陳培榮， 謝如鶴 ， 盧茗軒

（1. 廣州大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院/工商管理學(xué)院，廣東 廣州 510006；2. 衡陽(yáng)師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖南 衡陽(yáng) 421008）

隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和生活水平的提高，人們進(jìn)入感性消費(fèi)時(shí)代。越來(lái)越多的消費(fèi)者對(duì)商品的要求已不再單純是質(zhì)量、價(jià)格或者品牌，而注重消費(fèi)體驗(yàn)和心理滿(mǎn)足[1]?；ヂ?lián)網(wǎng)的興盛改變了大多數(shù)人們的購(gòu)物習(xí)慣，電子商務(wù)為消費(fèi)者提供了便捷和豐富的購(gòu)物環(huán)境，但消費(fèi)體驗(yàn)性卻下降了。生鮮農(nóng)產(chǎn)品作為人們的日常消費(fèi)，其商品特殊性決定了人們對(duì)生鮮農(nóng)產(chǎn)品的購(gòu)買(mǎi)更注重購(gòu)物體驗(yàn)，這一點(diǎn)成為了生鮮電子商務(wù)的發(fā)展瓶頸。2016 年10月，阿里巴巴馬云在阿里云棲大會(huì)的演講中第一次提出了線(xiàn)上線(xiàn)下和物流結(jié)合在一起的新零售。新零售是“以消費(fèi)者體驗(yàn)為中心的數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)泛零售形態(tài)”，其核心是提升用戶(hù)體驗(yàn)[2]。從零運(yùn)費(fèi)零起送價(jià)，最快30 min 之內(nèi)送貨上門(mén)的營(yíng)銷(xiāo)手段來(lái)看，新零售模式滿(mǎn)足了消費(fèi)者對(duì)購(gòu)物體驗(yàn)性和物流時(shí)效性的要求，對(duì)生鮮電子商務(wù)發(fā)展的影響值得深入探討。

一、 理論分析

消費(fèi)者購(gòu)買(mǎi)行為是一個(gè)極其復(fù)雜的過(guò)程，是諸多因素之間相互作用的結(jié)果。美國(guó)行為心理學(xué)派研究發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)者的個(gè)體經(jīng)濟(jì)行為是一定心理現(xiàn)象的外化結(jié)果，人們對(duì)網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物的態(tài)度和網(wǎng)上購(gòu)物的意愿容易受到個(gè)人因素的影響，比如消費(fèi)者習(xí)慣、之前的網(wǎng)購(gòu)經(jīng)歷以及對(duì)網(wǎng)上購(gòu)物的信任[3]。隨著對(duì)品牌信任程度的提高，消費(fèi)者購(gòu)買(mǎi)品牌產(chǎn)品的傾向會(huì)顯著提高，購(gòu)買(mǎi)品牌生鮮產(chǎn)品的消費(fèi)者比例會(huì)顯著增加[4]。

目前關(guān)于消費(fèi)行為的文獻(xiàn)很多，大多數(shù)學(xué)者關(guān)注消費(fèi)者的消費(fèi)特征和購(gòu)買(mǎi)意愿[5-6]，以及消費(fèi)者認(rèn)知[7]、消費(fèi)習(xí)慣[8]等因素對(duì)消費(fèi)行為的影響，鮮有在消費(fèi)者的經(jīng)驗(yàn)，特別是新零售體驗(yàn)方面做實(shí)證研究。新的消費(fèi)模式會(huì)給消費(fèi)市場(chǎng)和消費(fèi)行為帶來(lái)新的變化。本文擬從購(gòu)物體驗(yàn)的角度出發(fā)，分析新消費(fèi)時(shí)代下消費(fèi)者選擇網(wǎng)購(gòu)生鮮農(nóng)產(chǎn)品的決策因素，以及新零售模式能否促進(jìn)消費(fèi)者選擇網(wǎng)購(gòu)生鮮農(nóng)產(chǎn)品。

