直播意見領(lǐng)袖對消費者購買意愿的影響研究
——以心流體驗為中介

馬莉婷，郭美玲

（1.福建江夏學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，福州350108；2.山西東湖大數(shù)據(jù)科技有限公司，山西長治046200）

2020 年新冠肺炎疫情暴發(fā)，人們紛紛居家隔離，在此期間直播行業(yè)高速發(fā)展，直播購物一度火爆。中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心（C N N IC）發(fā)布的第47 次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計報告》顯示，截至2020 年12 月，電商直播用戶規(guī)模為3.88億，較2020 年3 月增長1.23 億，占網(wǎng)民整體的39.2%[1]。參與直播購物的消費者越來越多，行業(yè)商家將持續(xù)獲得可觀紅利。消費者為了降低時間和金錢的消費，會參考周圍朋友推薦或者追隨關(guān)鍵意見領(lǐng)袖，以便了解更多的產(chǎn)品信息，從而降低購買風(fēng)險。因此，研究直播意見領(lǐng)袖對消費者購買意愿的影響具有重要意義。

一、相關(guān)研究文獻(xiàn)評述

關(guān)于直播的研究：K atrin Scheibe,et al（2017）利用拉斯韋爾公式和使用與滿足理論對社交直播服務(wù)（SLSS） 用戶的信息行為進(jìn)行了分析，得出在線直播更加受到年輕人的青睞，同時多樣性的服務(wù)有助于維持用戶量[2]。B arney Park（2017）指出直播是一種營銷手段，也是營銷的起點，完成交易只是結(jié)果，企業(yè)應(yīng)在直播營銷中對內(nèi)容，名人和團(tuán)隊進(jìn)行更多投資與嘗試[3]。Zorah H ilvert-B ruce,et al.（2018） 以“使用和滿足感”為基礎(chǔ)解釋了觀眾參與在線直播的六個動機，提供了直播平臺的改善方向[4]。鄭?。?020）認(rèn)為直播是一種銷售模式，在電子商務(wù)發(fā)展的過程中，直播電商只是其需要經(jīng)歷的階段，其中能夠引起轟動效應(yīng)，產(chǎn)生購買意愿的，要么是頭部網(wǎng)紅，要么是影視明星或科技大咖。電商直播發(fā)展的同時也面臨著直播專業(yè)人才匱乏、同質(zhì)化嚴(yán)重、質(zhì)量無法保證、惡意競爭等挑戰(zhàn)[5]。趙若含（2020）指出直播帶貨高度的實時互動性可以保證營銷對受眾刺激的持續(xù)性和精準(zhǔn)性[6]。殷宏宏（2020）指出電商直播通過將消費者的購物需求與情感需求統(tǒng)一，借助于象征符來構(gòu)建群體共識，從而使消費者獲得參與感、滿足感，達(dá)到情感上的滿足。消費者沉浸在這種購物狂歡中，在潛移默化的效果下，受眾產(chǎn)生了新的消費理念和文化[7]。于建華和趙宇(2020)則從平臺自身、政府部門、主播及用戶個人素質(zhì)等多個層面提出直播應(yīng)履行的社會責(zé)任[8]。

關(guān)于直播對消費者購買意愿的研究：田鑫鑫和田晶晶（2020）采用實證分析法證明當(dāng)直播主播具有意見領(lǐng)袖這一特征、平臺可以為用戶提供便捷服務(wù)、用戶在直播間能具備有感知收益等都有利于其產(chǎn)生購買欲望[9]。周永生等（2020）通過SPSS 和A M O S 進(jìn)行實證分析，驗證了消費者的購買意愿受到電商直播平臺中的產(chǎn)品信息、線索有用性的影響，證實了電商直播的真實感、親切感能激發(fā)消費者的購買意愿[10]。黃斌歡和羅滟晴（2021） 通過調(diào)查指出直播帶貨使消費者對產(chǎn)品的感知從單向體驗跨越到了雙向交互層次，其中涉及的產(chǎn)品回饋和售后回饋則會影響到其他消費者的購物欲望[11]。

