【直播電商用戶留存的影響因素實證研究8400字（論文）】

直播電商用戶留存的影響因素實證研究目錄TOC\o"1-3"\h\u9061一、引言 210113二、研究本文的理論依據 210418（一）創(chuàng)新擴散傳播理論 24549（二）傳播說服理論 24364三、網絡直播消費意愿影響因素研究 38806（一）研究假設 317590（二）量表及問卷設計 53802（三）描述性統(tǒng)計 616553（四）信度和效度檢驗 108558四、實證分析與假設檢驗 1229279（一）相關性分析 1213066（二）回歸分析 1313103（三）中介效應檢驗 1427584五、研究結論與展望 142893（一）研究結果 1432086（二）實際管理啟示 1528638參考文獻 17一、引言中國互聯(lián)網絡信息中心發(fā)布的《第47次中國互聯(lián)網統(tǒng)計報告》指出，2013-2021年，我國穩(wěn)居全球最大的網絡零售市場地位長達八年2020年，我國網上零售額達到11.76萬億元，相比于2019年實現(xiàn)了10.9%的增長。在此之中，實物商品網上零售額為9.76萬億元，在社會消費品零售總額里占據24.9%的比例.到2021年12月為止，我國網絡購物用戶數(shù)量初步統(tǒng)計為7.82億，相比于2020年實現(xiàn)了7215萬的增長，在整體網民中占比79.1%。在龐大的網絡購物用戶規(guī)?；A上，電商直播得以蓬勃發(fā)展，成為全新的并廣受歡迎的線上購物方式。線上消費習慣的養(yǎng)成使得電商直播高效率滲透網絡購物用戶群體，網絡用戶群體愿意觀看電商直播并在直播間中進行消費，數(shù)據表明電商直播的用戶中66.2%曾購買過直播商品。一方面，電商直播興起于本就存在電商基因的淘寶等平臺，近兩年卻在抖音、快手等以內容為依托的短視頻平臺迸發(fā)新活力，研究短視頻平臺的電商直播為電商直播研究增加了新的維度，另一方面，隨著互聯(lián)網技術的不斷進步，大數(shù)據環(huán)境下消費者的信息獲取渠道、購物方式、支付工具等都發(fā)生了改變，消費者在現(xiàn)今物質尤為豐富的背景之下愈發(fā)注重消費過程中的精神體驗，消費升級背后的精神需求有待進一步研究。對短視頻直播間新環(huán)境下的消費者購買行為因素進行探索可以為消費者購買行為相關研究豐富新的內容。二、研究本文的理論依據（一）創(chuàng)新擴散傳播理論創(chuàng)新擴散理論是傳播學的經典理論之一，由羅杰斯和休梅克在1962年《創(chuàng)新與擴散》一書中提出。這是一個關于通過媒介勸服人們接受新觀念、新事物、新產品的理論。羅杰斯認為創(chuàng)新擴散是新事物在一定的渠道、一定的時間內，向社會系統(tǒng)中的人們傳播創(chuàng)新的過程。在這個社會傳播過程中，新的事物憑借自身的特性和優(yōu)勢逐漸被大眾認識和接受，單個用戶也會接收到越來越多關于新事物的信息，從而開始主動去了解。很多新事物，新風尚的發(fā)展都適用于創(chuàng)新擴散理論的傳播邏輯，電商直播作為最近幾年的“當紅選手“同樣也不例外。因此本文將依據創(chuàng)新擴散框架討論電商直播用戶如何逐步接受直播下單這種新的購物方式。（二）傳播說服理論傳播說服理論是指說服者通過信息傳播過程從而使接收者達到說服或是改變態(tài)度的結果，是霍夫蘭德和詹尼斯于1959年提出的?；舴蛱m德提出的說服模型著重分析了影響態(tài)度改變的四項必要因素，分別為說服者、情境因素、信息內容和被說服者，說服者是實施說服行為的個人或群體，說服者的專業(yè)性、知名度等都會影響態(tài)度改變的效果：情境因素是說服者向被說服者傳遞信息時，兩者所處的背景條件或是特定情境，例如現(xiàn)實中面對面交流或是利用網絡進行溝通；信息內容是指說服者向被說服者傳遞信息，主要包括信息的質量、數(shù)量等能夠體現(xiàn)信息本身的內容；被說服者則是接收信息的個體，而且說服者、情境因素和信息內容都是影響被說服者改變態(tài)度的重要外部因素，同時被說服者的態(tài)度改變也會受到自身個體差異性的影響。