網(wǎng)站特性對消費者在線沖動購買的影響

劉彤， 陳曦， 陳毅文*

(1.中國科學院心理研究所 行為科學重點實驗室， 北京 100101; 2.中國科學院大學 心理學， 北京 100049)

網(wǎng)站特性對消費者在線沖動購買的影響

劉彤1, 2， 陳曦1, 2， 陳毅文1, 2*

(1.中國科學院心理研究所 行為科學重點實驗室， 北京 100101; 2.中國科學院大學 心理學， 北京 100049)

基于不同行業(yè)和地區(qū)319名有網(wǎng)絡購物經(jīng)驗消費者的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)和S-O-R理論，研究了網(wǎng)站的視覺吸引力及易用性對情緒和沖動購買的影響. 結(jié)果發(fā)現(xiàn)：1)網(wǎng)站的視覺吸引力和易用性正向預測情緒的愉悅和喚醒度； 2)愉悅正向預測沖動購買并調(diào)節(jié)喚醒與沖動購買的關系，愉悅度越高，沖動購買越多；在愉悅的情況下，喚醒度越高，沖動購買越多；在不愉悅的情況下，喚醒度越高，沖動購買越少； 3)網(wǎng)站的視覺吸引力和易用性通過愉悅的中介作用影響沖動購買.通過模擬購物網(wǎng)站204名有網(wǎng)絡購物經(jīng)驗女性的研究數(shù)據(jù)，驗證了上述結(jié)果的穩(wěn)定性.研究結(jié)果提示：網(wǎng)站特性在在線沖動購買中起重要作用，商家可以通過提升網(wǎng)站頁面(如美觀度和導航便利度等)促進網(wǎng)絡銷售.

沖動購買；在線購物；網(wǎng)站特性；情緒

0 引 言

沖動購買是人們?nèi)粘ＯM行為中的一種常見現(xiàn)象. 在傳統(tǒng)購物中，30%～50%的零售來自沖動購買，幾乎90%的消費者都會偶爾沖動購物[1]. 購物的簡便和在店內(nèi)瀏覽均會增加沖動購買行為[2]，網(wǎng)絡購物作為一種簡單快捷的購物方式[3]，無須排隊等待，7×24小時開放，消費者輕點鼠標即可隨時隨地購物，這些特點讓購物變得簡單，更容易增加沖動購買行為. 然而，以往關于沖動購買的研究多集中于傳統(tǒng)的線下購買，對網(wǎng)絡購物環(huán)境下的研究并不多見. 本文基于S-O-R理論，研究網(wǎng)站特性對在線沖動購買的影響.

1 文獻綜述和假設

1.1 沖動購買

關于沖動購買的研究可以追溯到1950年CLOVER[4]對沖動購買在零售業(yè)中重要性的描述. ROOK[5]提出了沖動購買的5個關鍵因素：(1)突然的、自發(fā)的購買欲望或沖動；(2)失控的心理失衡狀態(tài)；(3)心理沖突與掙扎；(4)對商品屬性的認知評估能力降低；(5)理性降低且不考慮沖動購買的后果. ROOK指出，沖動購買常常伴隨激烈的情緒反應，從發(fā)現(xiàn)商品到購買行為的完成用時很短. SHARMA 等[6]提出了界定沖動購買的3個標準：(1)即時行動且充滿正向情緒；(2)不計后果；(3)與享樂有關，通過購買獲得即時的自我滿足.

影響沖動購買的因素主要有3類：素質(zhì)性因素、情境因素和社會、人口統(tǒng)計學因素[7]. 素質(zhì)性因素是個體的特質(zhì)，如沖動購買傾向、多樣化尋求、購物享樂、認知需求、自尊、開放性等[6, 8]. 情境因素是指消費者在發(fā)生沖動購買時，個體外部的事件、刺激或消費者感受到的自身狀態(tài)因素. 情境因素通常不由消費者控制，包括情感狀態(tài)、市場刺激、環(huán)境[9]、感知風險[10]、享樂或?qū)嵱觅徫飫訖C、時間財務限制[11]和社會因素等[6, 12]. 研究發(fā)現(xiàn)消費者處于積極情緒時容易出現(xiàn)沖動購買[2]，商店類型、氛圍、音樂和促銷人員等均可影響消費者的情緒并激發(fā)沖動購買行為[13-14]. 社會、人口統(tǒng)計學因素是市場活動影響之外的因素，如性別[9]、年齡和文化等[15].

