《手機網(wǎng)絡(luò)游戲消費者消費意愿的影響因素實證分析》18000字

手機網(wǎng)絡(luò)游戲消費者消費意愿的影響因素實證分析1緒論 51.1研究背景和意義 51.1.1研究背景 51.1.2研究意義 61.2國內(nèi)外研究現(xiàn)狀 61.3研究內(nèi)容和方法 81.3.1研究內(nèi)容 81.3.2研究方法 92理論模型與研究假設(shè) 92.1研究理論模型 92.2研究假設(shè) 102.2.1促成因素 102.2.3形象 112.2.4產(chǎn)品屬性 112.2.5游戲體驗 112.2.6有用性感知 112.2.7易用性感知 122.2.8顧客價值感知 123.研究設(shè)計 133.1量表設(shè)計 133.2問卷設(shè)計 153.2.1設(shè)計 153.2.2預測試 153.3數(shù)據(jù)收集與分析 154.實證分析 164.1描述性統(tǒng)計 164.1.1樣本的描述性統(tǒng)計分析 164.1.2關(guān)鍵變量的描述性統(tǒng)計分析 184.2信度分析和效度檢驗 194.2.1信度分析 194.2.2效度分析 204.3相關(guān)分析 214.4回歸分析 224.4.1促成因素與消費意愿的回歸分析 224.4.2形象、主觀規(guī)范與有用性感知的回歸分析 234.4.3主觀規(guī)范與游戲體驗的回歸分析 244.4.4產(chǎn)品屬性與有用性感知的回歸分析 244.4.5產(chǎn)品屬性與易用性感知的回歸分析 254.4.6產(chǎn)品屬性與游戲體驗的回歸分析 264.4.7游戲體驗與顧客價值感知的回歸分析 274.4.8有用性感知與消費意愿的回歸分析 284.4.9易用性感知與有用性感知的回歸分析 284.4.10易用性感知與消費意愿的回歸分析 294.4.11顧客感知價值與消費意愿的回歸分析 305.研究結(jié)論與展望 325.1研究結(jié)論 325.2不足與展望 325.2.1研究不足 325.2.2展望 33參考文獻 341緒論1.1研究背景和意義1.1.1研究背景近年來，受益于互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)的爆炸式增長，我國網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)出飛速發(fā)展態(tài)勢。網(wǎng)絡(luò)游戲作為一種新興娛樂產(chǎn)品，已經(jīng)走進了人們的生活，并且迅速擁有了大量的消費者。從《第47次中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》中可以看到，到2020年12月為止，我國網(wǎng)絡(luò)游戲用戶達5.18億人，較2016年12月增長了1.01億人，具體如圖1-1所示；而我國手機網(wǎng)絡(luò)游戲用戶達5.16億人，較2016年12月增長了1.65億人，具體如圖1-2所示。由此可見，網(wǎng)絡(luò)游戲市場規(guī)模不斷擴大，手機網(wǎng)絡(luò)游戲已然成為了主要增長動力。近年來，隨著《和平精英》等射擊類手機網(wǎng)絡(luò)游戲推出，越來越多的游戲廠商進入到手機游戲研發(fā)當中，伴隨而來的是越來越引人注目的裝扮、特效和游戲內(nèi)置產(chǎn)品的出現(xiàn)。因此，消費者一旦接觸到游戲，就會通過刺激并產(chǎn)生消費意愿，從而產(chǎn)生購買行為。因此，本研究以射擊類手機網(wǎng)絡(luò)游戲為例，將幫助人們更加清晰地認識手機網(wǎng)絡(luò)游戲消費意愿的影響因素及其相互影響關(guān)系，以拓寬現(xiàn)有研究成果，將進一步豐富中國手機網(wǎng)絡(luò)游戲消費意愿、行為的研究。圖1-1網(wǎng)絡(luò)游戲用戶規(guī)模及使用圖1-2手機網(wǎng)絡(luò)游戲用戶規(guī)模及使用率1.1.2研究意義1.理論意義自20世紀末以來，網(wǎng)絡(luò)游戲在學術(shù)界得到了廣泛的討論。