、顧客滿意和口碑傳播意愿之間的作用機制，用相關(guān)分析探討各因素之間的聯(lián)系，用回歸分析研究各因素之間的因果關(guān)系，從而對本文研究假設(shè)進行檢驗。一、相關(guān)分析相關(guān)分析是一種常見的數(shù)據(jù)分析方法，主要是用于分析兩個變量之間的關(guān)聯(lián)程度，本文采用相關(guān)分析最常用的皮爾森相關(guān)系數(shù)來表示兩個變量之間的關(guān)聯(lián)程度，相關(guān)系數(shù)在-1到1之間，相關(guān)系數(shù)的絕對值越接近1，表明兩個變量之間的關(guān)聯(lián)程度越強，絕對值越小，關(guān)聯(lián)程度越弱，通常情況下我們認為若絕對值小于0.3，則表明變量之間關(guān)系微弱，認為不相關(guān)；若絕對值在0.3-0.5之間，是低相關(guān)度，若在0.5-0.8之間為中度相關(guān)度，若大于0

12、.8則為高相關(guān)度。同時，如果相關(guān)系數(shù)是正數(shù)，則表明兩個變量之間是正相關(guān)的關(guān)系，即一個變量增強，另一個變量也增強；相反，若相關(guān)系數(shù)是負數(shù)，表明兩個變量之間是負相關(guān)的關(guān)系，即一個變量增強，另一個變量會減弱。（一）虛擬品牌社群價值與消費者口碑傳播意愿的相關(guān)分析首先，將虛擬品牌社群價值所包含的五個測量維度：功能價值、財務(wù)價值、社交價值、情感價值和形象價值與口碑傳播意向進行相關(guān)性分析，如表4-10所示：表4-10：虛擬品牌社群價值與口碑傳播意愿相關(guān)性分析功能價值財務(wù)價值社交價值情感價值形象價值口碑傳播意愿皮爾遜相關(guān)性.849*.735*.693*.744*.689顯著性（雙尾）.000.000.000.

13、000.000個案數(shù)314314314314314*. 在 0.01 級別（雙尾），相關(guān)性顯著。由表結(jié)果可知，在0.01顯著性水平下虛擬品牌社群功能價值、財務(wù)價值、社交價值、情感價值和形象價值與口碑傳播意愿呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為0.849、0.735、0.693、0.744、0.689，相關(guān)系數(shù)均為正數(shù)且大于0.5，因此可以證明虛擬品牌社群價值與口碑傳播意愿具有正向相關(guān)關(guān)系。（二）虛擬品牌社群價值與顧客滿意的相關(guān)分析首先，將虛擬品牌社群價值所包含的五個測量維度：功能價值、財務(wù)價值、社交價值、情感價值和形象價值與顧客滿意進行相關(guān)性分析，如表4-11所示：表4-11：虛擬品牌社群價值與顧客

14、滿意相關(guān)性分析功能價值財務(wù)價值社交價值情感價值形象價值顧客滿意皮爾遜相關(guān)性.792*.635*.834*.689*.676顯著性（雙尾）.000.000.000.000.000個案數(shù)314314314314314*. 在 0.01 級別（雙尾），相關(guān)性顯著。由表結(jié)果可知，在0.01顯著性水平下虛擬品牌社群功能價值、財務(wù)價值、社交價值、情感價值和形象價值與顧客滿意呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為0.792、0.635、0.834、0.689、0.676，相關(guān)系數(shù)均為正數(shù)且大于0.5，因此可以證明虛擬品牌社群價值與顧客滿意具有正向相關(guān)關(guān)系。（三）顧客滿意與消費者口碑傳播意愿的相關(guān)分析首先，將顧客滿意