消費(fèi)者過(guò)去的經(jīng)歷對(duì)他們的消費(fèi)決策行為有顯著貢獻(xiàn)[9]。購(gòu)物體驗(yàn)是一個(gè)涉及消費(fèi)者知識(shí)與能力的重要因素，是消費(fèi)者行為研究中常使用的一個(gè)重要調(diào)節(jié)變量[10]，曾經(jīng)的消費(fèi)經(jīng)歷會(huì)對(duì)消費(fèi)者的再次消費(fèi)行為產(chǎn)生影響[11]。購(gòu)物體驗(yàn)對(duì)消費(fèi)習(xí)慣、消費(fèi)者的購(gòu)物態(tài)度都有顯著的調(diào)節(jié)作用。與消費(fèi)者生鮮農(nóng)產(chǎn)品網(wǎng)購(gòu)行為有關(guān)的經(jīng)驗(yàn)主要表現(xiàn)在三個(gè)方面：消費(fèi)者網(wǎng)購(gòu)的經(jīng)驗(yàn)，網(wǎng)絡(luò)使用年齡（簡(jiǎn)稱(chēng)網(wǎng)齡）以及往期購(gòu)物體驗(yàn)對(duì)下次購(gòu)買(mǎi)的影響程度。這里的往期購(gòu)物體驗(yàn)包括門(mén)店購(gòu)買(mǎi)和網(wǎng)購(gòu)兩種形式。網(wǎng)購(gòu)頻率以網(wǎng)購(gòu)的次數(shù)為衡量指標(biāo)，網(wǎng)購(gòu)次數(shù)越多，對(duì)網(wǎng)購(gòu)方式的認(rèn)可程度越高；網(wǎng)齡越長(zhǎng)，接受新購(gòu)物方式的可能性越大，積累網(wǎng)購(gòu)經(jīng)驗(yàn)的可能性也越高。往期購(gòu)物體驗(yàn)對(duì)下次購(gòu)買(mǎi)的影響程度則可以評(píng)價(jià)購(gòu)物體驗(yàn)的影響力。因此提出如下研究假設(shè)：

H1：網(wǎng)購(gòu)頻率對(duì)消費(fèi)者生鮮農(nóng)產(chǎn)品網(wǎng)購(gòu)行為有正向影響;

H2：往期購(gòu)物體驗(yàn)對(duì)消費(fèi)者生鮮農(nóng)產(chǎn)品網(wǎng)購(gòu)行為有正向影響;

H3：網(wǎng)齡對(duì)消費(fèi)者生鮮農(nóng)產(chǎn)品網(wǎng)購(gòu)行為有正向影響。

新零售嘗試作為一種新型的購(gòu)物體驗(yàn)，對(duì)消費(fèi)者網(wǎng)購(gòu)行為帶來(lái)了顯著的影響。消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量和品牌的信任是建立在消費(fèi)者對(duì)該產(chǎn)品或品牌的認(rèn)知之上的。Fishbein 模型認(rèn)為態(tài)度和從眾心理直接影響購(gòu)買(mǎi)意愿[12]。購(gòu)物體驗(yàn)有助于消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量或品牌的正確認(rèn)知，消除偏見(jiàn)，從而改變消費(fèi)者對(duì)該產(chǎn)品或者品牌的態(tài)度，提高或降低對(duì)其的信任。為進(jìn)一步梳理網(wǎng)購(gòu)體驗(yàn)對(duì)生鮮品網(wǎng)購(gòu)的影響途徑，本文給出如下假設(shè)：

H1a：新零售嘗試對(duì)消費(fèi)者的“門(mén)店質(zhì)量信任”因素有負(fù)向影響;

H1b：新零售嘗試對(duì)消費(fèi)者生鮮農(nóng)產(chǎn)品的網(wǎng)購(gòu)意愿有正向影響;

H2a：往期購(gòu)物體驗(yàn)對(duì)消費(fèi)者的“門(mén)店質(zhì)量信任”有正向影響;

