基于計劃行為理論的“電商直播”對大學生在線消費行為的影響因素研究

梁關鳳 吳芷茵 吳迪銘

摘 要：2021年直播電商市場規模已破萬億，在電商直播快速發展的過程中也帶來了大學生貸款打賞等消費問題。本文基于計劃行為理論就電商直播對大學生在線消費行為影響因素及路徑進行研究，以主觀規范、行為意向、互動性、臨場感、感知風險、消費者信任六個因子對行為意向的作用機理建立假設進行研究，通過實證分析方法進行假設驗證，并根據研究結果針對大學生的電商直播消費問題提出建議。

關鍵詞：電商直播;大學生;消費意愿

一、研究背景

作為當今炙手可熱的銷售形式，電商直播以其互動便捷性、創新趣味性深受消費者喜愛。但隨著其快速發展，也伴生了一些社會問題。大學生作為一批暫無自主收入，但擁有購買能力與自主權的特殊消費群體，其不理性消費現象（貸款買貨、貸款打賞等）、超前消費的新聞屢見不鮮?；谝陨媳尘埃疚膶⑼ㄟ^探索“電商直播”對大學生在線消費行為的影響路徑，把握其作用規律，提出如何更好地使用“電商直播”形式服務大學生消費群體，在滿足其需求的同時，避免產生不良影響。本文將基于計劃行為理論，通過對6個影響因子：互動性、主觀規范、臨場感、感知風險、消費者信任、信息性進行模型構建及定量分析，結合人口統計學特征對大學生在線消費行為的影響展開研究。本研究在一定程度上豐富了現有的理論體系，為大學生教育工作提供了必要的理論依據，具有理論意義和實踐意義。

二、模型構建與研究假設

1.研究理論概念辨析

（1） 計劃行為理論

計劃行為理論從信息加工和期望值理論的角度解釋了個體行為的一般決策過程。它也是社會心理學中最著名的態度行為關系理論。隨著研究范圍的不斷擴大，計劃行為理論終于在1991年由Ajzen發表，標志著計劃行為理論的成熟。該理論認為行為意向是影響行為的最直接因素，而行為意向又受到態度、主觀規范和知覺行為控制的影響。Armitage和Conner的元分析結果表明，行為態度、主觀規范和知覺行為控制分別能解釋27%的行為方差和39%的行為意圖方差，進一步證明計劃行為理論具有很好的解釋力和預測力。因此，本研究以計劃行為理論為模型研究的構建基礎。

（2） 臨場感理論

臨場感的概念起源于傳播學中的“臨場感”，并由“虛擬臨場感”演變而來。Ijsseilsteijn等人從心理分析的角度將臨場感分為空間臨場感和社會臨場感?？臻g臨場感體現了用戶的“臨場感”，社會臨場感體現了用戶“與他人在一起”的感覺。中國學者Wang在研究中使用了人際互動領域的社會臨場感的定義，即社會臨場感是指媒體給用戶帶來的溫暖和社會交往，與人類相似。他發現，B2C網站使用虛擬人物可以增加消費者的社交臨場感，促進享樂價值的提升，提升消費者對網站的積極態度。

（3） 感知風險

感知風險是移動消費者在購物過程中對使用過程和結果的不確定性以及對此可能產生不利后果的心理認知過程。楊路明等認為顧客對某一項新目標的感知風險程度將會影響顧客對其的選擇和使用。在直播環境下的消費者承受著不同程度的風險，感知風險是消費者消費交易的重要影響因素。

（4） 消費者信任

McKnight等人（2002）通過對各種信任定義的分類和統計，提出了網絡購物中的信任層次，并基于信任層次和理性行為理論，提出了網絡購物中的信任模型。網絡購物中消費者信任的影響因素可以從信任傾向、制度信任和信任信念三個方面進行分析。影響信任傾向的因素有個體網絡經驗、人格傾向和認知。影響機構信任的因素有網絡安全機制和獨立第三方服務，影響信任信念的因素有網站使用經驗、信任信念、商業信譽和商業規模等。在本研究中，消費者信任被視為電子商務在線直播消費的重要組成部分之一。

（5） 信息性

消費者在購物時，會有意識地尋找信息，增加這方面的專業知識，從而降低購買產品的風險。根據計劃行為理論，他人的支持越大，行為意圖就越大。在現場購物情境下，消費者可以與其他購買行為進行實時接觸，獲得大量有效的評價，并因他人的評價而改變對產品的印象，降低了消費者購買的難度，從而進一步影響其消費行為。

