直播帶貨模式下消費者網(wǎng)購生鮮水果的影響因素研究

唐 娟，龔雅婷TANG Juan, GONG Yating

（1. 南京郵電大學管理學院，江蘇 南京 210003；2. 江蘇高校哲學社會科學重點研究基地——信息產(chǎn)業(yè)融合創(chuàng)新與應急管理研究中心，江蘇 南京 210003）

0 引 言

近年來，從直播間購買水果作為網(wǎng)購市場的新興事物，正吸引越來越多的消費者參與。特別是2020 年新冠疫情爆發(fā)以來，為響應國家疫情防控的號召，消費者足不出戶，但這并沒有阻礙消費者的購物熱情，受官方倡導和流量的吸引，消費者轉而選擇在淘寶等平臺的直播間觀看直播下單購物。這給直播帶貨一個絕佳的發(fā)展機會并激生了幾何增長的銷售額，促使直播帶貨成為一種新的營銷方式。

目前學者們對于網(wǎng)絡營銷的研究主要是基于SOR 理論（I Brusch，2019；史烽，2017；周濤，2018；何軍紅，2019；Kim N，2018），從直播營銷影響因素（梁利鵬，2018；馬川，2017；劉鳳軍等，2020）、直播營銷策略（李藍藍，2017；曾一昕等，2017） 以及直播營銷模型（成也等，2016；謝瑩等，2019） 等方面運用結構方程模型（趙曉飛等，2016）、多元回歸模型（宋之杰等，2019） 和SPSS 統(tǒng)計方法（陳孝強，2018） 等來研究消費者網(wǎng)購意愿影響因素。

從現(xiàn)有研究來看，很多學者都是研究外部因素對消費者網(wǎng)購行為的影響，忽略了參與直播購物的消費者因為是在直播間直接下單，受信任、感知價值（王建軍，2019；傅君英，2018） 等內在因素的影響較大。因此，本文在已有研究的基礎上，以SOR 理論為基礎，通過提出假設、構建模型、設計量表，運用結構方程模型探究直播帶貨模型下消費者購買生鮮水果影響因素及內在機制，以助企業(yè)更好地開展生鮮水果直播營銷。

1 假設提出與模型構建

1.1 研究假設

（1） 交互性與信任、感知功能價值、感知情感價值。直播間雙向溝通的傳媒形式異于淘寶、拼多多等平臺傳統(tǒng)的由平臺向消費者單一傳遞圖文信息的形式，這就使得消費者與主播品牌商、消費者與消費者在直播間中處于一個持續(xù)強交互的情境。趙宏霞等研究證明交互性能夠通過臨場參與感增強消費者信任。在電商直播情境下，消費者通過一系列的互動交流，例如彈幕提問產(chǎn)品相關信息、評論表達對主播的喜愛與支持，主播的及時回復與感謝。直播間的互動交流氛圍有助于提升消費者對主播對產(chǎn)品的信任度，因此假設：

H1a：互動性正向影響信任。

孫鶴等研究認為互動性正向影響兩大感知價值。在直播間的環(huán)境氛圍因素的刺激下，再加上消費者與主播之間較強的交流互動，主播的有意推動和其他消費者對于產(chǎn)品信息的詢問，自然使得消費者會更加關注產(chǎn)品。因此，假設如下：

H1b：互動性對感知功能價值有影響且影響是正向的。

H1c：互動性對感知情感價值有影響且影響是正向的。

（2） 優(yōu)惠促銷與信任、感知功能價值、感知情感價值。優(yōu)惠促銷是指在直播間中，主播或商家為保持直播間的熱度與流量，定期在直播間發(fā)放紅包或優(yōu)惠券。綜合各直播間的引流措施以及直播帶貨的相關研究成果，將優(yōu)惠促銷歸為前因變量之一。徐迎軍等學者認為價格顯著影響信任，管控產(chǎn)品價格能增強消費者信任。而當產(chǎn)品有促銷活動時，消費者有時會更關注該產(chǎn)品質量和功用等方面。因此本文提出：

