張振萍

(鄭州工商學(xué)院 河南鄭州 451400)

隨著5G技術(shù)的飛速發(fā)展，網(wǎng)絡(luò)直播購物規(guī)模快速擴大，直播平臺的本地生活服務(wù)更是迅速擴張。網(wǎng)上直播購物熱潮的背后，影響消費者參與直播購物的原因和動機是什么，哪些因素會影響消費者的購買行為及購買決策呢？本文試圖從網(wǎng)絡(luò)直播購物特征對消費者購買意愿影響的角度分析，將感知價值、預(yù)期后悔分別作為中介變量和調(diào)節(jié)變量，考察影響消費者購買意愿的過程。

1 模型構(gòu)建與研究假設(shè)

1.1 研究模型

本文基于S-O-R模型，把實時性、互動性、社交性作為網(wǎng)絡(luò)直播購物特征帶來的外界刺激，變量設(shè)定為顧客感知價值、預(yù)期后悔，構(gòu)建本文的理論模型，具體如圖1所示。

圖1 研究模型

1.2 研究假設(shè)

1.2.1 網(wǎng)絡(luò)直播購物特征對消費者購買意愿的影響

在直播購物模式下，消費者既可通過主播了解產(chǎn)品或服務(wù)的各種信息，又可從主播與粉絲、粉絲與粉絲的互動中了解到更多“內(nèi)幕”信息，打破信息壁壘，大幅降低消費前不確定性風(fēng)險感，刺激消費者購買欲望。例如，珠寶玉器直播購物、退休及升學(xué)規(guī)劃服務(wù)類直播等。

此外，主播還可以實時通過開放麥克風(fēng)、回復(fù)評論、彈幕等與粉絲互動，粉絲不僅可與主持人實時互動，還能通過對話、評論，甚至刷禮物的行為與其他消費者互動。

網(wǎng)絡(luò)直播購物不僅提供了更豐富、立體的產(chǎn)品信息，還實現(xiàn)了主播與觀眾、觀眾與觀眾之間的即時溝通，是網(wǎng)上購物和社交的結(jié)合體，與傳統(tǒng)網(wǎng)上購物相比有實時性、互動性和社交性特點。

這種網(wǎng)絡(luò)直播購物特征的刺激會影響消費者的內(nèi)在情感，從而使消費者購買意愿得到提高，故提出以下假設(shè)：

H1：網(wǎng)絡(luò)直播購物特征顯著正向影響消費者購買意愿；

H1a：實時性顯著正向影響消費者購買意愿；

H1b：互動性顯著正向影響消費者購買意愿；

H1c：社交性顯著正向影響消費者購買意愿。

1.2.2 顧客感知價值在網(wǎng)絡(luò)直播購物特征與消費者購買意愿間起中介作用

顧客感知價值是顧客對企業(yè)提供的產(chǎn)品或服務(wù)所具有價值的主觀認知，與傳統(tǒng)意義上的顧客價值概念不同。消費者主要通過感覺和知覺形成對產(chǎn)品或服務(wù)的主觀認知，同一個人在不同時間用不同的方式獲得同一產(chǎn)品或服務(wù)的信息所產(chǎn)生的消費者感知價值不同，消費者感知價值越高，網(wǎng)絡(luò)購物的傾向性程度就越高。譬如：通過團購網(wǎng)站獲取美食優(yōu)惠信息與通過直播模式獲取美食優(yōu)惠信息，消費者產(chǎn)生的感知價值有所不同?；ヂ?lián)網(wǎng)的海量信息同時作用于消費者時，會使其無法在同一時間內(nèi)注意到所有的信息，消費者僅會選擇刺激性較大、與目前需求強相關(guān)的刺激。與直播的展示方式相比，文字和圖片的信息展示方式對消費者的刺激不足；直播購物模式可通過看、聽的方式，利用直播的實時性、互動性、社交性吸引消費者注意，引導(dǎo)消費者期望。所以，消費者通過網(wǎng)絡(luò)直播購物特征影響其感知價值，進而影響其購買意愿，故提出以下假設(shè)：

H2：網(wǎng)絡(luò)直播購物特征正向影響顧客感知價值；

H2a：實時性顯著正向影響顧客感知價值；

H2b：互動性顯著正向影響顧客感知價值；

H2c：社交性顯著正向影響顧客感知價值；

H3：顧客感知價值正向影響消費者購買意愿；

H4：顧客感知價值在網(wǎng)絡(luò)直播購物特征與消費者購買意愿間具有中介作用。

1.2.3 預(yù)期后悔在顧客感知價值與消費者購買意愿間起調(diào)節(jié)作用

在做消費決策前，消費者會對其購物選擇進行預(yù)期，若消費者偏向向上預(yù)期后悔，為降低將來因購買而后悔的情緒，就會減少當(dāng)下的購買意愿；若消費者偏向向下預(yù)期后悔，為降低將來因未購買而后悔的情緒，就會增加當(dāng)下的購買意愿，故提出以下假設(shè)：