H2b：往期購(gòu)物體驗(yàn)對(duì)消費(fèi)者的“品牌信任”有正向影響;

H2c：往期購(gòu)物體驗(yàn)對(duì)消費(fèi)者的生鮮農(nóng)產(chǎn)品網(wǎng)購(gòu)意愿有正向影響。

二、 模型、變量與數(shù)據(jù)

（一） 模型設(shè)定

本文考慮消費(fèi)者網(wǎng)購(gòu)生鮮農(nóng)產(chǎn)品以下兩種情況：第一種情況是“y=1”，表示網(wǎng)購(gòu)過(guò)，概率為P；第二種情況是“y=0”，表示未曾網(wǎng)購(gòu)過(guò)，概率為1-P。本文選用二項(xiàng)Logistic 模型對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買(mǎi)與否的影響因素進(jìn)行分析。

公式（1）中xi是影響消費(fèi)者購(gòu)買(mǎi)與否的第i 個(gè)自變量，b0是常數(shù)項(xiàng)，bi表示第i 個(gè)自變量的系數(shù)。P(y=1|Xk)表示消費(fèi)者在k 個(gè)自變量影響下網(wǎng)購(gòu)過(guò)生鮮農(nóng)產(chǎn)品的概率。公式（1）經(jīng)過(guò)變化，可以得到對(duì)數(shù)形式如下：

公式（2）中，系數(shù)bi即表示自變量xi變動(dòng)一個(gè)單位，消費(fèi)者網(wǎng)購(gòu)過(guò)生鮮農(nóng)產(chǎn)品的概率與未購(gòu)買(mǎi)過(guò)的概率的自然對(duì)數(shù)發(fā)生比的變化量。

（二） 變量選取

本文的被解釋變量生鮮品網(wǎng)購(gòu)行為用y 表示，其中“1”表示購(gòu)買(mǎi)，“0”表示未購(gòu)買(mǎi)，核心解釋變量為購(gòu)物體驗(yàn)，分別通過(guò)新零售購(gòu)物嘗試、往期購(gòu)物體驗(yàn)和網(wǎng)齡三個(gè)變量表示。已有文獻(xiàn)指出，消費(fèi)者購(gòu)物行為決策會(huì)受到性別和年齡差異的影響[13]，同時(shí)也受到社會(huì)文化的影響[14]，信息不對(duì)稱(chēng)、消費(fèi)信心不足以及溢價(jià)水平過(guò)高是其拒購(gòu)的主要原因[15]。缺乏信任是消費(fèi)者在網(wǎng)上購(gòu)物的最常見(jiàn)問(wèn)題之一。消費(fèi)者在網(wǎng)上購(gòu)物時(shí)，不能親自檢查產(chǎn)品的質(zhì)量或監(jiān)控發(fā)送敏感的個(gè)人和財(cái)務(wù)信息的安全性，這種情況在網(wǎng)上購(gòu)物者中造成了一種無(wú)力感[16]。因此，信任對(duì)消費(fèi)者網(wǎng)上購(gòu)物的態(tài)度與網(wǎng)上購(gòu)物意愿的關(guān)系有重要的調(diào)節(jié)作用，對(duì)信息來(lái)源的信任對(duì)非經(jīng)驗(yàn)消費(fèi)者購(gòu)買(mǎi)意愿有顯著正向影響[9]。消費(fèi)者在做購(gòu)買(mǎi)決策時(shí)，傾向于選擇熟知的品牌[4]。消費(fèi)者的品牌信任會(huì)通過(guò)影響消費(fèi)者對(duì)食品安全的風(fēng)險(xiǎn)感知和評(píng)價(jià)來(lái)影響其對(duì)該食品的接受意愿和購(gòu)買(mǎi)行為。另外，城市發(fā)達(dá)程度越高，大型生鮮市場(chǎng)分布的越廣泛品種越豐富，購(gòu)物的便利性和可得性越好，為滿(mǎn)足需求而被迫選擇網(wǎng)購(gòu)方式的概率越低?；诖?，本文選取消費(fèi)者決策性格，消費(fèi)者信任程度和購(gòu)物便利性三個(gè)方面，共計(jì)5 個(gè)變量作為控制變量。