三、網絡直播消費意愿影響因素研究（一）研究假設（1）社會臨場感與消費者消費意愿的關系Short等（1976）首先提出了社會臨場感，是一個人被視為“真實的人”的程度，及使用媒體交流時與他人聯(lián)系的感知程度。本文指的是消費者可以通過直播平臺與主播、其他消費者進行互動，營造出“不在面前時卻有面對面”的感覺，在觀看直播時有一種身處真實購物情境的感覺，帶來聲臨其境的沉浸式體驗感。馮俊等（2020）研究表明，因為直播具有良好的可視性、交互性、真實性等特點，所以容易讓人產生較高的臨場感。在觀看直播時獲得的沉浸感會改變消費者的看法和觀點，從而給出積極評價和認知。因此，做出如下假設：H1:社會臨場感正向影響消費者消費意愿（2）專業(yè)性與消費者消費意愿的關系專業(yè)性是指主播主播通常具有在某一領域的專業(yè)性，他們不僅對產品知識熟悉，還對產品體驗有一定見解，具有專業(yè)的能力與相關知識。Biswas（2006）認為推薦者的專業(yè)能力越強，就越能夠減少消費者的購買成本，消費者感知到的風險也隨之降低。在商品種類繁多的時代，如果主播主播給予消費者以專業(yè)的意見，那么這對消費者消費意愿的轉變具有積極的影響作用。當主播的專業(yè)性越強時，消費者可以從主播那里可以獲得對自身有用的信息，如產品信息、使用方法、主要事項、搭配技巧等，對產品的不確定性感知就會降低。主播信息源越可靠，消費者對信息越容易產生積極的消費意愿。因此，做出如下假設：H2:專業(yè)性正向影響消費者消費意愿（3）可信性與消費者消費意愿的關系可信性是指消費者對主播及其直播過程中所介紹的產品的信任程度。有研究發(fā)現(xiàn)，消費者在購物的過程中，會對信息源的可信性進行分析和判斷，可信度越高的信息源，消費者的認知、態(tài)度越積極正向。在直播中，消費者會對主播及其傳遞的信息進行評估，如果是值得信賴的，通常情況下消費者就會對產品信息有正面肯定的評價，進而對網絡直播具有較高的認可度。因此，做出如下假設：H3:可信性正向影響消費者消費意愿（4）價格吸引性與消費者消費意愿的關系價格吸引性是指在網絡直播的過程中，通過采取一些優(yōu)惠活動來引起消費者的關注。Stern（1962）指出價格對消費者的購買行為有很大控制權，對于同一類商品的不同價格，消費者往往會選擇價格更低的商品。網絡直播中，限時限量的優(yōu)惠會給用戶帶來一種稀缺感，時間的限制會刺激猶豫不決的用戶下單。因為消費者具有求廉的心理，他們會產生一種“買到就是賺到”、“機不再來”、“價格非常實惠”等的消費意愿。因此，做出如下假設：H4:價格吸引性正向影響消費者消費意愿（5）消費者消費意愿與購買行為之間的關系消費意愿是個人對態(tài)度標的物的知識與信念。簡而言之，消費意愿具有主觀性，是消費者對特定對象做出評價的認知，可以是支持或反對，它可以趨使或阻止消費者購買意愿或行為的產生。消費者在特定的情景中，會通過對信息來源的判定以及結合自身的社會經驗形成對特定對象的消費意愿，基于自身的需要產生購買意愿或行為。Dholakia(2000)研究發(fā)現(xiàn)，出現(xiàn)積極認知時,會促進購買；出現(xiàn)消極認知時，將表現(xiàn)出抵抗。因此，做出如下假設：H5:消費意愿正向影響購買行為（6）消費者消費意愿的中介作用ABC態(tài)度模型認為，認知是情感和行為產生的基礎。只有在認知之后，消費者才能全面了解主播及其傳遞的信息，進而產生購買意愿或行為。觀看網絡直播時，消費者對于接收到的相關信息進行處理后會形成的不同的消費意愿。余姚（2013）證明了微博營銷因素可以影響消費者的認知、情感、信任，進而影響購買行為。王淼(2017)發(fā)現(xiàn)在淘寶主播的微博營銷中，可以通過影響認知性態(tài)度進而影響購買行為。