2.研究模型的搭建

（1） 在線互動性和消費者信任感

目前，在對于在線互動性應用于網絡購物行為的研究文獻中，在線互動性被認為是對顧客購物體驗具有重要影響的因素之一。例如，唐嘉庚的研究表明，互動對信任和購買意愿有顯著的正向影響。Van noort（2012）發現，當消費者感受到更高層次的互動時，會產生較高的愉悅感，從而增強消費者信任感，因此提出假設：

H1：電商直播中的在線互動性對消費者信任有顯著正向影響。

（2） 臨場感和消費者信任

Lee和Shin認為社會臨場感僅是對他人的心理真實臨場的評價，它與代表物理真實性的“遠程臨場感”共同構成“虛擬臨場”并進一步共同影響著消費者對網頁的信任。呂洪兵將社會臨場感分為意識社會臨場感、情感社會臨場感和認知社會臨場感;Nichaya等人指出，空間臨場感和社會臨場感對消費者信任都有正向影響，進而影響消費者的購物意向，因此提出假設：

H2：電商直播中的消費者臨場感對消費者信任的形成具有顯著正向影響。

（3） 信息性和行為意向

Lalwani等人研究表明知識淵博的人或者專家的出現和人數通常決定了消費者信息性從眾的程度。信息內容越可信、越充分、越容易理解，則消費者越可能采取在線交易的方式來完成對商品或服務的采購，因此提出假設：

H3：電商直播中的信息性對消費者行為意向的形成具有顯著正向影響。

（4） 信息性和消費者信任

溝通理論和親密性理論指出與他人的直接交流和接觸可以增加相互的信任感。例如網絡游戲社區中消費者的線上交流促進了消費者對線上產品的消費。同樣的，直播營銷中實時與其他購買者接觸，可能增強線上用戶產生口碑信息的可信性感知，通過從眾的信息性影響作用于消費者，因此提出假設：

H4：電商直播中的信息性對消費者信任的形成具有顯著正向影響。

（5） 感知風險和行為意向

Jarvenpaa等人在用戶的感知安全性、感知風險、隱私安全等方面進行了開創性的研究工作，認為消費者在網上交易過程中對風險感知過高、缺乏安全感是造成消費者中途放棄的主要原因之一，而感知風險是導致消費者缺乏安全感的關鍵因素，因此提出假設：

H5：電商直播中的消費者感知風險對消費者行為意向的形成具有顯著負向影響。

（6） 主觀規范和消費者信任

李沁芳研究印證出在人們的主觀規范因素中，處于核心地位的親友的影響、媒體和輿論的影響都會對用戶的網絡信任行為意向產生影響。Stewart的實驗表明，用戶對網站的信任會受到傳播的影響。主觀規范的影響會建立顧客對網站的信任，因此提出假設：

H6：電商直播中的消費者主觀規范對消費者信任的形成具有顯著正向影響。

（7） 其他關系

根據理性行為理論，個體的行為在一定程度上可以從其行為意向中合理推斷出來，而個體的行為意向又是由對行為的態度和主觀規范決定的。郭蓉、李燕在研究中根據計劃行為理論論證了主觀規范對網購意愿都有正向影響。因此提出假設：

H7：電商直播中的消費者主觀規范對消費者行為意向的形成具有顯著正向影響。

溝通理論和親密性理論認為對他人的感知和與他人的交流可以顯著提升對交流群體的信任。例如，網購社區的社會臨場感研究發現，網購社區的社會臨場感主要來自網頁社會臨場感、他人社會臨場感和交流社會臨場感（與賣家）。社會臨場感越高，消費者對賣家的信任水平越高，并更容易產生購買行為，則提出假設：

