明星直播模式下青年群體品牌服裝購(gòu)買(mǎi)意愿研究

楊晉

（江蘇理工學(xué)院管理學(xué)院，江蘇 常州 213001）

0 引言

明直播營(yíng)銷(xiāo)是指在直播營(yíng)銷(xiāo)的基礎(chǔ)上加入明星元素，通過(guò)明星的影響力使更多的消費(fèi)群體看到，擴(kuò)大直播的影響度與銷(xiāo)量，為商家?guī)?lái)遠(yuǎn)高于普通直播的曝光度以及效益。根據(jù)2022年2 月抖音平臺(tái)數(shù)據(jù)，榜一的羅永浩共直播22 場(chǎng)，場(chǎng)均銷(xiāo)售額在1 400 萬(wàn)以上；榜二夫妻檔張檬小伍夫婦共吸引2 675 萬(wàn)人次觀看，兩場(chǎng)直播均銷(xiāo)售額超過(guò)500 萬(wàn)，這樣高銷(xiāo)量的明星直播案例比比皆是[1]。

近年來(lái)，以刺激、機(jī)體、反應(yīng)（S-O-R）理論模型為依據(jù)，出現(xiàn)了一定數(shù)量研究網(wǎng)紅或意見(jiàn)領(lǐng)袖為主體的明星直播對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買(mǎi)意愿的影響的論文。王珊運(yùn)用模型分析網(wǎng)紅明星、粉絲、直播電商三者之間的關(guān)系，得出及相互影響作用，對(duì)消費(fèi)者觀看電商直播及影響購(gòu)買(mǎi)意愿的研究[2]。田慧敏從明星參加直播營(yíng)銷(xiāo)策略入手，提煉出消費(fèi)者因素、意見(jiàn)領(lǐng)袖因素、直播內(nèi)容因素以及其他相關(guān)因素四方面的假設(shè)，通過(guò)深度訪談、問(wèn)卷調(diào)查以及內(nèi)容分析法檢驗(yàn)提出的假設(shè)，得出影響直播策略有效影響消費(fèi)者購(gòu)買(mǎi)意愿的因素[3]。基于以上分析，在明星直播模式下服裝類(lèi)品牌若想在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中獲得長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，就必須針對(duì)現(xiàn)有明星直播模式，具體分析青年群體購(gòu)買(mǎi)意愿的影響因素，才能針對(duì)性提出科學(xué)合理的優(yōu)化建議，激發(fā)消費(fèi)者購(gòu)買(mǎi)意愿，擴(kuò)大競(jìng)爭(zhēng)力，提升銷(xiāo)量。

1 直播模式下品牌服裝營(yíng)銷(xiāo)現(xiàn)狀

由于服裝電商行業(yè)良好的發(fā)展前景以及較低的從業(yè)門(mén)檻，吸引了大批競(jìng)爭(zhēng)者進(jìn)入，國(guó)內(nèi)品牌、國(guó)際大牌、設(shè)計(jì)師獨(dú)立品牌均開(kāi)啟了線上直播模式，這就使得服裝類(lèi)企業(yè)之間的競(jìng)爭(zhēng)越來(lái)越激烈。數(shù)據(jù)顯示，2021 年中國(guó)服裝電商市場(chǎng)規(guī)模達(dá)到了11 480.9 億元，僅2021 年上半年服裝類(lèi)直播商品數(shù)達(dá)854.9 萬(wàn)，在直播電商全品類(lèi)中占比37.6%[1]。

目前品牌類(lèi)服裝在直播內(nèi)容上普遍存在同質(zhì)化問(wèn)題，基本就是對(duì)服裝的穿著效果、質(zhì)量和材質(zhì)特點(diǎn)進(jìn)行展示和介紹，以及不同單品間進(jìn)行推薦搭配，雖然與消費(fèi)者有一定的互動(dòng)，但是無(wú)法吸引消費(fèi)者長(zhǎng)時(shí)間的停留。為了搶占市場(chǎng)份額，不少店家選擇不間斷的直播在消費(fèi)者面前“刷臉”，但直播內(nèi)容缺乏創(chuàng)新，與消費(fèi)者的互動(dòng)只是停留在表面上，并不能很有效激發(fā)購(gòu)買(mǎi)意愿。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 研究假設(shè)

文章的研究是在明星直播場(chǎng)景下影響消費(fèi)者購(gòu)買(mǎi)意愿的因素，因此結(jié)合AISAS 模型可以對(duì)應(yīng)出直播間用戶(hù)在不同心理階段的具體行為[4]。