關于網(wǎng)絡購物環(huán)境中的沖動購買影響因素，PARBOTEEAH[16]指出，促進因素有在線促銷、個性化和價格，阻礙因素有感官刺激渠道較為單調(diào)且不能實地體驗商品.購物網(wǎng)站的任務相關和情緒相關線索可以通過影響消費者的感知有用性和感知娛樂性來影響消費者的沖動購買意向[17]，網(wǎng)站質(zhì)量和個體沖動特質(zhì)顯著影響消費者的沖動購買意向[18]. 其他研究表明，網(wǎng)站特征(商品吸引力、娛樂性、溝通模式)通過影響消費者情緒來影響沖動購買行為[19-20].商品可獲得性、視覺吸引力和網(wǎng)站易用性會對消費者的規(guī)范性評價、購物娛樂性、沖動性和即時滿足產(chǎn)生影響，并最終影響消費者的沖動購買行為[20-21]. 可見，網(wǎng)站特性在消費者沖動購買上起著重要作用.

1.2 S-O-R理論

S-O-R理論(stimulus-organism-response)指出，外界環(huán)境通過影響人們的意識作用于人的行為. MEHRABIAN等[22]將其引入消費心理學領域，提出將3種基本的情緒狀態(tài)(PAD)作為個體對任何環(huán)境的反應表現(xiàn)，該理論常用于解釋實體零售環(huán)境中消費者的情緒和行為反應. 按照MEHRABIAN等的理論，在機體條件中，對氛圍的所有情感反應分為3個獨立的狀態(tài)：愉悅-不愉悅(pleasure); 喚醒-無喚醒(arousal); 支配-服從(dominance). MEHRABIAN 等指出：愉悅是感情反應的享樂價值；喚醒是“一種感情屬性, 其范圍從睡眠到狂亂”；支配是對情境或其他事物的控制感vs.外在因素導致的他控感. MEHRABIAN等的理論框架如圖1所示.

圖1 MEHRABIAN等[23]的S-O-R理論框架Fig.1 The framework of S-O-R model by MEHRABIAN

1.3 假設的提出

基于以上文獻綜述，提出了基于S-O-R理論的在線沖動購買研究框架. 在網(wǎng)站設計和人機交互領域的研究中，網(wǎng)站特性分為美學特性和可用性兩部分，本研究各選取一個具有代表性的特性放入模型中，即屬于美學特性的網(wǎng)站視覺吸引力和屬于可用性范疇的網(wǎng)站易用性.

已有研究表明，視覺吸引是沖動購買的間接影響因素，網(wǎng)站的視覺吸引力常常與積極的情緒反應或者其他積極評價聯(lián)系在一起，通過影響情緒反應進而影響消費者的態(tài)度與行為[24]，如網(wǎng)站忠誠度、購買傾向的大小等[19]；ADELAAR等[25]的研究表明，視覺吸引力帶來更高的情緒喚醒. 因此，提出如下假設：

H1a 網(wǎng)站視覺吸引力正向預測情緒的愉悅度.

H1b 網(wǎng)站視覺吸引力正向預測情緒的喚醒度.

網(wǎng)站的易用性是指在網(wǎng)店中從導航到消費者所需信息頁面的容易程度. éTHIER等[26]指出，網(wǎng)站的易用性好，會提升消費者的積極情緒，進而影響消費者的行為結(jié)果；也就是說，如果消費者在瀏覽網(wǎng)頁的過程中體驗到了許多困難，那么她/他在購買后出現(xiàn)愉悅感受的可能性較小. 因此，提出假設：

H2 網(wǎng)站易用性正向預測情緒的愉悅度.