首先，國外學者通過對網(wǎng)絡(luò)游戲進行大量的實證研究，從而促進了國外網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)的迅猛發(fā)展；相反，國內(nèi)學者對于網(wǎng)絡(luò)游戲的研究較為匱乏，因此國內(nèi)網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也相對較為滯后。國內(nèi)外學者對于網(wǎng)絡(luò)游戲消費行為的研究，不僅有益于探討影響網(wǎng)絡(luò)游戲消費的因素，同時也可以利于厘清各因素之間的關(guān)系。然而，我國學者對于手機網(wǎng)絡(luò)游戲消費影響因素的研究較為匱乏，因此，本文從手機網(wǎng)絡(luò)游戲消費者的角度出發(fā)，通過問卷調(diào)查的方法，探討影響手機網(wǎng)絡(luò)游戲消費的因素，通過構(gòu)建更合理、完善的研究模型，豐富現(xiàn)有的研究成果，彌補相關(guān)研究的空白及不足。2.實踐意義2017年4月，文化部在《文化部“十三五”時期文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃》中要求大力推進游戲產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。作為新興的文化產(chǎn)業(yè)之一，網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)目前得到了國家的高度重視與支持。我國的網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)目前正處于轉(zhuǎn)型期，通過定量分析網(wǎng)絡(luò)游戲玩家的消費行為，在理論上有助于引導游戲企業(yè)生產(chǎn)更加滿足消費者需求的虛擬商品，從而促進網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)的良性運營，以推動網(wǎng)絡(luò)游戲市場的轉(zhuǎn)型升級；同時，通過對手機網(wǎng)絡(luò)游戲消費行為的研究，也有助于防止消費者沉迷于手機網(wǎng)絡(luò)游戲，達到正確引導消費者的消費行為，以取得較好的社會效果。1.2國內(nèi)外研究現(xiàn)狀（一）消費意愿的定義目前，學術(shù)界對于消費意愿有著不同的定義。Schiffman（1991）提出，消費者行為是指消費者為滿足自身需求，表現(xiàn)出對商品和服務(wù)的購買、使用、評價等行為。Ajzen（1980）將消費意愿定義為消費者在主觀上進行實際消費行為的概率。Mullet（1985）指出，消費意愿是個人或群體對消費某種商品的立場，通常被作為預測消費行為的指標。通過整合學術(shù)界的觀點，本文將消費意愿定義為消費者對某種商品或服務(wù)的態(tài)度，同時將消費意愿作為衡量消費行為的指標，也是決定消費行為發(fā)生的概率的指標。（二）消費意愿的影響因素關(guān)于影響消費者消費意愿的因素的研究，Spiggle（1987）提出消費者特性會直接影響消費者的購買行為。迄今為止，國內(nèi)外學者對消費意愿的影響因素的研究大致分為以下幾類：1.基于消費體驗的影響研究消費者在使用商品或服務(wù)時的心理感受被稱為消費體驗。與傳統(tǒng)消費不同，網(wǎng)絡(luò)消費是一種“體驗消費”，所以在網(wǎng)絡(luò)消費中，消費者的消費體驗作用更強。Lee、Tsai（2010）在TAM模型中加入游戲體驗，結(jié)果表明消費者在游戲中的消費體驗在一定程度上影響著消費態(tài)度和消費。在網(wǎng)絡(luò)游戲中，消費體驗主要表現(xiàn)為沉醉體驗。有研究表明（Ha、Yoon2007），沉醉體驗對游戲態(tài)度和消費意愿有顯著影響?；贑sikszentmihalyi（1990）的沉醉感理論，人們在沉醉體驗中會集中于目前的活動，并不會注意到環(huán)境的變化，網(wǎng)絡(luò)游戲中亦是如此。通常，玩家一旦在某一網(wǎng)絡(luò)游戲中產(chǎn)生沉醉體驗，會對該網(wǎng)絡(luò)游戲更加忠誠。通過分析Hsu、Lu（2004）、Lee、Tsai（2010）的研究，結(jié)果表明沉醉體驗會影響網(wǎng)絡(luò)游戲的使用意愿。