（三） 數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本描述

1. 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)調(diào)研范圍選取：采用分層抽樣，首先將湖南省各城市按人口規(guī)模分成三類(lèi)，其中一類(lèi)城市為長(zhǎng)沙市、衡陽(yáng)、株洲和岳陽(yáng)，二類(lèi)城市為湘潭、常德、邵陽(yáng)和益陽(yáng)，三類(lèi)城市為郴州、懷化、永州、婁底和張家界市，每一類(lèi)城市中隨機(jī)抽取兩個(gè)，最終選取長(zhǎng)沙、衡陽(yáng)、湘潭、邵陽(yáng)、永州和婁底作為代表。本次調(diào)查采取當(dāng)面訪(fǎng)談填寫(xiě)問(wèn)卷和網(wǎng)絡(luò)調(diào)查兩種相結(jié)合的模式，衡陽(yáng)、長(zhǎng)沙、永州和婁底以實(shí)地調(diào)研為主，湘潭和邵陽(yáng)以網(wǎng)絡(luò)調(diào)查為主（以實(shí)際居住地為準(zhǔn)）。本次調(diào)研時(shí)間為2018 年7—12 月，共回收有效問(wèn)卷526 份①2018 年4 月進(jìn)行了預(yù)調(diào)查，回收80 份問(wèn)卷，通過(guò)調(diào)研信息反饋情況，對(duì)調(diào)查問(wèn)卷進(jìn)行了修改，2018 年7—12 月，進(jìn)行正式調(diào)研，預(yù)調(diào)研的數(shù)據(jù)未統(tǒng)計(jì)在內(nèi)。。為保證統(tǒng)計(jì)結(jié)果的客觀性，本次調(diào)研對(duì)象男女比例控制在1∶1 左右，年齡設(shè)置在18 歲以上，各區(qū)城市樣本量比率均在16.7%左右。Logistic 回歸的樣本量估計(jì)主要用應(yīng)變量事件數(shù)（EPV）方法來(lái)判斷，即預(yù)測(cè)事件數(shù)需不少于模型中納入的自變量個(gè)數(shù)乘以的倍數(shù)。EPV 不小于10，才可保證回歸分析結(jié)果穩(wěn)健[17]。樣本的自變量為12 個(gè)，發(fā)生網(wǎng)購(gòu)行為的樣本302 個(gè)，EPV為26.2，符合樣本量要求。

信度分析是用于檢測(cè)結(jié)果的內(nèi)部一致性和穩(wěn)定性的常用方法，一般采用α 信度系數(shù)法。Cronbach’ s α 系數(shù)大于0.7 表示量表信度較好[17]。本文采用α 信度系數(shù)法進(jìn)行問(wèn)卷總量表的內(nèi)部一致性檢驗(yàn)，得到Cronbach’ s α 系數(shù)為0.864，證明此量表的內(nèi)部一致性信度較好。同時(shí)運(yùn)用KMO 和Bartlett 球形度檢驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證量表的結(jié)構(gòu)效度，得到KMO 檢驗(yàn)值為0.785，Bartlett 球形度檢驗(yàn)卡方值在0.01 的置信水平下為顯著，說(shuō)明該數(shù)據(jù)量表具有一定的效度。因此可以認(rèn)為本文所設(shè)計(jì)的量表具有較好的效度和信度，可用來(lái)測(cè)量購(gòu)物體驗(yàn)與消費(fèi)者網(wǎng)購(gòu)行為的關(guān)系。

2. 描述性統(tǒng)計(jì)