已有研究發(fā)現(xiàn)，PAD情緒理論中的愉悅和喚醒可以解釋趨避行為中的大部分變異[23,27-28]. 愉悅度正向影響趨近行為，愉悅度越高，趨近行為越多. 愉悅度調(diào)節(jié)喚醒度與趨近行為之間的關系，在愉悅的情況下，喚醒度越高，趨近行為越多；在不愉悅的情況下，喚醒度越高，趨近行為越少[23,27]. 支配感對趨避行為的影響程度很弱[29]. 沖動購買同樣可以看作一種趨避行為，由此推測情緒的愉悅度與喚醒度對沖動購買有影響，而支配感對沖動購買的影響不顯著. 因此，假設如下：

H3 情緒反應對沖動購買行為有預測作用.

H3a 情緒的愉悅度正向預測沖動購買行為.

H3b 愉悅度調(diào)節(jié)喚醒度與沖動購買行為之間的關系. 愉悅的情況下，喚醒度正向預測沖動購買行為；不愉悅的情況下，喚醒度負向預測沖動購買行為.

H4 情緒的愉悅度在網(wǎng)站特性和沖動購買行為之間起中介作用.

H4a 愉悅度在網(wǎng)站的視覺吸引力和沖動購買行為之間起中介作用.

H4b 愉悅度在網(wǎng)站的易用性和沖動購買行為之間起中介作用.

在同時測量沖動購買意向和沖動購買行為的研究中，通常都是各個自變量先影響沖動購買意向，通過沖動購買意向再影響沖動購買行為[19]，因此，假設：

H5 沖動購買意向?qū)_動購買行為有正向預測作用.

綜合上述假設，本研究的理論框架如圖2所示.

圖2 基于S-O-R模型的在線沖動購買框架Fig.2 The framework of online impulse buying based on S-O-R model

2 消費沖動研究

本研究的目的在于驗證網(wǎng)站視覺吸引力和易用性是否通過情緒影響消費者的沖動購買行為.

2.1 研究方法

2.1.1 被 試

采用問卷調(diào)查法，發(fā)放并回收問卷319份，有效問卷300份，有效率為94.0%，其中男性占44.3%，女性占55.7%；23歲以下占13.6%，24～30歲占57.7%，31～40歲占23.0%，41歲以上占5.7%；月可支配收入，2 000元以下占27.7%，2 000～3 000元占18.7%，3 000～5 000元占26.0%，5 000元以上占27.7%；網(wǎng)購經(jīng)驗在3 a以內(nèi)的占18.3%，3～5 a的占39.7%，5 a以上的占42.0%；近半年內(nèi)每月網(wǎng)購次數(shù)，2次以下占24.7%，3～5次占36.0%，5次以上占39.0%；全日制學生占25.3%，技術研發(fā)人員占14.0%，文職行政人員占14.7%，管理人員占15.3%，其他職業(yè)占30.7%.

2.1.2 測量工具

網(wǎng)站特性采取LOIACONO等[30]的網(wǎng)站視覺吸引力量表和VERHAGEN等[19]的網(wǎng)站易用性量表，各包含3個條目，采用Likert 7點計分法(1=非常不同意，7=非常同意). 情緒部分采用MEHRABIAN等[23]情緒量表的愉悅與喚醒分量表，各包含6個條目，每個條目兩端為一對反義詞(如不高興的，高興的)，被試按照符合程度在-4～4間打分. 沖動購買部分采用PARBOTEEAH等[17]開發(fā)的沖動購買意向量表，包含4個條目；沖動購買行為采用BEATTY等[2]量表的改編版本，包含5個條目，均采用Likert 7點計分法(1=非常不同意，7=非常同意).

2.2 結(jié) 果

采用SPSS 22.0和AMOS 22.0對研究數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，統(tǒng)計方法包括描述性統(tǒng)計、方差分析、相關性分析、回歸分析、bootstrapping、驗證性因素分析和路徑分析.

