網(wǎng)絡(luò)環(huán)境下消費(fèi)者信任影響因素研究以產(chǎn)品類型為調(diào)節(jié)變量

1、 網(wǎng)絡(luò)環(huán)境下消費(fèi)者信任影響因素研究 （2006 ） 三位學(xué)者的研究，這種有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)的驗證應(yīng)按照 以下三步進(jìn)行： 做 Y對 X、 U和 UX的回歸， UX的系數(shù)顯著； 做 W對 X、 U和 UX的回歸， UX的系數(shù)顯著； 做 Y對 X、 U、 UX和W的回歸，W的系數(shù)顯著。 論文接下來將基于這三個步驟進(jìn)行假設(shè)驗證： 步驟1：Y對X、U和UX的回歸 數(shù)據(jù)分析采用了SPSS11.5進(jìn)行處理。對假設(shè)的檢驗主要通過 相關(guān)系數(shù)以及階層回歸分析 （Hierarchical Regression Modeling ） 。 分析結(jié)果見表8。 自變量 年齡 性別 受教育程度 已有網(wǎng)上交易滿意度 網(wǎng)絡(luò)環(huán)境風(fēng)險

2、感知 網(wǎng)上交易的熟悉度 感知網(wǎng)站投入 聲譽(yù) 信任傾向 高涉入理性 表 9 階層回歸分析結(jié)果二 因變量 模型 1 -.10* -.08 -.10* .06 .11* .35* 信任信念 模型 2 -.12* -.08 -.11* .06 .09 .33* .05 -.20* .06 模型 3 -.13* -.09 -.10* .06 .07 .33* .06 -.21* .02 .06 -.04 -.11* 模型 4 -.14* -.10* -.09* .06 .06 .32* .05 -.22* .05 .08 -.05 -.13* .05* .03 .08 .03* .02 -.06 .08

3、 .12* -.11 .18 .18 14.10* .22 .04 12.96* .25 .03 9.18* .29 .04 6.20* 表 8 階層回歸分析結(jié)果一 因變量 自變量 年齡 性別 受教育程度 已有網(wǎng)上交易滿意度 網(wǎng)絡(luò)環(huán)境風(fēng)險感知 網(wǎng)上交易的熟悉度 感知網(wǎng)站投入 聲譽(yù) 信任傾向 高涉入理性 低涉入理性 低涉入感性 感知網(wǎng)站投入×高涉入理性 感知網(wǎng)站投入×低涉入理性 感知網(wǎng)站投入×低涉入感性 聲譽(yù)×高涉入理性 聲譽(yù)×低涉入理性 聲譽(yù)×低涉入感性 信任傾向×高涉入理性 信任傾向×低涉入理性 信任傾向

4、5;低涉入感性 R2 R F 2 低涉入理性 低涉入感性 模型 4 .00 -.16* .01 .01 -.18 -.24 .09 信任信念 模型 1 .04 -.06 .10 .00 -.14 -.15 模型 2 .05 -.13* .02 .04 -.18 -.22 .15* .20* .19* 模型 3 .03 -.14* .02 .00 -.26 -.25 .17* .28* .26* .15 .01 .14* 感知網(wǎng)站投入×高涉入理性 感知網(wǎng)站投入×低涉入理性 感知網(wǎng)站投入×低涉入感性 聲譽(yù)×高涉入理性 聲譽(yù)×低涉入理性 聲譽(yù)

5、5;低涉入感性 信任傾向×高涉入理性 信任傾向×低涉入理性 信任傾向×低涉入感性 R2 R2 F .26* .10* .01 .01 .02* .19* .05 .07 .20* .03 -.01 .11 .14* -.05 注： p < .10；* p < .05；* p < .01 表 10 階層回歸分析結(jié)果三 因變量 自變量 年齡 性別 受教育程度 已有網(wǎng)上交易滿意度 網(wǎng)絡(luò)環(huán)境風(fēng)險感知 網(wǎng)上交易的熟悉度 感知網(wǎng)站投入 聲譽(yù) 信任傾向 高涉入理性 低涉入理性 低涉入感性 感知網(wǎng)站投入×高涉入理性 感知網(wǎng)站投入×低涉入理性

6、感知網(wǎng)站投入×低涉入感性 聲譽(yù)×高涉入理性 聲譽(yù)×低涉入理性 聲譽(yù)×低涉入感性 信任傾向×高涉入理性 信任傾向×低涉入理性 信任傾向×低涉入感性 信任信念 R2 R2 F .12 .12 9.98* .19 .07 .25 .06 .28 .03 10.33* 模型 1 .04 -.06 .10 .00 -.14 -.15 模型 2 .05 -.13* .02 .04 -.18 -.22 .15* .20* .19* 信任信念 模型 3 .03 -.14* .02 .00 -.26 -.25 .17* .28* .26* .

