娛樂直播觀眾持續觀看意愿的影響因素研究

【摘" "要】隨著虛擬世界的興起以及智能手機的發展，人類不再被身體在場所束縛，一旦接入到網絡系統，人們的娛樂活動就流動在各個第三空間中。其中娛樂直播因其陪伴性、娛樂性、便捷性等特點，成為了大眾日常休閑娛樂的第三空間。本文基于期望確定理論探討娛樂直播觀眾持續觀看意愿的影響因素，對抖音平臺246名觀看過娛樂直播的用戶進行問卷調查，歸納觀眾的心理訴求，總結娛樂直播特性與觀眾心理樣態的適配性，洞察虛擬生態下用戶行為和直播行業的樣態，為觀眾主體性回歸和直播生態改進提供參考。

【關鍵詞】持續觀看意愿；期望確定理論；娛樂直播

隨著網絡直播觀看門檻的降低以及交互方式的多元化，越來越多人開始接受這種新型的媒介形態，大眾的娛樂消費模式被重塑。《中國網絡表演行業發展報告》顯示，網絡直播用戶規模達8.16億人，占網民整體的70.6%，全民直播時代已經到來。

第三空間由美國學者愛德華·W·索亞提出，強調在真實和想象之外，又融構了真實和想象的“他者化”的空間。[1]智能手機與互聯網的出現重塑了大眾的娛樂方式，娛樂直播使得觀看者獲得一種俯視進入他人私人空間的機會，創造了虛擬的社會化空間，成為了觀眾視頻化生存的“第三空間”。[2]娛樂直播以視頻化陪伴為主，雖然不能跨越空間的距離，卻能拉近主播與觀眾心理上的距離，主播向觀眾展示自己生活化的空間，使得觀眾存在于自己想象中的“第三空間”。娛樂直播的陪伴功能是當前群體性孤獨現象下的產物。雪莉·特克爾（Sherry Turkle）的《群體性孤獨》描述了人們為了保持親密渴望能夠“在一起”，但同時又渴望能夠“在別處”，即同時進行多種任務處理。[3]它表現為人們重視網絡社交而忽視現實社交、人際關系變得淡漠、沉溺于網絡世界而難以抽離回歸現實生活。

娛樂直播中觀眾通過與主播之間的親密互動來滿足自己的信息渴望并緩解認同焦慮和心理疲憊，能夠起到暫時性的媒介按摩效果，但是虛擬代替現實的交往方式，有可能導致觀眾對現實生活日益疏離，產生另一種空虛和孤獨感。因此，研究觀眾持續觀看娛樂直播的影響因素具有一定價值。

一、理論模型與研究假設

（一）期望確定理論

最早用來解釋消費者對某個服務消費后的行為的是期望確認理論（ECT），根據學者奧利弗（Oliver）的解釋，該理論描述消費者持續某種消費行為的意圖主要由他們對先前服務使用后的滿意度來決定的，該理論起源于消費者行為研究。[4]學者巴塔查爾吉（Bhattacherjee）注意到，原始模型不能解釋一些初始消費者繼續使用的動因。因此該學者對模型進行了修改，增加了原始期望與消費者在采用該服務后所感知到的性能進行比較，這種比較決定了消費者的期望得到多大程度的確認。他認為這種確認影響消費者消費后的期望，這種期望可能會隨著時間變化進而影響消費者的持續消費行為。[5]

觀看娛樂直播也是一種持續消費行為。消費者決定持續觀看娛樂直播，至少部分原因是他們對之前的觀看體驗感到滿意，因此，ECT模型可以用來解釋觀眾持續觀看娛樂直播的意圖，并根據模型提出以下問題：

Q1：觀眾在觀看娛樂直播時感知價值、滿意度及持續觀看意愿的基本情況如何？

Q2：觀眾的感知價值、滿意度及持續觀看意愿之間的關系如何？

Q3：觀眾持續觀看的行為反映了怎樣的社會心理樣態？

（二）基本因素

在模型中，感知收益是指使用或者繼續使用某種服務所帶來的優勢或者收益，不管是功利性、享樂性還是社會性。感知犧牲被定義為使用或者繼續使用某種服務所帶來的損失和成本，包括時間、金錢等。感知價值是指消費者在考慮服務的收益和犧牲后對其整體使用或者繼續使用該服務的總體感知。在本研究中，感知價值是指觀眾評價觀看娛樂直播或繼續觀看娛樂直播后的整體感知。根據基本模型框架，提出以下假設：

