摘" 要：數(shù)字媒體時(shí)代，用戶逐漸從被動接受信息轉(zhuǎn)向主動獲取信息，決策機(jī)制、內(nèi)容營銷的路徑和思維都已經(jīng)發(fā)生悄然改變。短視頻創(chuàng)作內(nèi)容缺乏新穎性、企業(yè)價(jià)值認(rèn)知不充分、平臺監(jiān)測機(jī)制不清晰等問題也隨之顯現(xiàn)?；赟OR模型構(gòu)建短視頻內(nèi)容營銷對食品購買意愿的影響模型，開展問卷調(diào)查并進(jìn)行實(shí)證分析。分析結(jié)果表明，產(chǎn)品因素、情景因素、感知風(fēng)險(xiǎn)、感知價(jià)值、感知愉悅性對食品購買意愿具有顯著性影響，感知風(fēng)險(xiǎn)、感知價(jià)值和感知愉悅性在情景因素對食品購買意愿的影響中發(fā)揮中介作用，情緒在情景因素對食品購買意愿的影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。基于研究結(jié)論提出如下建議：充分利用傳播媒介，持續(xù)輸出優(yōu)質(zhì)短視頻內(nèi)容;把握消費(fèi)者訴求，精準(zhǔn)輸出個(gè)性化短視頻內(nèi)容;完善產(chǎn)品質(zhì)量把控，提升消費(fèi)者感知;把握消費(fèi)者情緒，激發(fā)潛在需求;創(chuàng)作情感標(biāo)簽鮮明的短視頻，激發(fā)情感共鳴。

關(guān)鍵詞：短視頻;內(nèi)容營銷;SOR;影響因素

中圖分類號：F274" " 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A" " " 文章編號：2095-9699（2024）05-0055-009

短視頻內(nèi)容營銷是一種結(jié)合短視頻和互聯(lián)網(wǎng)的營銷方式，其以內(nèi)容為核心、以創(chuàng)意為導(dǎo)向，利用精心策劃的短視頻內(nèi)容實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品營銷與品牌傳播的目的。數(shù)字媒體時(shí)代，短視頻內(nèi)容營銷已成為企業(yè)主要的營銷方式之一。消費(fèi)者已形成通過短視頻主動獲取信息的行為習(xí)慣，其決策機(jī)制也在發(fā)生變化。國內(nèi)外平臺都十分重視短視頻內(nèi)容營銷，積極鼓勵(lì)消費(fèi)者進(jìn)行內(nèi)容創(chuàng)新創(chuàng)作，并為其提供相應(yīng)的收益。短視頻內(nèi)容創(chuàng)作者不受性別、學(xué)歷或職位等因素的制約，其創(chuàng)作的內(nèi)容大多以短視頻、直播、知識付費(fèi)、在線解答等多種形式呈現(xiàn)。短視頻內(nèi)容營銷的路徑和思維都已發(fā)生變化，只有創(chuàng)新短視頻營銷思維，才能更好地把握消費(fèi)者需求，激發(fā)其購買意愿，為企業(yè)營銷賦能。

一、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

部分國外學(xué)者從短視頻的內(nèi)容、產(chǎn)品的感知、平臺的規(guī)則以及宏觀環(huán)境等方面對短視頻內(nèi)容營銷展開研究。部分學(xué)者認(rèn)為短視頻內(nèi)容營銷的效果主要取決于短視頻的互動數(shù)據(jù)和賬號的內(nèi)容質(zhì)量。Joe Pulitzer（2015）[1]認(rèn)為短視頻內(nèi)容營銷應(yīng)偏向于注重不同形式和共性所帶來的影響。Jefferson Tanton et al.（2015）[2]認(rèn)為專注于內(nèi)容價(jià)值是社會化媒體時(shí)代網(wǎng)絡(luò)營銷成功的關(guān)鍵。在感知價(jià)值方面，Joe Pulitzer（2018）[3]認(rèn)為顧客在使用某產(chǎn)品后產(chǎn)生的對產(chǎn)品屬性、功能等不同維度的評價(jià)就是感知價(jià)值。Luo Biao et al.（2022）[4]認(rèn)為功能價(jià)值、情感價(jià)值、條件價(jià)值都對消費(fèi)者滿意度產(chǎn)生積極影響，能夠促進(jìn)消費(fèi)者產(chǎn)生購買意向。部分學(xué)者關(guān)注文化、經(jīng)濟(jì)以及技術(shù)環(huán)境等影響短視頻行業(yè)發(fā)展的宏觀因素。Kotler P et al.（2021）[5]認(rèn)為不同宏觀環(huán)境因素共同構(gòu)成了短視頻行業(yè)的發(fā)展環(huán)境，應(yīng)該側(cè)重于分析短視頻對大環(huán)境的影響，結(jié)合具體經(jīng)濟(jì)指標(biāo)分析與短視頻相關(guān)的因素，重點(diǎn)關(guān)注當(dāng)前及未來短視頻行業(yè)發(fā)展的技術(shù)因素。

