【擬劇化營(yíng)銷和購(gòu)買意愿的關(guān)系實(shí)證研究16000字（論文）】

擬劇化營(yíng)銷和購(gòu)買意愿的關(guān)系實(shí)證研究目錄TOC\o"1-2"\h\u113471緒論 [19]。因此本文提出以下假設(shè):H4：沉浸體驗(yàn)正向影響購(gòu)買意愿H5沉浸體驗(yàn)主播特征和購(gòu)買意愿中具有中介效應(yīng)H6沉浸體驗(yàn)在直播場(chǎng)景特征和購(gòu)買意愿中具有中介效應(yīng)H7沉浸體驗(yàn)在直播演出內(nèi)容和購(gòu)買意愿具有中介效應(yīng)3.1.6自我建構(gòu)的調(diào)節(jié)作用自我建構(gòu)是指?jìng)€(gè)體如何感知同其他成員之間的關(guān)系[26]，在本文中指消費(fèi)者如何感知和其他消費(fèi)者及主播之間的關(guān)系，包括獨(dú)立型自我建構(gòu)和相依型自我建構(gòu)兩個(gè)維度。有研究證明相依型自我構(gòu)建對(duì)時(shí)間更加敏感，chen等認(rèn)為相依型消費(fèi)者認(rèn)為自己是可以隨著時(shí)間的流逝而改變。獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體更關(guān)注自身的獨(dú)特性，他們樂(lè)于將自己看成是獨(dú)立個(gè)體，在人際互動(dòng)中更強(qiáng)調(diào)個(gè)體的獨(dú)立性，希望與他人保持一定的距離[27]。由于不同的建構(gòu)類型對(duì)行為有著不一樣的影響，且觀看網(wǎng)絡(luò)直播的用戶具有不確定，因此，本文將自我建構(gòu)作為調(diào)節(jié)變量。因此，本文提出以下假設(shè)H8：獨(dú)立型自我建構(gòu)削弱沉浸體驗(yàn)對(duì)購(gòu)買意愿的作用H9：相依型自我建構(gòu)增強(qiáng)沉浸體驗(yàn)對(duì)購(gòu)買意愿的作用

3.2研究模型根據(jù)上述假設(shè)，本文的研究模型如圖所示：圖3-1研究模型

4問(wèn)卷設(shè)計(jì)4.1研究變量的測(cè)量本研究涉及到的9個(gè)變量（購(gòu)買意愿、魅力、知識(shí)專業(yè)性、感知娛樂(lè)性、臨場(chǎng)感、審美訴求、直播演出內(nèi)容、沉浸體驗(yàn)、自我建構(gòu)）都采用李克特5分量表：1為非常不同意，5為非常同意。4.1.1購(gòu)買意愿的測(cè)量購(gòu)買意愿（3個(gè)題項(xiàng)）的量表主要參考劉佳等的研究。如下表所示：表4-1購(gòu)買意愿變量的測(cè)量4.1.2主播特征變量的測(cè)量主播魅力（3個(gè)題項(xiàng)）的量表主要參考張貞等人的研究，但是題目進(jìn)行了適當(dāng)?shù)男薷母鶕?jù)本文的內(nèi)容，例如主播魅力量表的原題是“網(wǎng)紅推薦的產(chǎn)品讓我有購(gòu)買欲望”改為“主播推薦的產(chǎn)品讓我有購(gòu)買欲望”，接下來(lái)兩個(gè)題項(xiàng)也將網(wǎng)紅改為主播。知識(shí)專業(yè)性（5個(gè)題項(xiàng)）的量表主要參考了Ohanian研究中的量表。感知娛樂(lè)性（3個(gè)題項(xiàng)）主要參考了FredD.Davis等、Parasuraman等和劉虹研究中的量表，具體如下表所示：4-2主播特征變量的測(cè)量4.1.3直播場(chǎng)景特征變量的測(cè)量直播場(chǎng)景特征方面，臨場(chǎng)感（7個(gè)題項(xiàng)）的量表來(lái)源于Novak和Hoffman，審美訴求（4個(gè)題項(xiàng)）來(lái)源于李慢，并根據(jù)本文內(nèi)容做了相應(yīng)的改變。具體如下表所示，表4-3直播場(chǎng)景特征變量的測(cè)量4.1.4沉浸體驗(yàn)的測(cè)量沉浸體驗(yàn)（4個(gè)題項(xiàng)）的量表參照了Chen和Lin研究中的量表，由于和本文研究的內(nèi)容相似，所以直接使用。