研究假設(shè)如下:一級(jí)維度指標(biāo)分別是趣味性、利益性、互動(dòng)性、意見(jiàn)領(lǐng)袖、購(gòu)買(mǎi)意愿；趣味性包括創(chuàng)新內(nèi)容、綜藝效果、符合明星特質(zhì)共三個(gè)二級(jí)指標(biāo)，利益性包括福利活動(dòng)、限量商品共兩個(gè)二級(jí)指標(biāo)，互動(dòng)性包括觀看實(shí)時(shí)性、消費(fèi)者間互動(dòng)、明星互動(dòng)共三個(gè)二級(jí)指標(biāo)，意見(jiàn)領(lǐng)袖包括前期宣傳、明星效應(yīng)、社群種草共三個(gè)二級(jí)指標(biāo)，購(gòu)買(mǎi)意愿包括愿意購(gòu)買(mǎi)明星直播商品、下次愿意觀看并購(gòu)買(mǎi)、推薦明星直播或商品和偏好明星帶貨商品共四個(gè)二級(jí)指標(biāo)。

2.2 問(wèn)卷設(shè)計(jì)與調(diào)查

問(wèn)卷結(jié)合網(wǎng)絡(luò)營(yíng)銷(xiāo)4I 原則和意見(jiàn)領(lǐng)袖對(duì)青年消費(fèi)群體觀看品牌服裝明星直播時(shí)影響購(gòu)買(mǎi)意愿的因素進(jìn)行假設(shè)設(shè)計(jì)。問(wèn)卷共三大部分，第一部分是消費(fèi)者個(gè)人情況，共6 題，主要有性別、年齡、收入及直播消費(fèi)幾個(gè)方面，此部分主要了解消費(fèi)者特性，確保填寫(xiě)問(wèn)卷人群有效；第二部分是結(jié)合網(wǎng)絡(luò)營(yíng)銷(xiāo)4I 原則和意見(jiàn)領(lǐng)袖針對(duì)品牌服裝青年消費(fèi)群體在觀看明星直播時(shí)有效影響購(gòu)買(mǎi)意愿因素的假設(shè)，有助于獲得各因素的反饋；第三部分是消費(fèi)群體購(gòu)買(mǎi)意愿維度的假設(shè)以及明星直播消費(fèi)者是青年消費(fèi)群體最擔(dān)心的因素，有助于針對(duì)性地了解青年消費(fèi)群體的擔(dān)憂(yōu)重點(diǎn)，幫助商家進(jìn)一步優(yōu)化明星直播營(yíng)銷(xiāo)策略[5]。

本次調(diào)查問(wèn)卷發(fā)放230 份，累計(jì)回收有效樣本200 份。調(diào)查對(duì)象是某品牌粉絲群體中18 歲至35 歲青年消費(fèi)者，通過(guò)問(wèn)卷星發(fā)放問(wèn)卷，使用SPSS23.0 軟件對(duì)樣本進(jìn)行分析。

2.3 結(jié)果分析

2.3.1 描述性分析

本次問(wèn)卷在處理數(shù)據(jù)之前，先用頻率、頻數(shù)等對(duì)參與調(diào)查青年消費(fèi)群體的個(gè)人信息進(jìn)行描述，男性和女性分別是86 人和114 人、占比為43.0%和57.0%。年齡分布18～23 歲67 人占比為33.5%、24～30 歲，24～30 歲63 人占比為31.5%、31～35 歲70 人占比為35%。平均月消費(fèi)支出1 500 及以下共6 人、占比為3%，1 501～3 000 共56 人、占比為28%，3 001～5 000 共82 人、占比為41%，5 001～10 000 共46 人、占比為23%，10 000 以上共10 人、占比為5%。每月直播購(gòu)物消費(fèi)1 000 及以下共112 人、占比為56%，1 001～3 000 共68 人、占比為34%，3 001～5 000 共12 人、占比為6%，5 000 以上共8 人、占比為4%。是否觀看過(guò)明星直播分別是199 人和1 人、占比為99.5%和0.5%。

由此可見(jiàn)，樣本選取具有合理性，明星直播模式的確是受青年消費(fèi)群體喜愛(ài)的模式，并且該群體也愿意在明星直播中進(jìn)行消費(fèi)。

2.3.2 相關(guān)性分析

為了驗(yàn)證各變量是否有關(guān)系、關(guān)系緊密程度情況，在做回歸分析之前進(jìn)行相關(guān)分析[6]。本文采用Pearson 相關(guān)系數(shù)方法，相關(guān)性分析結(jié)果也為后續(xù)的影響因素研究提供了依據(jù)和保證。