國內(nèi)學(xué)者已從不同角度對內(nèi)容營銷的策略及重點(diǎn)進(jìn)行探討。張美娟等（2017）[6]認(rèn)為，雖然內(nèi)容營銷有多種形式，但有價(jià)值的內(nèi)容營銷通常具有跨媒體、場景化、受眾互動性等共性。陳道志等（2021）[7]認(rèn)為內(nèi)容營銷是一種提升消費(fèi)者忠誠度和體驗(yàn)價(jià)值的策略，能夠吸引消費(fèi)者觀看和分享，同時(shí)提供更多獲取產(chǎn)品或服務(wù)信息的途徑，并通過整合多種營銷方法實(shí)現(xiàn)商業(yè)變現(xiàn)。廖俊云等（2022）[8]認(rèn)為，內(nèi)容營銷追求的是通過有價(jià)值的內(nèi)容與消費(fèi)者建立長期的品牌關(guān)系。

眾多學(xué)者對感知價(jià)值的影響展開探討。王建軍等（2019）[9]基于社會關(guān)系理論和SOR模型，分析在線評價(jià)對消費(fèi)者購買意愿的作用機(jī)制，認(rèn)為陌生群體對產(chǎn)品的評估會對消費(fèi)者的感知價(jià)值和購買意向產(chǎn)生顯著性影響。王洲等（2021）[10]針對短視頻內(nèi)容營銷對農(nóng)戶感知價(jià)值的影響開展實(shí)證分析，提出營銷建議。譚汝聰（2019）[11]認(rèn)為客戶感知價(jià)值的提高會增加其對服務(wù)和產(chǎn)品的需求，從而對消費(fèi)者的決策產(chǎn)生積極影響。

眾多學(xué)者亦對短視頻營銷展開研究。陸燕等（2019）[12]認(rèn)為，在短視頻的整體運(yùn)營結(jié)構(gòu)中，運(yùn)營平臺扮演著連接內(nèi)容創(chuàng)作者和平臺端口的核心角色，內(nèi)容創(chuàng)作者作為輸入方，向平臺提供創(chuàng)新內(nèi)容，平臺方進(jìn)行內(nèi)容輸出。王香寧（2020）[13]認(rèn)為功能性內(nèi)容、娛樂性內(nèi)容、社交互動性內(nèi)容均在短視頻內(nèi)容營銷中正向影響消費(fèi)者購買意愿和心理距離。張馨方（2020）[14]認(rèn)為，通過內(nèi)容輸出，讓創(chuàng)作者充分挖掘自身創(chuàng)造力，利用新技術(shù)賦能營銷，才可以找到與內(nèi)容相匹配的用戶群體。

綜上，現(xiàn)有研究大多從整體出發(fā)探討短視頻內(nèi)容營銷對網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)者購買意愿及其行為的影響，但針對短視頻內(nèi)容營銷對細(xì)分類目下網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)者購買意愿影響的研究成果并不多見。本文基于SOR模型，探討短視頻內(nèi)容營銷對食品購買意愿的影響，拓展了短視頻內(nèi)容營銷領(lǐng)域的研究視角。

二、模型構(gòu)建與研究假設(shè)