15、與口碑傳播意向進行相關(guān)性分析，如表4-12所示：表4-12:顧客滿意與口碑傳播意愿相關(guān)性研究顧客滿意口碑傳播意愿顧客滿意皮爾遜相關(guān)性1.842*顯著性（雙尾）.000個案數(shù)314314口碑傳播意愿皮爾遜相關(guān)性.842*1顯著性（雙尾）.000個案數(shù)314314*. 在 0.01 級別（雙尾），相關(guān)性顯著。由表結(jié)果可知，在0.01顯著性水平下顧客滿意與口碑傳播意愿呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為0.842，相關(guān)系數(shù)均為正數(shù)且大于0.5，因此可以證明顧客滿意與口碑傳播意向具有正相關(guān)關(guān)系。因此，通過顧客滿意與口碑傳播意愿相關(guān)性分析可驗證假設(shè)H11成立。二、回歸分析通過前一部分相關(guān)分析，已經(jīng)驗證了虛擬品

16、牌社群價值、顧客滿意與口碑傳播意愿之間存在顯著正向關(guān)系，但相關(guān)分析只能證明各因素之間是否存在關(guān)系，并不能對因果關(guān)系進行驗證，因此本節(jié)將通過回歸分析進一步指出關(guān)系的方向，運用逐步多元回歸方法和回歸方程驗證模型 的可信程度。同時，本節(jié)運用回歸分析方法驗證顧客滿意對虛擬品牌社群價值和口碑傳播意愿的中介作用。（一）虛擬品牌社群價值與口碑傳播意愿的回歸分析運用SPSS24.0對虛擬品牌社群的功能價值、財務(wù)價值、社交價值、情感價值和形象價值與口碑傳播意愿進行回歸系數(shù)分析，結(jié)果如表4-13所示：表4-13：虛擬品牌社群價值與口碑傳播意愿的回歸分析模型未標準化系數(shù)標準化系數(shù)t顯著性B標準誤差BetaR方調(diào)整R

17、方F(常量)8.043.1332.484.021功能價值.214.089.3473.405.000.371.361241.75財務(wù)價值.211.084.1232.501.012.213.19674129社交價值.267.069.2173.561.000.267.248178.231情感價值.270.045.2753.352.000.321.319120.761形象價值.109.062.0671.680.063a. 因變量：口碑傳播意愿 功能價值的回歸系數(shù)為0.214，Sig.值為0.0000.05，表明功能價值對口碑傳播意愿具有顯著的預(yù)測作用。標準化系數(shù)為0.347，為正數(shù)，表明功能價值對口碑

18、傳播意愿的預(yù)測作用是正向的。調(diào)整R方為0.361，表明自變量功能價值可以解釋因變量口碑傳播意愿36.1%的變異。因此，假設(shè)“H1：虛擬品牌社群功能價值對口碑傳播意愿具有正向影響”成立。財務(wù)價值的回歸系數(shù)為0.211，Sig.值為0.0120.05，表明財務(wù)價值對口碑傳播意愿具有顯著的預(yù)測作用。標準化系數(shù)為0.123，是正數(shù)，表明財務(wù)價值對口碑傳播意愿的預(yù)測作用是正向的。調(diào)整R方為0.196，表明自變量財務(wù)價值可以解釋因變量口碑傳播意愿19.6%的變異。因此，假設(shè)“H2：財務(wù)價值對口碑傳播意愿具有正向影響”成立。社交價值的回歸系數(shù)為0.267，Sig.值為0.0000.05，表明社交價值對口碑傳

19、播意愿具有顯著的預(yù)測作用。標準化系數(shù)為0.217，為正數(shù)，表明社交價值對口碑傳播意愿的預(yù)測作用是正向的。調(diào)整R方為0.248，表明自變量社交價值可以解釋因變量24.8%的變異。因此，假設(shè)“H3：社交價值對口碑傳播意向具有正向影響”成立。情感價值的回歸系數(shù)為0.270，Sig.值為0.0000.05，表明情感價值對口碑傳播意愿具有顯著的預(yù)測作用。標準化系數(shù)為0.275，為正數(shù)，表明情感價值對口碑傳播意愿的預(yù)測作用是正向的。調(diào)整R方為0.319，表明自變量情感性可以解釋因變量口碑傳播意愿31.9%的變異。因此，假設(shè)“H4：情感價值對口碑傳播意向具有正向影響”成立。形象價值的回歸系數(shù)為0.109，S