H1：確認對感知價值有積極影響；

H2：確認對滿意度有積極影響；

H3：感知價值對滿意度有積極影響；

H4：感知價值對持續觀看意愿有積極影響；

H5：滿意度對持續觀看意愿有積極影響。

（三）其他因素

1.社會整合需求與持續觀看意愿、滿意度、認知價值

娛樂直播作為一個虛擬線上社區，每個直播間都有一群具有較強凝聚力的粉絲群體，粉絲之間互相交流以及分享主播的趣事，甚至一起線下參與活動，由于主播熱情友好地歡迎新粉絲的加入起到了意見領袖的作用，因此整個粉絲群體形成了一種親社會行為。親社會行為指人們在社會交往中表現出的友好積極、有利于他人的行為，人們通過親社會行為的實施，使他人乃至整個群體獲益，并促成交往雙方的和諧關系。[6]根據李沛沛的研究，那些處于親社會當中的個體，他們對于整個娛樂直播會產生更高的滿意度，同時他們會對整個群體和他人都產生更高的評價，社會歸屬感也會被滿足。[7]鮑爾·羅基奇（Ball Rokeach）提出歸屬感是社區最重要的因素，因此娛樂直播作為一個集聚線上社區，提供歸屬感是觀眾對其保持較高忠誠度的原因之一。[8]個人在娛樂直播中所感受到的歸屬感越強，就越會加強對娛樂直播的關注，參與娛樂直播的線上活動就會更加積極，這是一個緊密相扣的環節。因此，根據以上內容提出假設如下：

H6：社會整合需求對持續觀看意愿有積極影響；

H7：社會整合需求對滿意度有積極影響；

H8：社會整合需求對感知價值有積極影響。

2.情感類需求與持續觀看意愿、滿意度、感知價值

情感需求指的是個體向他人進行情感傾訴以及從他人那里得到情感安慰和情感依賴。[9]這種為個體提供情感需要的社會來源，就被稱為情感的社會支持，而通過觀看娛樂直播這樣一個虛擬情感的社會來源，對娛樂主播的崇拜以及在第三空間與主播構建親密關系，也可以獲得某種單向的情感社會支持，受眾在娛樂直播中覺得自己被關注到，能夠滿足虛擬情感的需求。根據以上內容提出假設如下：

H9：情感類需求對持續觀看意愿有積極影響；

H10：情感類需求對消費者滿意度有積極影響；

H11：情感類需求對感知價值有積極影響。

二、研究設計

本研究借鑒了關于直播、流媒體、持續觀看意愿等研究領域已有的成熟量表，用以支撐持續觀看娛樂直播的意愿研究。參考了鄧富民、黃思皓等學者的測量題項，增加了社會整合需求和情感類需求兩個變量。[10]在研究開始之前進行了前測，回收有效樣本100份左右，對問卷題項設計科學性進行了信度和效度分析。正式測量沿用前測的調查問卷繼續對用戶進行調查，問卷于2024年11月19日至2024年12月25日發放，數據收集主要采用在線社區調查的方法，最終共回收問卷248份，有效問卷235份，有效問卷率為94.8%。數據的統計分析主要運用SPSS26進行信效度分析、描述性統計，運用Process中介效應插件進行中介效應分析，并通過AMOS進行驗證性因子分析和結構方程模型建模，利用路徑系數對構建的模型進行驗證和分析。

三、研究結果

（一）描述性統計

根據對有效問卷的數據分析，在回收的235份有效問卷中，女性觀眾有190人，占比80.9%，大學學歷有136人，占比57.9%，年齡主要分布在20歲以下和20-25歲這兩個年齡區域當中，分別占比43.8%、51.1%，可發現觀看娛樂直播的觀眾大多是女大學生。其中有138名用戶幾乎每天都會觀看娛樂直播，占比58.7%。對持續觀看意愿的調查中，有183名用戶選擇除了出現特殊情況，將打算持續觀看娛樂直播，占比77.9%。

（二）信效度分析

本研究通過分析Cronbach’Salpha系數來檢驗各個題項之間內部的一致性。根據數據分析，總體量表的alpha系數為0.950，其中確認變量的alpha系數為0.870，認知價值變量的alpha系數為0.907，滿意度變量的alpha系數為0.919，情感類需求變量的alpha系數為0.923，持續觀看意愿變量的alpha系數為0.885。可見，不管是整體量表還是單個變量的alpha系數均大于0.8，說明問卷內部的一致性較好，測量結果比較可靠。

運用SPSS進行效度分析得出整體量表的KMO值為0.881，該數值大于0.5，且巴特利特球形度檢驗的sig值為0.000，表明量表效度較高。本研究對量表數據進行探索性因子分析，結果顯示各題項的因子載荷量均大于0.5且集中歸屬同一維度，最終提取出6個公因子，與該量表的預設理論結構完全吻合。這一結果表明，該量表的題項設計具有良好的結構效度，題項與維度的對應關系清晰、合理，能夠有效測量其預期考察的核心構念。