關(guān)于直播中意見領(lǐng)袖的研究：張瀟滿（2018）認(rèn)為，在直播過程中用戶產(chǎn)生的信任情緒可以促進(jìn)其購買行動的發(fā)生，并且將信任細(xì)分為認(rèn)知與情感兩方面，它們共同產(chǎn)生影響[12]。胡學(xué)斌（2020）提出，由于意見領(lǐng)袖在直播選品的過程中的參與度和深入度高，因此，當(dāng)其向消費者推薦產(chǎn)品時所提供的信息比傳統(tǒng)的電商模式更具有說服力。同時商家在售賣產(chǎn)品或服務(wù)的過程中也喜歡結(jié)合意見領(lǐng)袖的自身特征，采用薄利多銷的模式來打造品牌知名度[13]。尹杰（2020）以淘寶為例，認(rèn)為許多淘寶用戶會參考意見領(lǐng)袖的建議來購買產(chǎn)品，提倡商家在意見領(lǐng)袖的“東風(fēng)”下，積極采取各種營銷措施，提升消費者的購買率，從而使得企業(yè)的銷量、美譽度與知名度大大提高[14]。

綜上，現(xiàn)有研究成果表明直播相較于傳統(tǒng)電商平臺具有高度的實時互動性、參與感以及滿足感，而具有意見領(lǐng)袖特征的主播，其產(chǎn)生的效果將會正向疊加，促進(jìn)消費者產(chǎn)生購買意愿?；诖?，本文引入心流體驗作為中介變量，對現(xiàn)有研究模型進(jìn)行拓展，以研究直播意見領(lǐng)袖對消費者購買意愿的影響。

二、直播意見領(lǐng)袖影響消費者購買意愿的理論分析

意見領(lǐng)袖的概念由拉扎斯菲爾德于1948 年提出，指在信息傳遞和人際互動過程中少數(shù)具有影響力、活動力的人[15]。本文將產(chǎn)品涉入度、專業(yè)性、交互性和知名度等直播中意見領(lǐng)袖對網(wǎng)絡(luò)消費者購買意愿的影響因素作為自變量，引入心流體驗作為中介變量并劃分為感知控制、精神集中和愉悅?cè)齻€維度，將購買意愿納入因變量，建立直播意見領(lǐng)袖對消費者購買意愿的影響模型。（圖1）

圖1 理論分析框架

結(jié)合理論分析框架，本文做出22 項研究假設(shè)，如表1 所示。

表1 研究假設(shè)

三、直播意見領(lǐng)袖影響消費者購買意愿的數(shù)據(jù)收集與樣本統(tǒng)計分析

（一）問卷設(shè)計與變量測度

本文設(shè)計的調(diào)查問卷包括兩個部分：第一部分是受訪者的基本信息；第二部分是描述直播意見領(lǐng)袖對消費者購買意愿影響的相關(guān)題項。采用李克特五級量表，1 到5 分別代表“非常不同意”至“非常同意”，具體如表2 所示。

表2 意見領(lǐng)袖因素、消費者心流體驗、購買意愿測量題項

（二）數(shù)據(jù)收集與樣本統(tǒng)計分析

本次研究通過網(wǎng)絡(luò)發(fā)放調(diào)查問卷，持續(xù)14天，共回收226 份問卷，剔除沒有觀看過直播的、沒有直播購物經(jīng)驗和不會購買直播產(chǎn)品的19 位受訪者填寫的無效問卷，保留207 份有效問卷，有效率為91.59% 。對有效問卷進(jìn)行統(tǒng)計分析后，得到的受訪者基本情況如表3 所示。

表3 受訪者描述性統(tǒng)計

由表3 可知，受訪者的年齡段集中于21～40歲，月均可支配收入大多位于1001～4000 元區(qū)間，學(xué)歷主要是大專（高職）及以上學(xué)歷。說明受訪者具有一定的消費水平，對于直播的接受能力強。因此，本次研究的調(diào)查樣本選擇較為合理。

四、直播意見領(lǐng)袖對消費者購買意愿影響的實證結(jié)果分析

（一）信度分析

信度是用來衡量數(shù)據(jù)的一致性和穩(wěn)定性的參考標(biāo)準(zhǔn)。本文采用克朗巴赫信度系數(shù)法對8 個變量進(jìn)行信度檢驗。

α 系數(shù)一般大于0.6 即可，大于0.7 說明該樣本可信度較好。由表4 可知，各個變量的克隆巴赫A lpha 值均大于0.8，說明該量表的信度處于較高水平，該問卷具有較高的可靠性。

表4 總變量的CITC 和信度分析

（二）效度分析

效度分析通過K M O 和B artlett 球形度檢驗對問卷的調(diào)查結(jié)果進(jìn)行測量，判斷其是否適合做因子分析。判斷條件：K M O 的值大于等于0.7 且Sig 的值小于0.05。由表5 可知，K M O 值為0.865，大于0.7，p=0.000<0.05，滿足因子分析的前提要求，表明研究數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析。