具體如下表所示：表4-4沉浸體驗(yàn)變量的測(cè)量4.1.5直播演出內(nèi)容的測(cè)量對(duì)于直播演出內(nèi)容的測(cè)量，目前還沒(méi)有具體的測(cè)量量表。為此本文選擇30個(gè)曾有過(guò)網(wǎng)絡(luò)直播購(gòu)物經(jīng)歷的消費(fèi)者來(lái)訪談他們?cè)谟^看直播過(guò)程中的感覺(jué)和看法，根據(jù)訪談內(nèi)容：在觀看直播購(gòu)物時(shí)您的情緒是怎樣的？在觀看直播購(gòu)物過(guò)程中你希望看到什么樣的情景？在觀看直播購(gòu)物過(guò)程中什么是最吸引你的？是什么因素讓你選擇觀看某一個(gè)主播的直播？在觀看直播過(guò)程中什么因素能促進(jìn)你進(jìn)行購(gòu)買？從中抽取出訪談?wù)叩挠^點(diǎn)，列出以下測(cè)量題項(xiàng)。表4-5直播演出內(nèi)容變量的測(cè)量4.1.6自我建構(gòu)的測(cè)量對(duì)于特質(zhì)自我建構(gòu)的測(cè)量，目前應(yīng)用最廣泛的量表是Singelis編制的“自我建構(gòu)量表”[28]。在此基礎(chǔ)上王欲豪對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行了漢化，潘黎和呂巍對(duì)王欲豪等人的自我建構(gòu)的量表進(jìn)行了修訂，本文將采用潘黎等人修訂后的問(wèn)卷，并根據(jù)本文研究?jī)?nèi)容進(jìn)行了相應(yīng)的刪改。具體如下表所示：表4-5自我構(gòu)建變量的測(cè)量4.2問(wèn)卷主要內(nèi)容本研究的問(wèn)卷主要分為三大部分。第一部分在引言中說(shuō)明問(wèn)卷的目的以及保密承諾。設(shè)計(jì)問(wèn)卷時(shí)主要是篩選本次研究的合適對(duì)象。第二部分根據(jù)篩選對(duì)象最近一次網(wǎng)絡(luò)直播購(gòu)物的經(jīng)歷，選擇最適合的選項(xiàng)。第三部分是個(gè)人基本信息，包括性別、年齡、月收入水平。4.3問(wèn)卷發(fā)放與回收在發(fā)放問(wèn)卷之前，為了檢查了問(wèn)卷的合理性，首先選擇朋友進(jìn)行填寫，并對(duì)填寫的朋友進(jìn)行訪談，訪談的目的是找出問(wèn)卷是不是讀起來(lái)通暢，并且詢問(wèn)他們這道題大概是測(cè)量什么方面的內(nèi)容，最后得到30份有效問(wèn)卷。對(duì)回收的30份問(wèn)卷進(jìn)行預(yù)調(diào)研，使用SPSS20.0軟件進(jìn)行信度分析，研究發(fā)現(xiàn)直播演出內(nèi)容的Cronbach’sα系數(shù)為0.934，量表設(shè)計(jì)合理。問(wèn)卷主要是線上發(fā)放。利用問(wèn)卷星進(jìn)行線上調(diào)查，通過(guò)QQ空間、朋友圈分發(fā)調(diào)查問(wèn)卷，并讓朋友幫忙轉(zhuǎn)發(fā)填寫。最后共發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷560份，回收500份問(wèn)卷，通過(guò)剔除問(wèn)卷中的無(wú)效問(wèn)卷后，實(shí)際得到454份問(wèn)卷，問(wèn)卷的有效回收率為81%。

5數(shù)據(jù)分析5.1描述性統(tǒng)計(jì)分析本文將從性別、年齡、月收入水平以及平均每月網(wǎng)絡(luò)直播購(gòu)物的頻率等方面，對(duì)樣本進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，分析結(jié)果見表5-1。表5-1樣本描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果變量名稱類別頻數(shù)（人）百分比（%）性別男25856.8女19643.2年齡18-2513630830-3512226.935以上8819.4月收入水平2000以下10823.82000-500011625.65000-1000011024.210000以上12026.4平均每月網(wǎng)絡(luò)直播購(gòu)物頻率1-3次12427.33-5次9019.85-8次12026.48次以上12026.4由表5-1可知，本次調(diào)查對(duì)象具有以下基本情況：（1）從性別來(lái)看，男性有258人，占比56.8%；女性有196人，占比43.2%，男女比例基本均衡。