消費者網絡購買意愿的影響因素分析——一個有調節的中介模型

邵繼紅,陳 滿

(湖北工業大學經濟與管理學院,湖北 武漢430068)

在校大學生受教育程度較高,對網絡駕輕就熟,是未來網絡消費的主力軍.擁有網絡購物經歷的大學生和沒有網絡購物經歷的大學生在網絡認知上存在明顯差異,前者對網絡具有更積極的態度[1].因此,研究在校大學生的網絡購物行為,分析哪些因素對其網絡認知和網絡購物影響較大,具有十分重要的意義[2].目前,許多學者對影響網購意愿因素的研究主要集中在TAM模型及其延伸上,而對于感知風險的調節效應研究較少.本文的研究有助于深化對在校大學生網購意愿影響因素的理解.

1 理論基礎與研究假設

1.1 理論基礎

1.1.1 TAM模型技術接受模型(Technology Acceptance Model,TAM)認為,當新技術被介紹給潛在用戶時,有用性和易用性對于確定消費者對技術使用的態度至關重要[3].

技術接受模型主要包括兩個影響行為意愿的關鍵變量:感知有用性、感知易用性.感知易用性是指用戶認為使用特定系統不會費力的程度;感知有用性是指用戶認為使用特定系統可以提高其工作績效的程度[4.國內外學者基于技術接受模型均研究發現感知易用性正向影響大學生網絡購物意向[5G6].基于此,本文采用其中一個關鍵變量感知易用性來研究大學生網購影響因素.技術接受模型如圖1所示.

圖1 技術接受模型

1.1.2 感知風險理論風險感知理論認為,風險感知是消費者對與客觀存在風險的主觀方面感受,主要是對消費者購買決策結果的不確定和對購買決策結果不滿意的不確定[7].之后,許多學者在其定義之上做出了修改和補充.Cox將風險感知定義為消費者在購買之前對自身決策不確定,在購買之后產品對消費者造成的負面作用[8].隨著互聯網的發展,學者們開始研究風險感知對網購行為的影響,并從多個視角定義網絡購物風險感知[9].李娜等認為,感知風險是指消費者通過網購將遭受的風險程度[10].Susanto進一步拓展了感知風險的內涵,將感知風險定義為消費者對不確定性以及參與活動的不利后果的感知[11].總之,顧客感知風險是消費者在進行購買決策時主觀上對損失的一種預期,因為消費者無法預見因購買決策而導致的結果,該結果的不確定性是消費者產生感知風險的主要來源.

至于感知風險的維度,井淼等提出的八個維度的網絡購物感知風險,包括時間風險、身體風險、功能風險、隱私風險、心理風險、經濟風險、社會風險和服務風險,其中隱私風險和服務風險是網絡購物所特有的[12].王震勤等提煉出網絡購物感知風險最核心的四個維度,即時間風險、功能風險、心理風險、財務風險,認為這四個維度比其他維度的解釋力更強[13].梁健愛認為網絡購物的感知風險主要來自于網站、顧客和零售商三個方面,可以劃分為產品風險、隱私風險、經濟風險、配送風險、服務風險和心理風險[14].總體來看,不同行業對風險感知的測量均有不同的看法,有些學者在此基礎上還加入了時間風險、個人風險、功能風險和隱私風險等維度展開風險感知變量的研究[15].董大海等在消費者網上購物感知風險構面研究中,將網絡零售商核心服務風險、網絡購物伴隨風險、個人隱私風險和假貨風險作為感知風險的四個構面[16].李盈瑩則將感知風險分為四個維度:安全風險、財務風險、隱私風險、時間風險[17].

