王 嵩

（西安科技大學管理學院 陜西西安 710068）

引言

截至2019年6月，我國網(wǎng)民規(guī)模已達到8.54億人，其中手機網(wǎng)民人數(shù)也達到了8.47億人。互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展使我國的消費類型由過去的傳統(tǒng)消費為主，逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)橐曰ヂ?lián)網(wǎng)消費為主的消費方式。其中互聯(lián)網(wǎng)消費中移動端購物消費的人數(shù)又占據(jù)了絕大多數(shù)，在移動端消費更加方便、快捷，但隨之而來的問題就是消費者的沖動消費。

沖動消費是指消費者在購買商品時不經(jīng)過考慮而產(chǎn)生的沖動性購買行為，在我國半數(shù)以上的消費者均有過沖動性消費。那么為什么消費者會存在沖動消費，都有哪些因素會影響消費者的沖動消費。國內(nèi)外的專家學者對此進行了分析，有學者發(fā)現(xiàn)產(chǎn)生沖動消費的主要導火索是情緒波動，當情緒產(chǎn)生強烈波動時消費者往往會沖動消費。還有專家研究發(fā)現(xiàn)，導致沖動消費主要受到個人財務情況、個人性格以及教育背景的影響。雖然眾多專家對沖動消費進行了分析，但很少有學者將移動電商與沖動消費聯(lián)系起來進行分析?；诖?，本文通過建立相關(guān)實證模型，以消費者情緒作為中介變量，分析了移動電商與沖動消費之間的關(guān)系，為探討我國互聯(lián)網(wǎng)消費提供了理論依據(jù)。

研究基礎

（一）移動電商環(huán)境

環(huán)境包括消費環(huán)境和心理環(huán)境，其都會影響消費者的消費沖動，這不僅僅體現(xiàn)在傳統(tǒng)的消費方式中，在當今的移動電商環(huán)境下更是如此。當移動電商環(huán)境正向影響消費者心情時，能夠促進消費者的消費行為。比如，移動電商網(wǎng)頁出現(xiàn)音樂時，就能夠影響消費者的情緒波動，對消費者的消費行為會產(chǎn)生一定的影響。

（二）沖動消費意向

消費意向指消費者在了解商品過程中所具有的購買概率，通常情況下，消費者的消費意向分為積極消費意向和消極消費意向。而沖動消費意向具有明顯的突發(fā)性和沖動性，主要受到購買意愿的影響。購買意愿與沖動的購買行為之間具有一定正相關(guān)關(guān)系，當消費者具有強烈的購買意愿時，越容易出現(xiàn)沖動購買行為，但兩者之間又會受到其他因素的干擾。

（三）情緒

情緒是指個體對外界變化產(chǎn)生的反應和感情。當消費者受到購物刺激時，消費者不會直接產(chǎn)生沖動性消費，而是間接出現(xiàn)情緒波動。當消費者對商品具有強烈的情緒波動時，會促進消費者的沖動消費，當消費者對商品的情緒波動較為穩(wěn)定時，外部因素的變化對消費者的沖動消費的影響較小。所以，消費者在接觸商品時，具有不同的外界消費刺激，會產(chǎn)生不同的消費情緒，并引起不同的消費行為。

研究假設與研究設計

（一）研究假設

移動購物虛擬環(huán)境與情緒。在傳統(tǒng)的實體店鋪中，店鋪的環(huán)境和燈光效果都會影響消費者的情緒，使消費者在輕松愉快的環(huán)境中消費。而移動電商不再受到傳統(tǒng)銷售空間的限制，便能夠更大滿足消費者的購物需求。在當今移動電商平臺中，不僅存在能夠滿足消費者正常生活的日常用品，也存在大量的小眾產(chǎn)品，除了國內(nèi)產(chǎn)品還有海外商品，更大程度上滿足了不同需求的消費者，使消費者能夠在愉悅的環(huán)境下購物，正向的刺激消費者的消費情緒。