20、ig.值為0.063>0.05，顯著性值高于水平標準，表明形象價值對口碑傳播意愿的直接影響不顯著。因此，假設(shè)“H5：形象價值對口碑傳播意向具有正向影響”不成立。（二）虛擬品牌社群價值與顧客滿意的回歸分析運用SPSS24.0對虛擬品牌社群的功能價值、財務(wù)價值、社交價值、情感價值和形象價值與顧客滿意進行回歸系數(shù)分析，結(jié)果如表4-14所示：表4-14：虛擬品牌社群價值與顧客滿意的回歸分析模型未標準化系數(shù)標準化系數(shù)t顯著性B標準誤差BetaR方調(diào)整R方F(常量)4.160.1333.494.019功能價值.175.073.3733.405.000.441.428241.75財務(wù)價值.142.06

21、5.1432.501.023.253.231174129社交價值.201.072.2513.561.000.317.30178.231情感價值.273.036.2253.352.000.291.274210.761形象價值.136.053.2011.680.082a. 因變量：顧客滿意 功能價值的回歸系數(shù)為0.175，Sig.值為0.0000.05，表明功能價值對顧客滿意具有顯著的預(yù)測作用。標準化系數(shù)為0.373，為正數(shù)，表明功能價值對顧客滿意的預(yù)測作用是正向的。調(diào)整R方為0.428，表明自變量功能價值可以解釋因變量顧客滿意42.8%的變異。因此，假設(shè)“H6：虛擬品牌社群功能價值對顧客滿意具有

22、正向影響”成立。財務(wù)價值的回歸系數(shù)為0.142，Sig.值為0.0230.05，表明財務(wù)價值對顧客滿意具有顯著的預(yù)測作用。標準化系數(shù)為0.143，是正數(shù)，表明財務(wù)價值對顧客滿意的預(yù)測作用是正向的。調(diào)整R方為0.231，表明自變量財務(wù)價值可以解釋因變量顧客滿意23.1%的變異。因此，假設(shè)“H7：虛擬品牌社群財務(wù)價值對顧客滿意具有正向影響”成立。社交價值的回歸系數(shù)為0.201，Sig.值為0.0000.05，表明社交價值對對顧客滿意具有顯著的預(yù)測作用。標準化系數(shù)為0.251，為正數(shù)，表明社交價值對對顧客滿意的預(yù)測作用是正向的。調(diào)整R方為0.301，表明自變量社交價值可以解釋因變量30.1%的變異。

23、因此，假設(shè)“H8：社交價值對對顧客滿意具有正向影響”成立。情感價值的回歸系數(shù)為0.225，Sig.值為0.0000.05，表明情感價值對對顧客滿意具有顯著的預(yù)測作用。標準化系數(shù)為0.275，為正數(shù)，表明情感價值對口碑傳播意愿的預(yù)測作用是正向的。調(diào)整R方為0.274，表明自變量情感性可以解釋因變量對顧客滿意31.9%的變異。因此，假設(shè)“H9：情感價值對顧客滿意具有正向影響”成立。形象價值的回歸系數(shù)為0.136，Sig.值為0.082>0.05，顯著性值高于水平標準，表明形象價值對對顧客滿意的直接影響不顯著。因此，假設(shè)“H10：形象價值對口碑傳播意向具有正向影響”不成立。（三）顧客滿意與口碑

24、傳播意愿的回歸分析運用SPSS24.0對顧客滿意與口碑傳播意愿進行回歸系數(shù)分析，結(jié)果如表4-15所示：表4-15：顧客滿意與口碑傳播意愿的回歸分析模型非標準化系數(shù)標準化系數(shù)TSig.R方調(diào)整R方FB標準誤差Bata（常量）.3750.032顧客滿意1.2090.0510.68721.8630.0000.7830726440.824因變量：口碑傳播意愿前文通過顧客滿意與口碑傳播意愿相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，顧客滿意與口碑傳播意愿有顯著的正相關(guān)關(guān)系，還需要通過回歸分析來檢驗顧客滿意與口碑傳播意愿是否具有預(yù)測作用。以顧客滿意為自變量，以口碑傳播意向為因變量，運用一元線性回歸分析，得出顧客滿意的回歸系數(shù)為1.20

