電商預售策略對消費者購買意愿的影響分析

摘 要：在網購節(jié)預售模式迅猛發(fā)展的當下，預售策略成為關注焦點。消費者的消費決策在很大程度上取決于產品的感知價值，預售策略的優(yōu)惠力度與發(fā)貨時效對消費者感知價值的影響尚待明確。本文依據線索利用理論及感知價值理論，選取定金膨脹與贈品回饋兩種預售策略作為影響感知價值的外部線索，深入研究在產品卷入度及時間壓力的調節(jié)下，其對感知價值及購買意愿的影響，并通過問卷調查進行實證分析。研究結果表明，兩種預售策略與感知價值呈顯著正相關，產品卷入度與時間壓力在預售策略和感知價值的關系中均發(fā)揮調節(jié)作用，且消費者的感知價值對其購買意愿具有顯著的正向影響。本研究結論旨在為電商平臺及其商家制定科學合理的預售策略提供了切實可行的參考建議。

關鍵詞：預售策略；感知價值；購買意愿；產品卷入度；時間壓力；電商促銷

中圖分類號：F713.36；F724.6 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2025）04（a）--04

隨著各大電商平臺推出各種以聚集促銷刺激，提高消費者參與度和購買力為主要目的網絡購物節(jié)，我國電子商務行業(yè)發(fā)展規(guī)模已經躍上新臺階，預售策略更是成為眾多電商平臺競相采用的核心銷售策略。2024年618大促期間，部分電商平臺取消統(tǒng)一的預售環(huán)節(jié)，選擇以簡化購物流程、提升消費者體驗的方案，但這并不意味著預售策略就失去了其重要性。相反，在網購節(jié)這個競爭激烈的消費旺季，預售仍然是商家精準營銷與預測需求、有效管理庫存、回籠現金流的關鍵手段。

艾媒咨詢數據顯示，延時發(fā)貨（40.2%）和假優(yōu)惠（39.9%）是消費者2023年“雙十一”消費體驗中的短板。當商家出現延長預售期限、隨意取消預售訂單及質量得不到保證等問題時，部分消費者會對預售產生反感情緒。那么，面對預售可能帶來的問題，平臺及其商家應當如何制定合理的預售策略？哪種預售策略更能使消費者產生購買意愿？對于上述問題的解答有助于幫助商家更好地制定預售策略。鑒于此，本文基于消費者的感知價值，深入分析電商預售策略如何影響消費者的購買意愿。

1 文獻綜述與研究假設

1.1 預售策略與感知價值

在網絡購物節(jié)前，我國各大電商平臺及平臺商家紛紛提前推出各種預售策略，大多為定金膨脹和贈品回饋，預售已成為各大電商平臺的主要銷售模式（汪旭暉和陳鑫，2021）[1]。對于不同的預售策略，消費者的感知價值是不同的。在學術研究領域，學者們運用多種產品的外部線索來探究其對消費者感知價值的影響，如外部線索能夠正向影響消費者對產品的感知質量（戴瀟等，2017）[2]，因而本文選擇預售策略作為外部線索進行研究。另有學者從外部線索角度探究預售策略對購買意愿的影響：不同市場競爭強度對企業(yè)采取預售策略時確定價格與預售時間影響程度不同（孫曉杰等，2022）[3]。綜上所述，本文提出以下假設：

H1：預售策略顯著影響感知價值；

H1a：定金膨脹對感知價值產生正向影響；

H1b：贈品回饋對感知價值產生正向影響。

1.2 時間壓力與產品卷入度的調節(jié)作用

促銷活動是利用時間壓力誘導消費者作出購買行為的一種營銷策略，較大的時間壓力會刺激消費者進行沖動性購買（吳俊寶等，2022）[4]。同時，延時發(fā)貨是消費者在網絡購物節(jié)中消費體驗的短板。在一定的時間限制下，消費者的時間價值感知對其產品價值感知的影響十分顯著（趙鑫和國琳，2022）[5]。還有學者認為，時間壓力對于消費者的感知價值具有調節(jié)作用，且不同程度的時間壓力對消費者價值感知程度不同。由此可見，在預售策略中，時間成本在一定程度上能夠調節(jié)消費者的感知價值。因此，本文提出以下假設：