本文利用李克特量表法對(duì)消費(fèi)者的態(tài)度做量化，樣本描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1 所示。網(wǎng)購(gòu)過(guò)生鮮農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)者占樣本量的70%。在消費(fèi)者個(gè)人特征中，年齡集中在18～30 歲，樣本中企事業(yè)單位職員占50%左右，平均月收入水平在4 000 元左右。在購(gòu)物體驗(yàn)方面，大多數(shù)消費(fèi)者會(huì)經(jīng)常網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物，網(wǎng)絡(luò)使用年齡在5 年以上；對(duì)于新零售體驗(yàn)，樣本中“沒(méi)有聽(tīng)說(shuō)過(guò)”或者“想體驗(yàn)但所居城市沒(méi)有”的消費(fèi)者約占58%，說(shuō)明這種新零售模式具有很大的市場(chǎng)潛力。在消費(fèi)決策性格方面，均值都在2 左右，說(shuō)明大多數(shù)消費(fèi)者對(duì)網(wǎng)購(gòu)生鮮品能接受的最長(zhǎng)配送時(shí)間為次日以?xún)?nèi)到達(dá)，并且物流費(fèi)率接受范圍在5%以?xún)?nèi)。在消費(fèi)者信任因素中，均值都趨于4，說(shuō)明消費(fèi)者更認(rèn)可門(mén)店的產(chǎn)品質(zhì)量，網(wǎng)購(gòu)時(shí)更信任熟悉的品牌而不是廣告促銷(xiāo)信息。

表 1 自變量賦值與樣本描述性統(tǒng)計(jì)（N=526）

三、 結(jié)果與分析

（一） 備選模型估計(jì)結(jié)果

新零售模式對(duì)消費(fèi)特征因素是否具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，是本文要探討的問(wèn)題。本文將是否嘗試過(guò)新零售作為分組依據(jù)，對(duì)樣本數(shù)據(jù)分組做Logistic 回歸分析和顯著性檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果如表2 所示。模型1 代表未嘗試組，模型2 為已嘗試組。兩個(gè)模型的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)中，卡方值分別為74.92 和64.67，均在1%的水平上顯著，拒絕系數(shù)為零的假設(shè)。H-L 擬合優(yōu)度值均遠(yuǎn)大于0.05，檢驗(yàn)通過(guò)。

通過(guò)比較模型的預(yù)測(cè)準(zhǔn)確率來(lái)分析該模型對(duì)消費(fèi)者行為的解釋能力，進(jìn)而篩選出最優(yōu)模型。本文選取發(fā)生概率P=0.579 作為二分類(lèi)的分界值，分別對(duì)模型1 和模型2 做預(yù)測(cè)。預(yù)測(cè)的正確率分別為78.5%和72.4%。預(yù)測(cè)值與實(shí)測(cè)值之間的kappa 值分別為0.47 和0.41，兩者具有一定的一致性[18]，模型預(yù)測(cè)效果可以接受。然而，通過(guò)預(yù)測(cè)正確率對(duì)模型擬合效果進(jìn)行判斷有一定不足，顯然，預(yù)測(cè)概率為0.9 和概率為0.6 的含義是不同的，但預(yù)測(cè)正確率的計(jì)算僅根據(jù)模型所提供的預(yù)測(cè)信息將這兩種情況均簡(jiǎn)單地劃分為同一類(lèi)，損失大量的信息。如果運(yùn)用預(yù)測(cè)概率來(lái)做判斷，就不會(huì)有上述問(wèn)題。為進(jìn)一步判斷Logistic 回歸模型擬合效果，本文運(yùn)用模型1 的預(yù)測(cè)概率來(lái)繪制消費(fèi)者網(wǎng)購(gòu)生鮮農(nóng)產(chǎn)品行為的ROC 曲線(xiàn)。通過(guò)計(jì)算，該模型ROC 曲線(xiàn)下面積（AUC）為0.81，標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.02，Sig 值為0.000，其95%可信區(qū)間為(0.77～0.849)。在疾病診斷準(zhǔn)確性判定中，AUC＞0.5 的情況下，AUC 越接近于1，說(shuō)明診斷（是否得疾?。┬Ч胶谩UC 在0.5～0.7 時(shí)有較低準(zhǔn)確性，AUC 在0.7～0.9 時(shí)有一定準(zhǔn)確性，AUC 在0.9 以上時(shí)有較高準(zhǔn)確性[19]。同理，在本模型中，AUC 越接近于1，預(yù)測(cè)的效果越準(zhǔn)確。從結(jié)果可以看出，模型1 具有較好的解釋能力。