（2）從年齡來(lái)看，18-25歲的有136人，占比30%；30-35歲的有122人，占比26.8%；25-30的有108人，占比23.8%；35以上的有88人，占比19.4%。（3）從月收入水平來(lái)看，月收入水平在10000元以上的有120人，占比26.4%；月收入水平在2000-5000元有116人，占比25.6%；月收入水平在5000-10000元的有110人，占比24.2%；月收入水平在2000元以下的有108人，占比23.8%。（4）從平均每月網(wǎng)絡(luò)直播購(gòu)物的頻率的樣本來(lái)看，1-3次的調(diào)查者有124人，占樣本總體的27.3%；5-8次和8次以上的占比重相同，均為120人，3-5次的調(diào)查者有90人，為19.8%。5.2信度和效度5.2.1信度檢驗(yàn)信度檢驗(yàn)指反映測(cè)量對(duì)象實(shí)際情況的程度，也就是采用一樣的方法，對(duì)同一個(gè)填問(wèn)卷的適合本文對(duì)象進(jìn)行重復(fù)測(cè)量，判斷所得結(jié)果是不是一致性，以及一致性程度。對(duì)于分析結(jié)果主要查看Cronbach’sα值來(lái)看量表的信度。在信度分析中α系數(shù)處于0到1之間，其越接近1，則表示量表的信度越好。本文使用SPSS20.0分析，結(jié)果顯示本文量表的每個(gè)變量的α值都大于0.7，說(shuō)明該量表的可靠性較高，具體結(jié)果如下表所示，表5-2量表信度分析結(jié)果變量和維度Cronbach’sα值主播特征0.921直播場(chǎng)景特征0.910直播演出內(nèi)容0.934沉浸體驗(yàn)0.807自我建構(gòu)0.932購(gòu)買意愿0.7645.2.2效度分析和因子分析效度分析就是有效性分析，效度就是指測(cè)量到的結(jié)果反映的測(cè)量?jī)?nèi)容的程度，即是為了檢查量表能否合理的測(cè)量本文研究的對(duì)象。效度值越高，則越能有效的表達(dá)出本文要測(cè)量對(duì)象的特征。常用的效度檢驗(yàn)有兩種方式即內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度。使用KMO和Bartlett球形檢驗(yàn)對(duì)量表的效度進(jìn)行檢測(cè)，KMO值的大小可以反映出量表是否適合進(jìn)行因子分析，越靠近1則越適合做因子分析。另外，Bartlett球形檢驗(yàn)檢驗(yàn)結(jié)果的P值小于0.05，則表示顯著，即量表適合做因子分析。1）KMO值和Bartlett球形檢驗(yàn)本文使用SPSS20.0軟件對(duì)主播特征、直播場(chǎng)景特征、直播演出內(nèi)容、沉浸體驗(yàn)、自我建構(gòu)、購(gòu)買意愿進(jìn)行KMO和Bartlett球形檢驗(yàn)。從表5-3中可知，各變量的KMO值都大于0.6，且Bartlett球形檢驗(yàn)均處于顯著性水平，表示本研究所使用的量表適合做因子分析。具體結(jié)果如下表所示，表5-3KMO測(cè)度和Bartlett球形檢驗(yàn)結(jié)果量表KMO值近似卡方dfSig.主播特征0.9561255.996550.000直播場(chǎng)景特征0.9401031.704360.000直播演出內(nèi)容0.9651591.059780.000沉浸體驗(yàn)0.799279.35560.000自我建構(gòu)0.9611569.561780.000購(gòu)買意愿0.689175.02730.0002）探索性因子分析本文使用SPSS20.0軟件得出下表結(jié)果，可知對(duì)主播特征進(jìn)行因子分析，共分析出三個(gè)因子；對(duì)直播場(chǎng)景特征進(jìn)行因子分析，共分析出兩個(gè)因子，對(duì)自我建構(gòu)進(jìn)行因子分析，共分析出兩個(gè)因子，購(gòu)買意愿、沉浸體驗(yàn)和直播演出內(nèi)容均形成一個(gè)因子。