（一）研究模型構(gòu)建

刺激—機(jī)體—反應(yīng)模型（Stimulus-Organism-Response，簡稱SOR模型）是探究消費(fèi)者行為的常用模型。SOR模型包含刺激（Stimulus）、機(jī)體（Organism）和反應(yīng)（Response）三個(gè)關(guān)鍵變量。刺激即環(huán)境中影響個(gè)體的各種因素，機(jī)體代表個(gè)體的生理和心理特征，反應(yīng)即機(jī)體對刺激的響應(yīng)或行為。該模型可用于分析消費(fèi)者做出特定消費(fèi)決策的原因及其對刺激作出反應(yīng)的過程。本文基于SOR模型，借鑒現(xiàn)有研究成果采用的經(jīng)典量表，以產(chǎn)品因素、情景因素為自變量，以購買意愿為因變量，以感知風(fēng)險(xiǎn)、感知價(jià)值和感知愉悅性為中介變量，以情緒為調(diào)節(jié)變量，構(gòu)建短視頻內(nèi)容營銷對食品購買意愿的影響模型，如圖1所示。

圖1 短視頻內(nèi)容營銷對食品購買意愿的影響模型

（二）研究假設(shè)

本文基于研究模型，作出19項(xiàng)研究假設(shè)，如表1所示。

三、問卷設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)收集

（一）問卷設(shè)計(jì)

實(shí)證分析數(shù)據(jù)來源于面向短視頻用戶發(fā)放的《短視頻內(nèi)容營銷對食品購買意愿的影響調(diào)查問卷》。問卷分別針對自變量（短視頻內(nèi)容營銷的產(chǎn)品因素和情景因素）、中介變量（感知風(fēng)險(xiǎn)、感知價(jià)值和感知愉悅性）、調(diào)節(jié)變量（情緒）及因變量（購買意愿）設(shè)置李克特五級量表題進(jìn)行測量，選項(xiàng)1至5代表“非常不同意”至“非常同意”，問卷測量題項(xiàng)如表2所示。

（二）數(shù)據(jù)收集

通過網(wǎng)絡(luò)發(fā)放調(diào)查問卷，持續(xù)14天，共回收382份問卷。剔除填寫時(shí)間小于30秒、選項(xiàng)幾乎一致的6份無效問卷，最終得到376份有效問卷，問卷有效率達(dá)98.43%。

四、統(tǒng)計(jì)分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

調(diào)查結(jié)果顯示，被調(diào)查者性別比例較為均衡;年齡多集中于19～35歲區(qū)間;擁有本科學(xué)歷者居多;月收入集中于4000元以下區(qū)間;被調(diào)查者每天瀏覽短視頻的時(shí)長集中分布于31～120分鐘區(qū)間。描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果與CNNIC發(fā)布的第52次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》表征的我國網(wǎng)民整體屬性基本吻合，反映出本次調(diào)查選取的樣本具有代表性，能夠反映短視頻內(nèi)容營銷對網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)者食品購買意愿的影響。

（二）信度分析

信度分析旨在判斷樣本數(shù)據(jù)是否具有一致性和可靠性。對7個(gè)變量進(jìn)行Cronbach's α系數(shù)信度檢驗(yàn)，系數(shù)值越大說明可靠性越強(qiáng)。結(jié)果顯示，總量表信度分析的 Cronbach's α系數(shù)=0.971gt;0.7，表明設(shè)計(jì)的量表所有題項(xiàng)一致性良好且可靠性較高，可進(jìn)一步開展實(shí)證分析。

（三）效度分析

效度分析旨在對樣本數(shù)據(jù)的有效性和真實(shí)性進(jìn)行檢驗(yàn)。本文通過對涉及短視頻內(nèi)容營銷的產(chǎn)品因素和情景因素中的7個(gè)測量題項(xiàng)進(jìn)行KMO和Bartlett球形度檢驗(yàn)，分析結(jié)果顯示本文的KMO值為0.916gt;0.6，且通過顯著性檢驗(yàn)，說明研究數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析。

（四）因子分析

本文采用主成分因子分析法，設(shè)置特征值gt;1的提取條件，對自變量中的7個(gè)測量題項(xiàng)提取公因子，經(jīng)過最大方差法旋轉(zhuǎn)，最終提取出2個(gè)公因子，結(jié)果如表3所示。

