基于SOR模型的農產品直播購買意愿研究

孔紫韓,羅 歡,馬孟麗

紅河學院,云南 蒙自 661100

0 引言

“互聯(lián)網(wǎng)+”時代的到來、溝通平臺的變化、消費者表達和認知途徑的改變,都在不斷促使企業(yè)改變原有的營銷手段和渠道。直播購物成為購物的重要方式,充分利用直播對農產品進行銷售,可以打破傳統(tǒng)銷售模式在時間和空間上的限制,緩解偏遠地區(qū)農產品“走不出去”的困境,避免農產品滯銷問題,促進農民增收,為實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興奠定堅實的基礎。直播作為一種新興的營銷形式,其營銷模式能使用戶對商品有更加全面的了解,實現(xiàn)“邊看邊買”,帶來極高的流量和轉化率,達到顯著的營銷效果。兼具互動性、社交性以及娛樂性的直播為電商平臺的引流和變現(xiàn)注入了新的活力,已經成為當前電子商務行業(yè)新的競爭風口。直播使得商戶從注意產品質量及價格慢慢轉移到注重消費者體驗感方面來。本文將探討在直播中會影響消費者購買意愿的因素,并提出相關建議。

1 理論模型及假設

SOR是認知主義提出的一種學習理論,其中S代表外界環(huán)境的刺激(Stimulus)會對主體有影響;O代表有認知的有機體(Organism);R代表相應的心理活動并相應作出的行為反應(Response),如接受或拒絕、采納或規(guī)避。外部刺激會引起消費者的心理變化(如態(tài)度),進而影響消費者的內部反應(如購買意愿等)[1]。

近年來,影響直播購買意愿的因素受到了不少學者的關注。有的學者從主播性格的角度研究,有的從主播與消費者的互動角度研究,也有的從直播間的搶購氛圍進行研究,但結合農產品直播的特征來進行的研究較少。本研究基于前人的研究,并結合農產品直播的特殊性,選取社交體驗、主播領袖功能、搶購氛圍、產品價格作為刺激因素(S),消費者購買態(tài)度作為有機體(O),消費者購買意愿作為反應(R),模型構建如圖1所示。

圖1 研究模型的框架圖

基于研究模型,本文提出以下5個假設。

在電商直播中社交體驗會對消費者心情產生影響,及時得到主播的回復或與其他購買者進行交流等愉快的社交體驗會積極地影響消費者購買態(tài)度,悲傷情緒對購買態(tài)度有負面影響,因此,提出假設1。

H1:農產品直播中社交體驗正向影響消費者的購買態(tài)度。

主播在直播中具有示范領導作用,優(yōu)秀的主播能夠很好地介紹產品,與顧客互動,帶動直播間的良好氛圍,吸引流量。主播的領袖功能越強,就越容易正向影響到消費者的購買態(tài)度。因此,提出假設2。

H2:農產品直播中主播領袖功能正向影響消費者的購買態(tài)度。

在電商直播中購買行為是一個過程,良好的搶購氛圍能使消費者沉浸于購物的體驗中,搶購的緊張氣氛往往能正向影響消費者購買態(tài)度,激發(fā)購買欲望,因此提出假設3。

H3:農產品直播中搶購氛圍正向影響消費者的購買態(tài)度。

在營銷中,價格是吸引消費者的重要利器。若直播間的商品的價格越好(有優(yōu)惠、低廉),消費者的購買態(tài)度越積極,反之,消費者的購買態(tài)度則會消極。因此,提出假設4。

H4:農產品直播中產品價格正向影響消費者的購買態(tài)度。

前人大量的研究表明顧客態(tài)度能夠反映顧客購買意愿,越是正向的態(tài)度,消費者的購買意愿就越強,反之,則購買意愿就越弱。所以提出假設5。

H5:農產品直播中消費者購買態(tài)度正向影響消費者購買意愿。

基于假設,為了更好地說明各個變量對消費者態(tài)度的影響,建立了模型1。

Y=m+ax1+bx2+cx3+dx4+n

(1)

式中:Y表示消費者態(tài)度,m為常數(shù)項,x1,x2,x3,x4分別為自變量社交體驗、主播的領袖功能、搶購氛圍和產品價格,a,b,c,d分別為他們的相關系數(shù),n為誤差項。

本文建立了一個回歸模型2,以說明消費者購買態(tài)度和意愿的關系。

Y=m+ax5+n

(2)

式中:Y代表消費者購買意愿,m為常數(shù)項,x5為消費者購買態(tài)度,a為相關系數(shù),n為誤差項。

2 研究設計

問卷變量的測量參考了之前學者的研究,例如“社交體驗”參考了學者黃仕靖 等[2]的研究,“主播領袖功能”參考了紀曼 等[3]的研究,“搶購氛圍”參考了龔瀟瀟 等[4]的研究。