而且形成的因子的題項(xiàng)和測(cè)量量表中劃分的量表相符合，說(shuō)明問(wèn)卷設(shè)計(jì)的合理，并且和其他學(xué)者劃分的相符合，具體結(jié)果如下表所示：表5-4因子分析結(jié)果題項(xiàng)因子1因子2因子3因子4因子5因子6因子7因子8因子9因子10Q3-90.742Q3-110.723Q3-100.657Q3-70.658Q3-80.644Q3-50.562Q3-40.526Q3-60.510Q3-30.833Q3-20.657Q3-10.638Q4-20.794Q4-40.710Q4-50.65Q4-30.638Q4-10.604Q4-60.886Q4-80.755Q4-70.650Q5-30.731Q5-10.729Q5-40.711Q5-20.689Q6-20.831Q6-10.792Q6-30.780Q6-40.779Q7-80.782Q7-110.770Q7-90.650Q7-100.611Q7-130.592Q7-120.553Q7-60.763Q7-50.732Q7-10.696Q7-70.681Q7-2647Q7-40.586Q7-30.560Q8-10.847Q8-30.834Q8-20.7925.3假設(shè)檢驗(yàn)5.3.1相關(guān)分析本文使用Pearson的相關(guān)分析法并利用SPSS20.0軟件對(duì)各個(gè)自變量進(jìn)行相關(guān)分析，來(lái)觀察各變量是否相關(guān)，如表5-6。（其中1=魅力，2=知識(shí)專業(yè)性，3=感知娛樂(lè)性，4=臨場(chǎng)感，5=審美訴求，6=直播演出內(nèi)容，7=沉浸體驗(yàn)，8=購(gòu)買意愿）5-6各變量相關(guān)性分析結(jié)果MeanS.D12345678115.473.761219.394.470.786**1311.742.870.708**0.783**1422.915.600.752**0.811**0.796**1511.622.830.756**0.760**0.731**0.763**1650.4411.190.838**0.832**0.808**0.873**0.844**1715.473.760.738**0.769**0.785**0.866**0.752**0.811**1811.812.810.763**0.747**0.785**0.763**0.760**0.811**0.832**1注:**.表示在0.01級(jí)別（雙尾）相關(guān)性顯著。由上表可得出魅力、知識(shí)專業(yè)性、感知娛樂(lè)性、臨場(chǎng)感、審美訴求、直播演出內(nèi)容和購(gòu)買意愿相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為0.763、0.747、0.785、0.763、0.760、0.811，主播特征的三個(gè)維度、直播場(chǎng)景特征的兩個(gè)維度、直播演出內(nèi)容和沉浸體驗(yàn)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為0.738、0.769、0.785、0.866、0.752、0.811。5.3.2回歸分析1）主播特征、直播場(chǎng)景特征、直播演出內(nèi)容對(duì)沉浸體驗(yàn)的回歸分析通過(guò)上文研究，本研究提出主播特征作為一種激勵(lì)，對(duì)消費(fèi)者沉浸體驗(yàn)的產(chǎn)生具有正向作用。本文以沉浸體驗(yàn)作為因變量，先將性別、年齡、月收入水平放入控制變量，得到線性回歸模型1，在此基礎(chǔ)上加入主播特征的三個(gè)維度（魅力、知識(shí)專業(yè)性、感知娛樂(lè)性）、直播場(chǎng)景特征（臨場(chǎng)感、審美訴求）、直播演出內(nèi)容再做回歸分析，依次形成線性回歸模型2、模型3、模型4、模型5、模型6、模型7。結(jié)果如下表5-7所示，表5-7回歸分析預(yù)測(cè)變量沉浸體驗(yàn)?zāi)Ｐ?