H8：電商直播中的消費者臨場感對消費者行為意向的形成具有顯著正向影響。

H9：電商直播中的消費者信任對消費者行為意向的形成具有顯著正向影響。

Daniel Belanche et al.（2016）互動式在線媒體直接影響消費者態度研究驗證了互動性對網購意愿有正向影響，遂提出假設：

H10：電商直播中的在線互動性對消費者行為意向的形成具有顯著正向影響。

因此，基于以上假設推出臨場感和信息性的中介作用，分別提出：

H11：電商直播中的互動性會通過消費者臨場感的中介作用對消費者信任間接影響。

H12：電商直播中的主觀規范可能會通過信息性的中介作用對消費者信任間接影響。

綜上，本模型共涉及12個假設，研究模型如下圖所示。

“電商直播”對大學生在線消費行為影響模型圖

三、研究設計與實證分析

1.數據來源與樣本概況

本次調研將選取廣東大學生為研究對象，考慮新冠疫情影響，采取在線的形式發放問卷。按廣東省21個地級市的高校比例進行抽取調研，使用簡單隨機抽樣法。通過文獻研究法、調查法和實證研究法進行研究分析，采取微信、QQ等社交平臺發布網絡問卷鏈接開展調查，在正式調查前，本調研團隊利用線上調查軟件問卷星對50名大學生進行預調研，經檢驗結果發現，里克特量表中的問題信度（Cronbach's Alpha）為0.968，KMO值為0.96，初步驗證了本次調研問卷設計的科學性與合理性。正式調查共發問卷768份，回收有效問卷504份，問卷回收率為65.6%。

2.實證結果分析

（1） 信度與效度檢驗

通過計算觀測變量數據的克隆巴赫系數（Cronbach's Alpha）來檢驗信度，結果表明主觀規范、行為意向、互動性、臨場感、感知風險、消費者信任感、娛樂性、信息性、行為態度的Crobach's α系數依次是0.724、0.825、0.935、0.938、0.851、0.921、0.884、0.881、0.836，問卷各變量的內部一致性系數均在0.7以上，內部一致性信度為0.971，表明調查使用的量表的信度達到要求，問卷具有較高的可靠性。對36個因變量題項進行KMO檢驗，KMO值為0.967，巴特利特球形檢驗顯著性概率P<0.05，表明因子分析數據效度較好，數據適合做因子分析。

（2） 影響因素因子分析

通過因子分析，根據因子載荷矩陣，提取因子的條件——特征值大于1，提取6個主成分，建立因子載荷矩陣。6個主成分的累計方差貢獻率為70.805%，即提取6個主成分可以解釋36個測量題項70.805%的信息。

（3） 相關性分析

使用SPSS軟件對調查問卷進行pearson相關性檢驗。從表1可以看出，消費者信任感、互動性、臨場感、主觀規范、感知風險、行為意向分別與信息性之間呈現0.01水平上的顯著性，其中消費者信任感、互動性、臨場感、主觀規范、行為意向這5個因素彼此之間有著較為緊密的相關關系;行為意向與消費者信任感、互動性、臨場感、主觀規范的相關系數均大于0.5，說明它們之間的相關程度中等;消費者信任感與互動性、消費者信任感與臨場感、互動性與臨場感的相關系數均大于0.7，說明它們之間相關程度較強。感知風險與其他觀察變量均不相關，因此不再進行進一步的檢驗。

（4） 回歸分析

①臨場感的中介模型檢驗

據數據分析結果表2顯示，在互動性對消費者信任感影響中，互動性的P值<0.01，故互動性對消費者信任感顯著相關。而在互動對臨場感的影響中，互動的P值<0.01，從變量的具體關系來看，互動對臨場感顯著相關。另外，互動也能通過臨場感間接影響消費者信任感，P值<0.01。同時，其中介效應、直接效應與總效應的上限和下限均為正且大于0。綜上所述，假設H1、H2、H3（補充了的中介變量假設）成立，電商直播中的在線互動性對大學生在線消費臨場感的形成有顯著正向影響，電商直播中的臨場感也能對大學生在線消費信任的形成具有顯著正向影響，互動性對消費者信任感有直接正向影響。人口控制變量對互動性、臨場感、消費者信任感的影響均不顯著。

②信息性的中介模型檢驗

在主觀規范對信息性影響中，主觀規范的P值<0.01，故主觀規范對信息性顯著相關。而在主觀規范對消費者信任感的影響中，主觀規范的P值<0.01，從變量的具體關系來看，主觀規范對消費者信任感顯著相關。另外，主觀規范也能通過信息性間接影響消費者信任，P值<0.01。同時，其中介效應、直接效應與總效應的上限和下限均為正且大于0。綜上所述，假設H4成立，電商直播中的信息性對大學生在線消費信任的形成具有顯著正向影響。主觀規范對信息性有正向影響，對消費者信任感有正向影響，主觀規范通過中介變量信息性間接影響消費者信任感。另外，人口控制變量月網購消費額主觀規范影響消費者信任感，以及在信息性影響消費者信任感的情況下P值分別為0.0013與0.002，為正向顯著影響，其他控制變量均不顯著。