表 2 考慮新零售影響的消費(fèi)者網(wǎng)購(gòu)行為影響因素估計(jì)結(jié)果①回歸過(guò)程中，用逐步回歸法剔除了“性別”“月可支配收入”“網(wǎng)購(gòu)嘗試意愿”等特征變量。

從表2 可以看出，購(gòu)物體驗(yàn)對(duì)消費(fèi)者網(wǎng)購(gòu)行為有顯著影響。網(wǎng)購(gòu)經(jīng)驗(yàn)和網(wǎng)絡(luò)使用年齡對(duì)消費(fèi)者網(wǎng)購(gòu)生鮮農(nóng)產(chǎn)品有顯著的正向影響，驗(yàn)證了假設(shè)H1 和H2。研究表明網(wǎng)購(gòu)經(jīng)驗(yàn)越豐富、網(wǎng)齡越長(zhǎng)的人，接受新事物的幾率越大，對(duì)網(wǎng)購(gòu)方式的認(rèn)可程度越高，從而通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)采購(gòu)生鮮農(nóng)產(chǎn)品的概率越高。往期網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物體驗(yàn)對(duì)消費(fèi)者網(wǎng)購(gòu)生鮮農(nóng)產(chǎn)品有負(fù)向影響，但不顯著。為了避免個(gè)人特征對(duì)消費(fèi)者行為的影響所帶來(lái)的模型估計(jì)偏誤[5-6]，將個(gè)人特征因素納入了回歸方程。年齡對(duì)消費(fèi)者網(wǎng)購(gòu)生鮮農(nóng)產(chǎn)品有正向影響，在1%的水平上顯著，主要是因?yàn)殡S著年齡的增長(zhǎng)，消費(fèi)者從學(xué)生轉(zhuǎn)化為中年職業(yè)者，積累的財(cái)富增加而空閑時(shí)間減少，在注重飲食品質(zhì)的同時(shí)又偏好網(wǎng)購(gòu)的便捷性，所以選擇網(wǎng)購(gòu)的概率提高。企事業(yè)單位人員對(duì)消費(fèi)者網(wǎng)購(gòu)生鮮農(nóng)產(chǎn)品有正向影響，上班人員購(gòu)買(mǎi)生鮮產(chǎn)品的時(shí)間受限制，選擇網(wǎng)購(gòu)更靈活，而這種影響對(duì)于嘗試過(guò)新零售的消費(fèi)者更顯著。

（二） 考慮新零售影響的消費(fèi)行為分布情況

為更直觀地觀察新零售模式對(duì)生鮮農(nóng)產(chǎn)品網(wǎng)購(gòu)行為的影響，本文將樣本中“新零售嘗試”的五種情況重新劃分為兩組：第一組，Z=0（包括“沒(méi)聽(tīng)說(shuō)過(guò)”“想嘗試但沒(méi)有”），代表未體驗(yàn)新零售；第二組，Z=1（包括“嘗試過(guò)”，喜歡，很喜歡），代表已嘗試新零售。

從消費(fèi)者模型估計(jì)值分布散點(diǎn)來(lái)看，嘗試過(guò)新零售而選擇網(wǎng)購(gòu)生鮮農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)者數(shù)量顯著高于不選擇網(wǎng)購(gòu)的消費(fèi)者；而未嘗試新零售而不選擇網(wǎng)購(gòu)的消費(fèi)者數(shù)量也相對(duì)高于選擇網(wǎng)購(gòu)的消費(fèi)者。因此可以認(rèn)為，新零售模式對(duì)促進(jìn)消費(fèi)者選擇網(wǎng)購(gòu)生鮮農(nóng)產(chǎn)品具有促進(jìn)作用。