1.2 研究假設

1.2.1 網購經驗對網購意向的影響網購經驗是網購過程中經歷的一種認知狀態[1],是影響網購意愿的重要因素[18].過去的網購經歷可能會對網購意圖產生直接影響[19].與那些沒有網購經驗的人相比,有經驗的消費者具有更高的購買意愿[8].此觀點在后續研究中進一步得到認可[20].另外,maniya以購買品牌服裝的印度尼西亞女性為研究對象,認為網購經驗對網購行為產生了顯著的正向影響[21].但是,如果消費者對這些過去的購買經歷做出負面評價,那么他們就不愿意在將來進行網購.這說明了通過向現有的網購消費者提供滿意的在線購物體驗來使其成為回頭客的重要性[22].因此,本文提出

假設H1:網購經驗對網購意愿有顯著的正向的影響.

1.2.2 感知易用性的中介作用關于網購經驗對感知易用性的影響機制.HernandezGOrtega等人將網購群體分為三個類別:潛在購物者、購物新手和有經驗的購物者,而這三種不同類型的購買者在感知易用性方面存在顯著差異,即所選樣本中有經驗的購物者,其感知易用性的平均值都高于其他兩組(潛在購物者和購物新手),說明網購經驗能顯著提升消費者的感知易用性.消費者在購買產品后會對產品進行評價,形成一種寶貴的購買經驗.反過來,這種經驗可能會影響將來進行回購的意圖和決定[23],因為過去的購買體驗將持續一段很長的時間,并形成一種思維定勢,將會影響將來的網購意愿[24].另外,對于網購經驗對網購意愿有著顯著的正向影響這一觀點,被多數國內外學者所認可[25G27].

關于感知易用性對網購意愿的影響機制.周麗等TAM以南京地區大學生為研究對象,發現感知易用性正向影響大學生網絡購物意向[5].李盈瑩通過實證研究得出大學生移動網絡購物的感知易用性會正向影響其網購的采納意愿[17].針對網站設計,田振世認為感知易用性對消費者網站使用意圖正向成立[28],這一結果與其他學者是一致的[29].另外,有些研究對感知易用性與網購意愿的關系進行了實證分析,同樣發現感知易用性對網購意愿存在顯著的正向影響[30G31].因此,本文提出

假設H2:感知易用性在網購經驗與網購意愿間起中介作用.

1.2.3 感知風險的調節作用關于感知風險對感知易用性的影響機制.肖風楨以大學生為目標群體,實證得出感知風險負向影響網購意愿[2].另外國內學者李娜等基于Meta與SEM分析,對多元視角下消費者網購意愿影響因素進行了整合研究,發現感知風險對感知易用性存在著顯著的負向影響[10].

關于感知風險對網購意愿的影響機制.大多數研究認為感知風險對網購意愿有顯著的負向影響,且感知風險是直接影響消費者購買意愿的最重要因素[32].Taylor認為感知風險會影響消費者的購買決策,從而影響消費者的購買意愿[33],這一結論也與其他學者的理解是一致的[34G38].另外,張漢鵬等通過對網購環境下消費者購買意愿模型的分析,認為在電子商務環境下,消費者的購買意愿受感知風險的影響[39].而與其他學者研究的視角不同,張應語等實證發現感知風險與生鮮農產品消費者購買意愿負相關[40];任俊玲等從不同的維度出發,認為感知風險中的財務風險、功能風險和隱私風險均顯著的負向影響購買意愿[41];蔣麗婷在當前供給側結構性改革以及“互聯網+”的大背景下,多角度分析了電子商務活動過程中影響消費者購買意向的關鍵因素,并認為感知風險會抑制網購意向[31].本文認為,在低感知風險的情境下,感知易用性更強,進而網購意愿也越強;反之,在高感知風險的情境下,感知易用性更弱,進而網購意愿也越弱.因此,本文提出

假設H3:感知風險負向調節感知易用性與網購意愿之間的關系,即在低感知風險情境下,感知易用性對網購意愿的正向作用更強;在高感知風險情境下,感知易用性對網購意愿的正向作用更弱.