2.2.1 測量問卷的結(jié)構(gòu)效度

為了確保本研究所采用量表的結(jié)構(gòu)效度，首先對問卷進行驗證性因素分析，模型的擬合指標見表1. 結(jié)果顯示，模型擬合度較好.

表1 問卷結(jié)構(gòu)的驗證性因素分析

2.2.2 相關分析

對變量進行描述性統(tǒng)計，各變量的描述性統(tǒng)計、內(nèi)部一致性系數(shù)及其相關結(jié)果見表2，各變量間均存在相關性(r= 0.188 ～ 0.598,p<0.001).

2.2.3 網(wǎng)站特性對情緒的回歸

對人口統(tǒng)計學變量和網(wǎng)購情況進行方差分析，結(jié)果顯示，月可支配收入對愉悅度(F(3,296)=4.375,p=0.005)和喚醒度(F(3,296)=4.521,p=0.004)影響顯著.每月網(wǎng)購次數(shù)對愉悅度(F(2,296)=7.783,p=0.001)、喚醒度(F(2,296)=8.398,p<0.001)、沖動購買意向(F(2,295)=23.364,p<0.001)和沖動購買行為(F(2,295)=17.308,p<0.001)影響顯著，人口統(tǒng)計學變量對情緒、沖動購買意向和行為的影響均不顯著.因此，將月可支配收入和每月網(wǎng)購次數(shù)作為控制變量納入分層回歸分析.

將網(wǎng)站的視覺吸引力和易用性作為自變量，情緒的愉悅度和喚醒度分別作為因變量進行回歸分析，結(jié)果如表3所示. 視覺吸引力(β= 0.181,p= 0.007) 和網(wǎng)站易用性(β= 0.225,p= 0.001)對愉悅度有正向預測作用(ΔR2= 11.9%)，視覺吸引力對喚醒度(β= 0.380,p< 0.001)有正向預測作用(ΔR2= 15.3%).

表2 相關分析

Note***p<0.001.

表3 網(wǎng)站特性對情緒的回歸

Note *p<0.05,**p<0.01,***p<0.001.

表4 情緒對沖動購買行為的回歸

Note FOS is frequency of online shopping per month;Ais the centralized pleasure andBis the centralized arousal.

2.2.4 情緒對沖動購買的回歸

以沖動購買行為為因變量，將每月網(wǎng)購次數(shù)作為控制變量放入第1層、情緒的愉悅度與喚醒度作為自變量放入第2層、愉悅度與喚醒度的交互項放入第3層，進行多元分層回歸分析(見表4). 結(jié)果表明，情緒的愉悅度、喚醒度及其交互項都對沖動購買行為有影響，交互作用見圖3. 在愉悅的情況下，喚醒度正向預測沖動購買行為(β= 0.477,t= 2.710*)，在不愉悅的情況下，喚醒程度負向預測沖動購買行為(β= -0.356,t= -2.257*).

圖3 愉悅度與喚醒度對沖動購買行為的交互作用Fig.3 Interaction effect of pleasure and arousalon impulse buying

2.2.5 愉悅的中介作用

使用bootstrapping方法進行愉悅的中介作用檢驗[31]，結(jié)果表明，愉悅中介網(wǎng)站視覺吸引力和易用性對沖動購買意向和行為的作用詳見表5.

2.2.6 路徑分析

使用AMOS22.0進行路徑分析，模型的各項擬

合指標：χ2=21.815，df=8，χ2/df=2.727，RMSEA=0.077，GFI=0.982，AGFI=0.920，IFI=0.978，CFI=0.978，模型擬合度良好，結(jié)果如圖4所示，網(wǎng)站的視覺吸引力正向預測情緒的愉悅度與喚醒度，網(wǎng)站的易用性正向預測情緒的愉悅度，愉悅度及愉悅度與喚醒度的交互項通過沖動購買意向影響沖動購買行為.

表5 愉悅的中介作用檢驗

Note 95% confidence interval.