第一，知識性與情緒。消費者在利用移動購物平臺購物的過程中，通過簡單的搜索便能快速獲取想要商品的信息，這提高了消費者的購物效率，使消費者能在最短的時間內(nèi)找到自己的目標商品，使自己感到愉悅。此外，移動購物平臺也要豐富自己商品的內(nèi)容，可以幫助消費者了解更多的商品，利于消費體驗。但是，購物平臺要注意找到信息豐富性和搜索便捷性的平衡點，信息量過大容易使消費者產(chǎn)生反感，過于便捷則容易使消費者對產(chǎn)品產(chǎn)生不信任。故本文做如下假設：知識性對愉悅心理情緒具有促進作用（H1a），知識性對喚醒心理情緒具有促進作用（H1b）。

第二，互動性與情緒。傳統(tǒng)購物行業(yè)的互動性主要體現(xiàn)在消費者與銷售人員的溝通，而移動購物平臺的互動性主要體現(xiàn)在消費者與客服或者服務系統(tǒng)的溝通。通過互聯(lián)網(wǎng)的溝通更加的方便快捷，節(jié)省了消費者的購物時間，增強了消費者的消費體驗，讓消費者的消費體驗更加愉悅。故本文做如下假設：互動性對愉悅心理情緒具有促進作用（H2a），互動性對喚醒心理情緒具有促進作用（H2b）。

第三，易用性與情緒。在傳統(tǒng)購物行業(yè)中，若銷售人員能快速找到消費者的目標商品，則有利于提高消費者的消費體驗。這在移動購物平臺中也是如此，消費者能夠用最短的時間、最少的精力使自己無壓力的選購目標商品，這將對消費者的消費情緒起到正向作用。但如果消費者在購物過程中消耗的時間過長，購物平臺檢索效率低下，那么將不利于消費者的消費情緒。故本文做如下假設：易用性對愉悅心理情緒具有促進作用（H3a），易用性對喚醒心理情緒具有促進作用（H3b）。

第四，娛樂性與情緒。在當今的移動購物平臺中，融入了大量的娛樂因素，比如在購入平臺中融入模擬仿真，或者新型HR體驗等，并且這些信息娛樂體驗讓消費者不受時間與空間的限制，使消費者在購物的過程中感受到趣味性。有趣的購物平臺、具有創(chuàng)意的網(wǎng)頁設計或者動畫，都會正向引導消費者的情緒，提高消費者的消費體驗。故本文做如下假設：娛樂性對愉悅心理情緒具有促進作用（H4a），娛樂性對喚醒心理情緒具有促進作用（H4b）。

心理因素與沖動消費意向。消費者在購買商品時，不僅僅要滿足日常的生活需求，而且要滿足心理和情感上的需求。即心理因素往往也會影響消費者的消費傾向。當消費者對商品消費比較理性時，則對商品的考慮因素也會增多；當消費者對商品產(chǎn)生強烈的情緒和積極態(tài)度時，那么往往會出現(xiàn)沖動消費意向。故本文做如下假設：愉悅心理情緒對沖動消費意向具有促進作用（H5a），喚醒心理情緒對沖動消費意向具有促進作用（H5b）。

心理情緒的中介作用。之前敘述過，當消費者對商品產(chǎn)生強烈刺激時，不會直接導致消費者產(chǎn)生沖動性消費，而會通過商品刺激影響到消費者心情，進而使消費者產(chǎn)生沖動性消費行為。在移動電商中，網(wǎng)絡平臺的運營環(huán)境和服務也會影響消費者的消費情緒，對沖動性消費產(chǎn)生不同的影響。故本文做如下假設：心理情緒對沖動消費意向具有中介作用（H6）。

購物導向的調(diào)節(jié)作用。商品的購物導向會影響消費者對商品的刺激，從而間接影響消費者的消費傾向，所以說購物導向是消費者在消費過程中的調(diào)節(jié)劑。在購物導向中，存在著一種享樂導向，這種導向能夠給消費者帶來主觀上的娛樂和刺激感，能夠促進消費者產(chǎn)生沖動性消費。故本文提出如下假設：享樂主義導向?qū)οM者心理情緒和沖動消費意向具有調(diào)節(jié)作用（H7）。

（二）研究設計

問卷設計。本文對各種數(shù)據(jù)變量的選取采用問卷調(diào)查的方式，本文詳細解釋了4個研究假設，并結(jié)合以往的文獻研究方法，設計了調(diào)查問卷。通過問卷中的知識性與情緒、互動性與情緒、易用性與情緒、娛樂性與情緒，得出移動網(wǎng)絡平臺的環(huán)境與情緒之間的關(guān)系，通過心理變化分析心理因素與沖動消費意向之間的關(guān)系，其中以單維度方法分析購物導向的調(diào)節(jié)作用和心理情緒的中介作用。

