胡洪林， 戴歐陽

(桂林信息科技學院， 廣西 桂林 541004)

生鮮農(nóng)產(chǎn)品俗稱“生鮮三品”，即蔬果、肉類、水產(chǎn)品。生鮮農(nóng)產(chǎn)品具有易腐蝕性、季節(jié)性、區(qū)域性和價值損耗快等特點。傳統(tǒng)的生鮮農(nóng)產(chǎn)品流通體系中涉及較多環(huán)節(jié),各環(huán)節(jié)間銜接不暢、產(chǎn)品保鮮技術有限、運輸條件較差等因素導致大量生鮮農(nóng)產(chǎn)品在流通過程中可能存在腐爛、變質(zhì)等現(xiàn)象。隨著我國農(nóng)產(chǎn)品電子商務的發(fā)展，利用電子商務手段在互聯(lián)網(wǎng)上銷售生鮮農(nóng)產(chǎn)品[1]成為生鮮農(nóng)產(chǎn)品銷售的主要方式之一，也衍生出線上線下物流相融合的新零售模式。盡管在該模式中生鮮農(nóng)產(chǎn)品電商的競爭優(yōu)勢明顯，但在消費者購物體驗環(huán)節(jié)仍存在問題[2]。汪苗苗[3]認為，生鮮農(nóng)產(chǎn)品電商存在產(chǎn)業(yè)鏈長和物流過程中產(chǎn)品損耗大的問題。雖然生鮮農(nóng)產(chǎn)品電商的出現(xiàn)給消費者帶來便利，但仍受限各種因素的制約，導致其發(fā)展并不理想。

近年來，隨著生活節(jié)奏的加快，同時移動互聯(lián)網(wǎng)和手機智能設備的快速發(fā)展，消費者常會利用零散時間使用移動終端設備接收信息，且傳統(tǒng)的“文字”或者“文字+圖片”形式已不能滿足消費者的需求，快節(jié)奏、碎片化的短視頻應運而生。通過短視頻可實現(xiàn)創(chuàng)作者和消費者間的互動，眾多三農(nóng)創(chuàng)業(yè)者通過拍攝短視頻的方式銷售當?shù)厣r農(nóng)產(chǎn)品，可跳過農(nóng)產(chǎn)品流通的中間批發(fā)環(huán)節(jié)，有利于保護農(nóng)戶的利益。同時，越來越多的消費者在快手、抖音、西瓜視頻等短視頻平臺上購買當?shù)厣r農(nóng)產(chǎn)品，使通過短視頻平臺網(wǎng)購生鮮農(nóng)產(chǎn)品成為新興的農(nóng)產(chǎn)品電商模式，對促進生鮮農(nóng)產(chǎn)品電子商務的發(fā)展也具有積極意義[4]。

相較于傳統(tǒng)的生鮮農(nóng)產(chǎn)品電商，對“短視頻+農(nóng)產(chǎn)品”電商模式的研究相對較少。由于滿意度是影響消費者購買行為的重要因素，因此，結合現(xiàn)階段生鮮農(nóng)產(chǎn)品電商新模式的發(fā)展態(tài)勢，從產(chǎn)品屬性、交流互動、視頻拍攝質(zhì)量和物流及售后服務4個維度，分析消費者在短視頻平臺上購買生鮮農(nóng)產(chǎn)品滿意度的影響因素，據(jù)此提出促進消費者在短視頻平臺上購買生鮮農(nóng)產(chǎn)品行為的對策，為更好發(fā)揮短視頻平臺在生鮮農(nóng)產(chǎn)品銷售中的渠道作用提供參考。

1 數(shù)據(jù)來源與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來自西瓜視頻和快手等app購買過生鮮農(nóng)產(chǎn)品消費者的問卷調(diào)查，調(diào)查時間為2020年4月5日至5月30日，發(fā)放問卷401份，獲得有效問卷350份，有效問卷率87.3%。

1.2 研究方法

有研究表明，產(chǎn)品屬性、配送效率、價格、便利性[6]、消費者個人屬性[7]能夠影響消費者網(wǎng)購生鮮農(nóng)產(chǎn)品；其中，互動性[8]、購買便利性與產(chǎn)品價格[9]對消費者網(wǎng)購生鮮特色農(nóng)產(chǎn)品的意愿具有顯著影響。而物流服務質(zhì)量、網(wǎng)站設計質(zhì)量、溝通和信任傾向正向影響消費者的信任[10]。另外，消費者的客戶購物經(jīng)歷也會影響其未來的購買行為，包括回購意向[11]。因此，根據(jù)對消費者滿意度、忠誠度以及影響因素相關文獻的梳理，基于滿意度理論和結構方程原理建立結構模型，分析短視頻平臺消費者網(wǎng)購生鮮農(nóng)產(chǎn)品滿意度的影響因素。模型的一般形式表示：

x=Λxξ+δ

y=Λxη+ε

η=Bη+Γξ+ξ

式中，ξ和η分別表示外生潛變量和內(nèi)生潛變量，x為ξ的觀測變量，y為η的觀測變量。Λx和Λy分別表示相應潛變量的回歸系數(shù)，δ和ε為誤差項。B和Γ分別表示外生潛變量和內(nèi)生潛變量的路徑系數(shù)，ζ表示干擾矩陣。