H2a：優(yōu)惠促銷對信任有影響且影響是正向的。

H2b：優(yōu)惠促銷對感知功能價值有影響且影響是正向的。

H2c：優(yōu)惠促銷對感知情感價值有影響且影響是正向的。

（3） 娛樂性與信任、感知功能價值、感知情感價值。娛樂性就是消費者在直播間下單購物的過程中感到輕松愉快。隨著人們生產(chǎn)生活的變化，消費者守候在直播間觀看直播不僅僅是為購物而購物，還為了尋求更多元的娛樂，以調味平淡的生活。王文、孫楠楠等認為消費者會下意識地在意網(wǎng)購的過程是否快樂，即便并沒產(chǎn)生購買行為。因此提出假設：

H3a：直播的娛樂性對信任有影響且影響是正向的。

有理論表明，通過外在因素來刺激消費者的興奮感可以使消費者獲得愉快的購物體驗，就會在一定程度上對產(chǎn)品產(chǎn)生好感，進而增加對產(chǎn)品的認知。從各大直播間的直播效果來看，主播和品牌商通過對直播內容和形式的新穎策劃，再加上主播言行的風趣幽默以及較強的感染力，會使直播的吸引力大大提升，使消費者在直播間下單的過程中保持輕松愉悅的身心，提升消費者對產(chǎn)品的功能認知和對購物的情感體驗。因此假設：

H3b：直播的娛樂性對感知功能價值有影響且影響是正向的。

H3c：直播的娛樂性對感知情感價值有影響且影響是正向的。

（4） 優(yōu)質內容與信任、感知功能價值、感知情感價值。優(yōu)質內容指主播在直播間所宣傳的產(chǎn)品相關知識對消費者而言是有助于其理性選擇商品的，消費者甚至能夠通過主播的講解獲取更多的產(chǎn)品信息，擴展某一方面的知識。也指主播言語是積極向上、正能量的。在當前直播帶貨模式下，直播間是雙向的交流模式，主播能夠及時根據(jù)彈幕等解答消費者所提問題，這有利于消費者感知到自己所要了解的有關產(chǎn)品的更多性能，并且會因主播敬業(yè)負責的態(tài)度而對主播產(chǎn)生信任和支持。消費者能從直播間所獲取的真實信息越多，信任度則會越高。因此提出三個假設：

H4a：直播優(yōu)質內容對信任有影響且影響是正向的。

H4b：直播優(yōu)質內容對感知功能價值有影響且影響是正向的。H4c：直播優(yōu)質內容對感知情感價值有影響且影響是正向的。

（5） 意見領袖與信任、感知功能價值、感知情感價值。直播行業(yè)里不僅僅有專業(yè)主播，有時直播間為提升權威度和可靠度會邀請一些明星甚至某行業(yè)權威人士進直播間一起直播，他們都在各自的領域里有較強的影響，這類人一般被稱為意見領袖。而意見領袖的意見和觀點會在極大程度上影響消費者對產(chǎn)品的判斷與感知，使得消費者向意見領袖的觀點趨近。這在學術界被普遍認同。由此假設:

H5a：直播間意見領袖對信任度有影響且影響是正向的。

H5b：直播間意見領袖對感知功能價值有影響且影響是正向的。

H5c：直播間意見領袖對感知情感價值有影響且影響是正向的。

（6） 信任與購買意愿。由相關文獻綜述可知信任會影響消費者購買意愿。由于網(wǎng)購時無法與賣家及時交流，有時訴求也得不到及時的解決，就會存在信息的不對稱性，使消費者在網(wǎng)購過程中產(chǎn)生不確定性，感知到更多的購買風險。而在直播間，消費者可以及時與主播溝通，獲得更多想了解的信息，增強信任感，進而增強購買意愿。因此假設:

H6：信任正向影響消費者購買意愿。

（7） 感知功能價值與購買意愿。直播間中，主播會向消費者傳遞大量產(chǎn)品相關信息和親自品嘗、使用的體驗，這會讓消費者產(chǎn)生一種感同身受之感，從而感知到功能價值。除了主播的介紹，消費者本身也會在直播過程中，通過自我觀察、與其他消費者互動等對產(chǎn)品本身形成初印象，初步感知其功能價值。由此提出假設:

H7：直播中感知功能價值正向影響消費者購買意愿。

（8） 感知情感價值與購買意愿。感知情感價值指消費者在觀看直播的過程中產(chǎn)生的愉悅感，消費者會認為購買此商品是有用的有價值的、會給自己帶來快樂。由此提出假設：

H8：感知情感價值正向影響消費者購買意愿。

1.2 模型構建

本研究基于SOR 理論框架，選取5 個影響因素作為前因變量，考慮到直播間的雙向交流模式，選取信任、感知功能價值和感知情感價值作為中間變量，將購買意愿作為結果變量, 得到直播帶貨模式下消費者網(wǎng)購生鮮水果影響的理論模型，如圖1 所示。

圖1 理論模型

2 研究設計與數(shù)據(jù)收集

2.1 問卷設計

為了保證問卷的科學合理，在設計問卷時，本文借鑒了以往學者研究中比較成熟的量表，采用李克特5 級量表，如表1 所示。

表1 模型變量描述

2.2 預測試

正式問卷調查之前進行了一次小范圍預測試，共回收61 份有效問卷。使用Spss27.0 軟件對回收的數(shù)據(jù)進行檢測，結果顯示，除交互性外，其余變量的Cronbach's Alpha 系數(shù)都大于0.7，KMO 指數(shù)大于0.6且巴特利特小于0.05。根據(jù)預測試收集到的數(shù)據(jù)，對互動性變量的測項進行了修改，最終形成正式問卷。

2.3 問卷發(fā)放與回收

本問卷把參與過直播網(wǎng)購生鮮水果的消費者作為調查對象。為篩選符合條件的調查對象，問卷里設置了甄別題。通過微信、購物群、朋友圈等渠道，讓符合條件的親朋好友進行轉發(fā)擴散，盡可能保證樣本的規(guī)模和多樣性。本次調查共回收問卷238 份，有效問卷數(shù)量為169 份，有效率為71%。

3 數(shù)據(jù)分析與模型驗證

3.1 描述性統(tǒng)計分析

為對調查對象的情況有一個較為全面的了解，使用Spss27.0 對樣本進行描述性分析，結果如表2 所示：

表2 描述性統(tǒng)計分析

由表2 可知，男女比例為48.5%和51.5%，女性占比較男性相比相對較多。大數(shù)據(jù)也表明直播間受眾多為女性群體，因此本研究的整體性別分布符合直播間男女受眾情況，分布情況較為合理。年齡方面，18 歲以下占比最少，18～25 歲占11.2%，26～30 歲占比16.5%，31～40 歲占比50.9%，41～50 歲占比18.3%，50 歲以上占比2.4%。直播間購買生鮮水果的受眾以75、80后為主，因此數(shù)據(jù)具有代表性。

3.2 信度分析

為了檢驗問卷數(shù)據(jù)反映實際情況的程度，使用Spss27.0 對問卷數(shù)據(jù)進行內部信度檢驗，檢驗問卷內部一致性和可靠性。結果如表3 所示：由3 可知，9 個變量的Cronbach's Alpha 系數(shù)都不低于0.7，符合學術界的標準，說明9 個變量所包含的測項內部一致性較好，問卷信度較好，數(shù)據(jù)是真實可靠的，可以繼續(xù)進行接下來的分析與研究。

表3 變量信度分析

3.3 效度分析

用探索性因子分析考察理論模型與問卷數(shù)據(jù)之間的一致性，即檢驗結構效度。而因子分析的前提是通過KMO 檢驗和巴特利特球狀檢驗。

（1） 前因變量的效度檢驗。前因變量的效度檢驗結果如表4所示。

如表4 中數(shù)據(jù)所示，KMO 指數(shù)為0.916, 巴特利特球形度不大于0.001，因此5 個前因變量有較好的相關性，適合進一步的因子分析。