2.3.3 線性回歸分析

（1）首先是明星直播的趣味性，根據(jù)直播內(nèi)容、形式效果和明星自身趣味性設(shè)置三個(gè)假設(shè)：創(chuàng)新內(nèi)容、綜藝效果、符合明星特質(zhì)，分別從非常同意、同意、一般、不同意、完全不同意進(jìn)行選擇[4]。

如表1，本次線性回歸模型的擬合度良好，R2=0.695＞0.6，意味著本次的運(yùn)算結(jié)果可以真實(shí)可靠地反映出創(chuàng)新內(nèi)容、綜藝效果、符合明星特質(zhì)對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的影響情況。四個(gè)自變量之間不存在多重共線性，VIF 全部小于5。回歸方程顯著，F(xiàn)=146.583，P＜0.001，意味著三個(gè)自變量中至少有一個(gè)可以顯著影響因變量購(gòu)買(mǎi)意愿。創(chuàng)新內(nèi)容可以顯著正面影響購(gòu)買(mǎi)意愿；綜藝效果可以顯著正面影響購(gòu)買(mǎi)意愿；符合明星特性可以顯著正面影響購(gòu)買(mǎi)意愿。模型公式：購(gòu)買(mǎi)意愿=0.374+0.378*創(chuàng)新內(nèi)容+0.248*綜藝效果+0.277*符合明星特性[5]。

表1 明星直播趣味性與青年群體購(gòu)買(mǎi)意愿線性回歸分析

（2）其次是明星直播的利益性，從直播過(guò)程中的福利活動(dòng)和商品限量?jī)蓚€(gè)方面入手提出兩個(gè)假設(shè)，分別從非常同意、同意、一般、不同意、完全不同意進(jìn)行選擇。

參照表1，通過(guò)數(shù)據(jù)進(jìn)行明星直播利益性與青年群體的購(gòu)買(mǎi)意愿線性回歸分析，線性回歸模型的擬合度良好，R2=0.663＞0.6，意味著本次的運(yùn)算結(jié)果可以真實(shí)可靠地反映出福利活動(dòng)、有限商品數(shù)量對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的影響情況。四個(gè)自變量之間不存在多重共線性，VIF 全部小于5。回歸方程顯著，F(xiàn)=53.803，P＜0.001，意味著兩個(gè)自變量中至少有一個(gè)可以影響因變量購(gòu)買(mǎi)意愿。福利活動(dòng)可以正面影響購(gòu)買(mǎi)意愿；有限商品數(shù)量不會(huì)對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿產(chǎn)生影響關(guān)系。模型公式：購(gòu)買(mǎi)意愿=0.364+0.283*福利活動(dòng)。

（3）再次是明星直播的互動(dòng)性方面，從直播的實(shí)時(shí)性、與明星主播的互動(dòng)、消費(fèi)者間互動(dòng)三個(gè)方面入手提出三個(gè)假設(shè)，分別從非常同意、同意、一般、不同意、完全不同意進(jìn)行選擇。

參照表1，通過(guò)數(shù)據(jù)進(jìn)行明星直播互動(dòng)性與青年群體購(gòu)買(mǎi)意愿線性回歸分析，線性回歸模型的擬合度良好，R2=0.609＞0.6，意味著本次的運(yùn)算結(jié)果可以真實(shí)可靠地反映出觀看實(shí)時(shí)性、消費(fèi)者間互動(dòng)、與明星地互動(dòng)對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的影響情況。四個(gè)自變量之間不存在多重共線性，VIF 全部小于5?；貧w方程顯著，F(xiàn)=51.895，P＜0.001，意味著三個(gè)自變量中至少有一個(gè)可以顯著影響因變量購(gòu)買(mǎi)意愿。觀看實(shí)時(shí)性不會(huì)對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿產(chǎn)生影響；消費(fèi)者間互動(dòng)可以顯著正面影響購(gòu)買(mǎi)意愿；符合明星特性可以顯著正面影響購(gòu)買(mǎi)意愿。模型公式：購(gòu)買(mǎi)意愿=0.368+0.303*消費(fèi)者間互動(dòng)+0.366*明星互動(dòng)。

（4）最后是明星直播中的意見(jiàn)領(lǐng)袖因素，從直播開(kāi)始前作為某明星的粉絲我愿意將直播信息分享給朋友；我是某明星的粉絲，所以他的直播我會(huì)觀看或購(gòu)買(mǎi)商品；直播結(jié)束后觀看直播物料我依舊愿意購(gòu)買(mǎi)明星直播中的相關(guān)商品三個(gè)方面提出假設(shè)，分別從非常同意、同意、一般、不同意、完全不同意進(jìn)行選擇。

