《“直播＋電商”用戶購買意愿的實證探究-基于情感態(tài)度的中介作用》11000字（論文）

“直播＋電商”用戶購買意愿的實證研究—基于情感態(tài)度的中介作用摘要“直播＋電商”作為一種營銷新模式，滿足了直播用戶的多樣化需求，在網(wǎng)絡(luò)中迅速崛起。本文基于詳盡可能性模型，從中心路徑和邊緣路徑兩條路徑出發(fā)，通過情感態(tài)度的中介作用，探討了影響用戶購買意愿的相關(guān)因素。為驗證研究假設(shè)，收集到272份有效問卷，并運用SPSS26.0統(tǒng)計分析軟件進行實證分析。研究表明：①中心路徑（產(chǎn)品質(zhì)量）和邊緣路徑(主播吸引力、主播專業(yè)性、主播互動活躍性和直播平臺可信度)對直播用戶的情感態(tài)度均具有顯著影響；②中心路徑（產(chǎn)品質(zhì)量）對用戶的購買意愿有直接影響；③情感態(tài)度對購買意愿有正向影響。關(guān)鍵詞：直播＋電商；詳盡可能性模型；情感態(tài)度；購買意愿目錄TOC\o"1-1"\h\z\t"標題2,2,參考文獻,1,附錄,1,致謝,1,b,1"中英文摘要 （[23]在電商直播中，當用戶認為直播內(nèi)容完整、詳細，或者主播專業(yè)度高，互動性強，平臺可信度高時，他們通常會對直播內(nèi)容及主播推薦的產(chǎn)品產(chǎn)生認可等積極的情感態(tài)度，進一步激發(fā)用戶的購買欲。由此提出如下假設(shè)：H6：用戶的情感態(tài)度正向影響用戶的購買意愿。(二)研究模型的建構(gòu)圖2研究模型基于前文的理論基礎(chǔ)和研究假設(shè)，本文在詳盡可能性模型的基礎(chǔ)上，引入意見領(lǐng)袖理論、使用和滿足理論等變量，對模型進行了適當?shù)臄U展，構(gòu)建出了消費社會語境下“直播＋電商”用戶購買意愿研究的概念模型如圖2所示。模型中，中心路徑和邊緣路徑通過情感態(tài)度的中介作用，影響用戶的購買意愿。四、研究設(shè)計與數(shù)據(jù)收集根據(jù)研究模型和研究假設(shè)，制作、發(fā)放并回收問卷。(一)問卷設(shè)計本研究結(jié)合相關(guān)理論文獻和研究成果，設(shè)計出問卷雛形，再結(jié)合老師的建議及研究背景綜合確定最終的調(diào)查問卷。調(diào)查問卷由兩部分組成，詳情請見附件，第一部分是用戶基本情況，第二部分是問卷的主要部分，該部分是針對模型中的變量設(shè)計的問項，包括27個問題，采用五級李克特量表，1-5級分別對應非常不同意、不同意、一般、同意、非常同意5種情況，同時每一級別也賦予了相對應的1-5分分值，被調(diào)查者根據(jù)所描述的問題，選擇適合自己情況的答案。(二)問卷設(shè)計的發(fā)放和回收本研究通過問卷星平臺在線制作并發(fā)放問卷，從2021年10月19日開始，至2021年10月27日結(jié)束，歷時9天。嘗試使用微信、騰訊QQ、抖音直播粉絲群等平臺發(fā)送問卷二維碼，邀請更多的電商直播用戶進行在線填寫，為了提高問卷質(zhì)量，本問卷第一個設(shè)置的問題是“您是否觀看過抖音電商直播”，只有選擇“是”的受眾可以繼續(xù)填寫，從而篩選出電商直播的使用用戶，避免非電商直播用戶數(shù)據(jù)對調(diào)查結(jié)果干擾；不僅如此，還設(shè)置了一部手機或電腦只能填寫一份問卷。最終共收到到問卷286份，其中看過抖音電商直播的有效問卷272份。五、數(shù)據(jù)整理與實證分析利用SPSS26.0對數(shù)據(jù)樣本進行一系列分析，驗證研究假設(shè)是否成立。描述性統(tǒng)計分析表1樣本基本信息描述分析指標選項樣本數(shù)比例%性別男6925.4女20374.6年齡18歲及以下4215.419~25歲14954.826~35歲5319.536~45歲228.145歲以上62.2受教育程度高中及以下238.5?？?018.4本科14452.9碩士及以上5520.2觀看抖音直播電商的時間1個月內(nèi)51.81個月-3個月4416.23個月-6個月8631.66個月-12個月7226.51年以上6523.9從表1可以看出，在性別上，女性占比為74.6%，女性占大多數(shù)；在年齡方面，19-35歲占比大，達79.1%；在受教育程度方面，本科及以上占比高達73.1%；在觀看抖音直播電商的時間方面，觀看3個月以上時間的人占82%。(二)信度分析信度分析主要是用來衡量問卷各變量量表的內(nèi)部一致性。