（三） 購(gòu)物體驗(yàn)影響生鮮品網(wǎng)購(gòu)的途徑

考慮到消費(fèi)特征因素為有序的分類(lèi)變量，本文分別以“門(mén)店質(zhì)量信任”“品牌信任”“網(wǎng)購(gòu)意愿”等消費(fèi)信任因素作為主要的影響途徑，分別納入被解釋變量，以“新零售嘗試”“往期網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物體驗(yàn)”等購(gòu)物體驗(yàn)為解釋變量，構(gòu)建回歸模型3、模型4 和模型5，并進(jìn)行有序Logistic 回歸，估計(jì)結(jié)果如表3 所示。從模型檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，各模型的似然比（LR）卡方值均在1%的水平上顯著，拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)。

從表3 中可以看出，“新零售嘗試”作為一種購(gòu)物體驗(yàn)，對(duì)“門(mén)店質(zhì)量信任”有負(fù)向影響，在5%水平上顯著；對(duì)“網(wǎng)購(gòu)嘗試意愿”有正向影響，在1%水平上顯著，分別驗(yàn)證了H9a 和H9b的假設(shè)?！巴谟绊憽睂?duì)“門(mén)店質(zhì)量信任”、品牌信任和“網(wǎng)購(gòu)嘗試意愿”均有顯著的正向影響，但原因各有不同。好的網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物體驗(yàn)?zāi)芴岣呦M(fèi)者對(duì)品牌的信賴(lài)和選擇網(wǎng)購(gòu)的意愿，而壞的網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物體驗(yàn)會(huì)惡化消費(fèi)者對(duì)網(wǎng)上產(chǎn)品的不信任，從而更偏好于門(mén)店購(gòu)買(mǎi)。網(wǎng)購(gòu)經(jīng)驗(yàn)對(duì)“門(mén)店質(zhì)量信任”有負(fù)向影響，對(duì)生鮮農(nóng)產(chǎn)品的網(wǎng)購(gòu)意愿有正向影響，符合預(yù)期理論。隨著網(wǎng)購(gòu)經(jīng)驗(yàn)的積累，消費(fèi)者逐漸消除了對(duì)網(wǎng)上生鮮農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量不可靠的偏見(jiàn)，加強(qiáng)了消費(fèi)者網(wǎng)購(gòu)的傾向。綜上所述，不同類(lèi)型的購(gòu)物體驗(yàn)均對(duì)消費(fèi)者信任因素產(chǎn)生顯著影響，從而進(jìn)一步影響消費(fèi)者網(wǎng)購(gòu)行為。消費(fèi)者信任在購(gòu)物體驗(yàn)與消費(fèi)者網(wǎng)購(gòu)行為之間起到了的部分中介的作用。

四、 結(jié)論與啟示

研究通過(guò)Logistic 回歸分析，基于是否有新零售購(gòu)物體驗(yàn)來(lái)細(xì)分消費(fèi)群體，探討了消費(fèi)者生鮮農(nóng)產(chǎn)品網(wǎng)購(gòu)行為的主要影響因素，著重分析新零售嘗試經(jīng)驗(yàn)對(duì)消費(fèi)者網(wǎng)購(gòu)行為的調(diào)節(jié)作用，并進(jìn)一步驗(yàn)證購(gòu)物體驗(yàn)對(duì)消費(fèi)者信任因素的影響。主要的結(jié)論如下。

表 3 網(wǎng)購(gòu)行為影響因素模型有序Logistic 回歸估計(jì)結(jié)果（N=526）

第一，購(gòu)物體驗(yàn)和消費(fèi)者信任是消費(fèi)者生鮮農(nóng)產(chǎn)品網(wǎng)購(gòu)行為的主要影響因素。其中，網(wǎng)購(gòu)經(jīng)驗(yàn)，新零售嘗試和品牌信任對(duì)網(wǎng)購(gòu)行為有顯著的正向影響；門(mén)店質(zhì)量信任對(duì)網(wǎng)購(gòu)行為有負(fù)向影響。