由表3可知，本文7個(gè)測量題項(xiàng)的因子載荷在0.657到0.878的區(qū)間范圍內(nèi)，均大于0.4，且7個(gè)成分旋轉(zhuǎn)后的累積方差解釋率73.881%gt;50%，說明本文提取的2個(gè)公因子效度良好，具有較高的解釋水平。Q14至Q17屬于成分2，對應(yīng)問卷的產(chǎn)品因素題項(xiàng)，可將其命名為“產(chǎn)品因素”; Q18至 Q20屬于成分1，對應(yīng)問卷的情景因素題項(xiàng)，可將其命名為“情景因素”。

（五）相關(guān)性分析

采用雙變量相關(guān)性分析，研究自變量（短視頻內(nèi)容營銷的產(chǎn)品因素和情景因素）與中介變量（感知風(fēng)險(xiǎn)、感知價(jià)值和感知愉悅性）、調(diào)節(jié)變量（情緒）、因變量（購買意愿）之間的相關(guān)關(guān)系，分析結(jié)果如表4所示。

表4" 各變量的相關(guān)性分析結(jié)果

[ 產(chǎn)品因素 情景因素 感知風(fēng)險(xiǎn) 感知價(jià)值 感知愉悅性 情緒 購買意愿 產(chǎn)品因素 1 情景因素 .773** 1 感知風(fēng)險(xiǎn) .789** .725** 1 感知價(jià)值 .748** .788** .746** 1 感知愉悅性 .764** .695** .758** .782** 1 情緒 .677** .669** .679** .731** .716** 1 購買意愿 .796** .691** .798** .782** .770** .690** 1 ]

注：**. 雙尾0.01 級別，相關(guān)性顯著

由表4可知，在0.01的顯著性水平下，短視頻內(nèi)容營銷六個(gè)維度與購買意愿之間均呈正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)處于0.690～0.798區(qū)間。在0.01的顯著性水平下，短視頻內(nèi)容營銷對食品購買意愿的影響中，自變量產(chǎn)品因素和情景因素，中介變量感知風(fēng)險(xiǎn)、感知價(jià)值和感知愉悅性，調(diào)節(jié)變量情緒以及因變量購買意愿這7個(gè)變量之間均呈正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)處于0.669～0.789區(qū)間。其中，感知風(fēng)險(xiǎn)與購買意愿間的相關(guān)系數(shù)為0.798，為全表內(nèi)系數(shù)最高值。綜上，變量間關(guān)聯(lián)性較高，且相關(guān)系數(shù)小于0.8，不存在嚴(yán)重的共線性問題，可進(jìn)行回歸分析。

（六）回歸分析

本文借助SPSS26.0采用線性回歸法，對各個(gè)因素之間的因果關(guān)系和影響程度進(jìn)行分析，結(jié)果如表5所示。首先，將產(chǎn)品因素與情景因素納入自變量，購買意愿納入因變量，進(jìn)行多元線性回歸，得到模型1所示結(jié)果;其次，將產(chǎn)品因素與情景因素納入自變量，感知風(fēng)險(xiǎn)納入因變量，進(jìn)行多元線性回歸，得到模型2所示結(jié)果;再次，將產(chǎn)品因素與情景因素納入自變量，感知價(jià)值納入因變量，進(jìn)行多元線性回歸，得到模型3所示結(jié)果;進(jìn)而，將產(chǎn)品因素與情景因素納入自變量，感知愉悅性納入因變量，進(jìn)行多元線性回歸，得到模型4所示結(jié)果;最后，將感知風(fēng)險(xiǎn)、感知價(jià)值、感知愉悅性納入自變量，購買意愿納入因變量，進(jìn)行多元線性回歸，得到模型5所示結(jié)果。