模型2模型3模型4模型5模型6模型7控制變量性別0.5580.1580.1780.1310.5580.3350.331年齡0.2140.0770.1760.1040.2140.0230.088月收入水平0.0420.0570.0860.0930.042-0.2130.013自變量魅力0.280*知識(shí)專業(yè)性0.666*感知娛樂(lè)性0.551*臨場(chǎng)感0.584*審美訴求0.251*直播演出內(nèi)容0.283*R方0.0090.6320.7000.7150.7550.7680.714調(diào)整R方-0.0040.6250.6930.7070.7510.7630.709F0.68393.309*104.457*96.551*173.542*148.256*140.747*注：*表示P<0.05。對(duì)于上述分析，VIF值介于1到4之間，處于1-10之間。由表5-7可得到，魅力對(duì)沉浸體驗(yàn)有顯著正向關(guān)系（回歸系數(shù)為0.280，P<0.05），證明假設(shè)H1a得到證實(shí)。知識(shí)專業(yè)性對(duì)沉浸體驗(yàn)有顯著正向關(guān)系（回歸系數(shù)為0.666，P<0.05），證明假設(shè)H1b得到證實(shí)。感知娛樂(lè)性對(duì)沉浸體驗(yàn)有顯著正向關(guān)系（回歸系數(shù)為0.551，P<0.05），證明假設(shè)H1c得到證實(shí)。綜上可知，假設(shè)H1、H1a、H1b、H1c均在一定程度上成立。說(shuō)明魅力、知識(shí)專業(yè)性、感知娛樂(lè)性越高，越能促進(jìn)消費(fèi)者的沉浸體驗(yàn)。臨場(chǎng)感對(duì)沉浸體驗(yàn)有正相關(guān)關(guān)系（回歸系數(shù)為0.584，P<0.05），驗(yàn)證假設(shè)H2a成功。審美訴求對(duì)沉浸體驗(yàn)具有正相關(guān)關(guān)系（回歸系數(shù)為0.251，P<0.05），假設(shè)H2b得到支持。綜上可知，假設(shè)H2、H2a、H2b均在一定程度上成立。說(shuō)明臨場(chǎng)感、審美訴求越高，越能促進(jìn)消費(fèi)者的沉浸體驗(yàn)。直播演出內(nèi)容對(duì)沉浸體驗(yàn)具有正相關(guān)關(guān)系（回歸系數(shù)為0.283，P<0.05），假設(shè)H3得到支持。綜上可知，假設(shè)H3在一定程度上成立。說(shuō)明直播演出內(nèi)容越好，越能促進(jìn)消費(fèi)者的沉浸體驗(yàn)。2）沉浸體驗(yàn)對(duì)購(gòu)買意愿的回歸分析以購(gòu)買意愿作為因變量，模型1加入控制變量做回歸分析，在此基礎(chǔ)上，將沉浸體驗(yàn)加入到自變量中，形成模型2?；貧w結(jié)果如下表5-10所示。5-10沉浸體驗(yàn)與購(gòu)買意愿的回歸分析預(yù)測(cè)變量購(gòu)買意愿模型1模型2控制變量性別0.097-0.227年齡-0.112-0.236月收入水平0.1120.088自變量沉浸體驗(yàn)0.581*R方0.040.601調(diào)整R方-0.090.594F0.29584.691*注：*表示P<0.05。對(duì)于上述分析，VIF的值介于1到2之間，均在1-10的合理區(qū)間。由表5-10可知，沉浸體驗(yàn)對(duì)購(gòu)買意愿有正相關(guān)關(guān)系（回歸系數(shù)為0.581，P<0.05），證明假設(shè)H4得到支持。綜上可知，假設(shè)H4在一定程度上成立。說(shuō)明沉浸體驗(yàn)越高，越能促進(jìn)消費(fèi)者的購(gòu)買意愿。5.3.3沉浸體驗(yàn)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)本文使用Baron和Kenny的檢驗(yàn)方法利用SPSS20.0檢驗(yàn)沉浸體驗(yàn)在主播特征、直播場(chǎng)景特征、以及直播演出內(nèi)容和購(gòu)買意愿的中介效應(yīng)。主播特征、沉浸體驗(yàn)和直播場(chǎng)景特征以購(gòu)買意愿為因變量，以性別、年齡、月收入水平作為控制變量，主播特征的三個(gè)維度作為自變量，沉浸體驗(yàn)作為中介變量。