消費者在觀看直播時，會通過自我觀察與判斷、主播的生動介紹、促銷機制、直播間其他消費者的言論等，綜合在一起對消費者的消費意愿進行影響，從而對消費者的購買進行影響。因此，做出如下假設：H6:消費意愿在社會臨場感與購買行為間起中介作用H7:消費意愿在專業(yè)性和購買行為間起中介作用H8:消費意愿在可信性和購買行為間起中介作用H9:消費意愿在價格吸引性和購買行為間起中介作用。（二）量表及問卷設計首先，研讀相關文獻，并整理出本研究可能需要的資料；其次，對英文文獻進行翻譯，根據本研究的內容和中文習慣，請教導師、同學或者專業(yè)人員對量表進行翻譯，在反復修改后確定翻譯；最后，將修訂后的量表進行整理，并進行問卷的制作與發(fā)放。本研究的問卷由兩部分組成，第一，對消費者的性別、年齡、職業(yè)、月收入進行調查，以及判定有效問卷的題項，為是否聽說或者觀看過網絡直播銷售產品，當被調查者選擇沒聽說過或者聽說過但未觀看過停止問卷做答，視為無效問卷，在進行數(shù)據分析的時將其剔除。第二，采用李克特五分量表進行測量，其中每個測量變量均設置4個題項且均為單選題。表3-1研究變量分類變量種類變量名預測變量社會臨場感、專業(yè)性可信性、價格吸引性中間變量消費意愿結果變量購買行為表3-2問卷量表變量名稱變量題項量表來源社會臨場感在觀看網絡直播時，我有一種在和他人社交的感覺，可以和主播以及其他觀看者進行交流互動在觀看網絡直播時，我有一種與主播面對面聊天的感覺，具有真實感與輕松感在觀看網絡直播時，主播向我展示商品時，感覺商品好像在我眼前在觀看網絡直播時，主播展示商品的方式很吸引人Gunawardena（1997）趙宇娜（2010）孟陸等（2020）專業(yè)性我認為該主播在此領域具有專業(yè)知識與能力我認為該主播在此領域具有一定的領導地位我認為該主播在此領域有更豐富的實踐經驗我認為觀看該主播的直播收獲很多Bansal,Voyer（2000）夢非（2012）可信性我相信主播推薦的商品是親身體驗后的分享我認為這位主播是誠實的我認為該主播是可靠的我認為該主播是可信賴的Ohanian（1990）劉玉（2020）價格吸引性在網絡直播間中，所做的折扣、優(yōu)惠活動等能夠吸引我的注意在網絡直播間中，所做的優(yōu)惠促銷對我來說非常劃算在網絡直播間中，所做的促銷折扣會讓我有強烈的購買欲望我希望主播在直播間中經常做出的較大力度優(yōu)惠活動Chan(1996)吳嘉寶（2020）消費意愿在觀看網絡直播時，我對主播推薦的商品有了更詳細的認識在觀看網絡直播時，我認為該主播推薦的商品具有較高的使用價值在觀看網絡直播時，我認為該主播推薦的商品具有質量保證在觀看網絡直播時，我同意該主播的觀點方超（2018）劉玉（2020）姜佳奇（2019）購買行為在觀看網絡直播時，對于主播推薦的商品，我會有強烈的購買該商品的欲望在觀看網絡直播時，看到喜歡的商品時，我會有希望立即得到它的感覺在觀看網絡直播時，我沒有經過仔細考慮，就想購買主播推薦的商品在觀看網絡直播時，雖然不是我計劃購買的商品，但是我現(xiàn)在很想購買它Beatty和Ferrel（1998）Rook和Fisher(1995)（三）描述性統(tǒng)計本研究問卷在問卷星上制作，利用微信、微博、QQ等渠道分發(fā)。共收集322份問卷，有效問卷253份，無效問卷69份，問卷有效率達78.6%?，F(xiàn)對有效樣本數(shù)據進行分析與檢驗。表3-3樣本描述性統(tǒng)計分析結果人數(shù)（人）占比（%）性別男11143.9女14256.1年齡18歲以下20.818歲-25歲13854.526歲-30歲7228.531歲-35歲228.735歲以上197.5學歷高中及以下83.2大專249.5本科18171.5碩士及以上4015.8職業(yè)學生10541.5機關事業(yè)單位人員4819.0社會團體工作人員31.2企業(yè)職員7429.2個體從業(yè)人員145.5其他93.6月收入1000元及以下3112.31001元—3000元7730.43001元—5000元4417.45001元-8000元6425.38001-10000元197.510001元及以上187.1由表3-3可知，本次調查對象具有以下基本情況:從性別看，男性占比43.9%，女性占比56.1%，男女比例較接近。