在對問卷內(nèi)容進行分析之前，首先要進行預檢測分析調(diào)查問卷的可靠程度和有效性檢驗。本文利用SPSS 21.0計算了數(shù)據(jù)變量中的Cronbach`s α值，若結(jié)果值大于0.6，說明該值的可信度較高，可以采用；若結(jié)果小于0.6，說明該值的可信度較低，需將該值剔除。本文采用此種方法將Cronbach`s α值小于0.6的剔除后得到新的Cronbach`s α值，在移動購物平臺環(huán)境中，知識性為0.865，互動性為0.882，易用為0.881，娛樂性為0.941；在心理情緒中，愉悅為0.992，喚醒為0.737；在沖動性購買意愿中，沖動性購買意愿為0.921；在購物導向中，享樂主義導向為0.937。根據(jù)結(jié)果說明上述變量是可信的，可以進行分析。

問卷發(fā)放。根據(jù)Cronbach`s α值所涉及到的變量設計調(diào)查問卷，并通過qq、微信以及郵件等方式對外發(fā)送。本次發(fā)送調(diào)查問卷380份，回收問卷350份，其中有效問卷330份。

實證分析

（一）統(tǒng)計性描述

根據(jù)330份問卷調(diào)查結(jié)果，本文對移動電商環(huán)境中調(diào)查人的性別、年齡分布、學歷、瀏覽網(wǎng)頁時間和網(wǎng)購經(jīng)驗進行分析。在這330份調(diào)查問卷中，女性占比達到了50%以上，年齡主要分布在21-30歲，學歷分布中本科比例最多，為49.13%，其次是研究生以上為33.45%，瀏覽時間主要分布在1個小時以下，占72.52%；網(wǎng)購經(jīng)驗主要為3年以上占81.66%。根據(jù)以上結(jié)果可以知道，目前移動電商用戶中女性居多，主要為21-30歲，本科及以上學歷有三年以上的網(wǎng)購經(jīng)歷，每次網(wǎng)購時間主要在1個小時以下。這也符合我國當代年輕人的網(wǎng)購習慣，且網(wǎng)購經(jīng)驗豐富，具有一定的好奇和冒險精神，容易產(chǎn)生沖動性消費。

（二）正式問卷信度與效度分析

本文在分析各數(shù)據(jù)變量關(guān)系之前，要對正式的問卷信度和效度進行分析，只有當信度和效度均符合標準后才能進行下一步分析。

信度分析。本文根據(jù)SPSS 21.0軟件中Cronbach`s α值的結(jié)果進行分析，根據(jù)計算結(jié)果表明，知識性的結(jié)果為0.852，互動性結(jié)果為0.855，易用性結(jié)果為0.882，娛樂性結(jié)果為0.971，愉悅結(jié)果為0.912，喚醒結(jié)果為0.927，沖動性購買意向結(jié)果為0.841，享樂主義導向結(jié)果為0.868。根據(jù)以上數(shù)據(jù)變量的Cronbach`s α值，發(fā)現(xiàn)其結(jié)果均大于0.7，說明本文中數(shù)據(jù)變量均具有較高的可信度。

效度分析。之前對數(shù)據(jù)變量進行了信度分析，結(jié)果表明本文中的數(shù)據(jù)變量具有較高的信度。接下來，本文對數(shù)據(jù)變量進行效度分析，確定數(shù)據(jù)變量是否適合作為變量因子。

第一，虛擬環(huán)境因子。本文利用KMO檢驗和Bartlett`s球形檢驗對虛擬環(huán)境因子進行分析，利用SPSS軟件得出虛擬環(huán)境因子的檢驗值，根據(jù)結(jié)果得出，虛擬環(huán)境因子的KMO檢驗值為0.767，Bartlett`s球形檢驗的值為1672，且Sig.（顯著性水平）的值為0，根據(jù)KMO檢驗大于0.7可知，本文中的虛擬環(huán)境因子均適合作為變量因子。