表5 各變量的回歸分析結(jié)果

[ 模型1 模型2 模型3 模型4 模型5 變量 購買意愿 感知風(fēng)險(xiǎn) 感知價(jià)值 感知愉悅性 購買意愿 （常量） 0.193** 0.039** 0.847** 1.051** 0.042** 產(chǎn)品因素 0.900*** 0.456*** 0.577*** 0.288*** 情景因素 0.375** 0.333*** 0.462*** 0.194** 感知風(fēng)險(xiǎn) 0.770*** 感知價(jià)值 0.245* 感知愉悅性 0.797*** R2 0.648 0.656 0.763 0.611 0.729 F 159.176 164.668 278.252 135.601 154.338 Sig 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 ]

注：*.**.***.各表示0.05、0.01、0.001級別（雙尾驗(yàn)證），相關(guān)性顯著;各個(gè)模型中VIF值均lt;5，說明無共線性問題。

由表5可知，各模型的德斌沃森指數(shù)均在2.0左右，sig均為0.000，說明各變量具有良好的獨(dú)立性，且顯著性較高。通過分析可知：模型1中，變量的Pearson系數(shù)均介于0和1之間，p值均小于0.01，說明產(chǎn)品因素與情景因素對食品的購買意愿均具有顯著正相關(guān)關(guān)系，故假設(shè)H1a和H1b均成立;模型2中，變量的Pearson系數(shù)均介于0和1之間，p值均小于0.01，說明產(chǎn)品因素與情景因素對感知風(fēng)險(xiǎn)均具有顯著正相關(guān)關(guān)系，故假設(shè)H2a和H2b均成立;模型3中，變量的Pearson系數(shù)均介于0和1之間，p值均小于0.01，說明產(chǎn)品因素與情景因素對感知價(jià)值均具有顯著正相關(guān)關(guān)系，故假設(shè)H2c和H2d均成立;模型4中，變量的Pearson系數(shù)均介于0和1之間，p值均小于0.01，說明產(chǎn)品因素與情景因素對感知愉悅性均具有顯著正相關(guān)關(guān)系，故假設(shè)H2e和H2f均成立;模型5中，變量的Pearson系數(shù)均介于0和1之間，感知風(fēng)險(xiǎn)和感知愉悅性的p值小于0.01，感知價(jià)值的p值小于0.05，說明感知風(fēng)險(xiǎn)、感知價(jià)值和感知愉悅性均對食品的購買意愿具有顯著正相關(guān)關(guān)系，故假設(shè)H3、H4和H5均成立。

綜上，用Y表示購買意愿，X1表示產(chǎn)品因素，X2表示情景因素，M1表示感知風(fēng)險(xiǎn)，M2表示感知價(jià)值，M3表示感知愉悅性，由此可得回歸方程式：

Y=0.193+0.9X1+0.375X2

M1=0.039+0.456X1+0.333X2

M2=0.847+0.577X1+0.462X2

M3=1.051+0.288X1+0.194X2

Y=0.042+0.770M1+0.245M2+0.797M3

（七）中介效應(yīng)分析

本文主要分析感知風(fēng)險(xiǎn)、感知價(jià)值和感知愉悅性是否分別在短視頻內(nèi)容營銷的產(chǎn)品因素和情景因素對食品購買意愿的影響中發(fā)揮中介作用。采用逐步回歸方法，模型1不引入中介變量，模型2引入中介變量M1感知風(fēng)險(xiǎn)，模型3引入中介變量M2感知價(jià)值，模型4加入中介變量M3感知愉悅性，分析結(jié)果如表6所示。

表6 中介效應(yīng)分析結(jié)果

[變量 模型1 模型2 模型3 模型4 （常量） 0.193 0.160 -0.226 -0.842 產(chǎn)品因素 0.900*** 0.517*** 0.615*** 0.616*** 情景因素 0.375** 0.095 0.146 0.183 感知風(fēng)險(xiǎn) 0.840*** 感知價(jià)值 0.495*** 感知愉悅性 0.985*** R2 0.648 0.725 0.671 0.700 F 159.176 154.961 119.949 133.841 Sig 0.000 0.000 0.000 0.000 ]

注：*.**.***.各表示0.05、0.01、0.001級別（雙尾驗(yàn)證），相關(guān)性顯著;各個(gè)模型中VIF值均lt;5，說明無共線性問題。