圖4 網(wǎng)站特性與情緒對在線沖動購買影響的路徑圖Fig.4 Path analysis of website characteristics and emotion on impulse buying注 月可支配收入和每月網(wǎng)購次數(shù)為控制變量.

3 虛擬購物實驗

目前關于網(wǎng)站特性與消費者購買意向關系的研究中，大多采用問卷調(diào)查法，例如本文第2節(jié).但是這種研究方法存在一定的局限性，如被試是通過回憶填答相關問題，對購買行為發(fā)生時的情況還原較弱. 因此，設計了虛擬購物實驗，通過虛擬購物網(wǎng)站引發(fā)環(huán)境刺激，記錄消費者的反應，并加入了情緒量表的前測，證實購物網(wǎng)站對消費者情緒的影響作用，作為對問卷研究結(jié)果的補充.

3.1 先導研究

3.1.1 先導研究1

先導研究1的目的是確定模擬購物網(wǎng)站中的商品種類. 通過對319名網(wǎng)上購物者的問卷調(diào)查，詢問其最常購買的商品類型. 結(jié)果顯示， “服裝、鞋帽、飾品”類商品為46.1%，“書籍、音像制品”為18.5%，“電腦、配件、數(shù)碼產(chǎn)品”為16.6%. 因此，為了保證商品的熟悉性，確定模擬購物網(wǎng)站所用的商品類型為“服裝、鞋帽、飾品”類商品，為方便起見，模擬購物網(wǎng)站中所選擇商品的目標人群均為女性.

3.1.2 先導研究2

先導研究2的目的是對實驗材料——4個模擬購物網(wǎng)站進行評定，確定網(wǎng)站視覺吸引力和易用性的操縱效果.

本研究通過操縱展示圖片的美觀度、顏色搭配的協(xié)調(diào)度、背景圖片的美觀度來操縱網(wǎng)站視覺吸引力的高低；通過操縱導航的易用度、超鏈接的多少來操縱網(wǎng)站易用性的高低. 分別制作了高視覺吸引力，高易用性；高視覺吸引力，低易用性；低視覺吸引力，高易用性；低視覺吸引力，低易用性4個模擬購物網(wǎng)站.

網(wǎng)站制作完成后，招募了24名有網(wǎng)購經(jīng)驗的女大學生對網(wǎng)站進行評分.實驗采用2(視覺吸引力高vs. 視覺吸引力低)×2(易用性高 vs. 易用性低)的被試內(nèi)設計. 為了消除順序效應，對網(wǎng)站的呈現(xiàn)順序進行了平衡，采用的視覺吸引力量表與易用性量表與研究1一致.

對評分結(jié)果進行重復測量方差分析，結(jié)果顯示，4個網(wǎng)站之間的視覺吸引力差異顯著，F(xiàn)(3,21) = 6.328,p= 0.006, 4個網(wǎng)站之間易用性差異顯著，F(xiàn)(3,21) = 11.166，p< 0.001.

將4個網(wǎng)站進行兩兩配對t檢驗，結(jié)果顯示，操縱達到了預期效果，見表6.

表6 網(wǎng)站視覺吸引力與易用性的均值與t檢驗

注 a為高視覺吸引力，高易用性網(wǎng)站；b為高視覺吸引力，低易用性網(wǎng)站；c為低視覺吸引力，高易用性網(wǎng)站；d為低視覺吸引力，低易用性網(wǎng)站.

3.2 研究方法

3.2.1 被 試

本研究通過網(wǎng)絡征集了有網(wǎng)絡購物經(jīng)驗的女性220人，排除作答不認真的被試16人，有效被試204人，有效率為92.7%. 其中23歲以下占7.4%，24～30歲占51.0%，31～40歲占37.3%，41歲以上占4.4%；月可支配收入2 000元以下占11.8%，2 000～3 000元占20.6%，3 000～5 000元占32.4%，5 000元以上占35.3%；網(wǎng)購經(jīng)驗在3 a以內(nèi)的占10.3%，3～5 a的占40.2%，5 a以上的占49.5%；近半年內(nèi)每月網(wǎng)購次數(shù)在2次以下的占18.6%，3～5次的占38.2%，5次以上的占43.1%.