表4 前因變量效度分析結果

接下來用主成分分析法對5 個前因變量的18 個測項提取公因子，結果如表5 所示，公因子對自變量的解釋達到69%，高于最低標準值50%。

表5 前因變量總方差解釋

最后運用最大方差法得到旋轉成分矩陣，結果如表6 所示，5 個前因變量的因子載荷值均高于0.5，表明前因變量與變量數(shù)據(jù)間一致性較好，結構效度良好。

表6 前因變量成分矩陣

（2） 中間變量的效度檢驗。信任量表的KMO 和巴特利特球形度檢驗結果如表7 所示，KMO 指數(shù)為0.765，巴特利特球形度不大于0.001，因此信任量表中的各測項之間具有相關關系且相關關系較好，可以因子分析。

表7 信任變量效應分析結果

運用主成分分析法，結果如表8、表9 所示，可得信任變量累計方差貢獻率達74.5%，且各題項因子載荷度均大于0.8，遠高于最低標準值0.5，說明信任量表結構效度較好。

表8 信任的總方差解釋

表9 信任公因子方差

兩大感知價值的KMO 和巴特利特球形度的檢驗結果如表10 所示，測項之間具有相關關系且相關關系較好，可以因子分析。

表10 感知價值效度分析結果

運用主成分分析法對感知功能價值和感知情感價值的6 個問項提取公因子，結果如表11 所示，所提取的公因子對自變量的解釋程度都超過了50%。

表11 感知價值的總方差解釋

因子旋轉分析得到的旋轉成分矩陣如表12 所示，感知功能價值和感知情感價值量表的各題項因子載荷值均大于0.8，高于學界最低標準值0.5，表明兩大感知價值量表結構效度較好。

表12 感知價值成分矩陣

（3） 結果變量的效度檢驗

購買意愿量表分析結果如表13 所示，KMO 指數(shù)為0.728，巴特利特球形度不大于0.001，說明購買意愿量表具有相關性且相關關系較好，可以因子分析。

表13 購買意愿效度分析結果

運用主成分分析法，結果如表14、表15 所示，購買意愿的累計方差貢獻率接近76%，且各測項因子載荷度均大于0.8，遠高于最低標準值0.5，說明購買意愿量表結構效度良好。

表14 購買意愿總方差解釋

表15 購買意愿公因子方差

3.4 結構方程模型檢驗

根據(jù)結構方程模型的原理以及對各部分變量的分析，構建的初始模型圖如圖2 所示。

圖2 初始結構方程模型

由表16 可知，初始結構方程模型得到的整體擬合指標符合指數(shù)標準，P 值0.000，自由度212，卡方與自由度的比值小于3，在可接受范圍內。因此該模型整體擬合效果較好。

表16 模型擬合度

3.5 研究假設檢驗

本研究選用最大似然估計和Standardized Estimates，標準化輸出測量模型，得到結果如表17 所示。

由表17 可得，5 個前因變量中只有優(yōu)惠促銷和3 個中間變量具有負相關關系，其他4 個前因變量都和中間變量正相關。信任等中間變量和消費者購買意愿有著相關關系，并且他們的相關關系為正。

表17 假設驗證結果

同時，通過判斷路徑系數(shù)對應的P 值，檢驗假設是否成立。由上表，H1a、H1b 成立，即互動性對信任和感知功能價值有影響且影響是正向的；H2a、H2b 負向支持，即優(yōu)惠促銷對信任有影響但影響是負向的，優(yōu)惠促銷對感知功能價值有影響且影響是負向的；H3a、H3b、H3c 成立，即娛樂性對信任和兩大感知價值有正向影響；H4a、H4b、H4c 成立，即直播優(yōu)質內容對信任和兩大感知價值有正向影響作用；H5a、H5b、H5c 驗證成立，即意見領袖正向影響信任和兩大感知價值；H6 驗證成立，信任正向影響消費者在直播間的購買意愿；H7 成立，感知功能價值正向影響消費者在直播間的購買意愿；H8 驗證成立，感知情感價值正向影響消費者在直播間的購買意愿。僅有H1c、H2c 不成立，即交互性、優(yōu)惠促銷正向影響感知情感價值這一假設不成立。