參照表1，通過(guò)數(shù)據(jù)進(jìn)行明星直播意見(jiàn)領(lǐng)袖因素與青年群體購(gòu)買(mǎi)意愿線性回歸分析，線性回歸模型的擬合度良好，R2=0.659＞0.6，意味著本次的運(yùn)算結(jié)果可以真實(shí)可靠地反映出分享、事后觀看、事后購(gòu)買(mǎi)欲對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的影響情況。四個(gè)自變量之間不存在多重共線性，VIF 全部小于5?；貧w方程顯著，F(xiàn)=86.003，P＜0.001，意味著三個(gè)自變量中至少有一個(gè)可以顯著影響因變量購(gòu)買(mǎi)意愿。分享性可以顯著正面影響購(gòu)買(mǎi)意愿；延伸性可以顯著正面影響購(gòu)買(mǎi)意愿；事后購(gòu)買(mǎi)欲可以顯著正面影響購(gòu)買(mǎi)意愿。模型公式：購(gòu)買(mǎi)意愿=0.474+0.415*前期宣傳+0.358*明星效應(yīng)+0.356*社群種草。

4 結(jié)論與建議

經(jīng)過(guò)以上的模型假設(shè)驗(yàn)證，結(jié)合問(wèn)卷數(shù)據(jù)，驗(yàn)證結(jié)果如下：15 個(gè)二級(jí)指標(biāo)中除了商品數(shù)量有限和觀看實(shí)時(shí)性?xún)蓚€(gè)假設(shè)不成立之外，其他假設(shè)均成立。

根據(jù)趣味性維度研究數(shù)據(jù)可以看出，創(chuàng)新內(nèi)容、綜藝效果、符合明星特性的回歸系數(shù)分別為0.378、0.248、0.277，三者對(duì)青年消費(fèi)群體的購(gòu)買(mǎi)意愿都具有顯著的正相關(guān)。因此，在明星直播中需要高度重視創(chuàng)新內(nèi)容的設(shè)計(jì)，加強(qiáng)直播趣味性，持續(xù)輸出優(yōu)質(zhì)內(nèi)容，同時(shí)使直播商品符合明星特性與重視綜藝效果。

根據(jù)利益性維度研究數(shù)據(jù)可知，明星直播中的福利活動(dòng)對(duì)青年消費(fèi)群體的購(gòu)買(mǎi)意愿產(chǎn)生積極的影響，但限量商品并不會(huì)對(duì)青年消費(fèi)群體的購(gòu)買(mǎi)意愿產(chǎn)生影響。調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，青年消費(fèi)者對(duì)福利活動(dòng)的非常同意比例為37.36%，同意為29%，但選擇一般的比例也高達(dá)28.1%。上文數(shù)據(jù)結(jié)果表明，福利活動(dòng)的確會(huì)對(duì)青年消費(fèi)群體有正面影響。因此，需要針對(duì)福利活動(dòng)內(nèi)容進(jìn)行改進(jìn)，加設(shè)福利內(nèi)容，提升用戶(hù)黏性，提升消費(fèi)者對(duì)福利活動(dòng)的認(rèn)可度，使他們產(chǎn)生正向的購(gòu)買(mǎi)意愿。

互動(dòng)性維度中消費(fèi)者間互動(dòng)與明星互動(dòng)會(huì)對(duì)青年消費(fèi)群體購(gòu)買(mǎi)意愿產(chǎn)生顯著的正面關(guān)系影響，其中明星互動(dòng)與消費(fèi)者間互動(dòng)的回歸系數(shù)為0.366 與0.303，明星互動(dòng)的顯著性略高于消費(fèi)者間互動(dòng)，而觀看實(shí)時(shí)性因素對(duì)青年消費(fèi)群體購(gòu)買(mǎi)意愿沒(méi)有影響。因此，在明星直播中應(yīng)重視直播間的整體互動(dòng)氛圍，選擇專(zhuān)業(yè)明星，注重明星的互動(dòng)能力，提升消費(fèi)意愿。

根據(jù)意見(jiàn)領(lǐng)袖維度研究數(shù)據(jù)可以得出，前期宣傳、明星效應(yīng)、社群種草的回歸系數(shù)分別為0.415、0.358、0.356，三者對(duì)青年消費(fèi)群體的購(gòu)買(mǎi)意愿均呈正面相關(guān)性，其中前期宣傳因素影響效力最大。因此，要多平臺(tái)聯(lián)合宣傳，發(fā)揮意見(jiàn)領(lǐng)袖影響力，強(qiáng)化明星吸引力與社群種草，改善售后體系，提高品牌形象。