25、9，Sig.值為0.0000.05，表明顧客滿意與口碑傳播意愿具有顯著的預(yù)測作用。標準化系數(shù)是0.687，為正數(shù)，表明顧客滿意與口碑傳播意愿的預(yù)測作用是正向的。調(diào)整R方為0.726，表明自變量顧客滿意能夠解釋因變量口碑傳播意向72.6%的變異。因此，假設(shè)“H11：顧客滿意對口碑傳播意向具有正向影響”成立。（四）顧客滿意中介效應(yīng)驗證在自變量X與因變量Y的方程中，如果自變量X通過另一個變量M來影響因變量Y，M即為中介變量，通過M來實現(xiàn)X對Y的影響即為中介效應(yīng)。本研究通過逐步回歸法來檢驗顧客滿意在虛擬品牌社群價值對口碑傳播意愿影響的中介效應(yīng)，步驟如下：第一步：對自變量虛擬品牌社群價值和因變量口碑傳播

26、意愿進行回歸分析，回歸系數(shù)達到顯著水平；第二步：對自變量虛擬品牌社群價值和中介變量顧客滿意進行回歸分析，回歸系數(shù)達到顯著水平；第三步：讓自變量虛擬品牌社群價值和中介變量顧客滿意共同與因變量口碑傳播意愿進行回歸分析。當自變量的回歸系數(shù)減小，且達不到顯著水平時，說明中介效應(yīng)祈禱完全中介作用；當自變量回歸系數(shù)減小，但仍達到顯著水平，說明中介變量只起到部分中介作用。表4-16中介效應(yīng)分析效果表序號關(guān)系路徑自變量非標準回歸系數(shù)顯著性結(jié)果1功能價值"口碑傳播意愿.649.000部分中介作用顧客滿意"口碑傳播意愿.624.000功能價值&顧客滿意"口碑傳播意愿.371.

27、0002財務(wù)價值"口碑傳播意愿.614.000部分中介作用顧客滿意"口碑傳播意愿.608.000功能價值&顧客滿意"口碑傳播意愿.318.0003社交價值"口碑傳播意愿.634.000部分中介作用顧客滿意"口碑傳播意愿.612.000功能價值&顧客滿意"口碑傳播意愿.259.0004情感價值"口碑傳播意愿.671.000部分中介作用顧客滿意"口碑傳播意愿.629.000功能價值&顧客滿意"口碑傳播意愿.233.000本章小結(jié)本章主要對通過問卷調(diào)查收集起來的數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，主要是借

28、用SPSS24.0分析統(tǒng)計工具，通過描述性統(tǒng)計對被調(diào)查者的基本資料進行分析，通過效度和信度分析檢測問卷可信度和有效性，最后用相關(guān)分析和回歸分析找出虛擬品牌社群價值、顧客滿意和口碑傳播意愿三者之間的因果關(guān)系，對本文的假設(shè)進行驗證。最后在虛擬品牌社群價值對口碑傳播意愿的回歸分析中發(fā)現(xiàn)虛擬品牌社群形象價值對口碑傳播意愿不具有預(yù)測作用，因此假設(shè)H5不成立；并進一步分析顧客滿意在虛擬品牌社群價值和口碑傳播意愿中的中介作用，結(jié)果顯示形象價值同樣對顧客滿意不具有預(yù)測作用，假設(shè)H10不成立，但顧客滿意具有部分中介作用。至此驗證了假設(shè)H1、H2、H3、H4、H6、H7、H8、H9、H11成立。第五章 研究結(jié)果與

29、啟示第一節(jié) 研究結(jié)果一、假設(shè)檢驗結(jié)果匯總本研究提出了虛擬品牌社群價值影響口碑傳播的五個因素即：功能價值、財務(wù)價值、社交價值、情感價值和形象價值，并根據(jù)文獻研究構(gòu)建了影響模型，由此進行了11個假設(shè)。數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，假設(shè)H5、H10不被支持，即形象價值對顧客滿意和口碑傳播不存在正面正面顯著影響作用，其他假設(shè)成立，檢驗結(jié)果匯總?cè)绫?-1所示：表5-1：假設(shè)檢驗結(jié)果匯總編號假設(shè)表述檢驗結(jié)果H1虛擬品牌社群功能價值對口碑傳播有正向顯著影響；支持H2虛擬品牌社群財務(wù)價值對口碑傳播有正向顯著影響；支持H3虛擬品牌社群社交價值對口碑傳播有正向顯著影響；支持H4虛擬品牌社群情感價值對口碑傳播有正向顯著影響；支