3.6 模型修正

據(jù)假設檢驗的結果，對假設進行修正后發(fā)現(xiàn)優(yōu)惠促銷直接正向影響消費者在直播間的購買意愿。修正后的簡易模型如圖3 所示。

圖3 修正后的模型

4 研究結論與對策建議

4.1 研究結論

研究發(fā)現(xiàn)，互動性正向影響信任和感知功能價值，與感知情感價值無關；優(yōu)惠促銷負向影響信任和感知功能價值，與感知情感價值無關；優(yōu)惠促銷直接、正向影響購買意愿；娛樂性正向影響信任和兩大感知價值；優(yōu)質內容和意見領袖均正向影響信任和兩大感知價值，且優(yōu)質內容因為其路徑系數(shù)最高即影響強度最強。信任、感知功能和感知情感均正向影響消費者購買意愿，且感知情感價值對直播間購買意愿有顯著促進作用。

4.2 對策建議

基于以上研究結論，提出以下對策建議供參考：

（1） 主播高效互動，保持內容優(yōu)質。主播在直播間帶貨的核心是水果性價比，而消費者在觀看直播的過程中最主要的訴求也是了解水果。因此，主播在直播開始前應充分做好各方面的準備工作，一方面有利于全面解說，這會令消費者對水果、品牌、主播等更加的信服；另一方面可以在直播過程中為消費者介紹額外的水果相關知識，讓消費者收獲額外價值，增強消費者粘性。

（2） 創(chuàng)新互娛方式，保證熱度留存。隨著人們生產(chǎn)生活的變化，消費者守候在直播間觀看直播不僅僅是為購物而購物，還為了尋求更多元的娛樂體驗感，調味平淡的生活。因此，從各大直播間的直播效果來看，主播和品牌商通過對直播內容和形式的創(chuàng)新策劃，再加上主播言語和行為的風趣幽默以及較強的感染力，這些都會提升直播的吸引力，為直播拉來新的流量。

（3） 把握促銷力度，做好品質管控。為增強直播間用戶粘性，必須“促銷”和“品質”兩手抓。一方面，可以豐富、創(chuàng)新直播間優(yōu)惠策略，如除了低價折扣外，還可以采取送贈品、會員制、分享直播間訂單鏈接可返現(xiàn)等活動；另一方面，還要重點放在水果品質上，因為消費者最關注的還是水果本身的品質。即使消費者是因優(yōu)惠導致沖動購買，買回后也會因與預期不符而退貨，造成較高的退貨率。

（4） 自覺接受監(jiān)管，提升其影響力。由于近來直播帶貨行業(yè)丑聞頻發(fā)且產(chǎn)品真假難辨，因此消費者對直播市場信心不足。電商直播想實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，就必須自覺接受監(jiān)管，樹立好平臺直播的形象，提升直播影響力。從內部監(jiān)督來說，平臺要適當提高商家和主播的準入門檻，對其資質加強定期的考核與培訓；從外部監(jiān)督來說，平臺在建立直播購物消費者維權通道的同時要自覺遵守相關政策法規(guī)，為行業(yè)的美好發(fā)展貢獻自己的一份力量。

（5） 持續(xù)優(yōu)質水果，增強感知價值。相較于傳統(tǒng)網(wǎng)購的對照圖文判斷水果品質好壞而言，觀看直播更具有直觀的視覺效果，即消費者可以實時感受水果的品質和色澤。直播間所推薦水果是否優(yōu)質直接影響直播交易額。因此，直播間持續(xù)推出不同品類且滿足大眾需求的優(yōu)質水果，可以增強直播間粉絲粘性，增強消費者信任，樹立直播間良好形象。