第二，消費(fèi)者信任在購(gòu)物體驗(yàn)與消費(fèi)者網(wǎng)購(gòu)行為的關(guān)系中起部分中介的作用。購(gòu)物體驗(yàn)通過(guò)對(duì)消費(fèi)者信任因素的影響而進(jìn)一步強(qiáng)化了對(duì)消費(fèi)者網(wǎng)購(gòu)行為的影響。其中，新零售嘗試對(duì)門(mén)店質(zhì)量信任產(chǎn)生負(fù)向影響，對(duì)網(wǎng)購(gòu)經(jīng)驗(yàn)產(chǎn)生正向影響，從而進(jìn)一步對(duì)網(wǎng)購(gòu)行為產(chǎn)生間接的正向影響?！巴谟绊憽睂?duì)網(wǎng)購(gòu)行為無(wú)顯著影響，但是對(duì)品牌信任和門(mén)店質(zhì)量信任有顯著的正向影響，從而對(duì)網(wǎng)購(gòu)行為產(chǎn)生間接的正/負(fù)向影響。

第三，消費(fèi)決策性格與也顯著影響消費(fèi)者網(wǎng)購(gòu)行為。配送時(shí)限和物流費(fèi)率范圍對(duì)消費(fèi)者網(wǎng)購(gòu)行為有顯著的正向影響。大部分消費(fèi)者認(rèn)為生鮮農(nóng)產(chǎn)品應(yīng)該在次日內(nèi)到達(dá)，物流配送費(fèi)率應(yīng)該低于10%，但絕大部分商家都做不到，致使消費(fèi)者放棄網(wǎng)上購(gòu)買(mǎi)生鮮產(chǎn)品。新零售模式克服了配送時(shí)間長(zhǎng)與物流費(fèi)用高的這兩個(gè)缺點(diǎn)，因此這兩個(gè)因素對(duì)網(wǎng)購(gòu)行為的影響變得不顯著。

綜上所述，生鮮農(nóng)產(chǎn)品的新零售模式能提高消費(fèi)者對(duì)網(wǎng)上生鮮產(chǎn)品質(zhì)量的信任，縮短配送時(shí)間，降低物流配送費(fèi)率，有效促使消費(fèi)者接受和選擇網(wǎng)購(gòu)方式，給消費(fèi)者帶來(lái)的體驗(yàn)是一種積極的購(gòu)物體驗(yàn)。

在理論意義上，本研究為后續(xù)購(gòu)物體驗(yàn)對(duì)消費(fèi)行為的影響的實(shí)證研究提供了一定的參考價(jià)值。在實(shí)踐意義上，本研究驗(yàn)證了新零售模式對(duì)生鮮農(nóng)產(chǎn)品電子商務(wù)發(fā)展的促進(jìn)作用，有利于政府機(jī)構(gòu)和企業(yè)管理者加強(qiáng)對(duì)新零售形態(tài)的重視。目前，由于經(jīng)營(yíng)成本較高，新零售生鮮電商主要在大型城市開(kāi)設(shè)門(mén)店，消費(fèi)需求還遠(yuǎn)遠(yuǎn)沒(méi)有滿(mǎn)足。建議相關(guān)企業(yè)可以采取與當(dāng)?shù)厣r門(mén)店合作的方式，加快對(duì)中小型城市地區(qū)的推廣。受冷鏈物流配送條件的限制，現(xiàn)有的傳統(tǒng)電子商務(wù)平臺(tái)中生鮮品類(lèi)（尤其是水產(chǎn)類(lèi)）反而大多數(shù)不支持中小城市的銷(xiāo)售，喪失了潛在的市場(chǎng)機(jī)會(huì)。建議相關(guān)企業(yè)考慮新零售模式來(lái)推進(jìn)中小型城市的生鮮電子商務(wù)業(yè)務(wù)。