H5：預(yù)期后悔在顧客感知價值與消費者購買意愿的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用；

H5a：向上預(yù)期后悔在顧客感知價值與消費者購買意愿的關(guān)系中起反向調(diào)節(jié)作用；

H5b：向下預(yù)期后悔在顧客感知價值與消費者購買意愿的關(guān)系中起正向調(diào)節(jié)作用。

2 研究設(shè)計

本文采用問卷調(diào)查的方法，問卷采用Likert5級量表，其中1表示“不同意”，5表示“非常同意”。

2.1 變量的測量

2.1.1 網(wǎng)絡(luò)直播購物特征的測量

本文分析了網(wǎng)絡(luò)直播購物的實時性、互動性和社交性對消費者購買意向的影響，每個變量設(shè)3個題項，具體如表1所示。

表1 網(wǎng)絡(luò)直播購物特征量表

2.1.2 消費者購買意愿的測量

本文采用Dodds(1991)設(shè)計研究成型的量表，參考當(dāng)前網(wǎng)絡(luò)直播購物的特點，形成直播環(huán)境下消費者購買意愿的測量題項，如表2所示。

表2 消費者購買意愿量表

2.1.3 顧客感知價值的測量

本文針對網(wǎng)絡(luò)直播購物中消費者感知價值Sweeney和Soutar(2001)、Sheth等(1991)研究設(shè)計的量表組合起來，對顧客感知價值提出3個題項，如表3所示。

表3 顧客感知價值量表

2.1.4 預(yù)期后悔的測量

本文使用情境反饋法設(shè)計預(yù)期后悔的題項，為被測者營造某種消費情境，讓被測者決定是否購買情境中所描述的產(chǎn)品，并對比各種決策衡量其預(yù)期后悔的程度，參照Hetts(2000)和Crawford (2002)的研究，設(shè)計出表4 的題項。

表4 預(yù)期后悔量表

2.2 問卷調(diào)查與數(shù)據(jù)收集

本文正式調(diào)研以線上為主，線下以商業(yè)街實地調(diào)研為輔。問卷經(jīng)回收整理共計785份，獲得735份有效問卷，有效率為93.63%，符合有效樣本數(shù)量要求。

3 樣本分析

3.1 樣本描述性統(tǒng)計分析

根據(jù)調(diào)查問卷的統(tǒng)計樣本可知，女性樣本390份比男性樣本345份偏多，符合網(wǎng)絡(luò)直播購物的消費者中男性略少于女性的現(xiàn)實。樣本年齡主要分布在大于18歲、小于等于35歲范圍內(nèi)，占總體的71.84%。樣本受教育程度基本與國內(nèi)當(dāng)前學(xué)歷結(jié)構(gòu)特征一致，且較高學(xué)歷的消費者會在技能和認知的支持下，更容易接受新鮮事物。月收入水平8000元以下的樣本占79.17%。每周都會觀看一次及以上直播的樣本量達70.61%，可知樣本有著較高的觀看頻率。平均每次觀看網(wǎng)絡(luò)直播時長超過半小時的樣本量占55.78%，可見樣本平均每次花費在觀看網(wǎng)絡(luò)直播上的時間較長。

3.2 信度及效度分析

本文采用SPSS 26.0軟件進行信度和效度分析。網(wǎng)絡(luò)直播購物特征量表的Cronbach’s α值為0.949；消費者購買意愿量表的Cronbach’s α值為0.915；顧客感知價值量表的Cronbach’s α值為0.940；預(yù)期后悔量表的Cronbach’s α值為0.911。各量表的Cronbach’s α值均比0.7大，問卷量表信度較好。本文量表整體KMO=0.917＞0.7，且巴特利特球形度檢驗結(jié)果p＜0.001，綜合而言本文量表效度較高。

3.3 相關(guān)分析和回歸分析

3.3.1 相關(guān)分析

本文使用SPSS 26.0軟件對研究中的實時性、互動性、社交性、顧客感知價值、向上預(yù)期后悔、向下預(yù)期后悔、消費者購買意愿7個變量的相關(guān)性進行檢驗，其皮爾遜相關(guān)系數(shù)如表5所示。由表5可知，在0.01水平上顯著，顯示各變量之間的相關(guān)性顯著，且系數(shù)都小于0.8，無多重共線性，可進行后續(xù)分析。