一般來說，α系數(shù)值高于0.8，則說明信度高；α系數(shù)介于0.7~0.8之間；則說明信度較好；α系數(shù)介于0.6~0.7；則說明信度可接受;α系數(shù)小于0.6；說明信度不佳。表2因子總體信度檢驗表變量測量項目Cronbachα系數(shù)產(chǎn)品質(zhì)量40.884主播吸引力40.728主播專業(yè)性30.735主播互動活躍性40.855直播平臺可信度40.883情感態(tài)度40.852購買意愿40.873總體信度270.932本次數(shù)據(jù)共涉及七個維度，分別是產(chǎn)品質(zhì)量、主播吸引力、主播專業(yè)性、主播互動活躍性、直播平臺可信度、情感態(tài)度、購買意愿這七個維度。從上表可以看出：這七個維度的α系數(shù)值均高于0.7，最小為0.728，這表明數(shù)據(jù)的可靠性質(zhì)量水平較好，研究數(shù)據(jù)真實。(三)效度分析效度是指問卷的有效性和正確性，即問卷可以測量要測量的維度或特征的程度。問卷調(diào)查的目的是獲得高效度的測量和結(jié)論，問卷的效度越高，問卷結(jié)果表達的行為的真實性越髙，問卷越能達到其目的。表3KMO和巴特利特球形檢驗KMO0.896巴特利特球形度檢驗4364.0574364.0573513510.0000.000由分析結(jié)果可得，KMO為0.896，大于0.7，bartlett球形檢驗值顯著性水平小于0.001，適合做因子剖析。表4總方差解釋成分初始特征值提取載荷平方和旋轉(zhuǎn)載荷平方和總計方差百分比累積%總計方差百分比累積%總計方差百分比累積%19.92736.76636.7669.92736.76636.7664.37416.19916.19923.06711.35848.1243.06711.35848.1243.55513.16529.36431.5905.88854.0121.5905.88854.0123.38812.54741.91041.2294.55358.5651.2294.55358.5652.79010.33352.24351.0443.86862.4341.0443.86862.4341.7376.43258.67661.0163.76266.1961.0163.76266.1961.6806.22164.89770.8963.31869.5140.8963.31869.5141.2464.61769.51480.8253.05472.56890.7922.93375.501100.6712.48577.986110.6332.34680.331120.5912.18982.520130.5512.04084.561140.5402.00286.562150.4501.66888.230160.4421.63889.869170.4001.48191.349180.3721.37892.727190.3441.27494.001200.3161.17195.172210.2690.99696.168220.2280.84597.013230.1940.71797.730240.1890.69998.429250.1640.60899.036260.1310.48699.523270.1290.477100.000釆用主成分分析法和方差最大正交旋轉(zhuǎn)法，提取特征值大于1的因子。因子分析后的主成分貢獻率如表4所示，27個問項通過降維處理，最終被歸納為7個主成分，這7個主成分的貢獻率高達69.514%，具有比較強的解釋力度。表5旋轉(zhuǎn)因子載荷結(jié)果成分1234567PQ10.657PQ20.543PQ30.625PQ40.678AA10.546AA20.480AA30.623AA40.443AP10.456AP20.612AP30.525AI10.724AI20.635AI30.623AI40.710PC10.530PC20.523PC30.513PC40.581EA10.430EA20.573EA30.628EA40.591PI10.412PI20.427PI30.618PI40.425從表5可以看出因素分析結(jié)果總共提出7個公因子，載荷因子均大于0.4，且交叉載荷均小于0.4，因子１代表產(chǎn)品質(zhì)量，因子2代表主播吸引力，因子3代表直播平臺可信度，因子4代表直播專業(yè)性，因子5代表主播互動活躍性，因子6代表情感態(tài)度，因子7代表購買意愿，表明量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度。