（三）中介效應檢驗

本研究主要檢驗感知價值在確認與滿意度之間的中介作用、滿意度在感知價值與持續觀看意愿之間的中介作用，運用SPSS軟件的Process中介效應插件進行中介效應檢驗。結果表明，其95%CI值均不包含0，說明中介效應明顯。

（四）驗證性因子分析

本研究主要運用結構方程模型對假設進行檢驗，首先對數據進行驗證性因子分析，結果表明，標準化因子載荷大于0.6，組合效度CR大于0.7，平均抽取方差AVE大于0.5，說明問卷的信效度較好。根據卡方數值為2.711可以得出模型的擬合度好，并且其中的GFI、NFI、TLI以及CFI值均大于0.8，RMR值小于0.05，說明結構方程的擬合度符合要求。

最后根據AVE指數來計算AVE平方根，再將其與各維度之間進行對比，AVE平方根大于各維度之間的相關性，說明各個數據之間存在良好的區別效度，具有一定的科學性。

（五）結構方程模型檢驗

本研究主要是通過運用AMOS對方程進行檢驗，較直觀地分析出模型構建是否成立、假設是否成立，能夠幫助處理多個變量之間的關系并對其進行檢驗。根據卡方數值為2.698可以得出模型擬合度好的結論，并且其中的GFI、NFI、TLI以及CFI值均大于0.8，RMR值小于0.05說明結構方程的擬合度符合要求。根據表1可以查看路徑結果以及具體假設是否成立情況。

四、研究結論

（一）第三空間下的虛擬陪伴：群體性孤獨下構建新型親密關系

根據結構方程模型檢驗可以得出結論：情感類需求得到滿足的情況下，會很大程度上提高用戶觀看娛樂直播的滿意度，滿意度進而能夠正向積極影響持續觀看意愿。可見在娛樂直播這個第三空間內獲得情緒價值的重要性。

人們渴望獲得理解并且找到自己的親密關系，但是現實的困境使得人們在構建親密關系的過程中屢屢受挫，人們逐漸對現實中構建親密關系感到失落，而娛樂直播卻為孤獨性群體提供了逃避的虛擬場所，娛樂主播的陪伴能夠滿足個體擺脫孤獨、渴望聯系的需求。[11]親密關系是人類作為群居動物獲得幸福感的重要部分，而構建親密關系需要人們訴諸情感，娛樂直播間其實就是某種“情感性的詮釋社群”。[12]用戶觀看娛樂直播雖然是虛擬在場，但娛樂直播打破了傳統的地緣式親密關系，私人空間公域化以及私人活動的公開化在一定程度上建構了親密感和熟悉感，直播的虛擬陪伴使得觀眾自覺地代入親密關系對象。這雖然能夠在一定程度上彌補觀眾內心的空虛和寂寞，但與此同時，觀眾也在不知不覺中加深對娛樂直播的依賴程度，對主播付出情感，卻疏離現實親密關系。其實，沉迷于娛樂直播恰恰會造成程度更深的“群體性孤獨”現象，阻礙了真實世界親密關系的構建。

（二）第三空間下的社會歸屬：現實身份焦慮下的代償式療愈

根據結構方程模型可知，社會整合類需求能夠直接正向影響持續觀看意愿，對于觀眾來說，被需要以及被支持是他們堅持觀看娛樂直播的原因之一。歸屬感是指人們對自身在社區中被需要以及被支持、被關注的感知滿足體驗。強烈的社會歸屬感往往能夠幫助人們提高心理幸福感。

現代社會倡導人人平等，人人都有無限的機遇和可能。但在一個充滿競爭的時代，人們在現實生活中被忽視，難以做出成就的現狀使得大多數人黯然神傷以及郁郁寡歡。[13]而娛樂直播的高互動性以及高熱情性使得觀眾感受到強烈的歸屬感，主播在回答問題的同時也會對觀眾的虛擬消費表示感謝，直播間外粉絲之間的友好對話以及互動使得觀眾感受到自己被關注到，而觀眾在與主播、粉絲互動以及交往的同時得到了感情支持和心理寄托，這種網絡歸屬感在某種程度上有助于人們的情感聯系，療愈觀眾在現實生活遭受的人情淡漠，體驗網絡虛擬幸福感。[14]