表5 KMO 和Bartlett 的檢驗

（三）因子分析

對自變量的12 個測量項做探索性因子分析，采用主成分分析法和正交旋轉(zhuǎn)法，最終確定問卷一共包含4 個公因子，累計解釋程度超過了70% ，表明萃取的公共因子樣本方差解釋能力較強。為了更好地使用原始變量來解釋各個公共因子的含義，使用最大方差法對因子進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，得到旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣。由表6 可知，因子1包含Q 8、Q 9、Q 10 三個題項，對應(yīng)問卷的產(chǎn)品涉入度，可將其命名為“產(chǎn)品涉入度”；因子2 包含Q 11、Q 12、Q 13 三個題項，對應(yīng)問卷的專業(yè)性，可將其命名為“專業(yè)性”；因子3 包含Q 14、Q 15、Q 16 三個題項，對應(yīng)問卷的交互性，可將其命名為“交互性”；因子4 包含Q 17、Q 18、Q 19 三個題項，對應(yīng)問卷的知名度，可將其命名為“知名度”。

表6 旋轉(zhuǎn)成分矩陣

（四）相關(guān)性分析

相關(guān)性分析用于顯示各變量的密切度。本文采用皮爾遜相關(guān)性分析、雙尾檢驗及顯著性檢測，分析結(jié)果如表7 所示。

表7 各變量相關(guān)性分析結(jié)果

由表7 可知，在0.01 的顯著性水平下，直播意見領(lǐng)袖四維度與購買意愿之間均呈正相關(guān)；直播意見領(lǐng)袖四維度與心流體驗因素（感知控制、精神集中和愉悅）之間均呈正相關(guān)；心流體驗三維度與購買意愿之間均呈正相關(guān)；且相關(guān)系數(shù)均小于0.8，各變量之間不存在嚴(yán)重共線性。

（五）回歸分析

為了檢驗變量間的因果關(guān)系，本研究在相關(guān)性分析的基礎(chǔ)上，構(gòu)建9 個模型進(jìn)行回歸分析，分別為：

1.將購買意愿設(shè)置為因變量，直播意見領(lǐng)袖四維度設(shè)置為自變量，然后進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表8 中模型1 所示，其中專業(yè)性對購買意愿不顯著，將其剔除后重新進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表8 中模型2 所示；

2. 將直播意見領(lǐng)袖四維度設(shè)置為自變量，感知控制設(shè)置為因變量，然后進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表8 中模型3 所示，其中交互性對感知控制不顯著，將其剔除后重新進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表8 中模型4 所示；

3. 將直播意見領(lǐng)袖四維度設(shè)置為自變量，精神集中設(shè)置為因變量，然后進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表8 中模型5 所示，其中專業(yè)性、交互性對精神集中不顯著，將專業(yè)性、交互性剔除后重新進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表8 中模型6 所示；

4. 將直播意見領(lǐng)袖四維度設(shè)置為自變量，愉悅設(shè)置為因變量，然后進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表8 中模型7 所示，其中專業(yè)性對愉悅不顯著，將其剔除后重新進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表8 中模型8 所示；

5.將購買意愿設(shè)置為因變量，心流體驗三維度設(shè)置為自變量，然后進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表8 中模型9 所示。

由表8 可知，直播意見領(lǐng)袖產(chǎn)品涉入度、交互性和知名度對消費者購買意愿具有顯著正相關(guān)關(guān)系，因此H 1a、H 1c、H 1d 均得到驗證。產(chǎn)品涉入度、專業(yè)性、知名度對感知控制具有顯著正相關(guān)關(guān)系；產(chǎn)品涉入度和知名度對精神集中具有顯著正相關(guān)關(guān)系；產(chǎn)品涉入度、交互性和知名度對愉悅具有顯著正相關(guān)關(guān)系，因此，H 2a、H 2b、H 2d、H 3a、H 3d、H 4a、H 4c、H 4d 均得到驗證。感知控制、精神集中和愉悅對購買意愿具有顯著正相關(guān)關(guān)系，因此H 5a、H 5b、H 5c 均得到驗證。

表8 回歸分析結(jié)果

綜上，用Y 表示消費者購買意愿，X1表示產(chǎn)品涉入度，X2表示專業(yè)性，X3表示交互性，X4表示知名度，Z1表示心流體驗感知控制，Z2表示心流體驗精神集中，Z3表示心流體驗愉悅，可得以下回歸方程式：

（六）中介效應(yīng)分析

通過相關(guān)性分析和回歸分析，發(fā)現(xiàn)專業(yè)性對購買意愿不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，故在此不做專業(yè)性對購買意愿的中介效應(yīng)分析。

由表9 中模型1 可知，產(chǎn)品涉入度、交互性和知名度對購買意愿的回歸系數(shù)顯著。

表9 消費者心流體驗的中介效應(yīng)