(四)相關(guān)性分析表6相關(guān)性分析PQAAAPAIPCEAPIPQ皮爾遜相關(guān)性1AA皮爾遜相關(guān)性0.309**1AP皮爾遜相關(guān)性0.340**0.341**1AI皮爾遜相關(guān)性0.333**0.252**0.496**1PC皮爾遜相關(guān)性0.454**0.336**0.363**0.412**1EA皮爾遜相關(guān)性0.445**0.412**0.271**0.625**0.493**1PI皮爾遜相關(guān)性0.615**0.453**0.491**0.519**0.569**0.507**1**.在0.01級別（雙尾），相關(guān)性顯著。由表6可以看出，產(chǎn)品質(zhì)量、主播吸引力、主播專業(yè)性、主播互動活躍性、直播平臺可信度、情感態(tài)度、對購買意愿的相關(guān)系數(shù)分別為0.615、0.453、0.491、0.519、0.569、0.507，在0.01水平上，表明對購買意愿有顯著影響，該變量與購買意愿正相關(guān)。(五)回歸分析1．邊緣路徑、中心路徑對情感態(tài)度的回歸分析表7邊緣路徑、中心路徑對購買意愿的回歸分析解釋變量購買意愿βT值Sig.產(chǎn)品質(zhì)量0.3156.3170.000主播吸引力0.2123.8020.000主播專業(yè)性0.2283.9240.000主播互動活躍性0.2945.1070.000直播平臺可信度0.2784.8720.000F45.336***R20.398由表7可知，F(xiàn)統(tǒng)計量為45.336，且Sig.值都小于0.001，滿足F檢驗和T檢驗的要求，回歸效果顯著。產(chǎn)品質(zhì)量、主播吸引力、主播專業(yè)性、主播互動活躍性、直播平臺可信度對購買意愿的回歸系數(shù)分別為0.315(P=0.000)、0.212(P=0.000)、0.228(P=0.000)、0.294(P=0.000)、0.278(P=0.000)說明產(chǎn)品質(zhì)量、主播吸引力、主播專業(yè)性、主播互動活躍性、直播平臺可信度對購買意愿正向影響顯著，假設(shè)H1b得到驗證。2．情感態(tài)度的中介效應分析表8邊緣路徑、中心路徑對情感態(tài)度的回歸分析解釋變量情感態(tài)度βT值Sig.產(chǎn)品質(zhì)量0.2955.8890.000主播吸引力0.2655.5020.000主播專業(yè)性0.2745.6240.000主播互動活躍性0.3456.3800.000直播平臺可信度0.2835.7730.000F58.305***R20.512由表8可知，F(xiàn)統(tǒng)計量為58.305，且Sig.值都小于0.001，滿足F檢驗和T檢驗的要求，回歸效果顯著。產(chǎn)品質(zhì)量、主播吸引力、主播專業(yè)性、主播互動活躍性、直播平臺可信度對情感態(tài)度的回歸系數(shù)分別為0.295(P=0.000)、0.265(P=0.000)、0.274(P=0.000)、0.345(P=0.000)、0.283(P=0.000)，說明產(chǎn)品質(zhì)量、主播吸引力、主播專業(yè)性、主播互動活躍性、直播平臺可信度對情感態(tài)度正向影響顯著，假設(shè)H1a、H2、H3、H4、H5得到驗證。表9情感態(tài)度對購買意愿的回歸分析解釋變量購買意愿βT值Sig.情感態(tài)度0.62312.2190.000F109.305***R20.366由表9可知，F(xiàn)統(tǒng)計量為109.305，且Sig.值都小于0.001，滿足F檢驗和T檢驗的要求，回歸效果顯著。情感態(tài)度對購買意愿的回歸系數(shù)分別為0.623(P=0.000)，說明情感態(tài)度對購買意愿正向影響顯著，假設(shè)H6得到驗證。表10邊緣路徑、中心路徑和情感態(tài)度對購買意愿的回歸分析解釋變量購買意愿βT值Sig.產(chǎn)品質(zhì)量0.2774.3960.000主播吸引力0.1752.3520.015主播專業(yè)性0.2173.8350.009主播互動活躍性0.2254.0570.000直播平臺可信度0.2864.4730.007情感態(tài)度0.3454.6870.000F44.669***R20.483由表10可知，邊緣路徑、中心路徑和情感態(tài)度對購買意愿正向影響顯著。綜合表7-10的分析結(jié)果可知，在對中介變量和因變量進行自變量的回歸分析中，自變量的回歸系數(shù)均有所降低，但仍達到顯著性水平，說明情感態(tài)度在產(chǎn)品質(zhì)量、主播吸引力、主播專業(yè)性、主播互動活躍性、直播平臺可信度對購買意愿中起部分中介作用。