H2：時間壓力在預售策略與感知價值關系中具有調節(jié)作用；

H2a：時間壓力在定金膨脹與感知價值中起到調節(jié)作用；

H2b：時間壓力在贈品回饋與感知價值中起到調節(jié)作用；

H2c：時間壓力不同，消費者對于預售策略的感知價值也不同；

H2d：在高時間壓力的情況下，相較贈品回饋，定金膨脹更能增強消費者的感知價值；

H2e：在低時間壓力的情況下，相較定金膨脹，贈品回饋更能增強消費者的感知價值。

消費者對產品的感知價值及購買意愿會在某種程度上受到產品卷入度的影響，而產品卷入度也可對消費者購買行為產生影響（胡創(chuàng)業(yè)，2022）[6]。產品卷入度是指消費者立足個體需求、興趣偏好、價值取向而感知產品與自身關聯的程度，是影響消費行為的關鍵要素（李洋等，2023）[7]。預售消費具有獨特性，不同卷入度的產品會對消費者的購買意愿產生不同影響。據此，本文提出以下假設：

H3：產品卷入度在預售策略與感知價值關系中具有調節(jié)作用；

H3a：產品卷入度在定金膨脹與感知價值中起到調節(jié)作用；

H3b：產品卷入度在贈品回饋與感知價值中起到調節(jié)作用；

H3c：產品卷入度不同，消費者對于預售策略的感知價值也不同；

H3d：當產品卷入度高時，相較定金膨脹，贈品回饋更能增強消費者的感知價值；

H3e：當產品卷入度低時，相較贈品回饋，定金膨脹更能增強消費者的感知價值。

1.3 感知價值與購買意愿

質量感知是消費者產生消費行為的前提（謝偉彤和侯國紅，2022）[8]。感知價值涵蓋多個方面，其不同維度可能會對消費者偏好產生不同的影響，進而影響其購買意愿。消費者感知價值會直接影響消費者的購買行為（周倩穎和曲洪建，2023）[9]，若消費者在面對預售商品時感受到較高的價值，認為商品物超所值且滿意度高，其購買意愿就會提升；反之，其購買意愿會隨之降低。網絡購物節(jié)正是通過影響消費者對產品功能性及享樂性等因素的感知，進一步影響消費者的感知價值。由此可知，感知價值是影響消費者購買意愿的關鍵因素（楊淼和喬魏若寒，2023）[10]，能夠顯著且正向地影響其購買意愿（Zhe L，2024）[11]?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僭O：

H4：感知價值顯著影響消費者的購買意愿。

2 研究設計與實證分析

2.1 實驗與問卷設計

本文選取在校大學生作為主要研究對象，利用情景實驗法，通過2×2×2的組間實驗，即預售模式（定金膨脹amp;贈品回饋）*產品卷入度（高amp;低）*時間壓力（高amp;低），設計了8種電商購物節(jié)預售策略情景，以驗證不同預售模式與感知價值、購買意愿之間的關系，并提出電商預售策略對消費者購買意愿影響因素模型。實驗主要包括預調研及主實驗。同時，采用情景實驗檢驗不同產品卷入度對預售模式與消費者感知價值的調節(jié)作用，以及探究不同時間壓力下預售模式對消費者的感知價值是否存在顯著性差異。本文借鑒已有研究，設置時間壓力、產品卷入度、感知價值、購買意愿4個題項，采取李克特5級量表進行評分，代表消費者的認可程度，1分代表非常不同意，5分為非常同意。為盡可能保證研究的準確度及可靠度，本文將不同實驗組的正式實驗樣本容量確定為200～250，并將所設計的兩份問卷分別發(fā)給不同的研究對象，問卷收集完成后使用Spss28.0版本進行統(tǒng)計分析。