比較模型1 和模型2 可知，當(dāng)引入感知控制后，模型的R 2 增大，感知控制對購買意愿的回歸系數(shù)顯著，表明加入感知控制能夠解釋購買意愿的變化。產(chǎn)品涉入度、交互性和知名度對購買意愿的回歸系數(shù)依舊顯著，但略微變小，因此，感知控制在產(chǎn)品涉入度、交互性和知名度對購買意愿的影響中起中介作用；

比較模型1 和模型3 可知，當(dāng)引入精神集中后，模型的R 2 增大，精神集中對購買意愿的回歸系數(shù)顯著，表明加入精神集中能夠解釋購買意愿的變化。產(chǎn)品涉入度、交互性和知名度對購買意愿的回歸系數(shù)依舊顯著，但略微變小，因此，精神集中在產(chǎn)品涉入度、交互性和知名度對購買意愿的影響中起中介作用；

比較模型1 和模型4 可知，當(dāng)引入愉悅后，模型的R 2 增大，愉悅對購買意愿的回歸系數(shù)顯著，表明加入愉悅能夠解釋購買意愿的變化。產(chǎn)品涉入度、交互性和知名度對購買意愿的回歸系數(shù)依舊顯著，但略微變小，因此，愉悅在產(chǎn)品涉入度、交互性和知名度對購買意愿的影響中起中介作用。

因此，假設(shè)H 6a、H 6b、H 6c 部分成立。

五、結(jié)論與建議

本文構(gòu)建了直播意見領(lǐng)袖對消費者購買意愿的影響模型，實證分析了直播意見領(lǐng)袖的產(chǎn)品涉入度、專業(yè)性、交互性和知名度，消費者的心流體驗與消費者購買意愿之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明：直播意見領(lǐng)袖部分維度對消費者購買意愿產(chǎn)生顯著影響作用，消費者心流體驗各變量均顯著作用于消費者購買意愿，消費者心流體驗在直播意見領(lǐng)袖對消費者購買意愿影響中發(fā)揮部分中介作用?；谘芯拷Y(jié)論，提出如下建議：

（一）提升意見領(lǐng)袖的產(chǎn)品涉入度、交互性和知名度

提高主播職業(yè)素養(yǎng)，營造良好的互動氛圍。電商企業(yè)可以選擇具有一定產(chǎn)品認(rèn)知度和豐富的網(wǎng)絡(luò)購物經(jīng)驗的人作為主播培養(yǎng)，通過崗前培訓(xùn)加強他們對于企業(yè)的產(chǎn)品、品牌的理解和把握，進(jìn)而豐富其對于產(chǎn)品的涉入度，打造自己的意見領(lǐng)袖。意見領(lǐng)袖不僅要在直播間營造良好的互動氛圍，還應(yīng)當(dāng)建立線下社群，將使用同一類型產(chǎn)品的人關(guān)聯(lián)起來，形成關(guān)系網(wǎng)，將商家與消費者、消費者與消費者之間社交化，有助于培養(yǎng)消費者對商家的情感認(rèn)同，使消費者習(xí)慣于尋求“意見領(lǐng)袖”的幫助。

（二）促使消費者產(chǎn)生積極情緒，提升心流體驗

當(dāng)意見領(lǐng)袖營造出舒適環(huán)境時，消費者容易產(chǎn)生積極情緒，有利于產(chǎn)生購買欲望。因此，電商企業(yè)在開展電商直播時，應(yīng)注重提升消費者在觀看和購物過程中對產(chǎn)品或服務(wù)的滿意度。例如，為消費者推送購物鏈接、及時回答消費者的問題、設(shè)置符合推薦產(chǎn)品形象的直播間氛圍等。同時，電商企業(yè)應(yīng)秉承“關(guān)系營銷”理念，注重售后服務(wù)，積極應(yīng)對負(fù)面評論，防止負(fù)面信息的擴散，提高復(fù)購率。

（三）發(fā)揮心流體驗的中介效應(yīng)，激發(fā)購買意愿

做好時間把控，精準(zhǔn)深入介紹產(chǎn)品。消費者在購物過程中由于對產(chǎn)品信息的不了解，一般會選擇兩到三個同類型產(chǎn)品進(jìn)行比較，這時就要求意見領(lǐng)袖對于產(chǎn)品的講解要通俗易懂且完整，能夠讓消費者在直播間內(nèi)快速了解產(chǎn)品的信息和特點，激發(fā)興趣進(jìn)而產(chǎn)生購買意愿；樹立良好口碑，提升知名度；與消費者進(jìn)行有效、深度互動，增強黏性。