由表6可知，模型1中，產(chǎn)品因素和情景因素的Pearson系數(shù)分別為0.9和0.375，R2為0.648。模型2中，引入中介變量M1感知風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，R2由0.648增大至0.725，因變量M2情景因素的顯著性消失，表明感知風(fēng)險(xiǎn)在情景因素對食品購買意愿的影響中發(fā)揮完全中介作用;而因變量M1產(chǎn)品因素的顯著性不變，Pearson系數(shù)由0.9下降至0.517，說明感知風(fēng)險(xiǎn)在產(chǎn)品因素對食品購買意愿的影響中發(fā)揮部分中介作用，故假設(shè)H6a、H6d均成立。模型3中，引入中介變量M2感知價(jià)值時(shí)，R2由0.648增大至0.671，因變量M2情景因素的顯著性消失，說明感知價(jià)值在情景因素對食品購買意愿的影響中發(fā)揮完全中介作用，而因變量M1產(chǎn)品因素的顯著性不變，Pearson系數(shù)由0.9下降至0.615，說明感知價(jià)值在產(chǎn)品因素對食品購買意愿的影響中發(fā)揮部分中介作用，故假設(shè)H6b、H6e均成立;模型4中，引入中介變量M3感知愉悅性時(shí)，R2由0.648增大至0.700，因變量M2情景因素的顯著性消失，說明感知愉悅性在情景因素對食品購買意愿的影響中發(fā)揮完全中介作用，而因變量M1產(chǎn)品因素的顯著性不變，Pearson系數(shù)由0.9下降至0.616，說明感知愉悅性在產(chǎn)品因素對食品購買意愿的影響中發(fā)揮部分中介作用，故假設(shè)H6c、H6f均成立。

（八）調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

本文分析調(diào)節(jié)變量Z情緒是否會干擾自變量（短視頻內(nèi)容營銷的產(chǎn)品因素和情景因素）對因變量（食品購買意愿）的影響，使用逐步回歸法進(jìn)行檢驗(yàn)。首先，使用線性回歸法分別對自變量X1產(chǎn)品因素和X2情景因素對因變量Y購買意愿的影響進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果為模型5與模型7;其次，將產(chǎn)品因素與調(diào)節(jié)變量情緒進(jìn)行數(shù)據(jù)中心化處理，并將處理后的數(shù)據(jù)命名為int_1，將情景因素與調(diào)節(jié)變量情緒進(jìn)行數(shù)據(jù)中心化處理，并將處理后的數(shù)據(jù)命名為int_2，再使用線性回歸法分別進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果為模型6與模型8。調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果如表7所示。

表7 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果

[變量 模型5 模型6 模型7 模型8 （常量） -0.314 0.129 -0.149 1.115 產(chǎn)品因素 0.839*** 0.820*** 情景因素 0.828*** 0.753*** 情緒 0.390*** 0.383*** 0.578*** 0.561*** int_1 -0.006 int_2 0.024* R2 0.676 0.676 0.571 0.574 F 180.426 119.779 115.166 77.176 Sig 0.000 0.000 0.000 0.000 ]

表7中由模型5和模型6可知，當(dāng)在產(chǎn)品因素對食品購買意愿的影響中引入調(diào)節(jié)變量Z情緒時(shí)，R2沒有變化，且調(diào)節(jié)變量int_1未通過顯著性檢驗(yàn)，表明調(diào)節(jié)變量情緒在產(chǎn)品因素對食品購買意愿的影響中沒有發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，故假設(shè)H7a不成立;由模型7和模型8可知，當(dāng)在情景因素對消費(fèi)者購買意愿的影響中引入調(diào)節(jié)變量Z情緒時(shí)，R2由0.571增大至0.574，調(diào)節(jié)變量int_2通過顯著性檢驗(yàn)，Pearson系數(shù)為0.024gt;0，表明情緒在情景因素對食品購買意向的影響中發(fā)揮了顯著的正向調(diào)節(jié)作用，故假設(shè)H7b成立。