運用極大似然法對模型的路徑系數(shù)進行參數(shù)估計，以GFI(擬合優(yōu)度指數(shù))、AGFI(修正的擬合優(yōu)度指數(shù))、NFI(正規(guī)擬合指數(shù))、TLI(非正規(guī)適配指數(shù))、IFI(成長適配指數(shù))、CFI(相對擬合指數(shù))和RMSEA(近似誤差的平方根)對模型的擬合度進行檢驗。同時，使用AMOS軟件繪制模型的全路徑圖。

模型變量及其量表設計見表1。為保證變量數(shù)據(jù)的可靠性，進而確保模型擬合度評價和假設檢驗的有效性，利用SPSS 17.0進行量表的信度和效度檢驗。信度檢驗采用Cronbach’s Alpha系數(shù)檢查調(diào)查問卷研究變量在各個測量題項上的一致性程度?？偭勘淼男哦认禂?shù)一般在0.8以上，分量表的信度系數(shù)在0.7以上[12-13]。效度檢驗通過探索性因子分析對量表進行KMO和Bartlett’s球形檢驗[14]。

表1 結構方程模型的變量及其量表設計

2 結果與分析

2.1 調(diào)查樣本的個體特征

從表2可知，調(diào)查樣本中，男性占比49.7%，女性占比50.3%，男女比例基本相等。使用短視頻平臺購物的人群一般是受過一定教育的中青年，調(diào)查樣本也體現(xiàn)出這一特征，年齡在18～40歲的樣本占比68.2%，大專以上受教育水平的占比85.1%。

表2 調(diào)查樣本的描述性統(tǒng)計

2.2 調(diào)查樣本在短視頻平臺購買生鮮農(nóng)產(chǎn)品的原因

對于在短視頻平臺購買當?shù)厣r農(nóng)產(chǎn)品的原因，選擇價格低的樣本最多，占比42.9%；其次是產(chǎn)品新鮮，樣本占比40.3%；選擇好奇，想嘗試、健康安全、營養(yǎng)價值高、體驗參與感強的樣本占比分別為35.7%、32.3%、29.4%和28.3%。同時，有33.1%的樣本認為在短視頻平臺上購買生鮮農(nóng)產(chǎn)品可以支持當?shù)剞r(nóng)業(yè)發(fā)展。綜合來看，消費者在短視頻平臺購買當?shù)厣r農(nóng)產(chǎn)品首先考慮的是農(nóng)產(chǎn)品價格和質(zhì)量。有研究表明，網(wǎng)購生鮮農(nóng)產(chǎn)品雖然便捷，但消費者不會因此降低對生鮮農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量要求[5]。

2.3 男女樣本對各調(diào)查項的評價結果

由表3可知，調(diào)查中男性和女性樣本對各調(diào)查項的評價存在一定差異。男性對產(chǎn)品屬性、視頻拍攝質(zhì)量、物流及售后服務的評價高于女性，女性對交流互動調(diào)查項的評價略高于男性，一定程度上說明，在短視頻平臺購物中女性更加注重情感的交流。

表3 獨立樣本T檢驗

2.3 消費者滿意度的結構方程模型

2.2.1 變量數(shù)據(jù)的可靠性檢驗

1) 信度檢驗。從表4可知，產(chǎn)品屬性、交流互動、視頻拍攝質(zhì)量、物流及售后服務、滿意度和忠誠度的Cronbach’s Alpha系數(shù)分別為0.843、0.786、0.849、0.806、0.853和0.859，均大于0.7，表明變量具有良好的內(nèi)部一致性信度。校正的項總計相關性均大于0.5，表明測量題項符合研究要求。

表4 變量的信度檢驗

2) 效度檢驗。經(jīng)檢驗，KMO=0.877，大于0.7；Bartlett球形度檢驗的近似卡方為3 256.534，Sig值為0.000<0.05，表明問卷數(shù)據(jù)符合因子分析的前提。從表5看出，因子分析提取的6個成分，其解釋能力分別為14.475%、12.614%、12.532%、11.849%、11.697%和11.198%，總解釋能力74.365%>50%，表明其具有良好的代表性。同時，從表6可知，各個測量題項的因素負荷量均大于0.5，且交叉載荷均小于0.4，表明量表具有良好的結構效度。