7、15 .01 .14* 模型 4 .00 -.16* .01 .01 -.18 -.24 .09 .26* .10* .01 .01 .02* .19* .05 .07 -.20* .03 -.01 .11 .14* -.05 模型 5 .02 -.08* .03 .00 -.05 -.08 .14* .22* .01 .02 .14 24* .15 .22 .07 .11 .13 -.15 .02 .12 -.16 .26* .42 .14 12.30* .14 .14 11.18* .22 .08 12.80* .30 .08 10.61* .34 .04 7.25* 注： p <

8、.10；* p < .05；* p < .01 從第一步的分析結(jié)果可以看出，控制變量中，只有性別對信 任意圖有顯著影響，且女性的信任意圖明顯高于男性 （=- .06, ） ；回歸模型隨后引入自變 量 ， 感 知 網(wǎng) 站 投 入 （=.15， p<.10 p<.05 ） 、 聲譽(yù) （=.20, p<.01 ） 及信任傾向 （=.19, p<.05 ） 都對信 任意圖有顯著的正向影響；回歸模型的第三步引入調(diào)節(jié)變量， 四類產(chǎn)品中只有“低涉入感性”對信任意圖有顯著的正向影 響 （=.14, p<.01 ） ；回歸模型的第四步引入交互項，共有 3 對交 互效應(yīng)被

9、發(fā)現(xiàn)： 感知網(wǎng)站投入×高涉入- 理性 （=.19, p<.05 ） 、聲譽(yù)×高涉入 - 理性 （=.20, p<.05 ） 與信任傾向×低涉入理性 （=.14， p<.05 ） ， 這表明UX的系數(shù)顯著，可以開始第二步的分析工作。同時，基 于溫忠麟、張雷及侯杰泰 （2006 ） 的觀點，研究中的假設(shè)1與假設(shè) 2已經(jīng)獲得支持，假設(shè)3與假設(shè)4則未獲支持。 步驟2：W對X、U和UX的回歸 數(shù)據(jù)分析步驟如上，分析結(jié)果見表9。 步驟2的分析只關(guān)注 UX的系數(shù)，在回歸模型的第四步引入 11.20* 12.61* 注： p < .10；* p <

10、.05；* p < .01 了交互項，仍然存在3對交互效應(yīng)：感知網(wǎng)站投入×高涉入理 性 （=.05, p<.05 ） 、聲譽(yù)×高涉入理性 （=.03, p<.05 ） 與信任 傾向×低涉入理性 （=.12, p<.05 ） ，這表明在信任信念作為因 ·55· 技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究 2011 年第 2 期 圖 3 感知網(wǎng)站投入與高涉入理性的交互影響模式圖 圖 4 聲譽(yù)與高涉入理性的交互影響模式圖 圖 5 信任傾向與低涉入理性的交互影響模式圖 變量的時候，UX系數(shù)依然顯著，接下來的步驟 3 將隨之驗證信 任信念的中介效應(yīng)。 步

11、驟3：Y對X、U、UX和W的回歸 數(shù)據(jù)分析步驟如上，分析結(jié)果見表10。 步驟3的分析重點關(guān)注W （ 信任信念 ） 的系數(shù)，回歸模型的 Á Â Ã Ä Å Æ Ç Á Â Ã Ä Å Æ Ç Á Â Ã Ä Å Æ Ç ）（ 如圖3、圖4和圖5所示 ）。 性 （=.14, p<.05 言，這可能是一個有用的信息。 聲譽(yù)×高涉入理性 （=- .20, p<.05 ） 與