六、研究結(jié)論與建議

本文采用SPSS 26.0對調(diào)查所得數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析、信度分析、效度分析、因子分析、相關(guān)性分析、回歸分析、中介效應(yīng)分析及調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。分析結(jié)果表明：產(chǎn)品因素、情景因素對食品購買意愿具有顯著性影響;產(chǎn)品因素、情景因素對感知風(fēng)險(xiǎn)、感知價(jià)值和感知愉悅性具有顯著性影響;感知風(fēng)險(xiǎn)、感知價(jià)值、感知愉悅性對食品購買意愿具有顯著性影響;感知風(fēng)險(xiǎn)、感知價(jià)值、感知愉悅性發(fā)揮中介作用;情緒發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。

基于此，針對相關(guān)企業(yè)提出如下建議：

（一）充分利用傳播媒介，持續(xù)輸出優(yōu)質(zhì)短視頻內(nèi)容

消費(fèi)者對于短視頻內(nèi)容、短視頻類型、短視頻風(fēng)格以及包含信息價(jià)值的重視程度均大于產(chǎn)品本身。因此，企業(yè)需要充分利用短視頻傳播媒介，將重點(diǎn)放在短視頻內(nèi)容營銷上，注重短視頻中的產(chǎn)品因素和情景因素對食品購買意愿的影響，精心輸出短視頻內(nèi)容。1.創(chuàng)作題材新穎的內(nèi)容來吸引消費(fèi)者，關(guān)注短視頻中產(chǎn)品信息的全面展示，形成具有企業(yè)特色的短視頻風(fēng)格;2.將內(nèi)容融入生活化場景中，以激發(fā)潛在消費(fèi)者的購買意愿;3.將短視頻與品牌緊密聯(lián)合，依托短視頻為品牌提供碎片化和沉浸式的營銷內(nèi)容，有效地對接目標(biāo)消費(fèi)群體，有助于企業(yè)打造品牌效應(yīng)，加速相關(guān)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型與升級。

（二）把握消費(fèi)者訴求，精準(zhǔn)輸出個(gè)性化短視頻內(nèi)容

了解和掌握消費(fèi)者行為的關(guān)鍵是把握消費(fèi)者的訴求。首先，企業(yè)應(yīng)該依托龐大的數(shù)據(jù)庫資源，準(zhǔn)確地分析消費(fèi)者定位，挖掘不同消費(fèi)者的訴求，進(jìn)行市場細(xì)分;其次，企業(yè)應(yīng)針對不同的產(chǎn)品，設(shè)計(jì)不同的短視頻垂直化內(nèi)容;最后，以最短的時(shí)間對接目標(biāo)群體，深入細(xì)化相應(yīng)應(yīng)用場景，針對性輸出營銷內(nèi)容，實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)營銷，進(jìn)而激發(fā)消費(fèi)者購買意愿，為企業(yè)營銷賦能。

（三）完善產(chǎn)品質(zhì)量把控，提升消費(fèi)者感知

對于食品而言，產(chǎn)品質(zhì)量是生命線，是企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展的根本。企業(yè)應(yīng)該注重食品本身與短視頻內(nèi)容的一致性，短視頻中不僅要包含食品口味與包裝的描述，更應(yīng)該在短視頻中增加食品使用場景以及試吃反饋等內(nèi)容，透明化展示食品加工過程，以減少消費(fèi)者疑慮，降低消費(fèi)者感知風(fēng)險(xiǎn)。此外，企業(yè)要嚴(yán)格把控品質(zhì)，挑選出質(zhì)量可靠且有售后保證的食品，對消費(fèi)者負(fù)責(zé)。同時(shí)，也應(yīng)不斷改進(jìn)產(chǎn)品，適應(yīng)不同消費(fèi)群體，提升消費(fèi)者的感知價(jià)值和感知愉悅性。

（四）把握消費(fèi)者情緒，激發(fā)潛在需求

企業(yè)應(yīng)加強(qiáng)對消費(fèi)者情緒的把握。實(shí)證分析結(jié)果表明，情緒會對消費(fèi)者購買意愿產(chǎn)生影響：當(dāng)消費(fèi)者情緒正向時(shí)，對短視頻內(nèi)容營銷的接受程度更高，營銷的效果更為顯著;當(dāng)消費(fèi)者情緒激動時(shí)，會提升消費(fèi)者產(chǎn)生沖動購買意愿的可能性;當(dāng)消費(fèi)者情緒低落時(shí)，會增加消費(fèi)者對風(fēng)險(xiǎn)的感知，從而間接降低消費(fèi)者的購買意愿。企業(yè)應(yīng)該把握消費(fèi)者情緒，挖掘消費(fèi)者的潛在需求，合理利用短視頻內(nèi)容，激發(fā)消費(fèi)者的購買意愿，增強(qiáng)短視頻內(nèi)容營銷的效果。在后期運(yùn)營中，持續(xù)調(diào)整短視頻內(nèi)容營銷策略，提升消費(fèi)者滿意度和忠誠度，助力企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