2.2 描述性統(tǒng)計

在回收所有采集到的問卷后，高產品卷入度組剔除無效問卷，剩余有效問卷200份，問卷有效收集率為90.09%。其中，女性106人，占比53%，男性94人，占比47%；19～20歲的受訪對象占比61.5%，擁有1000～2000元月生活費的占比70%；有79.50%傾向定金膨脹，僅有20.50%選擇贈品回饋。在低產品卷入度組中，回收并剔除無效問卷后，剩余有效問卷為200份，問卷有效收集率為93.45%。其中，女性110人，占比55%，男性90人，占比45%；19～20歲的受訪對象占比49.5%。從月生活費分布來看，擁有1000～2000元月生活費的占比69.5%；有73.50%傾向贈品回饋，選擇定金膨脹的僅有26.50%。

2.3 量表的信度與效度分析

為保障研究的科學嚴謹性與數據精確性，本文對調查問卷實施了詳盡的信度與效度評估。在信度評估上，采用Cronbachα系數作為衡量標準，對樣本數據進行檢驗。結果顯示，問卷整體的Cronbachα系數為0.868，充分表明問卷內部各項指標間存在高度的一致性。其中，產品卷入度的系數為0.815，時間壓力的系數為0.796，感知價值的系數為0.810，購買意愿的系數為0.793，各維度的Cronbachα系數均處于0.7～0.8，符合信度檢驗標準，說明此次調查問卷的信度是可靠的。在效度評估上，主要通過KMO抽樣充分性研究測度與Bartlett球形度檢驗相結合的方法。研究發(fā)現，整體量表的KMO值為0.853，遠超0.6的閾值，同時Bartlett球形度檢驗的顯著性概率為0.000，表明數據非常適合進行因子分析。進一步地，預測試4個維度的因子——感知價值、產品卷入度、時間壓力、購買意愿的KM0值均在0.6以上，分別為0．715、0．718、0.709、0．709，說明球體檢驗均達到顯著性水平，表明問卷整體及各維度均具備良好的效度，為后續(xù)進行因子分析奠定了基礎。

2.4 假設檢驗

為了分析各變量之間的關系，本文采用Pearson相關分析法進行分析。結果表明，定金膨脹和感知價值間的相關系數值為0.487，且水平顯著性為0.001。以感知價值為因變量，對定金膨脹進行線性回歸分析可知（見表1），β系數為0.414，進行F檢驗時發(fā)現定金膨脹一定會對感知價值產生影響關系，最終得出定金膨脹對感知價值存在顯著的正向影響，驗證了本文假設H1a。贈品回饋和感知價值間的相關系數值為0.475，顯著性水平為0.001。通過贈品回饋對感知價值進行線性回歸分析，β系數為0.390，同時F檢驗說明贈品回饋能夠顯著正向影響感知價值，驗證了本文假設H1b。

定金膨脹和時間壓力、感知價值間的相關系數值分別為0.453、0.487，時間壓力和感知價值間的相關系數值為0.354，且三者的顯著性水平為0.001，代表定金膨脹、時間壓力與感知價值三者之間存在顯著的正相關關系，假設H2a成立。贈品回饋和時間壓力、感知價值間的相關系數值分別為0.553、0.475，時間壓力和感知價值間的相關系數值為0.423，水平顯著性皆為0.001，說明贈品回饋、時間壓力與感知價值三者間存在顯著的正相關關系，假設H2b成立。本文的調節(jié)作用共包含三個模型，模型1中有自變量（定金膨脹/贈品回饋），模型2在模型1的基礎上加入調節(jié)變量（時間壓力/產品卷入度），模型3在模型2的基礎上加入交互項（自變量與調節(jié)變量的乘積項），本文以模型3中交互項分析調節(jié)效應。由表2可知，定金膨脹與時間壓力的交互項呈現出顯著性（p=0.010lt;0.05），代表時間壓力在不同水平時，定金膨脹對感知價值影響幅度具有顯著性差異；贈品回饋與時間壓力的交互項呈現顯著性（p=0.004lt;0.05），意味著時間壓力在不同水平時，贈品回饋對感知價值影響幅度具有顯著性差異，驗證了本文假設H2c。本文利用獨立樣本t檢驗不同時間壓力時預售策略對感知價值的差異性，結果表明（見表3）：當時間壓力高或低時，不同預售策略對感知價值皆未表現出顯著性（pgt;0.05），意味著無論時間壓力高低，不同預售策略對感知價值都能表現出一致性，無差異性，因此假設H2d和H2e不成立。