娛樂直播圍繞主播展開，主播擁有統一名稱的粉絲群體，粉絲作為直播的觀眾可以在評論區溝通，可以帶主播的標簽發布視頻并且互相評論甚至還會一起到線下見面，在觀看娛樂直播的過程中，觀眾可以感受到來自直播間的凝聚力，因此會不自覺地將自己代入粉絲群體，從而產生網絡歸屬感，這種歸屬感可以讓觀眾在直播間療愈現實交往的傷痛，從而提高他們觀看娛樂直播的忠誠度。

五、娛樂直播行業“數據女工”情感異化反思

娛樂直播作為當前眾多“容器人”的主要娛樂方式，能夠為用戶提供一個介于真實世界和虛擬世界之間的第三空間。在當今強調自我感受的現代社會，現實世界的情感流露越來越稀缺，個體普遍面臨“群體性孤獨”的困境，而娛樂直播作為一個虛擬避難所，觀眾最開始基于主播的顏值、口才以及幽默等特質而續燈牌，形成具有強烈心理邊界感的社區。在這個虛擬空間中人們可以感受到來自陌生人的關心和陪伴，即便用戶知道娛樂直播的本質就是“眼球經濟”，未必有多少真情實感的投入，但是依舊相信并且沉迷于娛樂直播，因為娛樂主播帶來的情感價值是現實社會所稀缺的，一旦被攥住往往很難擺脫。

在當前新經濟形態的背景下，數據已經成為判斷價值的主要來源。[15]數據的刷新離不開粉絲群體的助力，由描述性統計的數據可以得出，觀看娛樂直播的粉絲群體大多是女大學生，娛樂直播的飯圈化使得資本企圖利用粉絲群體對主播的情感為平臺創造價值，制作轉發以及點贊量大的視頻內容，從而提升直播的商業價值。基于此，女大學生就成為了娛樂直播的“數據女工”，她們自愿記錄主播的精彩直播片段并且花費大量時間以及精力進行剪輯，這種行為看似是通過剪輯視頻吸引更多的平臺用戶來觀看直播，實際上是在為資本方爭取更多的消費行為發生，粉絲群體對主播的情感被異化為資本增值的工具，這種“情感異化”現象反映了網絡生態亂象，需要相關部門加強對互聯網平臺的監管，保護粉絲群體的利益，同時需要高校加強對大學生健康使用網絡行為的引導，大學生也應養成自身的批判性思維。

注釋：

[1]Edward W. Soja.Third space： Journeys to Los Angeles and other Real-and-Imagined Places[M].Blackwell， Oxford， 1996.79.

[2]彭蘭.視頻化生存：移動時代日常生活的媒介化[J].中國編輯，2020（04）：34-40+53.

[3]雪莉·特克爾.群體性孤獨[M].杭州：浙江人民出版社，2015：1-205.

[4]Oliver， R. L. （1980）. A cognitive model of the antecedents and consequences of satisfaction decisions. Journal of Marketing Research， 17， 460-469.

[5]Bhattacherjee， A. （2001）. Understanding information systems continuance： An expectation - confirmation model. MIS Quarterly， 25（3）， 351 - 370.

[6]寇彧，張慶鵬.青少年親社會行為的概念表征研究[J].社會學研究，2006（05）：169-187.

[7]李沛沛，黃程，寇彧.社會排斥與個體助人意愿：歸屬感需求的調節作用[J].中國臨床心理學雜志，2017（04）：597-602.

[8]Ball-Rokeach， Sandra et al.（2001）Community Storytelling， Storytelling Community： Paths to Belonging in DierseLos Angeles Residential Areas.

[9]潘迪.情感消費：聊天類網絡直播中的“打賞”行為研究[D].華東師范大學，2018.

[10]鄧富民，黃思皓，金亞男.網絡視頻直播平臺觀眾需求滿足對持續觀看行為意愿的影響機制研究[J].電子科技大學學報（社科版），2020（01）：85-94.

[11]林濱，江虹.“群體性孤獨”的審思：我們在一起的“獨處”[J].中國青年研究，2019（04）：40-45.

[12]李華偉，徐開彬.信息滲透與權力博弈：社交媒介在青年親密關系中的作用研究——基于關系發展的階段理論[J].中國青年研究，2022（06）：48-58+47.

[13]鄭玉香，沈潔.身份焦慮視角下的炫耀性消費動因分析[J].商業時代，2011（08）：22-23.

[14]梁曉燕，高志旭，渠立松.大學生網絡社會支持與網絡社區歸屬感的關系：網絡虛擬幸福感的中介效應[J].中國健康心理學雜志，2015（06）：907-912.

[15]張雯昕.數字時代“數據女工”情感異化的表現及其生成邏輯[J].新聞世界，2024（03）：9-13.

（作者：均為浙江傳媒學院文化與管理學院2023級媒介經營與管理專業研究生）

責編：周蕾