（5） 線性回歸分析

從線性回歸表3分析結果看，觀測變量消費者信任感、互動性、臨場感、主觀規范的顯著性P均小于0.01，因此消費者信任感、互動性、臨場感、主觀規范對行為意向有顯著影響，即與身邊的人對電商直播評價越高，消費者的信任感越高，電商直播的互動程度與消費者的臨場感越強，則對大學生在線消費的行為意向有促進作用。信息性的顯著性P大于0.05，說明信息性對行為意向無顯著影響。另外，人口控制變量月網購費用對行為意向正向顯著，其他人口控制變量均不顯著，則表明大學生的月支配金額對電商直播消費行為影響不大，但其網購的消費金額直接影響其電商直播消費行為。

四、研究結論與建議

1.結論

根據上述研究結果，H3及H5不成立，其他假設均成立。

2.建議

（1） 注重家庭教育及朋輩影響

研究發現，當親人或密友向其推薦直播購物時，消費會傾向于愿意嘗試觀看直播，在線上購物時會考慮親人或者朋友的建議，主觀規范對線上購物的信息性產生一定的影響。大學生消費選擇會受到主觀規范影響，其身邊的同學、線上輿論、評價會影響其消費觀，要引導其辨別是非，注重朋輩影響及家庭教育，家庭對學生的消費觀有重要的影響作用。

（2） 重點關注特殊群體學生

研究發現月網購消費金額越高的同學，在電商直播中購物的可能性越高，但電商直播購物行為與學生月可支配金額的相關性不大。這表明高校應重點關注網絡購物消費金額較高的消費群體，因電商直播而引發的不理性消費、貸款、打賞等行為與學生月可支配金額不相關，學生有可能會消費超出自身購買力的物件。

（3） 規范電商直播平臺

電商直播的互動性與臨場感能對直播購買行為有正向影響。直播間的互動活動帶有社交屬性，商品展示具有較強的空間臨場感，使消費者對產品的信任感提升。但真正能保障線上購物安全的是電商購物平臺的消費安全保障機制，規范電商直播平臺，加強監控管理，避免直播主播誤導消費者，避免互動信息中摻假，對商品在直播間中的展示設置相關法規。

（4） 提高信息收集及辨別能力

高?？杉訌妼Υ髮W生網絡消費觀的教育與引導，暢通信息渠道，加強信息辨別能力教育，形成良好的消費行為習慣。學生要發揮自律規導，強化自我教育，加強防范意識，堅決抵制誘惑。

參考文獻：

[1]Ajzen I.The theory of planned behavior[J].Organizational Behavior and Human Decision Processes，1991，50（2）：179–211.https：//doi.org/10.1016/0749-5978（91）90020-T

[2]Armitage C J，Conner M.Efficacy of the Theory of Planned Behaviour：A meta-analytic review[J].2001，40（4）：471-499.

[3]Ijsselsteijn W A，Ridder H D，Freeman J，et al.Presence：concept，determinants and measurement[J].Proceedings of SPIE-The International Society for Optical Engineering，2000，3959：520-529.

[4]Wang X，Yu C，Wei Y.Social Media Peer Communication and Impacts on Purchase Intentions：A Consumer Socialization Framework[J].Journal of Interactive Marketing，2012，26（4）：198-208.

[5]Bauer，R.A.（1960）Consumer Behavior as Risk Taking.In：Hancock，R.S.，Ed.，Dynamic Marketing for a Changing World，Proceedings of the 43rd.Conference of the American Marketing Association，389-398.

[6]楊路明，李沁蕓.移動消費者購物影響因素研究[J].學術探索，2016（05）：97-103.

[7]Harrison McKnight，Vivek Choudhury，Charles Kacmar.Developing and Validating Trust Measures for e-Commerce：An Integrative Typology[J].Information Systems Research，2002，13（3）：334-359.

[8]唐嘉庚.互動性對B2C環境下信任及購買行為傾向影響研究[D].復旦大學，2006.

[9]Guda van Noort，Hilde A.M.Voorveld，Eva A.van Reijmersdal.Interactivity in Brand Web Sites：Cognitive，Affective，and Behavioral Responses Explained by Consumers'Online Flow Experience[J].Journal of Interactive Marketing，2012，26（4）：223-234.