基于SOR模型的農(nóng)產(chǎn)品直播購買意愿研究

孔紫韓,羅 歡,馬孟麗

紅河學(xué)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(fèi)者表達(dá)和認(rèn)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(nóng)產(chǎn)品進(jìn)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(yuǎn)地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品“走不出去”的困境,避免農(nóng)產(chǎn)品滯銷問題,促進(jìn)農(nóng)民增收,為實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興奠定堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。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(shí)現(xiàn)“邊看邊買”,帶來極高的流量和轉(zhuǎn)化率,達(dá)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(jīng)成為當(dāng)前電子商務(wù)行業(yè)新的競爭風(fēng)口。直播使得商戶從注意產(chǎn)品質(zhì)量及價(jià)格慢慢轉(zhuǎn)移到注重消費(fèi)者體驗(yàn)感方面來。本文將探討在直播中會影響消費(fèi)者購買意愿的因素,并提出相關(guān)建議。

1 理論模型及假設(shè)

SOR是認(rèn)知主義提出的一種學(xué)習(xí)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(rèn)知的有機(jī)體(Organism);R代表相應(yīng)的心理活動并相應(yīng)作出的行為反應(yīng)(Response),如接受或拒絕、采納或規(guī)避。外部刺激會引起消費(fèi)者的心理變化(如態(tài)度),進(jìn)而影響消費(fèi)者的內(nèi)部反應(yīng)(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(xué)者的關(guān)注。有的學(xué)者從主播性格的角度研究,有的從主播與消費(fèi)者的互動角度研究,也有的從直播間的搶購氛圍進(jìn)行研究,但結(jié)合農(nóng)產(chǎn)品直播的特征來進(jìn)行的研究較少。本研究基于前人的研究,并結(jié)合農(nóng)產(chǎn)品直播的特殊性,選取社交體驗(yàn)、主播領(lǐng)袖功能、搶購氛圍、產(chǎn)品價(jià)格作為刺激因素(S),消費(fèi)者購買態(tài)度作為有機(jī)體(O),消費(fèi)者購買意愿作為反應(yīng)(R),模型構(gòu)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(shè)。

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

H1:農(nóng)產(chǎn)品直播中社交體驗(yàn)正向影響消費(fèi)者的購買態(tài)度。

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

H2:農(nóng)產(chǎn)品直播中主播領(lǐng)袖功能正向影響消費(fèi)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(fèi)者沉浸于購物的體驗(yàn)中,搶購的緊張氣氛往往能正向影響消費(fèi)者購買態(tài)度,激發(fā)購買欲望,因此提出假設(shè)3。

H3:農(nóng)產(chǎn)品直播中搶購氛圍正向影響消費(fèi)者的購買態(tài)度。

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

H4:農(nóng)產(chǎn)品直播中產(chǎn)品價(jià)格正向影響消費(fèi)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(fèi)者的購買意愿就越強(qiáng),反之,則購買意愿就越弱。所以提出假設(shè)5。

H5:農(nóng)產(chǎn)品直播中消費(fèi)者購買態(tài)度正向影響消費(fèi)者購買意愿。

基于假設(shè),為了更好地說明各個變量對消費(fèi)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(fèi)者態(tài)度,m為常數(shù)項(xiàng),x1,x2,x3,x4分別為自變量社交體驗(yàn)、主播的領(lǐng)袖功能、搶購氛圍和產(chǎn)品價(jià)格,a,b,c,d分別為他們的相關(guān)系數(shù),n為誤差項(xiàng)。

本文建立了一個回歸模型2,以說明消費(fèi)者購買態(tài)度和意愿的關(guān)系。

Y=m+ax5+n

(2)

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

2 研究設(shè)計(jì)

問卷變量的測量參考了之前學(xué)者的研究,例如“社交體驗(yàn)”參考了學(xué)者黃仕靖 等[2]的研究,“主播領(lǐng)袖功能”參考了紀(jì)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(nóng)產(chǎn)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(jìn)行分析,對應(yīng)的Cronbach系數(shù)值均大于0.8,說明該調(diào)查問卷數(shù)據(jù)的內(nèi)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(yàn)的統(tǒng)計(jì)值均呈顯著狀態(tài),該問卷效度良好。

3 數(shù)據(jù)分析結(jié)果

3.1 描述性分析

在410份有效問卷中,有242名男性調(diào)查者、168名女性調(diào)查者,男性占比59.02%,女性為40.98%。年齡小于18歲的調(diào)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(jī)關(guān)/事業(yè)單名工作人員21名(5.12%)、公務(wù)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(xué)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(guān)性分析

相關(guān)性分析是回歸分析的依據(jù),為了找到變量之間的關(guān)系進(jìn)行了相關(guān)分析,該研究利用Persons Correlation Coefficient對H1、H2、H3、H4、H5進(jìn)行檢驗(yàn),試圖找出自變量社交體驗(yàn)、主播的領(lǐng)袖功能、搶購氛圍、產(chǎn)品價(jià)格與應(yīng)變量消費(fèi)者態(tài)度之間的相關(guān)性以及消費(fèi)者態(tài)度與購買意愿的關(guān)系。

表1展示了變量之間的相關(guān)性分析結(jié)果。從表1可知,社交體驗(yàn)這一變量與購買態(tài)度和購買意愿之間的相關(guān)系數(shù)小于0.7,屬于較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)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(qiáng)烈的相關(guān)關(guān)系。而購買態(tài)度與購買意愿之間系數(shù)為0.836,也是強(qiáng)烈的相關(guān)關(guān)系。