第二，心理情緒因子分析。本文利用KMO檢驗和Bartlett`s球形檢驗對虛擬環(huán)境因子進行分析，利用SPSS軟件得出心理情緒因子的檢驗值，根據(jù)結(jié)果得出，心理情緒因子的KMO檢驗值為0.759，Bartlett`s球形檢驗的值為1525，且Sig.的值為0。根據(jù)KMO檢驗大于0.7可知，本文中的心理情緒因子均適合作為變量因子。

第三，沖動性購買意向因子分析。本文利用KMO檢驗和Bartlett`s球形檢驗對沖動性購買意向因子進行分析，利用SPSS軟件得出沖動性購買意向因子的檢驗值。根據(jù)結(jié)果得出，沖動性購買意向因子的KMO檢驗值為0.724，Bartlett`s球形檢驗的值為431，且Sig.的值為0，根據(jù)KMO檢驗大于0.7可知，本文中的沖動性購買意向因子均適合作為變量因子。

表1 虛擬環(huán)境變量因子與愉悅的回歸結(jié)果

第四，享樂主義購物導向因子分析。本文利用KMO檢驗和Bartlett`s球形檢驗對享樂主義購物導向因子進行分析，利用SPSS軟件得出享樂主義購物導向因子的檢驗值。根據(jù)結(jié)果得出，享樂主義購物導向因子的KMO檢驗值為0.855，Bartlett`s球形檢驗值為792，且Sig.的值為0，根據(jù)KMO檢驗大于0.7可知，本文中的享樂主義購物導向因子均適合作為變量因子。

（三）假設檢驗與分析

虛擬環(huán)境與心理情緒關(guān)系。第一，虛擬環(huán)境與愉悅的關(guān)系。之前驗證了變量因子的信度和效度，根據(jù)結(jié)果本文將對各變量因子之間的關(guān)系進行分析。首先，本文對移動電商虛擬環(huán)境中的四個變量因子與愉悅之間的關(guān)系進行回歸分析，其分析結(jié)果如表1所示。

表1為虛擬環(huán)境變量因子與愉悅的回歸結(jié)果。由表1可知，R2值經(jīng)過調(diào)整后的結(jié)果為0.481，F(xiàn)統(tǒng)計值小于0.01顯著水平，為76.611，這說明虛擬環(huán)境變量與愉悅之間具有顯著關(guān)系。此外，當標準系數(shù)β=0.318、p＜0.01時，本文H1a假設成立，說明移動電商環(huán)境的知識性對消費者的愉悅情緒具有促進作用，即移動電商環(huán)境越清晰豐富越能夠使消費者感到快樂。當標準系數(shù)β=0.313、p＜0.01時，本文H2a假設成立，說明移動電商環(huán)境的互動性對消費者的愉悅情緒具有促進作用，即在移動電商虛擬環(huán)境中與顧客互動反饋的越多，越能夠使消費者感到快樂。當標準系數(shù)β=0.314、p＜0.01時，本文H3a假設成立，說明移動電商環(huán)境的易用性對消費者的愉悅情緒具有促進作用，即移動電商平臺的導航越明了，操作越簡單，越能夠使消費者感到快樂。當標準系數(shù)β=0.411、p＜0.01時，本文H4a假設成立，說明移動電商環(huán)境的娛樂性對消費者的愉悅情緒具有促進作用，即移動電商網(wǎng)頁娛樂性越強，越能夠使消費者感到快樂。結(jié)合虛擬環(huán)境因子與愉悅情緒之間系數(shù)關(guān)系可以得到公式：愉悅=0.318知識性+0.313互動性+0.314易用性+0.411娛樂性。

第二，虛擬環(huán)境與喚醒情緒的關(guān)系。本文對移動電商虛擬環(huán)境中的四個變量因子與喚醒之間的關(guān)系進行回歸分析，其分析結(jié)果如表2所示。