通過回歸分析，本文對于研究假設(shè)的驗證結(jié)果如表11。表11假設(shè)驗證結(jié)果假設(shè)路徑假設(shè)條件結(jié)果產(chǎn)品質(zhì)量→情感態(tài)度H1a成立產(chǎn)品質(zhì)量→購買意愿H1b成立主播吸引力→情感態(tài)度H2成立主播專業(yè)性→情感態(tài)度H3成立主播互動活躍性→情感態(tài)度H4成立直播平臺可信度→情感態(tài)度H5成立情感態(tài)度→購買意愿H6成立六、研究結(jié)論與展望基于實證分析結(jié)果，對研究結(jié)論進行總結(jié)歸納，對電商平臺提出建設(shè)性意見，對研究過程的不足之處進行反思。(一)研究結(jié)論本文基于ELM模型中雙路徑的研究，分別從中心路徑（產(chǎn)品質(zhì)量）和邊緣路徑(主播吸引力、主播專業(yè)性、主播互動活躍性和直播平臺可信度)兩方面開展對消費者購買意愿的影響研究。中心路徑（產(chǎn)品質(zhì)量）和邊緣路徑(主播吸引力、主播專業(yè)性、主播互動活躍性和直播平臺可信度)對直播用戶的情感態(tài)度均具有顯著影響。其中，主播互動活躍性對直播用戶的情感態(tài)度影響最大，可能是因為在直播中直播與用戶互動，回答用戶個性化的問題，強化了用戶的滿足感和愉悅感，使其產(chǎn)生積極的情感態(tài)度。中心路徑（產(chǎn)品質(zhì)量）對用戶的購買意愿有直接的影響。從分析結(jié)果看，直播用戶看重準確、及時、完整的產(chǎn)品參數(shù)信息，當用戶比較和評估產(chǎn)品質(zhì)量的各項指標后，才會對自己認為最優(yōu)質(zhì)的產(chǎn)品產(chǎn)生積極的購買意愿。情感態(tài)度對購買意愿具有正向影響。在直播過程中，積極、信任、愛的情感態(tài)度激發(fā)了用戶的購買意愿，進而做出購買行為。(二)研究建議與展望本文對直播店鋪、主播和直播平臺具有一定的參考作用，商家應盡可能提高直播產(chǎn)品的質(zhì)量，并以求同時通過中心路徑和邊緣路徑刺激用戶產(chǎn)生積極的情感態(tài)度，進而產(chǎn)生購買意愿。產(chǎn)品質(zhì)量是直播店鋪生命的靈魂，是用戶購買的初衷，決定著直播店鋪的發(fā)展命運。沒有質(zhì)量，就沒有市場；沒有質(zhì)量，最終只會在激烈的競爭中輸?shù)囊粩⊥康?。因此，在日益競爭激烈的直播電商市場中，直播店鋪要注重質(zhì)量，把握細節(jié)，打造高品質(zhì)產(chǎn)品，才能滿足顧客不斷變化、進階的多樣化期待和需求，提高用戶的滿意度和復購率，同時給直播商家?guī)碲A利。主播是電商直播間的核心角色，發(fā)揮著意見領(lǐng)袖的作用。其個人魅力吸引力、業(yè)務(wù)專業(yè)能力和互動活躍性對于直播間的銷售成果至關(guān)重要。面對良莠不齊的直播現(xiàn)狀，直播應提升自身專業(yè)度，加強直播過程中與用戶的互動，做到及時、準確、熱情，提高用戶直播參與度和粉絲粘性，滿足用戶個性化需求，培養(yǎng)積極的情感態(tài)度，激發(fā)消費者購買欲望。抖音直播電商平臺應營造健康直播環(huán)境，提高平臺可信度，以此來吸引更多商家、主播和用戶的加入。抖音直播電商平臺應嚴格監(jiān)管直播間內(nèi)容，營造專業(yè)化直播環(huán)境，保持抖音發(fā)展的活性?；蛘吆推渌脚_進行跨界合作，以此提高平臺在電商領(lǐng)域的競爭力、影響力，建立用戶的信任感，培養(yǎng)用戶在該平臺的消費習慣。(三)研究不足和反思本研究存在一定的局限性。本文問卷樣本收集對象主要來自于大學生和研究生，對于其他學歷層次樣本不足，數(shù)據(jù)可能存在一點偏差。本文未考慮到商品品種的差異性可能對直播用戶的選擇產(chǎn)生影響，因此未對商品種進行細分。今后可以探討不同商品種類對直播用戶購買意愿的影響。本文研究主要針對抖音直播電商平臺及其直播用戶進行研究，沒有考慮到不同類型的電商直播平臺可能存在差異性。若需要對電商行業(yè)業(yè)態(tài)有較為全面的洞察，需要后期強化對行業(yè)內(nèi)其他平臺進行深入分析。參考文獻周仁玉.消費社會語境下電商直播的傳播路徑探析——以李佳琦為例[J].新聞傳播,2021(09):42-43.田麗.電商直播:“水火交融”,未來可期[J].青年記者,2020(36):19-20.彭昶宇,孫繼敏.