圖3-1性別比例從年齡看，18-30歲居多，占總體人數(shù)的80%以上，消費群體較為年輕。圖3-2年齡分布從學歷看，本科占比最高，達71.5%；其次是本科以上，占比15.8%；可以看出本次樣本群體學歷普遍較高，對網絡直播的了解、接受和認知程度應該較好，有利于研究分析。圖3-3學歷分布從職業(yè)看，學生人數(shù)最多，占比41.5%。其次是企業(yè)職員和機關事業(yè)單位人員。圖3-4職業(yè)分布從月消費水平看，可以看出月消費水平金額大致與被調查者職業(yè)相匹配。圖3-5月消費水平分布綜上可知，問卷樣本的調查對象主要為18-30歲、學歷較高的人群，符合了直播購物的消費者群體的特點，故所調查的樣本數(shù)據具有一定的代表性。（四）信度和效度檢驗1.信度檢驗下表結果顯示，克隆巴赫系數(shù)均大于0.8，說明各維度的信度均達到標準，即各維度可靠性良好。整體量表的克隆巴赫系數(shù)為0.957，說明問卷信度高。3-4信度分析結果Cronbach'sAlpha項數(shù)社會臨場感0.8544專業(yè)性0.8864可信性0.9364價格吸引性0.9064消費意愿0.9094購買行為0.9304整體量表0.957242.效度分析（2）結構效度本文研究一共涉及社會臨場感、專業(yè)性、可信性、價格吸引性、消費意愿、購買行為六個變量，檢驗模型的擬合度，并做出驗證性因子分析模型圖如圖所示：圖3-6驗證性因子分析模型圖表5結果顯示，X2/df的值為2.526，小于3，適配理想；RMSEA為0.078，小于0.08，可以接受；IFI為0.932，CFI為0.931，TLI為0.920均大于0.9，結果適配良好。綜合來看，整體模型的擬合度好。表3-5整體擬合系數(shù)表X2/dfRMSEACFIIFITLI2.5260.0780.9310.9320.920（2）區(qū)分效度表2-6區(qū)分效度分析表社會臨場感專業(yè)性可信性價格吸引性消費意愿購買行為社會臨場感0.602專業(yè)性0.164**0.66可信性0.161**0.175**0.802價格吸引性0.121**0.148**0.165**0.71消費意愿0.141**0.148**0.173**0.171**0.721購買行為0.195**0.226**0.243**0.235**0.248**0.773AVE的平方根0.7760.8120.8960.8430.8490.879由表3-6可知，社會臨場感、專業(yè)性、可信性、價格吸引性、消費意愿、購買行為之間具有顯著的相關性。相關性系數(shù)絕對值均小于0.5，且均小于對應AVE的平方根，說明各變量間有一定的相關性又有一定的區(qū)分度，即說明量表數(shù)據區(qū)分效度理想。四、實證分析與假設檢驗（一）相關性分析表4-1變量相關性分析均值MSD標準差社會臨場感專業(yè)性可信性價格吸引性消費意愿購買行為社會臨場感3.5210.5251專業(yè)性3.6060.544.594**1可信性3.2840.622.533**.524**1價格吸引性3.7070.564.450**.488**.497**1消費意愿3.5870.545.617**.587**.634**.699**1購買行為3.6520.735.539**.570**.579**.593**.760**1由表4-1可知，社會臨場感、專業(yè)性、可信性、價格吸引性正向影響消費意愿，相關系數(shù)分別為0.617、0.587、0.634、0.699，假設H1、H2、H3、H4得到初步驗證。