本文選取農產品電商銷售額前10的省份,包括浙江、廣東、江蘇、山東、福建等地作為定額抽樣的對象,于2022年12月—2023年3月發(fā)放646份問卷,篩選得到有效問卷410份。通過對問卷的信度和效度進行分析,對應的Cronbach系數(shù)值均大于0.8,說明該調查問卷數(shù)據(jù)的內部維度一致性良好。本研究中所有變量的KMO均大于0.7,且所有變量巴特利特球形檢驗的統(tǒng)計值均呈顯著狀態(tài),該問卷效度良好。

3 數(shù)據(jù)分析結果

3.1 描述性分析

在410份有效問卷中,有242名男性調查者、168名女性調查者,男性占比59.02%,女性為40.98%。年齡小于18歲的調查者有13名(3.17%),18～28歲有328名(80%),29～39歲有33名(8.05%),40～50歲有24名(5.85%),大于50歲有12名(2.93%)。職業(yè)方面:機關/事業(yè)單名工作人員21名(5.12%)、公務員10名(2.44%)、軍人10名(2.44%)、企業(yè)員工54名(13.17%)、自由職業(yè)者45名(10.98%)、工人11名(2.68%)、專業(yè)人員(工程師/教師/醫(yī)生)22名(5.37%)、學生221名(53.90%)、其他16名(3.90%)。月收入小于3 000元有200名(48.78%),3 001～6 000元有74名(18.05%),6 001～10 000元有62名(15.12%),大于10 000元有74名(18.05%)。

3.2 相關性分析

相關性分析是回歸分析的依據(jù),為了找到變量之間的關系進行了相關分析,該研究利用Persons Correlation Coefficient對H1、H2、H3、H4、H5進行檢驗,試圖找出自變量社交體驗、主播的領袖功能、搶購氛圍、產品價格與應變量消費者態(tài)度之間的相關性以及消費者態(tài)度與購買意愿的關系。

表1展示了變量之間的相關性分析結果。從表1可知,社交體驗這一變量與購買態(tài)度和購買意愿之間的相關系數(shù)小于0.7,屬于較強的正相關關系。其余各變量與購買態(tài)度之間系數(shù)均在0.7以上,具有強烈的相關關系。而購買態(tài)度與購買意愿之間系數(shù)為0.836,也是強烈的相關關系。

表1 變量之間的相關性分析表

3.3 回歸分析

用方差檢驗方法對資料的共線性問題進行分析,結果表明自變量的特征值均在0.01以上,相應的條件指標在30以下,容忍度在0.10以上,VIF值均不到5,自變量之間無多重共線性關系。

表2展示了回歸模型1的方差分析。根據(jù)表2所示,模型1中的4個回歸模型的顯著性都為0.000,在0.05以下,回歸方程中的各個系數(shù)均不為0,回歸方程具有意義。其次,根據(jù)所提出的模型,以消費者態(tài)度作為結果變量,以社交體驗、主播的領袖功能、搶購氛圍、產品價格這4個變量為預測變量,用逐步分析法進行分析,回歸結果見表3。

表2 模型1方差分析表

表3 假設的回歸分析

表3展示的假設的回歸分析。在表3中,第1個模型為社交體驗對消費者態(tài)度的回歸,相關系數(shù)為0.666,R2為0.443,表示社交體驗這個自變量獨自可以解釋消費者態(tài)度這個因變量44.3%的變異性。

第2個模型是社交體驗、主播的領袖能力這2個自變量對消費者態(tài)度的回歸,相關系數(shù)為0.759,R2為0.576,表示社交體驗、主播的領袖功能這2個自變量可以共同解釋消費者購買態(tài)度57.6%變異性。

第3個模型是社交體驗、主播的領袖能力、搶購氛圍這3個自變量對消費者態(tài)度的回歸,相關系數(shù)為0.788,R2為0.621,表示社交體驗、主播的領袖能力、搶購氛圍這3個自變量可以一起解釋消費態(tài)度這個因變量62.1%的變異性。

第4個模型是社交體驗、主播的領袖能力、搶購氛圍、產品價格這4個自變量對消費者態(tài)度的回歸,相關系數(shù)為0.852,R2為0.726,表示社交體驗、主播的領袖功能、搶購氛圍、產品價格這4個自變量可以一起解釋消費者態(tài)度這個因變量72.6%的變異性。

從R2來看,模型4比模型1～3分別增加了18.6%、9.3%、6.4%。

表4為模系數(shù)分析。由表4可知,影響消費者態(tài)度最大的產品價格系數(shù)為0.563,搶購氛圍為0.159,社交體驗為0.140,主播的領袖功能對消費者態(tài)度的影響系數(shù)最小為0.072,常量為0.316,即式(1)中的m。