其中，模型1是控制變量對(duì)購(gòu)買意愿做的回歸分析；在模型1的基礎(chǔ)上，模型2、模型3、模型4是在模型1的基礎(chǔ)上加入了魅力、知識(shí)專業(yè)性和感知娛樂(lè)性做回歸分析形成的；模型5、模型6、模型7是在前面的基礎(chǔ)上加入沉浸體驗(yàn)做回歸分析得到的，結(jié)果如下表5-11所示，表5-11沉浸體驗(yàn)對(duì)主播特征和購(gòu)買意愿的中介效應(yīng)檢驗(yàn)預(yù)測(cè)變量購(gòu)買意愿模型1模型2模型3模型4模型5模型6模型7控制變量性別0.097-0.195-0.170-0.194-0.241-0.212-0.218年齡-0.112-0.141-0.184-0.207-0.187-0.209-0.218月收入水平0.1120.1460.1050.1150.1240.0980.106自變量魅力0.229*0.153*知識(shí)專業(yè)性0.513*0.218*感知娛樂(lè)性0.456*0.196*R方0.0040.6650.7060.7260.7090.7310.738調(diào)整R方-0.0090.6590.7000.7190.7030.7240.730F0.68398.496*111.738*107.746*89.460*109.278*100.883*注：*表示P<0.05由上表可知，沒(méi)有加入沉浸體驗(yàn)的時(shí)候魅力、知識(shí)專業(yè)性、感知娛樂(lè)性對(duì)購(gòu)買意愿都存在正向關(guān)系，回歸系數(shù)分別為0.229（P<0.05）、0.513（P<0.05）、0.456（P<0.05），加了沉浸體驗(yàn)之后得到的魅力、知識(shí)專業(yè)性、感知娛樂(lè)性對(duì)購(gòu)買意愿的回歸系數(shù)分別是0.153（P<0.05）、0.218（P<0.05）、0.196（P<0.05），綜上分析，假設(shè)H5成立。表明沉浸體驗(yàn)在主播特征和購(gòu)買意愿中起部分中介作用。直播場(chǎng)景特征、沉浸體驗(yàn)和購(gòu)買意愿以購(gòu)買意愿作為因變量，然后將性別、年齡、月收入水平作為控制變量，直播場(chǎng)景特征作為自變量，將沉浸體驗(yàn)作為中介變量。其中，模型1為控制變量對(duì)購(gòu)買意愿的回歸分析；模型2、3是在模型1的基礎(chǔ)上加入臨場(chǎng)感和審美訴求然后對(duì)購(gòu)買意愿做回歸分析；在前面的基礎(chǔ)上繼續(xù)加入沉浸體驗(yàn)對(duì)購(gòu)買意愿進(jìn)行回歸分析得到模型4、5，結(jié)果如下表5-15所示，5-12沉浸體驗(yàn)對(duì)直播場(chǎng)景特征和購(gòu)買意愿的中介效應(yīng)檢驗(yàn)預(yù)測(cè)變量購(gòu)買意愿模型1模型2模型3模型4模型5控制變量性別0.097-0.055-0.066-0.1330.245年齡-0.112-0.242-0.237-0.242-0.146月收入水平0.112-0.0610.2500.0570.023自變量臨場(chǎng)感0.250*0.152*審美訴求0.366*0.203*R方0.040.6260.6750.6200.598調(diào)整R方-0.090.6190.6670.5990.572F0.29592.858*94.197*90.752*91.338*注：*表示P<0.05由上表可知，沒(méi)加入沉浸體驗(yàn)之前臨場(chǎng)感、審美訴求對(duì)購(gòu)買意愿均存在顯著正向關(guān)系，回歸系數(shù)分別為0.250（P<0.05）、0.366（P<0.05），加入沉浸體驗(yàn)之后得到臨場(chǎng)感、審美訴求對(duì)購(gòu)買意愿的回歸系數(shù)為0.152（P<0.05）、0.203（P<0.05），綜上分析，假設(shè)H6成立。表明沉浸體驗(yàn)在臨場(chǎng)感、審美訴求和購(gòu)買意愿中起部分中介作用。