表1 變量之間的相關(guān)性分析表

3.3 回歸分析

用方差檢驗(yàn)方法對資料的共線性問題進(jìn)行分析,結(jié)果表明自變量的特征值均在0.01以上,相應(yīng)的條件指標(biāo)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(guān)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(fèi)者態(tài)度作為結(jié)果變量,以社交體驗(yàn)、主播的領(lǐng)袖功能、搶購氛圍、產(chǎn)品價(jià)格這4個變量為預(yù)測變量,用逐步分析法進(jìn)行分析,回歸結(jié)果見表3。

表2 模型1方差分析表

表3 假設(shè)的回歸分析

表3展示的假設(shè)的回歸分析。在表3中,第1個模型為社交體驗(yàn)對消費(fèi)者態(tài)度的回歸,相關(guān)系數(shù)為0.666,R2為0.443,表示社交體驗(yàn)這個自變量獨(dú)自可以解釋消費(fèi)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(yàn)、主播的領(lǐng)袖能力這2個自變量對消費(fèi)者態(tài)度的回歸,相關(guān)系數(shù)為0.759,R2為0.576,表示社交體驗(yàn)、主播的領(lǐng)袖功能這2個自變量可以共同解釋消費(fèi)者購買態(tài)度57.6%變異性。

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

第4個模型是社交體驗(yàn)、主播的領(lǐng)袖能力、搶購氛圍、產(chǎn)品價(jià)格這4個自變量對消費(fèi)者態(tài)度的回歸,相關(guān)系數(shù)為0.852,R2為0.726,表示社交體驗(yàn)、主播的領(lǐng)袖功能、搶購氛圍、產(chǎn)品價(jià)格這4個自變量可以一起解釋消費(fèi)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(fèi)者態(tài)度最大的產(chǎn)品價(jià)格系數(shù)為0.563,搶購氛圍為0.159,社交體驗(yàn)為0.140,主播的領(lǐng)袖功能對消費(fèi)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(jì)。由表5可知,在構(gòu)建的模型中誤差項(xiàng)預(yù)測值的均值為2.964 2式(1)中的n。因此,在農(nóng)產(chǎn)品電商直播中社交體驗(yàn)、主播的領(lǐng)袖功能、搶購氛圍、產(chǎn)品價(jià)格對消費(fèi)者態(tài)度的預(yù)測回歸模型為:

表5 模型殘差統(tǒng)計(jì)

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

0.563x4+2.964 2

最后,需要探究的是消費(fèi)者購買對消費(fèi)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(guān)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(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)和顯著性,從數(shù)據(jù)可看出消費(fèi)者購買態(tài)度是能夠顯著影響消費(fèi)者購買意愿,標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.836,是正向強(qiáng)相關(guān)關(guān)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(jì),根據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知,殘差平均值為2.971 5,即式(2)中的n。因此,消費(fèi)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(jì)

Y=0.377+0.836x5+2.971 5

綜合上述的分析,假設(shè)H1、H2、H3、H4、H5均成立。

4 結(jié)論和建議

本文探索了會影響消費(fèi)者購買態(tài)度的因素,總結(jié)了影響消費(fèi)者在直播中購買態(tài)度的因素,包括社交體驗(yàn)、主播領(lǐng)袖功能、搶購氛圍、產(chǎn)品價(jià)格來進(jìn)行研究,結(jié)合實(shí)際數(shù)據(jù)分析,最后驗(yàn)證本文的假設(shè),得出結(jié)論和建議如下。

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

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

2)搶購氛圍對消費(fèi)者購買態(tài)度有正向影響。消費(fèi)者在直播中聽到倒計(jì)時,看見優(yōu)惠商品的庫存不斷減少,或看見其他消費(fèi)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(nóng)產(chǎn)品電商直播中適當(dāng)增設(shè)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(fèi)者越容易產(chǎn)生正向的購買態(tài)度,就越容易激發(fā)消費(fèi)者購買意愿。

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

4)主播領(lǐng)袖能力對消費(fèi)者購買態(tài)度也有一定的影響。能力強(qiáng)的主播,可以清楚介紹農(nóng)產(chǎn)品,展現(xiàn)出產(chǎn)品的特色,更具吸引力,也能更專業(yè)地回答消費(fèi)者的問題。農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)應(yīng)著重提高主播的能力,對其進(jìn)行專業(yè)培訓(xùn)。并且,在農(nóng)產(chǎn)品直播中親民的主播,有一定農(nóng)產(chǎn)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(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)者的青睞。

5)消費(fèi)者購買態(tài)度會影響其購買意愿。因此,需要在農(nóng)產(chǎn)品電商直播中提高消費(fèi)者的正面購買態(tài)度,而提高消費(fèi)者的購買態(tài)度又可以從產(chǎn)品價(jià)格、搶購氛圍、社交體驗(yàn)、主播領(lǐng)袖功能來進(jìn)行促進(jìn)。

5 結(jié)束語

本文基于SOR模型對農(nóng)產(chǎn)品直播中購買意愿的影響因素進(jìn)行了探析,研究發(fā)現(xiàn)作為刺激因素的社交體驗(yàn)、主播領(lǐng)袖功能、搶購氛圍、產(chǎn)品價(jià)格能夠正向影響購買態(tài)度,而購買態(tài)度進(jìn)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(fèi)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。