表5 因子分析的解釋總方差

表6 變量的旋轉成分矩陣

2.2.2 各因素與消費者滿意度的路徑關系 由圖1可知，產(chǎn)品屬性、交流互動、視頻拍攝質(zhì)量、物流及售后服務4個該因變量與作為中間變量的消費者滿意度存在路徑關系，后者與作為結果變量的消費者忠誠度之間也存在路徑關系。

圖1 消費者滿意度結構方程模型的全路徑

模型的CMIN/DF為1.423<3，GFI、AGFI、NFI、TLI、IFI、CFI分別為0.944、0.925、0.940、0.981、0.977和0.981，均大于0.9，RMSEA為0.035<0.08，即多數(shù)擬合指標均符合一般結構方程模型研究的標準，因此可認為研究所建立的模型具有較好的配適度。由表7可知，產(chǎn)品屬性、交流互動、物流及售后服務對消費者滿意度的標準化系數(shù)分別為0.226、0.155和0.207，且P值均小于0.05，表明上述因素對滿意度具有顯著的正影響；視頻拍攝質(zhì)量對滿意度的標準化系數(shù)為0.273且在0.1%水平顯著，表明其對滿意度具有極顯著的正影響。同時，消費者滿意度對忠誠度具有極顯著的正影響，標準化系數(shù)為0.468。

表7 結構方程模型的路徑關系及標準化系數(shù)

3 結論

對短視頻平臺購買當?shù)厣r農(nóng)產(chǎn)品的174名男性和176名女性的問卷調(diào)查得出，影響其購買意愿的主要原因是產(chǎn)品價格低、新鮮和出于好奇。男性消費者更看重產(chǎn)品屬性、視頻拍攝質(zhì)量和物流及售后服務，女性更注重情感的交流。從短視頻平臺購買當?shù)厣r農(nóng)產(chǎn)品滿意度的影響因素看，產(chǎn)品屬性對滿意度具有顯著的正向影響；交流互動、視頻拍攝質(zhì)量、物流及售后服務對滿意度具有極顯著的正向影響；滿意度對忠誠度具有極顯著的正向影響。基于此，為推動短視頻平臺生鮮農(nóng)產(chǎn)品的銷售，積極引導消費者的購買行為，促進農(nóng)村地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品銷售實現(xiàn)轉型，提出以下對策。

3.1 實行消費群體的差異化管理

針對不同性別、不同年齡段的消費者進行不同的管理。研究表明，女性消費者相對男性消費者更加注重互動交流，同時短視頻平臺購買生鮮農(nóng)產(chǎn)品的消費者年齡分布在18～25歲，因此，針對該年齡段的女性消費者，需在視頻推送信息方面更加注重生鮮農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)過程、營養(yǎng)價值的介紹以及對食用方法進行現(xiàn)場演示。

3.2 提高視頻拍攝質(zhì)量

在影響消費者滿意度的4個因素中，視頻拍攝質(zhì)量對消費者滿意度的影響最大。因此，可通過提高視頻中農(nóng)產(chǎn)品描述的文案質(zhì)量和拍攝內(nèi)容的真實性、豐富性，讓消費者看到農(nóng)產(chǎn)品真實的種植過程、生長情況以及后期加工的情況，以有效提高消費者的觀看興趣和購買欲望。

3.3 組織多種方式的優(yōu)惠活動

消費者在短視頻平臺上購買生鮮農(nóng)產(chǎn)品最看重價格，在確保生鮮農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的前提下，通過團購、組合購的方式設置價格優(yōu)惠，一方面能讓消費以更優(yōu)惠的價格買到高質(zhì)量生鮮農(nóng)產(chǎn)品，另一方面能提高生鮮農(nóng)產(chǎn)品銷量，實現(xiàn)農(nóng)戶和消費者雙贏。同時，調(diào)查中發(fā)現(xiàn)有1/3的消費者認為在平臺上購買生鮮農(nóng)產(chǎn)品可支持當?shù)剞r(nóng)業(yè)發(fā)展。因此，政府可加大“以購代捐”、“村播計劃”、電商精準扶貧產(chǎn)銷會等各種農(nóng)商互聯(lián)的精準扶貧活動的支持力度，帶動生鮮農(nóng)產(chǎn)品銷售，增加農(nóng)戶收入，促進當?shù)剞r(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展。

3.4 加強對農(nóng)村電商的人力資源扶持

政府在鼓勵銷售網(wǎng)紅和相關平臺幫銷農(nóng)產(chǎn)品的同時，需積極運用各方力量，為鄉(xiāng)村建立視頻制作及電商領域的專業(yè)人員隊伍，同時培育一批懂電商、知市場的新型職業(yè)農(nóng)民，為發(fā)展短視頻平臺銷售生鮮農(nóng)產(chǎn)品模式提供有力的人力支撐。