3.2.2 測量工具

本研究中的網(wǎng)站視覺吸引力、易用性及情緒測量與研究1相同，對沖動購買的測量采用模擬情境問卷法(改編自文獻[32])：“小麗是一位在校大學生，有份兼職的工作(收入來源). 在拿到薪水的前幾天，包括三餐花費，身上還剩 260 元. 下周她要參加一個活動， 但沒有合適的上衣，因此她想在網(wǎng)上為自己買一件上衣. 在瀏覽網(wǎng)站XXX(剛才您瀏覽的網(wǎng)站)的時候，發(fā)現(xiàn)一件非常滿意的上衣，價格為100元；同時，她看中了網(wǎng)店里的一件款式、顏色、材質(zhì)看起來都非常喜歡的連衣裙，這件原價250元的連衣裙正在限時打折，折后200元. ”如果你是小麗，你會(a)僅僅只買上衣； (b)買上衣，但心里還是惦記著那條連衣裙； (c)把上衣和連衣裙都買下來. (d)買上衣、連衣裙，然后還有一件相配的發(fā)飾. 選項a、b、c、d分別計1、2、3、4分，得分越高，表示沖動購買越強.

3.2.3 實驗流程

本研究為2(高視覺吸引力 vs. 低視覺吸引力)×2(高易用性 vs. 低易用性)的被試設計. 被試進行PAD情緒量表測量作為前測，瀏覽指定的模擬購物網(wǎng)站，并將滿意的產(chǎn)品放入購物車中. 在瀏覽網(wǎng)站后，被試再次進行PAD情緒測量，并對網(wǎng)站的美觀度和易用性進行測量，通過模擬情境問卷法進行沖動購買測量，最后完成人口統(tǒng)計學變量的填答.

3.3 結(jié) 果

方差分析結(jié)果表明，不同組之間的沖動購買有顯著差異(F(3,199) = 3.133,p= 0.027)，其中，高視覺吸引力、高易用性組沖動購買最多(M=2.76)； 低視覺吸引力、低易用性組沖動購買最少(M= 2.29).

3.3.1 網(wǎng)站特性對情緒的回歸

對人口統(tǒng)計學變量和網(wǎng)購情況進行方差分析，結(jié)果顯示，年齡對沖動購買(F(3,199)=2.818,p=0.040)影響顯著；月收入對愉悅度(F(4,181)=3.351,p=0.011)影響顯著；網(wǎng)購經(jīng)驗對沖動購買(F(3,199) = 2.774,p= 0.043)影響顯著；每月網(wǎng)購次數(shù)對愉悅度(F(3,182) = 4.310,p=0.006)和沖動購買(F(3,199) = 6.426,p<0.001)影響顯著. 其余人口統(tǒng)計學變量對情緒、沖動購買的影響均不顯著. 因此，將年齡、月收入、網(wǎng)購經(jīng)驗和每月網(wǎng)購次數(shù)作為控制變量納入分層回歸分析.

將網(wǎng)站的視覺吸引力和易用性作為自變量，情緒的愉悅度和喚醒度分別作為因變量，人口統(tǒng)計學變量和愉悅度與喚醒度的前測作為控制變量進行回歸分析，結(jié)果如表7所示. 視覺吸引力(β= 0.248,p<0.001) 和網(wǎng)站易用性(β= 0.240,p<0.001)對愉悅有正向預測作用(ΔR2= 16.5%)，視覺吸引力對喚醒度(β= 0.129,p=0.013)有正向預測作用(ΔR2= 1.7%).

表7 網(wǎng)站特性對情緒的回歸

3.3.2 情緒對沖動購買的回歸

以沖動購買為因變量，將年齡、網(wǎng)購經(jīng)驗和每月網(wǎng)購次數(shù)作為控制變量放入第1層，情緒的愉悅度與喚醒度作為自變量放入第2層，最后將愉悅度與喚醒度的交互項放入第3層，進行多元分層回歸分析(見表8). 結(jié)果表明，情緒的愉悅度、愉悅度與喚醒度的交互項都對沖動購買行為有影響.