表4 模型系數(shù)分析

表5為模型殘差統(tǒng)計。由表5可知,在構建的模型中誤差項預測值的均值為2.964 2式(1)中的n。因此,在農產品電商直播中社交體驗、主播的領袖功能、搶購氛圍、產品價格對消費者態(tài)度的預測回歸模型為:

表5 模型殘差統(tǒng)計

Y=0.316+0.140x1+0.072x2+0.159x3+

0.563x4+2.964 2

最后,需要探究的是消費者購買對消費者購買意愿的影響,建立的回歸模型為:

Y=m+ax5+n

表6展示了購買態(tài)度對購買意愿的R2,從表6可以看出R的相關系數(shù)為0.836,R2為0.699,說明式(2)解釋了69.9%的變異性。

表6 購買態(tài)度對購買意愿的R2

表7展示了購買態(tài)度對購買意愿的標準化系數(shù)和顯著性,從數(shù)據(jù)可看出消費者購買態(tài)度是能夠顯著影響消費者購買意愿,標準化系數(shù)為0.836,是正向強相關關系,常量為0.377即式(2)中的m。

表7 購買態(tài)度對購買意愿系數(shù)

表8展示了購買態(tài)度對購買意愿的殘差統(tǒng)計,根據(jù)統(tǒng)計結果可知,殘差平均值為2.971 5,即式(2)中的n。因此,消費者購買態(tài)度對購買意愿的回歸模型為:

表8 購買態(tài)度對購買意愿殘差統(tǒng)計

Y=0.377+0.836x5+2.971 5

綜合上述的分析,假設H1、H2、H3、H4、H5均成立。

4 結論和建議

本文探索了會影響消費者購買態(tài)度的因素,總結了影響消費者在直播中購買態(tài)度的因素,包括社交體驗、主播領袖功能、搶購氛圍、產品價格來進行研究,結合實際數(shù)據(jù)分析,最后驗證本文的假設,得出結論和建議如下。

1)通過上述分析,產品價格對消費者購買態(tài)度影響系數(shù)最大,農產品直播中產品價格對消費者購買態(tài)度有影響。這意味著,當消費者在農產品電商直播中購買農產品時劃算、能夠省錢、物有所值的感覺越強,消費者對農產品的購買態(tài)度就會越強。

農產品電商直播的相關企業(yè)可以充分利用國家政策支持,在生產和銷售的過程中降本增效,薄利多銷,消費者所感知到優(yōu)惠力度越大,就具有越強的購買態(tài)度,從而激發(fā)消費者購買意愿。

2)搶購氛圍對消費者購買態(tài)度有正向影響。消費者在直播中聽到倒計時,看見優(yōu)惠商品的庫存不斷減少,或看見其他消費者發(fā)送的“已拍”反饋等這些氣氛能夠正向影響其購買態(tài)度。因此,企業(yè)可以在農產品電商直播中適當增設搶購和限時活動,或限制購買的數(shù)量,以營造一種緊張的搶購氛圍,搶購氛圍越緊張,消費者越容易產生正向的購買態(tài)度,就越容易激發(fā)消費者購買意愿。

3)農產品直播中社交體驗對消費者購買態(tài)度有正向影響。農產品電商可以加強培訓主播在直播中與消費者的溝通技能,也可創(chuàng)新一些直播娛樂玩法,消費者的自身參與感越強,消費者的社交體驗也就越強。消費者購買態(tài)度得到提高,消費者購買意愿也越容易激發(fā)。

4)主播領袖能力對消費者購買態(tài)度也有一定的影響。能力強的主播,可以清楚介紹農產品,展現(xiàn)出產品的特色,更具吸引力,也能更專業(yè)地回答消費者的問題。農產品企業(yè)應著重提高主播的能力,對其進行專業(yè)培訓。并且,在農產品直播中親民的主播,有一定農產品知識的主播,或有地域特色的主播,甚至是地方官員,會更受農產品消費者的青睞。

5)消費者購買態(tài)度會影響其購買意愿。因此,需要在農產品電商直播中提高消費者的正面購買態(tài)度,而提高消費者的購買態(tài)度又可以從產品價格、搶購氛圍、社交體驗、主播領袖功能來進行促進。

5 結束語

本文基于SOR模型對農產品直播中購買意愿的影響因素進行了探析,研究發(fā)現(xiàn)作為刺激因素的社交體驗、主播領袖功能、搶購氛圍、產品價格能夠正向影響購買態(tài)度,而購買態(tài)度進一步影響購買意愿。本研究的方法和樣本選擇具有一定的局限性,且在直播情景中,還有其他因素會影響消費者的購買意愿,從購買態(tài)度到購買意愿之間也還有一些潛在影響因素未討論,在未來的研究中將繼續(xù)探討。