（五） 創(chuàng)作情感標(biāo)簽鮮明的短視頻，激發(fā)情感共鳴

企業(yè)進(jìn)行短視頻內(nèi)容創(chuàng)作，需要綜合考慮目標(biāo)情感、故事、角色、視覺、聲音、互動等多個(gè)方面。1.確定如喜悅、悲傷、驚訝、恐懼、憤怒等目標(biāo)情感，進(jìn)而圍繞該情感設(shè)計(jì)整個(gè)短視頻的內(nèi)容和呈現(xiàn)方式;2.通過設(shè)置懸念、沖突和轉(zhuǎn)折等，編寫引人入勝、充滿情感的故事，使瀏覽者的情緒隨著故事的發(fā)展而波動;3. 創(chuàng)造有深度的角色，通過角色的經(jīng)歷和內(nèi)心活動，使瀏覽者產(chǎn)生共鳴;4.使用色彩、音樂、音效等元素來表達(dá)情感;5.在短視頻中加入特定的情感觸發(fā)點(diǎn)，如感人瞬間、幽默橋段、懸念情節(jié)等;6.加強(qiáng)互動設(shè)計(jì)，通過提問、投票或評論等方式吸引瀏覽者參與;7.在短視頻的標(biāo)題、描述或開始處明確標(biāo)注情感標(biāo)簽，如“激勵(lì)人心”“溫馨治愈”等，以吸引瀏覽者的注意力。

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責(zé)任編輯：肖祖銘

The Influence of Short Video Content on Food Purchase Intention： Using Emotions as the Moderating Variable

MA Liting1，2， WU Yanan3

（1.School of Economics and Trade， Fujian Jiangxia University， Fuzhou 350108， Fujian， China; 2.E-commerce Innovation and Development Research Center， Fujian Jiangxia University， Fuzhou 350108， Fujian， China; 3.Fuzhou Yunqi E-commerce Co.， Ltd.， Fuzhou 350108， Fujian， China）

Abstract： In the age of digital media， users are shifting from passive information reception to active information searching， and the decision-making mechanism， the path and logic of information marketing are also changing quietly. Against this backdrop， there emerged many problems concerning the short video creation， such as lack of novelty in the content， insufficient recognition of enterprise value， and unclearness of the platform monitoring mechanism etc. With the help of SOR model， the current study constructed an influence model of short video content marketing on food purchase intention and conducted an empirical analysis based on questionnaire surveys. The result shows that products， situational factors， perceived risk， perceived value and perceived pleasure have significant effects on food purchase intention; and the combination of perceived risk， perceived value and perceived pleasure plays a mediating role in the influence of situational factors on food purchase intention， and emotions， a moderating role. Finally， based on the research conclusions， the following suggestions are put forward： fully utilize the media to output short videos with high-quality content; understand consumers' demands to produce personalized short videos; strengthen the quality control to improve consumers' experience; grasp consumers' emotions to stimulate the latent demand; create short videos with distinct emotional tags to inspire emotional resonance.

Keywords： short video; content marketing; SOR; influencing factors

※ 收稿日期：2024-03-12

基金項(xiàng)目：福建江夏學(xué)院科研項(xiàng)目（21kpxs01）;教育部產(chǎn)學(xué)合作協(xié)同育人項(xiàng)目（220600514153538）

作者簡介：馬莉婷（1981-），女，福建福州人，教授，主要從事電子商務(wù)創(chuàng)新發(fā)展研究;吳亞楠（2000-），女，新疆昌吉人，學(xué)士，主要從事電子商務(wù)研究。