多視角下“直播+電商”的網(wǎng)絡(luò)營銷現(xiàn)狀及發(fā)展啟示[J].營銷界,2021(38):60-62.中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心（CNNIC）.第48次中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展現(xiàn)狀統(tǒng)計報告[R].2021年8月27日.沈燕.淘寶直播情境下消費者人格特征對購買行為影響的研究[D].南京：南京審計大學,2019.楊泥娃.“直播+電商”:一場粉絲經(jīng)濟的狂歡[J].新產(chǎn)經(jīng),2017(07):72-73.艾瑞咨詢.2019中國社交電商行業(yè)研究報告[EB/OL]./c400/64206.html,2019-04-28.郭學超,池軼鵬.抖音視頻電商模式及趨勢[J].天津商務(wù)職業(yè)學院學報,2021,9(03):75-80.楊天伊.papi醬：短視頻風口下網(wǎng)紅經(jīng)濟第一彈[J].中外管理，2019（01）：64-65.趙東山.抖音無邊界:6億用戶引發(fā)的一場商業(yè)躍進[J].中國企業(yè)家,2021(05):75-77+74.劉會會.在廝殺中崛起的抖音電商[J].銷售與市場(營銷版),2021(05):24-26.PettyRE,CacioppoJT.TheElaborationLikelihoodModelofPersuasion[J].AdvancesinConsumerResearch,1984,19(4):123-205.郭慶光.傳播學教程[M].北京：中國人民大學出版社，2011.羅曉光,溪璐路.基于社會網(wǎng)絡(luò)分析方法的顧客口碑意見領(lǐng)袖研究［J］.管理評論,2012（1）：75-81.梁芷璇.電商直播的傳播特征、問題及對策研究[D].蘭州：蘭州財經(jīng)大學,2019.OSEI-FRIMPONGK,DONKORG,OWUSUFRIMPONGN.TheImpactofCelebrityEndorsementonConsumerPurchaseIntention:anEmergingMarketPerspective[J].JournalofMarketingTheoryandPractice,2019,27(1):103～121.韓簫亦，許正良．電商主播屬性對消費者在線購買意愿的影響_基于扎根理論方法的研究[J].外國經(jīng)濟與管理，2020，42(10):62-75.YUANCL，KIMJ，KIMSJ.ParasocialRelationshipEffectsonCustomerEquityintheSocialMediaContext[J].JournalofBusinessResearch,2016,69(9):3795～3803.李琪,高夏媛,徐曉瑜,喬志林.電商直播觀眾的信息處理及購買意愿研究[J].賽佛林，坦卡德.傳播理論：起源、方法與應用[M].郭鎮(zhèn)之，徐培喜，譯.北京：中國傳媒大學出版社,2006.蘇恬.互聯(lián)網(wǎng)背景下企業(yè)營銷創(chuàng)新對消費者購買意愿的影響機制探究[J].現(xiàn)代商業(yè)，2020(30):21-22.方建生,葉健麟,湯金婷,沈穎慧.電商視角下短視頻變現(xiàn)模式分析——以抖音為例[J].電子商務(wù)，2020(27)：57-59.CHANGHH,LUYY,LINSC.AnElaborationLikelihoodModelofConsumerRespondActiontoFacebookSecond-handMarketplace:ImpulsivenessasaModerator[J].InformationandManagement,2020,57(2):103171.

附錄第一部分：基本信息1.您是否觀看過抖音直播電商？（單選題）[單選題]*○是○否(請?zhí)恋趩柧砟┪?，提交答?2.您的性別？（單選題）[單選題]*○男○女3.您的年齡?（單選題）[單選題]*○18歲及以下○19~25歲○26~35歲○36~45歲○45歲以上4.您的受教育程度？(單選題）[單選題]*○高中及以下○專科○本科○碩士及以上5.你的職業(yè)？（單選題）[單選題]*○在校學生○企業(yè)員工○事業(yè)單位/公務(wù)人員○個體戶○務(wù)農(nóng)人員○自由職業(yè)者○其他6.您觀看抖音直播電商多久了？（單選題）[單選題]*○1個月內(nèi)○1個月-3個