表5 變量相關(guān)分析

3.3.2 回歸分析

本文對部分變量采用回歸分析，結(jié)果如表6所示。

表6 回歸分析結(jié)果

由表6可以看出，網(wǎng)絡(luò)直播購物特征對消費者購買意愿的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)是0.455，p＜0.001，即正向影響顯著。其中，實時性、互動性、社交性對消費者購買意愿的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)分別為 0.392、0.224、0.107，p＜0.01，假設(shè)H1、H1a、H1b、H1c成立。網(wǎng)絡(luò)直播購物特征對顧客感知價值的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.475，p＜0.001，即正向影響顯著。其中，實時性、互動性、社交性對顧客感知價值的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)分別為0.293、0.209、0.105，p＜0.01，假設(shè)H2、H2a、H2b、H2c成立。

3.4 變量的中介效應(yīng)檢驗

本文的中介效應(yīng)檢驗采用Bootstrap法，并將性別、年齡、受教育程度、月收入水平等基本變量作為控制變量，以達到降低潛在變量對因變量可能的影響，從而提高本文檢驗結(jié)果的合理性。

顧客感知價值的BootLLCI和BootULCI之間不包含0，表明顧客感知價值有在十分顯著的、實時影響著消費者購買意愿路徑。實時性的直接效應(yīng)為0.207，其BootLLCI和BootULCI之間不包含0，因此顧客感知價值為部分中介，總效應(yīng)為0.326，如表7所示。

表7 實時性中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

顧客感知價值的BootLLCI和BootULCI之間不包含0，表明顧客感知價值有在十分顯著的、互動影響消費者購買意愿路徑。其中介效應(yīng)為0.105，互動性的直接效應(yīng)為0.219，其BootLLCI和BootULCI之間不包含0，因此顧客感知價值為部分中介，總效應(yīng)為0.324，如表8所示。

表8 互動性中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

顧客感知價值的BootLLCI和BootULCI之間不包含0，表明顧客感知價值在社交性影響消費者購買意愿路徑中的中介效應(yīng)是顯著的。其中介效應(yīng)為0.089，社交性的直接效應(yīng)為0.249，其BootLLCI和BootULCI之間不包含0，因此顧客感知價值為部分中介，總效應(yīng)為0.338，如表9所示。

表9 社交性中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

結(jié)果證明，網(wǎng)絡(luò)直播購物的實時性、互動性、社交性三個特征顯著正向影響消費者購買意愿，顧客感知價值在各影響路徑中存在部分中介。因此，假設(shè)H1a、H1b、H1c、H4得到驗證。

3.5 變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

本文使用SPSS 26.0檢驗預(yù)期后悔的調(diào)節(jié)效應(yīng)，將性別、年齡、受教育程度、月收入水平等基本變量作為控制變量，借鑒層次回歸分析法，研究向上預(yù)期后悔及向下預(yù)期后悔是否在顧客感知價值影響消費者購買意愿的過程中起調(diào)節(jié)作用。向上預(yù)期后悔的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果如表10所示。

表10 向上預(yù)期后悔層次回歸模型

顧客感知價值為正向影響消費者購買意愿，向上預(yù)期后悔和交互項皆顯著負向影響消費者購買意愿，且低向上預(yù)期后悔的個體相較高向上預(yù)期后悔個體，消費者購買意愿更明顯。因此，假設(shè)H3、H5a成立。

同理，進行向下預(yù)期后悔的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗，結(jié)果如表11所示。向下預(yù)期后悔和交互項皆正向作用于消費者購買意愿。相同的顧客感知價值水平下，高向下預(yù)期后悔的個體相較低向下預(yù)期后悔個體而言，其購買意愿越強烈。因此，假設(shè)H5、H5b成立。

表11 向下預(yù)期后悔層次回歸模型

3.6 研究假設(shè)檢驗結(jié)果

假設(shè)H1、H1a、H1b、H1c成立,假設(shè)H2、H2a、H2b、H2c、H2d成立，假設(shè)H3、H4、H5、H5a、H5b成立。

4 結(jié)語

綜上所述，本文將S-O-R 理論模型作為研究基礎(chǔ)，引入顧客感知價值理論和預(yù)期后悔理論，進一步探究網(wǎng)絡(luò)直播購物的實時性、互動性和社交性特征對消費者購買意愿的影響，以及顧客感知價值在該過程中的中介效應(yīng)和預(yù)期后悔的調(diào)節(jié)效應(yīng)，構(gòu)建網(wǎng)絡(luò)直播購物特征影響消費者購買意愿的研究模型。數(shù)據(jù)的搜集由問卷調(diào)查的形式開展，再用實證分析對假設(shè)進行檢驗，明確了網(wǎng)絡(luò)直播購物特征影響消費者購買意愿的作用路徑及程度，為直播平臺和商家優(yōu)化網(wǎng)絡(luò)直播措施與布局提供理論和實證依據(jù)，整體實現(xiàn)了本文的研究目的。