1.2.4 有調節的中介作用根據上述假設進一步推論,感知易用性的中介作用受到感知風險的調節,是一個被調節的中介效應.具體來說,感知易用性中介網購經驗影響其網購意愿的關系,并且該中介作用的大小取決于感知風險的高低.在低感知風險的情境下,網購經驗對網購意愿的影響增強,此時,網購經驗對網購意愿的影響效應更多通過感知易用性傳遞;在高感知風險的情境下,網購經驗對網購意愿的影響減弱,此時,網購經驗對網購意愿的影響效應較少通過感知易用性傳遞.因此,本文提出

假設H4:感知風險負向調節感知易用性在網購經驗與網購意愿關系中的中介作用,即在低感知風險情境下,網購經驗通過感知易用性影響網購意愿的作用更強;在高感知風險情境下,網購經驗通過感知易用性影響網購意愿的作用更弱.

基于以上分析,本研究的理論模型如圖2所示.

圖2 理論模型

2 研究設計

2.1 研究方法

本文研究數據通過問卷調查獲得,調研對象為在校大學生.問卷發放時間為2020年4-5月份,共發放問卷434份,回收有效問卷417份,有效回收率為96.08%.有效問卷中,被調研的大學生中男性占比47.2%,女性占比52.8%;年齡方面,19-22歲的在校大學生居多,占比65.5%.而其他年齡段:18歲及以下、23-26歲、27歲以上則相對較少,分別占比2.2%、31.2%以及1.2%;年級方面,大四居多,占比57.1%,大一、大二、大三、研究生分別占比5.3%、12.7%、16.8%以 及8.2%.

2.2 變量測量

本研究問卷均來自于國內外已有成熟量表,除控制變量外,所有題項均采用Likert5點量表測量(1表示非常不同意,5表示非常同意).

網購經驗.借鑒Aziz等[5]的實證研究,設計3個題項進行測量,如“網購是有趣的”.

感知易用性.借鑒白一含[42]和郭珊[43]的研究,設計4個題項進行測量,如“在購物網站訂購的程序很容易”.

感知風險.采用李盈瑩[17]的編制的4題項量表進行測量,如“我認為在網上購物支付會對我的支付賬戶帶來危險”.

網購意愿.借鑒白一含[42]和Aziz等[6]的研究,設計3個題項進行測量,如“我會進行網購”.

控制變量.除了網購經驗、感知易用性和感知風險,還有一些其他因素會對網購意愿產生影響.比如,原朝芳等人認為性別會影響大學生網購行為[44];周建認為性別和年級會影響網購行為[45];仇艷文等人認為性別會影響大學生網購意愿,而且不同年齡階段的消費者對產品的認知、購買心理及行為會產生購買意愿的差異[46].本研究將性別、年齡、年級作為控制變量.其中,性別為虛擬變量(男性=1,女性=0),年齡為實際年數,年級分為大一、大二、大三、大四以及研究生以上等5個階段.

3 實證分析

3.1 同源性方差分析

盡管本研究在問卷設計以及收集數據階段對題項表達的準確性、匿名性等做了一定工作,但仍可能存在同源性方差問題.為了避免同源性方差,采用Harman單因素檢驗法,檢測同源性偏差程度.對調查問卷中所有題項作因子分析,在未旋轉時所得到的第一個主成分,不超過總方差解釋變異的50%,則表示同源性方差不嚴重.通過SPSS22.0軟件進行主成分因子分析,在未旋轉時得到的第一個主成分的方差解釋變異為28.301%,遠小于50%,說明同源性方差問題不嚴重.

3.2 信度和效度檢驗

運用SPSS22.0統計分析工具,采用克朗巴哈系數(Cronbacha’sα)對信度進行檢測.一般認為,當Cronbacha’sα<0.65說明不可信,當CronG bacha’sα>0.65說明可以接受,當Cronbacha’sα>0.70說明信度較好.如表1所示,各變量信度均大于0.70,信度較好.