表8 情緒對沖動購買行為的回歸

Note EOS is the experience of online shopping; FOS is frequency of online shopping per month;Ais the centralized pleasure andBis the centralized arousal.

3.3.3 愉悅的中介作用

使用bootstrapping方法進行愉悅的中介作用檢驗[31]，結(jié)果如表9所示，愉悅中介網(wǎng)站視覺吸引力和易用性對沖動購買的影響.

表9 愉悅的中介作用檢驗

Note 95% confidence interval.

3.3.4 路徑分析

使用AMOS22.0進行路徑分析，模型的各項擬合指標：χ2= 53.122，df = 17，χ2/df=3.125，RMSEA = 0.109，GFI=0.944，AGFI=0.852，IFI=0.939，CFI=0.936，模型擬合度較好，結(jié)果如圖5所示，網(wǎng)站的視覺吸引力正向預測情緒的愉悅度與喚醒度，網(wǎng)站的易用性正向預測情緒的愉悅度，愉悅度及愉悅度與喚醒度的交互項正向影響沖動購買.

圖5 虛擬購物網(wǎng)站特性與情緒對在線沖動購買的路徑圖Fig.5 Path analysis of fictitious shopping website characteristics and emotion on impulse buying注 愉悅與喚起的前測和每月網(wǎng)購次數(shù)為控制變量.

4 結(jié)論與討論

從S-O-R理論出發(fā)，探討了網(wǎng)站的視覺吸引力、易用性和消費者情緒對沖動購買的影響.采用問卷法和模擬購物網(wǎng)站進行調(diào)查，驗證了研究結(jié)果的穩(wěn)定性，并通過前后測的方式證實了網(wǎng)站特征對消費者情緒的影響作用.

回歸分析結(jié)果顯示，網(wǎng)站視覺吸引力和易用性正向預測情緒的愉悅度，表明網(wǎng)站的視覺吸引力和易用性越強，消費者情緒的愉悅度越高；視覺吸引力正向預測情緒的喚醒度，表明網(wǎng)站的易用性越強，消費者情緒的喚醒度越高，驗證了假設H1和H2. 這些結(jié)果與已有研究結(jié)論[24, 33]一致.

研究表明，情緒的愉悅度及愉悅度與喚醒度的交互項對沖動購買影響顯著，消費者的愉悅度越高，沖動購買越多. 愉悅度能夠調(diào)節(jié)喚醒度對沖動購買的影響，由交互作用分析可知，當消費者處于高愉悅狀態(tài)時，喚醒度正向預測沖動購買，喚醒度越高，沖動購買行為越多；當消費者處于非愉悅狀態(tài)時，喚醒度負向預測沖動購買，喚醒度越高，沖動購買行為越少. 假設H3得到驗證. 這與MEHRABIAN等[23,27,29,34]對于情緒與趨避行為的研究結(jié)論一致. 中介作用分析結(jié)果表明，愉悅度在網(wǎng)站特性與沖動購買之間起中介作用，假設H4得到驗證. 路徑分析結(jié)果驗證了基于S-O-R理論的在線沖動購買模型，網(wǎng)站特性通過影響消費者的情緒作用于沖動購買.

本研究的理論貢獻在于提出了基于S-O-R理論的在線沖動購買模型. 在以往針對網(wǎng)站特性的研究中，多從用戶或者消費者對網(wǎng)站的認知評價角度進行研究，較少關注消費者情緒這一因素；在基于傳統(tǒng)消費情境下沖動購買的研究中，不少學者將情感反應作為沖動購買的行為內(nèi)涵，也有學者將消費者的認知評價納入到理論模型中[27, 9]；而研究網(wǎng)絡環(huán)境下消費者沖動購買的文獻相對傳統(tǒng)領域則少得多，并且集中于對網(wǎng)絡購物環(huán)境的優(yōu)勢(如在線促銷等)[16]分析，較少提出整合的適用于網(wǎng)上消費者沖動購買的理論. 本研究借鑒了MEHRABIAN等[22]的S-O-R模型，發(fā)現(xiàn)愉悅度正向預測沖動購買，調(diào)節(jié)喚醒與沖動購買之間的關系，愉悅度與喚醒度對趨避行為的影響同樣適用于在線沖動購買行為，拓寬了該模型的適用范圍.