定金膨脹和產品卷入度、感知價值間的相關系數值分別為0.405、0.487，產品卷入度和感知價值間的相關系數值為0.336，且三者的顯著性水平為0.001，說明定金膨脹、產品卷入度與感知價值三者之間皆存在顯著的正相關關系，假設H3a成立。贈品回饋和產品卷入度、感知價值間的相關系數值分別為0.344、0.475，產品卷入度和感知價值間的相關系數值為0.259，顯著性水平都為0.001，說明贈品回饋、產品卷入度與感知價值三者之間都存在顯著的正相關關系，假設H3b成立。產品卷入度的調節(jié)作用以模型3中交互項分析其調節(jié)效應，如表4所示。依照定金膨脹與產品卷入度的交互項呈現出的顯著性（p=0.000lt;0.05），說明產品卷入度在不同水平時，定金膨脹對感知價值影響幅度存在顯著性差異；根據贈品回饋與產品卷入度的交互項呈現出的顯著性（p=0.003lt;0.05），可以得出產品卷入度在不同水平時，贈品回饋對感知價值的影響幅度具有顯著性差異，驗證了本文假設H3c。由表3可知，無論產品卷入度高或低，不同預售策略對感知價值皆呈現出顯著性（plt;0.05），意味著不同預售策略對感知價值都有差異性。當產品卷入度高時，預售策略對感知價值呈現出水平顯著性（plt;0.01），定金膨脹的平均值（3.448）明顯高于贈品回饋的平均值（3.215），假設H3d得到驗證；當產品卷入度低時，預售策略對感知價值呈現出水平顯著性（plt;0.05），定金膨脹的平均值（3.282）明顯低于贈品回饋的平均值（3.449），與產品卷入度高時正好相反，假設H3e也得到了驗證。

感知價值和購買意愿間的相關系數值為0.440，呈現出0.001水平的顯著性，說明兩者之間存在顯著的正相關關系。此外，以感知價值為自變量，購買意愿為因變量進行線性回歸分析（見表1），β系數為0.436，通過F檢驗可知感知價值一定會對購買意愿產生影響關系，最終得出感知價值對購買意愿會產生顯著的正向影響，驗證了本文假設H4。

3 結語

根據實證分析可知，定金膨脹與贈品回饋兩種預售策略對消費者的感知價值均有正向影響。在探討預售策略對消費者感知價值的影響時，時間壓力與產品卷入度均扮演著重要角色。當產品卷入度處于不同水平時，兩種預售策略在提升感知價值方面的效果具有顯著差異。對于高產品卷入度的商品，定金膨脹相較贈品回饋更能顯著提高消費者的感知價值；對于低產品卷入度的商品，贈品回饋在提高消費者感知價值方面則展現出更為顯著的效果。此外，時間壓力也在此過程中起到了調節(jié)作用，但不同程度的時間壓力在預售策略提高感知價值方面的效果上并未表現出顯著差異。正向的感知價值能夠激發(fā)消費者的購買動機，提高其對產品或服務的信任感和滿意度。

電商平臺與商家應評估預售商品的產品卷入度，考量產品對消費者的重要性、需求緊急性及購買決策復雜度。此外，還可以利用大數據分析技術，為不同細分市場的消費者定制預售策略。同時，還應加強與供應商的合作，優(yōu)化供應鏈流程、縮短生產周期，為快速發(fā)貨奠定基礎。

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