此外，消費意愿正向影響購買行為，相關系數(shù)為0.760，故初步驗證假設H5。（二）回歸分析1.網絡直播影響因素與消費意愿的回歸分析表4-2網絡直播影響因素與消費意愿的回歸分析模型非標準化系數(shù)標準化系數(shù)BetatSig.VIFB標準誤差(常量).125.165.753.452社會臨場感.238.051.2294.649.0001.758專業(yè)性.121.050.1202.415.0161.795可信性.212.042.2425.036.0001.664價格吸引性.403.044.4179.169.0001.496R20.657F118.705P<0.01因變量：消費意愿由表4-2可知，R2=0.657>0.5，本次線性回歸模型的擬合度良好，意味著本次的運算結果可以非常真實可靠地反映出社會臨場感、專業(yè)性、可信性、價格吸引性對消費意愿的影響情況。VIF均小于5，即四個自變量間不存在多重共線性。其中社會臨場感顯著正向影響消費意愿（β=0.238>0，P<0.01）；專業(yè)性顯著正向影響消費意愿（β=0.121>0，P<0.05）可信性顯著正向影響消費意愿（β=0.212>0，P<0.01）；價格吸引性顯著正向影響消費意愿（β=0.403>0，P<0.01），所以可得出假設H1、H2、H3、H4成立。2.消費意愿與購買行為的回歸分析表4-3消費意愿與購買行為的回歸分析模型非標準化系數(shù)標準化系數(shù)BetatSig.VIFB標準誤差(常量)-.025-.201-.123.902消費意愿1.025.055.76018.527.0001.000R20.578F343.268P<0.01因變量：購買行為由表4-3可知，R2=0.578>0.5，本次線性回歸模型的擬合度良好，意味著本次的運算結果可以非常真實可靠地反映出消費意愿對購買行為的影響情況。其中消費意愿可以顯著正向影響購買行為（β=1.025>0，P<0.01），可以得出假設H5成立。（三）中介效應檢驗本文采用Baron等（1986）的四步檢驗法，檢驗消費意愿的中介作用，結果如表4-4所示：表4-4中介效應檢驗自變量中介變量自變量→因變量自變量→中介變量中介變量→因變量自變量+中介變量→因變量社會臨場感消費意愿0.251**0.238**1.025**0.046專業(yè)性0.277**0.121*0.191**可信性0.281**0.212**0.131*價格吸引性0.398**0.403**0.403**0.112第一步,各自變量對因變量進行回歸分析,結果均顯著。第二步,各自變量對中介變量進行回歸分析,結果均顯著。第三步,中介變量對因變量進行回歸分析,結果均顯著。第四步，將消費意愿加入網絡直播影響因素和購買行為的回歸分析中，得出社會臨場感對購買行為的影響不顯著,標準化回歸系數(shù)為0.046,因此消費意愿在社會臨場感和購買行為間起完全中介作用；專業(yè)性對購買行為的影響仍然顯著,但標準化回歸系數(shù)由0.277降為0.191,因此消費意愿在專業(yè)性和購買行為間起部分中介作用；可信性對購買行為的影響仍然顯著,但標準化回歸系數(shù)由0.281降為0.131,因此消費意愿在可信性和購買行為間起部分中介作用。價格吸引性對購買行為的影響不顯著,標準化回歸系數(shù)為0.112,因此消費意愿在價格吸引性和購買行為間起完全中介作用。因此，假設H6、H7、H8、H9成立。四、研究結論與展望（一）研究結果1.主播直播影響因素與消費者消費意愿的關系。根據上述的實證分析結果得出，在主播直播情境下的刺激變量社會臨場感、專業(yè)性、可信性、價格吸引性對消費者的消費意愿有顯著的正向影響。社會臨場感正向影響消費者的消費意愿。相比傳統(tǒng)的線上購物，通過主播直播購物，可以打破時空的限制，全方位的看見商品的展現(xiàn)，并且能夠與主播以及其他觀看者進行互動交流，如咨詢、試用、試穿等。