12、信任傾向×低涉入理 研究發(fā)現(xiàn)的調(diào)節(jié)效應(yīng)與假設(shè)不盡相同，在購買高涉入 理 性類產(chǎn)品時，感知網(wǎng)站投入與聲譽(yù)都對消費(fèi)者的信任意圖發(fā)揮 著重要的影響，這與之前假設(shè)的僅靠網(wǎng)站投入的作用不一致， 也表明消費(fèi)者對于該類產(chǎn)品的網(wǎng)上購買還需要大量借助外部的 評價信息，此時網(wǎng)站的聲譽(yù)很重要；在購買低涉入 理性類產(chǎn) 品時，消費(fèi)者更愿意相信自己的心理判斷，對外界的信息不太 關(guān)注，這也表明對于書籍、報刊雜志及日用品這樣的產(chǎn)品，消 費(fèi)者完全在依照自我意志做出決策，顯示出消費(fèi)者對此類產(chǎn)品 的定制化要求可能較高；而研究中的假設(shè) 3與假設(shè)4并未獲得數(shù) 據(jù)支持，可能的原因是在購買食品 、飲料及電影票時，由于該 類產(chǎn)品的

13、標(biāo)準(zhǔn)化程度較高且價格相對低廉，消費(fèi)者可能不需要 付出太多的努力去從事該項購買行為；而在購買高涉入 感性 及低涉入理性類產(chǎn)品時，消費(fèi)者可能更愿意相信自己而不是 網(wǎng)上的評價，畢竟，網(wǎng)絡(luò)中也存在著不少的虛假信息 （ 鐘宏彬， 2002 ）。 此外，研究還發(fā)現(xiàn)性別對于信任意圖有著顯著的影響 （=- .06, p<.10 ） ，女性的信任意圖要高于男性，對于商家而 2. 研究啟示 第20次中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計報告 顯示，2007年12 月，中國網(wǎng)民網(wǎng)絡(luò)購物比例是 22.1% ，購物人數(shù)規(guī)模達(dá)到 4640 萬。參加過網(wǎng)上購物的網(wǎng)民個人半年網(wǎng)上購物累計金額平均是 466元，購物金額在1000元以上

14、的比例占到19.1%。巨大的市場 規(guī)模吸引著眾多商家紛紛投身于網(wǎng)絡(luò)購物行業(yè)，而作為網(wǎng)絡(luò)購 物決定性因素的消費(fèi)者信任問題，更需要商家們的關(guān)注 。本研 究發(fā)現(xiàn)，對于商家而言，網(wǎng)站投入程度與自身的聲譽(yù)都是決定 其是否受消費(fèi)者注意的重要因素，尤其是經(jīng)營高涉入 理性類 產(chǎn)品的網(wǎng)站，在這兩個方面都需要重點投入；而對于像日用品 這樣的低涉入理性類產(chǎn)品，商家需要更多地提供有個性，有 特色的產(chǎn)品，才能夠引發(fā)消費(fèi)者的信任意圖，更有可能帶來之 后的購買行為；對于女性類消費(fèi)者，網(wǎng)絡(luò)商家需要重點培養(yǎng)， 因為她們的信任意圖往往較高。 3. 局限性及未來發(fā)展方向 此研究的一個明顯局限是采用了橫斷面數(shù)據(jù)，所以對于自 變量與因

15、變量之間的因果聯(lián)系并不能做出嚴(yán)格意義的推斷，另 外，我們雖采用了多來源的數(shù)據(jù)，但依然存在同源方差問題 實驗研究的方法探討變量間的因果關(guān)系，同時力求樣本數(shù)據(jù)的 收集更具普遍性和代表性。 【參考文獻(xiàn)】 1 吳少微. 消費(fèi)者在線信任的影響因素分析J. 經(jīng)濟(jì)論壇， 2006 （23 ） . 2 馮艷. 電子商務(wù)環(huán)境下企業(yè)信用信息系統(tǒng)構(gòu)建模式研究 J. 技術(shù)經(jīng) 濟(jì)與管理研究， 2009 （5 ） . 張雷， 侯杰泰. 有中介的調(diào)節(jié)變量和有調(diào)節(jié)的中介變量J. 心 3 溫忠麟， 理學(xué)報， 2006， 38 （3 ） ： 448452. 4 劉軍. 管理研究方法： 原理與應(yīng)用 M. 中國人民大學(xué)出版社， 2008， 4： 266-294. 第五步引入信任信念，分析發(fā)現(xiàn)其系數(shù)顯著 （=.26, p<.01 ） ，而 此時交互項對信任意圖的影響并不顯著 （p .10 ） ，這表明研究 模型中的交互效應(yīng)完全通過中介變量 信任信念作用于信任 意圖 （ 溫忠麟、張雷和侯杰泰，2006