直播演出內(nèi)容、沉浸體驗(yàn)和購(gòu)買意愿購(gòu)買意愿作為因變量，以性別、年齡、月收入水平作為控制變量，直播演出內(nèi)容作為自變量，沉浸體驗(yàn)作為中介變量。其中，模型1為控制變量對(duì)購(gòu)買意愿的回歸分析；模型2是在模型1的基礎(chǔ)上加入直播演出內(nèi)容然后繼續(xù)對(duì)購(gòu)買意愿做的回歸分析；模型3在前面的基礎(chǔ)上加入沉浸體驗(yàn)然后對(duì)購(gòu)買意愿做回歸分析得到的，結(jié)果如下表5-13所示，表5-13沉浸理論對(duì)直播演出內(nèi)容和購(gòu)買意愿的中介效應(yīng)分析預(yù)測(cè)變量購(gòu)買意愿模型1模型2模型3控制變量性別0.091-0.071-0.130年齡-0.112-0.205-0.221月收入水平0.1120.0910.089自變量直播演出內(nèi)容0.210*0.159*R方0.040.7000.716調(diào)整R方-0.090.6940.710F0.295131.128*113.079*注：*表示P<0.05由上表可知，沒(méi)加入沉浸體驗(yàn)前直播演出內(nèi)容對(duì)購(gòu)買意愿有正向關(guān)系，回歸系數(shù)為0.210（P<0.05），加入沉浸體驗(yàn)之后得到直播演出內(nèi)容對(duì)購(gòu)買意愿的回歸系數(shù)為0.159（P<0.05），綜上分析，H7成立。表明沉浸體驗(yàn)在直播演出內(nèi)容和購(gòu)買意愿中起部分中介作用。5.3.4自我建構(gòu)的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)1）獨(dú)立型自我建構(gòu)對(duì)沉浸體驗(yàn)和購(gòu)買意愿的調(diào)節(jié)作用分析以購(gòu)買意愿為因變量，引入獨(dú)立型自我建構(gòu)為調(diào)節(jié)變量進(jìn)行回歸分析得到模型1，在此基礎(chǔ)上加入沉浸體驗(yàn)*獨(dú)立型自我建構(gòu)進(jìn)行回歸分析，得到模型2，結(jié)果如下表5-14，表5-14獨(dú)立型自我建構(gòu)對(duì)沉浸體驗(yàn)和購(gòu)買意愿調(diào)節(jié)效應(yīng)分析購(gòu)買意愿模型1模型2自變量沉浸體驗(yàn)0.3300.595相依型自我建構(gòu)0.5690.526沉浸體驗(yàn)*相依型自我建構(gòu)-0.115R20.6770.738調(diào)整R方0.6720.735F237.565212.586Sig.F更改0.0000.000沉浸體驗(yàn)與獨(dú)立型自我建構(gòu)得聯(lián)合作用對(duì)與消費(fèi)者購(gòu)買意愿的回歸系數(shù)（β=-0.341，B=-0.115，S.E.=0.016，P=0）在α=0.001的水平上具有顯著性，因此沉浸體驗(yàn)和獨(dú)立性自我建構(gòu)的聯(lián)合作用對(duì)于消費(fèi)者購(gòu)買意愿具有顯著的負(fù)相作用，即，獨(dú)立性自我建構(gòu)削弱沉浸體驗(yàn)對(duì)購(gòu)買意愿的作用，H8成立。2）相依型自我建構(gòu)對(duì)沉浸體驗(yàn)和購(gòu)買意愿的調(diào)節(jié)作用分析以購(gòu)買意愿為因變量，引入相依型自我建構(gòu)為調(diào)節(jié)變量進(jìn)行回歸分析得到模型1，在此基礎(chǔ)上加入沉浸體驗(yàn)*相依型自我建構(gòu)進(jìn)行回歸分析，得到模型2，結(jié)果如下表5-15，表5-15相依型自我建構(gòu)對(duì)沉浸體驗(yàn)和購(gòu)買意愿調(diào)節(jié)效應(yīng)分析購(gòu)買意愿模型1模型2自變量沉浸體驗(yàn)0.2730.504相依型自我建構(gòu)0.6320.604沉浸體驗(yàn)*相依型自我建構(gòu)0.100R20.6950.745調(diào)整R方0.6920.742F258.417220.613Sig.F更改0.0000.000沉浸體驗(yàn)與相依型自我建構(gòu)得聯(lián)合作用對(duì)與消費(fèi)者購(gòu)買意愿的回歸系數(shù)（β=0.307，B=0.100，S.E.=0.015，P=0）在α=0.001的水平上具有顯著性，因此沉浸體驗(yàn)和相依型自我建構(gòu)的聯(lián)合作用對(duì)于消費(fèi)者購(gòu)買意愿具有顯著的正相作用，即相依型自我建構(gòu)增強(qiáng)沉浸體驗(yàn)對(duì)購(gòu)買意愿的作用，H9成立。