表2為虛擬環(huán)境變量因子與喚醒的回歸結(jié)果。由表2可知，R2值經(jīng)過調(diào)整后的結(jié)果為0.392，F(xiàn)統(tǒng)計值小于0.01顯著水平，為49.671，這說明虛擬環(huán)境變量與愉悅之間具有顯著關(guān)系。此外，當標準系數(shù)β=0.257、p＜0.01時，本文H1b假設成立，說明移動電商環(huán)境的知識性對消費者的喚醒情緒具有促進作用，即移動電商環(huán)境越清晰豐富越能夠刺激消費者的喚醒情緒。當標準系數(shù)β=0.071、p＞0.01時，本文H2b假設不成立。當標準系數(shù)β=0.045、p＞0.01時，本文H3b假設不成立。當標準系數(shù)β=0.612、p＜0.01時，本文H4b假設成立，說明移動電商環(huán)境的娛樂性對消費者的喚醒情緒具有促進作用，即移動電商網(wǎng)頁娛樂性越強越能夠刺激消費者的喚醒情緒。結(jié)合虛擬環(huán)境因子與喚醒之間的系數(shù)關(guān)系可以得到公式：愉悅=0.257知識性+0.612娛樂性。

心理情緒與沖動性消費意向的關(guān)系。上文分析了移動電商虛擬環(huán)境與心理情緒之間的關(guān)系，接下來本文對心理情緒與沖動性消費意向之間進行回歸分析，其結(jié)果如表3所示。

表3為心理情緒與沖動性購買意向的回歸結(jié)果。由表3可知，R2值經(jīng)過調(diào)整后的結(jié)果為0.275，F(xiàn)統(tǒng)計值小于0.01顯著水平，為27.812，這說明心理情緒與沖動性購買意向之間具有顯著關(guān)系。此外，當標準系數(shù)β=0.282、p＜0.01時，本文H5a假設成立，說明愉悅心理對沖動性購買意向具有促進作用，即消費者心理越愉悅越容易產(chǎn)生沖動性購買意向。當標準系數(shù)β=0.475、p＜0.01時，本文H5b假設成立，說明喚醒情緒對沖動性購買意向具有促進作用，即越刺激消費者喚醒情緒的產(chǎn)生，越容易產(chǎn)生沖動性購買意向。

心理情緒的中介作用。本文之前分析了移動電商虛擬環(huán)境與心理情緒之間的關(guān)系，以及心理情緒與沖動性消費意向之間的關(guān)系，這其中將心理情緒作為了中介。為分析心理情緒的中介作用，本文建立了三種模型，第一種將移動電商虛擬環(huán)境中的變量因子作為自變量，將沖動性購買意向作為因變量；第二種將移動電商虛擬環(huán)境中的變量因子作為自變量，將情緒作為因變量；第三種將移動電商虛擬環(huán)境中的變量因子和情緒作為自變量，將沖動性購買意向作為因變量。根據(jù)模型進行回歸分析，其結(jié)果如表4所示。

表4為心理情緒中介作用的回歸結(jié)果。由表4可知，三個模型均具有不同的顯著特征。模型一中，知識性的回歸結(jié)果不具有明顯的顯著性，說明在分析心理情緒中介作用時不考慮知識性的影響。在模型二中，移動電商虛擬環(huán)境因子均具有明顯的顯著性。而在模型三中，僅有心理情緒具有明顯的顯著性。三種模型得出三種不同的顯著特征，說明本文H6假設是部分成立的，即在移動電商虛擬環(huán)境對沖動消費意向的影響中，心理情緒的中介作用只起到了部分作用。

（四）享樂主義導向作用

享樂導向?qū)τ鋹偱c沖動消費意向的調(diào)節(jié)。為分析享樂主義的導向作為，本文設計兩個模型，將愉悅和享樂主義作為模型一，將模型一和愉悅與享樂主義的相互作用作為模型二，其結(jié)果如表5所示。

表5為享樂主義對愉悅與沖動消費意向的調(diào)節(jié)回歸結(jié)果。由表5可知，在模型一中愉悅的非標準系數(shù)β=0.522、p＜0.01，說明此時愉悅對沖動消費意向顯著，而享樂的調(diào)節(jié)導向作用不顯著。在模型二中，非標準系數(shù)β=0.558、p＜0.01，同樣愉悅對沖動消費意向顯著，享樂的調(diào)節(jié)導向作用不顯著。而愉悅和享樂主義交互項的β=0.252，對愉悅與沖動消費意向顯著，即愉悅和享樂主義交互對愉悅與沖動消費意向之間的關(guān)系具有促進作用。