效度分析中,各變量的KMO測度值均大于0.6,Bartlett球形度檢驗所對應的概率值(Sig.值)都為0.000(小于顯著性水平0.05),說明各變量適合做因子分析(表1).此外,結果中各因子的方差累計解釋率為65.321%,這說明量表對理論的解釋能力很強.同時,由因子分析所提取來的因子與理論大體相同,這說明量表具有很好的效度.

表1 關鍵變量的信度和效度分析

表2為驗證性因子分析的結果.四因子模型擬合度明顯優于其他3個比較模型.(χ2=175.057,df=71;χ2/df=2.466<3,本研究其他適配度指標:GFI=0.944,AGFI=0.918,CFI=0.948,IFI=0.948,均 大 于0.9,RMSEA=0.059<0.08,SRMR=0.0477<0.05).

表2 適配度指標結果

3.3 描述性統計和相關分析

利用SPSS22.0軟件對各變量進行均值、標準差以及相關分析,結果見表2.從表2中看出,網購經驗與網購意愿顯著正相關(R=0.43,P<0.01);網購經驗與感知易用性顯著正相關(R=0.49,P<0.01),感知易用性與網購意愿顯著正相關(R=0.41,P<0.01).但這只能說明各變量之間是否存在關系,不能說明其影響方向以及影響作用.在此基礎上,本文采取層次回歸方法對研究假設進行檢驗.

表3 描述性統計與相關分析結果

3.4 假設檢驗

3.4.1 主效應檢驗通過層級回歸方法,結果(表4)發現在控制樣本的性別、年齡、年級后,網購經驗對網購意愿具有顯著的正向影響(模型2,β=0.43,P<0.001),假設H1得到了支持.

表4 感知易用性在網購經驗與網購意愿之間的中介模型的回歸分析

3.4.2 中介效應檢驗通過SPSS軟件中的PROCESS插件進行感知易用性的中介效應檢驗,結果見表4.從模型3中可以看出,網購經驗對感知易用性有顯著正向影響(β=0.49,P<0.001);在回歸模型中同時加入網購經驗與感知易用性后,感知易用性對網購意愿也有顯著的正向影響(模型1,β=0.26,P<0.001),但同時網購經驗對網購意愿的主效應依然顯著,由此可見,感知易用性子在網購經驗與網購意愿之間起到了部分中介作用.與此同時,通過對感知易用性在網購經驗與網購意愿之間的中介效應分析,可知其95%的置信區間不包括0,再次說明了中介效應顯著(表5).

表5 感知易用性在網購經驗與網購意愿之間的中介效應分析

3.4.3 調節效應檢驗通過層級回歸的方法,將感知風險、感知易用性和兩者的交互項(感知風險×感知易用性)放入回歸方程來檢驗感知風險的調節作用.結果(表6)顯示,感知風險與感知易用性的交互項對網購意愿具有顯著的負向影響(模型6,β=-0.13,P<0.01).因此,H3得到驗證.

3.4.4 有調節的中介效應檢驗運用SPSS22.0軟件中的PROCESS插件,采用Bootstrap法進一步檢驗有調節的中介作用,結果如表7所示.對高感知風險而言,網購經驗通過感知易用性對網購意愿的影響不顯著(β=0.0723,在95%的置信水平下,置信區間[-0.0093,0.1667],包括0);對低感知風險而言,網購經驗通過感知易用性對網購意愿的影響顯著(β=0.2014,在95%的置信水平下,置信區間[0.1053,0.2978],不包括0).因此,H4得到驗證.

表7 有調節的中介效應檢驗結果

4 結論

1)網購經驗對網購意愿存在顯著的正向影響;

2)感知易用性在網購經驗影響網購意愿的過程中發揮部分中介作用;

3)感知風險負向調節了感知易用性對網購意愿的影響,進而影響了網購意愿的整個中介機制.