6結(jié)論與建議6.1結(jié)論根據(jù)上述研究結(jié)果，現(xiàn)將研究假設(shè)結(jié)果進(jìn)行匯總，如下表6-1所示。表6-1研究假設(shè)驗(yàn)證結(jié)果研究假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果H1主播特征正向影響沉浸體驗(yàn)支持H1a主播的魅力正向影響沉浸體驗(yàn)支持H1b主播的知識(shí)專業(yè)性正向影響沉浸體驗(yàn)支持H1c主播的感知娛樂(lè)性正向影響沉浸體驗(yàn)支持H2直播場(chǎng)景特征正向影響沉浸體驗(yàn)支持H2a臨場(chǎng)感正向影響沉浸體驗(yàn)支持H2b審美訴求正向影響沉浸體驗(yàn)支持H3直播演出內(nèi)容正向影響沉浸體驗(yàn)支持H4沉浸體驗(yàn)正向影響購(gòu)買意愿支持H5沉浸體驗(yàn)在主播特征和購(gòu)買意愿之間具有中介效應(yīng)支持H6沉浸體驗(yàn)在直播場(chǎng)景特征和購(gòu)買意愿之間具有中介效應(yīng)支持H7沉浸體驗(yàn)在直播演出內(nèi)容和購(gòu)買意愿之間具有中介效應(yīng)支持H8獨(dú)立型自我建構(gòu)削弱沉浸體驗(yàn)和購(gòu)買意愿的作用支持H9相依型自我建構(gòu)增強(qiáng)沉浸體驗(yàn)和購(gòu)買意愿的作用支持1）主播特征、直播場(chǎng)景特征、直播演出內(nèi)容與購(gòu)買意愿的關(guān)系由上述數(shù)據(jù)可以得到，主播特征的三個(gè)維度、直播場(chǎng)景特征的兩個(gè)維度以及直播演出內(nèi)容對(duì)購(gòu)買意愿有促進(jìn)作用，并且在主播特征中，知識(shí)專業(yè)性對(duì)購(gòu)買意愿的促進(jìn)作用更加明顯；直播場(chǎng)景兩個(gè)維度中審美訴求對(duì)購(gòu)買意愿的促進(jìn)作用更加明顯。2）沉浸體驗(yàn)的中介效應(yīng)研究沉浸體驗(yàn)時(shí)，可以得出消費(fèi)者在線上購(gòu)物比在線下購(gòu)物更容易產(chǎn)生沉浸體驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)刺激消費(fèi)者產(chǎn)生沉浸體驗(yàn)時(shí)更容易產(chǎn)生購(gòu)買意愿。首先可以從上述數(shù)據(jù)得出，主播特征的三個(gè)維度、直播場(chǎng)景特征的兩個(gè)維度以及直播演出內(nèi)容對(duì)沉浸體驗(yàn)有促進(jìn)作用，并且在主播特征中，知識(shí)專業(yè)性對(duì)沉浸體驗(yàn)的促進(jìn)作用更加明顯感知娛樂(lè)性次之，魅力對(duì)消費(fèi)者的影響最小；直播場(chǎng)景兩個(gè)維度中審美訴求對(duì)沉浸體驗(yàn)的促進(jìn)作用更加明顯。其次得出沉浸體驗(yàn)正向促進(jìn)購(gòu)買意愿，也就是當(dāng)消費(fèi)者產(chǎn)生沉浸體驗(yàn)時(shí)，會(huì)更容易產(chǎn)生購(gòu)買意愿，與前人研究結(jié)論相符合。最后，沉浸體驗(yàn)在主播特征、直播場(chǎng)景特征、直播演出內(nèi)容和購(gòu)買意愿間起到部分中介作用。該結(jié)論揭示了購(gòu)買意愿的影響因素可以通過(guò)沉浸理論間接影響購(gòu)買意愿。自我建構(gòu)的調(diào)節(jié)作用結(jié)果顯示擁有較高的獨(dú)立型自我構(gòu)建時(shí)，會(huì)削弱在網(wǎng)絡(luò)直播中因沉浸體驗(yàn)產(chǎn)生的購(gòu)買意愿，可能是因?yàn)楠?dú)立型自我建構(gòu)者會(huì)