本研究對電子商務具有一定的指導意義. 提示電子商務商家在設計網(wǎng)站時不僅要重視頁面的美觀度，而且要考慮如何讓消費者能夠輕松地找到想要的信息，即不能忽視網(wǎng)站易用性對消費者的影響. 已有研究表明，多樣化尋求會促使消費者更多地瀏覽網(wǎng)頁[35]，但是產(chǎn)品過多帶來的認知負荷會減少購買行為[36]，說明購物網(wǎng)站既要給消費者多種多樣的美觀產(chǎn)品，又要通過商品分類、導航等功能減輕消費者的認知負荷，促進消費行為的發(fā)生. 此外，女性比男性的沖動購買行為更多[37]，在設計網(wǎng)站時，要重視女性的審美偏好及購物習慣，也可以通過增加虛擬體驗或采用更生動的呈現(xiàn)方式等提升消費者的購物體驗[38].

研究結(jié)果顯示，對于消費者來說每月網(wǎng)購次數(shù)和沖動購買之間存在顯著相關性，這與沖動購買傾向是一種個人特質(zhì)相符合[6].研究表明，自我控制能力較低的人更容易發(fā)生沖動購買[39]，對于經(jīng)常發(fā)生沖動購買的人來說，想減少沖動購買的最好方法就是不去瀏覽那些購物網(wǎng)站及商店.

本研究尚存在一定的不足：1)研究中僅選取視覺吸引力和網(wǎng)站易用性2個維度作為網(wǎng)站特性的代表，而網(wǎng)站特性還有背景音樂、任務相關線索和溝通模式等維度，今后的研究可以深入探討這些維度對在線沖動購買的影響，為商家提供更加詳細的指導. 2)研究2中僅使用女性被試，今后可增加男性被試，探討性別對情緒及沖動購買的影響及網(wǎng)站特性對性別的影響.

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The effect of website characteristics on online impulse buying.

LIU Tong1,2，CHEN Xi1,2，CHEN Yiwen1,2

(1.KeyLaboratoryofBehavioralScience,InstituteofPsychology,ChineseAcademyofSciences,Beijing100101,China; 2.DepartmentofPsychology,UniversityofChineseAcademyofSciences,Beijing100049,China)

Journal of Zhejiang University(Science Edition), 2017,44(3):369-378

Based on the questionnaire survey of 319 e-consumers of different professions from different regions and the stimulusvorganism-response(S-O-R) theory, we investigated the effect of visual attractive and ease of use of the website on emotion and impulse buying. Results show that: 1) The visual attractive and ease of use positively predict the pleasure and arousal of consumer emotion. 2) Pleasure positively predicts impulse buying and moderates the effect of arousal on impulse buying. Under high pleasure, arousal positively predicts impulse buying, while under low pleasure, arousal negatively predicts impulse buying. 3) Visual attractive and ease of use of the website affect impulse buying through the mediation of pleasure. The experimental data of 204 females’ online shopping on a fictitious shopping website verify the above results. Our study suggests that the visual attractive and ease of use play an important role in impulse buying, which provides useful hints to e-retailers.

impulse buying; online purchase; website characteristics; emotion

2016-03-16.

國家自然科學基金資助項目(71171188).

劉彤(1991-),ORCID:http://orcid.org/0000-0002-0634-4328，女，碩士研究生，主要從事應用心理學研究，E-mail：liut@psych.ac.cn.

*通信作者，ORCID:http：//orcid.org/0000-0001-8094-915X,E-mail：chenyw@psych.ac.cn.

10.3785/j.issn.1008-9497.2017.03.019

B 849; C93

A

1008-9497(2017)03-369-10