網絡直播購物特征對消費者購買意愿的影響研究

張振萍

(鄭州工商學院 河南鄭州 451400)

隨著5G技術的飛速發展，網絡直播購物規模快速擴大，直播平臺的本地生活服務更是迅速擴張。網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？本文試圖從網絡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、預期后悔分別作為中介變量和調節變量，考察影響消費者購買意愿的過程。

1 模型構建與研究假設

1.1 研究模型

本文基于S-O-R模型，把實時性、互動性、社交性作為網絡直播購物特征帶來的外界刺激，變量設定為顧客感知價值、預期后悔，構建本文的理論模型，具體如圖1所示。

圖1 研究模型

1.2 研究假設

1.2.1 網絡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品或服務的各種信息，又可從主播與粉絲、粉絲與粉絲的互動中了解到更多“內幕”信息，打破信息壁壘，大幅降低消費前不確定性風險感，刺激消費者購買欲望。例如，珠寶玉器直播購物、退休及升學規劃服務類直播等。

此外，主播還可以實時通過開放麥克風、回復評論、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。

網絡直播購物不僅提供了更豐富、立體的產品信息，還實現了主播與觀眾、觀眾與觀眾之間的即時溝通，是網上購物和社交的結合體，與傳統網上購物相比有實時性、互動性和社交性特點。

這種網絡直播購物特征的刺激會影響消費者的內在情感，從而使消費者購買意愿得到提高，故提出以下假設：

H1：網絡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 顧客感知價值在網絡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提供的產品或服務所具有價值的主觀認知，與傳統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品或服務的主觀認知，同一個人在不同時間用不同的方式獲得同一產品或服務的信息所產生的消費者感知價值不同，消費者感知價值越高，網絡購物的傾向性程度就越高。譬如：通過團購網站獲取美食優惠信息與通過直播模式獲取美食優惠信息，消費者產生的感知價值有所不同。互聯網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，引導消費者期望。所以，消費者通過網絡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：

H2：網絡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：顧客感知價值在網絡直播購物特征與消費者購買意愿間具有中介作用。

1.2.3 預期后悔在顧客感知價值與消費者購買意愿間起調節作用

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

H5：預期后悔在顧客感知價值與消費者購買意愿的關系中起調節作用；

H5a：向上預期后悔在顧客感知價值與消費者購買意愿的關系中起反向調節作用；

H5b：向下預期后悔在顧客感知價值與消費者購買意愿的關系中起正向調節作用。

2 研究設計

本文采用問卷調查的方法，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 網絡直播購物特征的測量

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

表1 網絡直播購物特征量表

2.1.2 消費者購買意愿的測量

本文采用Dodds(1991)設計研究成型的量表，參考當前網絡直播購物的特點，形成直播環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

本文針對網絡直播購物中消費者感知價值Sweeney和Soutar(2001)、Sheth等(1991)研究設計的量表組合起來，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 預期后悔的測量

本文使用情境反饋法設計預期后悔的題項，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品，并對比各種決策衡量其預期后悔的程度，參照Hetts(2000)和Crawford (2002)的研究，設計出表4 的題項。

表4 預期后悔量表

2.2 問卷調查與數據收集

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

3 樣本分析

3.1 樣本描述性統計分析

根據調查問卷的統計樣本可知，女性樣本390份比男性樣本345份偏多，符合網絡直播購物的消費者中男性略少于女性的現實。樣本年齡主要分布在大于18歲、小于等于35歲范圍內，占總體的71.84%。樣本受教育程度基本與國內當前學歷結構特征一致，且較高學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。平均每次觀看網絡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絡直播上的時間較長。

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。網絡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果p＜0.001，綜合而言本文量表效度較高。

3.3 相關分析和回歸分析

3.3.1 相關分析

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、向上預期后悔、向下預期后悔、消費者購買意愿7個變量的相關性進行檢驗，其皮爾遜相關系數如表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性顯著，且系數都小于0.8，無多重共線性，可進行后續分析。

表5 變量相關分析

3.3.2 回歸分析

本文對部分變量采用回歸分析，結果如表6所示。

表6 回歸分析結果

由表6可以看出，網絡直播購物特征對消費者購買意愿的標準化系數是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準化系數分別為 0.392、0.224、0.107，p＜0.01，假設H1、H1a、H1b、H1c成立。網絡直播購物特征對顧客感知價值的標準化系數為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準化系數分別為0.293、0.209、0.105，p＜0.01，假設H2、H2a、H2b、H2c成立。

3.4 變量的中介效應檢驗

本文的中介效應檢驗采用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，總效應為0.326，如表7所示。

表7 實時性中介效應檢驗結果

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。其中介效應為0.105，互動性的直接效應為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，總效應為0.324，如表8所示。

表8 互動性中介效應檢驗結果

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是顯著的。其中介效應為0.089，社交性的直接效應為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，總效應為0.338，如表9所示。

表9 社交性中介效應檢驗結果

結果證明，網絡直播購物的實時性、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H1a、H1b、H1c、H4得到驗證。

3.5 變量的調節效應檢驗

本文使用SPSS 26.0檢驗預期后悔的調節效應，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，研究向上預期后悔及向下預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節作用。向上預期后悔的調節效應檢驗結果如表10所示。

表10 向上預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，且低向上預期后悔的個體相較高向上預期后悔個體，消費者購買意愿更明顯。因此，假設H3、H5a成立。

同理，進行向下預期后悔的調節效應檢驗，結果如表11所示。向下預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，高向下預期后悔的個體相較低向下預期后悔個體而言，其購買意愿越強烈。因此，假設H5、H5b成立。

表11 向下預期后悔層次回歸模型

3.6 研究假設檢驗結果

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

4 結語

綜上所述，本文將S-O-R 理論模型作為研究基礎，引入顧客感知價值理論和預期后悔理論，進一步探究網絡直播購物的實時性、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和預期后悔的調節效應，構建網絡直播購物特征影響消費者購買意愿的研究模型。數據的搜集由問卷調查的形式開展，再用實證分析對假設進行檢驗，明確了網絡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化網絡直播措施與布局提供理論和實證依據，整體實現了本文的研究目的。