30、持H5虛擬品牌社群形象價值對口碑傳播有正向顯著影響；不支持H6虛擬品牌社群功能價值對顧客滿意有正向顯著影響；支持H7虛擬品牌社群財務(wù)價值對顧客滿意有正向顯著影響；支持H8虛擬品牌社群社交價值對顧客滿意有正向顯著影響；支持H9虛擬品牌社群情感價值對顧客滿意有正向顯著影響；支持H10虛擬品牌社群形象價值對顧客滿意有正向顯著影響；不支持H11顧客滿意對口碑傳播意向其正向顯著影響；支持二、研究模型修正根據(jù)假設(shè)驗證結(jié)果，本文實證研究的模型修正為如圖5-1所示。在虛擬品牌社群價值中除形象價值外，功能價值、財務(wù)價值、社交價值、情感價值對口碑傳播意向皆有正向顯著影響，同時顧客滿意在虛擬品牌社群價值和口碑傳播意

31、愿中起部分中介作用。圖5-1：虛擬品牌社群價值對口碑傳播意愿影響的實證研究。第二節(jié) 研究結(jié)果分析本文通過針對“小米社區(qū)”的調(diào)查研究，通過數(shù)據(jù)分析得出關(guān)于虛擬品牌社群價值、顧客滿意和口碑傳播之間的關(guān)系，具體如下：一、虛擬品牌社群價值與口碑傳播的關(guān)系在假設(shè)中，本文認為虛擬品牌社群價值的功能價值、財務(wù)價值、社交價值、情感價值和形象價值可以正向影響口碑傳播意愿，認為對社群價值的感知越高，口碑傳播意愿越強。從相關(guān)分析結(jié)果來看，功能價值、財務(wù)價值、社交價值、情感價值和形象價值與口碑傳播意愿的相關(guān)系數(shù)分別是0.849、0.735、0.693、0.744、0.689呈正相關(guān)關(guān)系，說明虛擬品牌社群價值與口碑傳播

32、意愿之間具有一定相關(guān)性。但在回歸分析中，功能價值、財務(wù)價值、社交價值、情感價值和形象價值與口碑傳播意愿的顯著性值分別是：0.000、0.012、0.000、0.000、0.063，其中形象價值顯著性值0.063>0.05，說明“形象價值”對口碑傳播意愿沒有顯著預(yù)測作用，“形象價值”被踢出，因此假設(shè)H5不成立。而在功能價值、財務(wù)價值、社交價值、情感價值對口碑傳播價值的解釋率分別為36.1%、19.6%、24.8%、31.9%，這說明對口碑傳播意愿影響程度從大到小依次是：功能價值>情感價值>社交價值>財務(wù)價值。為什么虛擬品牌社群形象價值不能顯著影響口碑傳播意愿呢？在發(fā)現(xiàn)形象

33、價值對口碑傳播意愿假設(shè)不成立后，選取了部分填寫問卷人員進行了小規(guī)模訪談，訪談發(fā)現(xiàn)形象價值不能預(yù)測口碑傳播的原因如下：（1）易得到性：受訪人員表示，小米社群的成員身份很容易得到，只需要注冊即可參與到社群中，沒有準入門檻，并沒有帶來社會身份榮譽感，同時，受訪人員表示成員大多處于初級，高級用戶占比較少，也不是社群的意見領(lǐng)袖，所以并沒有社會形象的提升，更不會去朋友之間宣傳成員身份。（2）品牌背書普通性：受訪人員表示，擁有知名度高和當下流行的產(chǎn)品并與之產(chǎn)生聯(lián)系會在一定程度上提升個人形象，其中重要的衡量因素就是商品價格，而小米手機等產(chǎn)品目前的定位屬于中端，與華為和蘋果相比略勝一籌，所以認為小米社群的成員身份并沒有在很大程