這些使得產品形象、呈現(xiàn)形式更加立體直觀，更能給消費者以感官刺激，引起正向的消費意愿。專業(yè)性正向影響消費者的消費意愿。主播往往具有強大的粉絲基礎和影響力，他們對產品所掌握的知識和技能越專業(yè)，越能夠使消費者對其產生積極的消費意愿，并將此轉移到主播所推薦的產品上，認為主播所售產品是具有較高的品質保證的，尤其是一些著名主播?？尚判哉蛴绊懴M者的消費意愿。消費者在觀看主播直播時，如果主播及其傳遞的信息讓消費者覺得可信度越高，那么消費者對產品信息也具有更加正面肯定的消費意愿。越有知名度和影響力的主播向消費者推薦產品，他們的認可度就越高，消費者越容易產生心動的感覺。2.消費意愿與購買行為的關系。消費者的消費意愿顯著正向影響購買行為。在網紅直播情景下，刺激變量會引發(fā)消費者消費意愿變化，當出現(xiàn)正面的消費意愿時，對事物的看法會更加的正向積極，越能產生購買行為。所以在網絡直播中，要注意激發(fā)消費者正面的消費意愿，從而提高消費者的購買行為。3.消費意愿的中介作用。中介檢驗結果表明，這些因素可以通過影響消費者的消費意愿進而影響消費者的購買行為。其中，消費意愿在專業(yè)性、可信性和購買行為間起部分中介作用，在社會臨場感、價格吸引性間起完全中介作用。因此，在直播間中，需要提高社會臨場感、直播主播的專業(yè)性、可信性以及價格的吸引性，來提高消費者正面的消費意愿，進而影響著其購買行為。（二）實際管理啟示1.增強消費者社會臨場感。在網絡直播過程中，為了增強提升消費者的社會臨場感，需要降低觀看購物時接收信息水平的難度，所以在互動的過程中需要保證消費用戶有效直接的接收到商品的信息。首先直播間在布局和展示上需要給予消費者清晰的呈現(xiàn)，無論是圖像、音樂、實物商品以及購物鏈接這些元素與消費者之間的互動，營造舒適購物氛圍，有效的組合才能有更大的程度的引人關注。其次直播過程中主播與消費者以及消費者和消費者之間的互動，直播展示互動節(jié)奏的安排合理能夠正面激發(fā)消費者的認知體驗，通過積極的互動減少消費者接受無用信息，在良好的氛圍中進行購物，從而增加商品轉換和購買。如李佳琪的“OMG,這是什么神仙色號，買它！”。最后，制造出緊張的氛圍，加劇消費者的緊迫感。主播通過與消費者不斷進行實時互動，不斷的炒熱，如設置較小的量、播報剩余庫存、倒計時等，增強消費者參與感與亢奮感，享受到其中的樂趣，趨使消費者產生積極的消費意愿，在緊迫的氛圍下進一步放大沖動。2.增強消費者在線信任。根據研究發(fā)現(xiàn)，消費者在購物過程中，通過互聯(lián)網對商家產生的在線信任能夠促使消費者增加購買機率，消費者的在線信任是網絡直播互動性影響消費者購買行為的中介變量。電商在直播過程中需要通過積極有效的互動方式來刺激消費者對商家的信心，增強對自身的信任感，使消費能夠在直播間的購物環(huán)境中真情實感的產生信任和放心購買行為。在線購物因為無實物原因，只能憑借圖文能多媒體形式展現(xiàn)，而直播間展示的方式更加直接有效，商家要利用直播間直觀實時的展示商品，在與觀看購買者實時的互動中，給予其信任感和安全感，從而促使刺激消費，將觀看者轉化為購買者，增強其消費行為。3.設置有吸引力的價格促銷手段。從研究結論可知，在主播直播中，價格吸引性可以提高消費者的認知態(tài)度，從而促使消費者產生購買行為。價格的優(yōu)惠是大多數(shù)消費者產生購買行為的重要原因，所以在直播時，首先可以多利用抽獎、發(fā)福利等活動吸引消費者停留。如點贊多少萬或在幾點時，發(fā)福利、抽獎。其次，設置較大力度的優(yōu)惠促銷。如給出明確的預告，幾點有送手機、送口紅等等類似這樣的高性價比且免費參與的福利活動；買一送一、買二送二、多買多送；定點秒殺、領取直播間專屬優(yōu)惠卷等富有吸引力的優(yōu)惠活動，讓消費者產生“真劃算”的認知態(tài)度。最后，利用饑餓營銷策略。采