表2 虛擬環(huán)境變量因子與喚醒的回歸結(jié)果

表3 心理情緒與沖動性購買意向的回歸結(jié)果

表4 心理情緒中介作用回歸結(jié)果

表5 享樂主義對愉悅與沖動消費意向的調(diào)節(jié)回歸結(jié)果

表6 享樂導向?qū)拘雅c沖動消費意向的調(diào)節(jié)回歸結(jié)果

享樂導向?qū)拘雅c沖動消費意向的調(diào)節(jié)。之前分析了享樂導向?qū)τ鋹偱c沖動消費意向的調(diào)節(jié)，以下將對喚醒與沖動消費意向的調(diào)節(jié)進行分析。結(jié)合之前的分析過程，同樣設計兩個模型，將喚醒和享樂主義作為模型一，將模型一和喚醒與享樂主義相互作用作為模型二，其結(jié)果如表6所示。

表6為享樂導向?qū)拘雅c沖動消費意向的調(diào)節(jié)回歸結(jié)果。由表6可知，結(jié)果與表5的結(jié)果相似，在模型一中喚醒的非標準系數(shù)β=0.618、p＜0.01，說明此時喚醒對沖動消費意向顯著，而享樂的調(diào)節(jié)導向作用不顯著。在模型二中，非標準系數(shù)β=0.586、p＜0.01，同樣喚醒對沖動消費意向顯著，享樂的調(diào)節(jié)導向作用不顯著。而喚醒和享樂主義交互項的β=0.233，對喚醒與沖動消費意向顯著，即喚醒和享樂主義交互對喚醒與沖動消費意向之間的關(guān)系具有促進作用。

結(jié)合表5與表6的結(jié)果可知，愉悅和享樂主義交互對愉悅與沖動消費意向之間關(guān)系具有促進作用，喚醒和享樂主義交互對喚醒與沖動消費意向之間關(guān)系具有促進作用。即享樂主義確實在其中起到了調(diào)節(jié)作用，本文H7假設成立，即消費者在瀏覽移動購物平臺時，平臺引導所產(chǎn)生的情緒變化會容易使消費者產(chǎn)生沖動消費。

結(jié)論與建議

本文通過建立回歸模型，具體分析了移動電商環(huán)境中各個影響因子與沖動消費意向之間的關(guān)系。得到以下結(jié)論：第一，移動電商環(huán)境的知識性、互動性、易用性和娛樂性對消費者的愉悅情緒均起到了促進作用；第二，移動電商環(huán)境的知識性和娛樂性對消費者的喚醒情緒起到了促進作用；第三，愉悅心理和喚醒情緒容易刺激消費者產(chǎn)生沖動消費意向；第四，在移動電商虛擬環(huán)境對沖動消費意向的影響中，心理情緒只起到部分中介作用；第五，享樂主義的引導所產(chǎn)生的情緒變化容易使消費者產(chǎn)生沖動消費。

為了促進我國移動電商的健康發(fā)展，為我國經(jīng)濟的騰飛注入新的活力。首先，移動電商平臺應該注重娛樂化的發(fā)展，通過實現(xiàn)購物平臺娛樂化吸引更多的消費者，例如在消費者領(lǐng)取紅包時設置簡單的游戲，引導消費者通過搖一搖抽獎、分享好友獲得抽獎機會等方式領(lǐng)取紅包，這既具有一定的趣味性，也能夠滿足消費者的社交需求，還能夠提高自身的知名度。第二，設計簡明快捷的移動購物客戶端，簡單明了、方便操作的移動客戶端能夠提高用戶的消費體驗，而且簡潔的購物網(wǎng)頁不容易使消費者產(chǎn)生視覺疲勞。因此，移動電商經(jīng)營主體需要在信息的詳細與簡潔之間尋找平衡點，使得消費者能夠快速找到所需商品。第三，移動電商應該加強與消費者之間的互動，讓消費者感覺到一個“有溫度”“活躍”的平臺，拉近與消費者之間的距離，不單單是為了提高雙方的效率，也是增進與消費者之間的感情，這對消費者的沖動性消費起到了一定的促進作用。因此，移動電商經(jīng)營主體應當重視提升客服人員的響應速度與質(zhì)量，使得消費者感知到客服人員正在認真解決自身提出的問題。