Boyle（2012）提出網(wǎng)絡(luò)游戲會帶給玩家刺激和挑戰(zhàn)，因此帶來愉快的游戲體驗，通過網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)生的愉悅體驗積極地影響著玩家，是游戲玩家產(chǎn)生更高的期待，從而加強了對該網(wǎng)絡(luò)游戲地粘性。張瑩瑩（2017）通過研究表明，沉醉體驗也是積極的游戲體驗，正向影響了玩家的參與程度和消費態(tài)度。2.基于用戶價值理論的研究用戶感知價值是指玩家在網(wǎng)絡(luò)游戲中對游戲產(chǎn)品屬性、體驗的反饋和對游戲的評價。在開始游戲前，網(wǎng)絡(luò)游戲用戶會對游戲產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生最直觀的感受，從而存在一定地期望價值；在游戲結(jié)束后，網(wǎng)絡(luò)游戲用戶對游戲體驗產(chǎn)生游戲體驗價值，期望價值和游戲體驗價值均影響著游湖地態(tài)度和消費意愿（歐陽昌海，2014）。3.基于TAM模型的研究由Davis（1989）提出的技術(shù)接受模型（TAM模型）是基于理性行為理論（TRA理論）演變而來的，同時也是研究用戶接受信息系統(tǒng)的主流模型，一般研究影響用戶技術(shù)使用的因素。TAM模型認為用戶對新技術(shù)的接受和使用程度受用戶使用意向的影響，而用戶使用意向受感知有用性、感知易用性及態(tài)度的影響，感知有用性、感知易用性同時也影響了用戶的使用態(tài)度（Davis，1989）。Davis（1989）提出，研究TAM模型，首先需要探索出模型核心變量的外部影響變量，其中包括感知有用性、感知易用性、態(tài)度等。隨后學者在Davis的理論上逐漸補充和擴展了TAM模型，建立了不同的研究模型，同時進行了實證研究，使TAM模型得到了越來越廣泛的應(yīng)用。有學者提出，TAM模型也可以用來研究網(wǎng)絡(luò)游戲。Hsu、Lu（2004）為研究影響網(wǎng)絡(luò)游戲使用意愿的因素，首次建立了一個基于TAM模型的理論研究模型，通過分析表明，感知有用性和感知易用性對玩家的使用態(tài)度產(chǎn)生了影響，從而影響了其使用意愿。基于Hsu和Lu的研究模型，Shin（2010）建立了探討影響MMORPG類游戲玩家使用意愿的因素的理論模型，分析得出，玩家對游戲態(tài)度影響了其使用意愿，而玩家感知的享樂價值和安全價值對態(tài)度具有顯著影響。Lee、Tsai（2010）認為玩家感知的享樂價值和易用價值影響了玩家的態(tài)度，從而對其使用意愿有顯著影響。許金亮（2015）通過建立TAM模型，分析出感知有用性、感知易用性、產(chǎn)品質(zhì)量和沉醉體驗對消費意愿產(chǎn)生了影響。（三）研究現(xiàn)狀評述通過對用戶價值理論、TAM模型的闡述，以及對國內(nèi)外相關(guān)研究的整理分析，發(fā)現(xiàn)學術(shù)界對網(wǎng)絡(luò)游戲消費行為的研究在逐漸增多，但是研究卻依舊偏單一化。當前關(guān)于網(wǎng)絡(luò)游戲研究的不足有：1.目前，國內(nèi)外學者對于網(wǎng)絡(luò)游戲的研究角度多為游戲成癮、游戲體驗、玩家忠誠度，關(guān)于網(wǎng)絡(luò)游戲類型大多為MMORPG類游戲，針對現(xiàn)在風靡一時的《和平精英》等射擊類手機網(wǎng)絡(luò)游戲的研究較少，亟需增加與時俱進的研究。2.針對影響消費體驗對網(wǎng)絡(luò)游戲消費意愿的因素的研究，多數(shù)是從沉醉體驗的角度展開研究，關(guān)于玩家在游戲中感知公平體驗的研究較少。然而，在現(xiàn)在的網(wǎng)絡(luò)游戲市場上，不需要大量時間和金錢投入的、玩家的競爭力完全取決于“公平競技”類網(wǎng)絡(luò)游戲才是玩家最受歡迎的。因此，需要增加對公平體驗的研究。因此，本文采用Davis的TAM模型，基于Hsu、Lu（2004）、Lee、Tsai（2010）等學者的研究理論和基礎(chǔ)，建立研究模型，提出研究假設(shè)；同時參照李樂樂（2010）、劉暢（2013）、包成名（2014）等學者的量表，設(shè)計出適用于本研究且規(guī)范合理的問卷；并通過“問卷星”網(wǎng)絡(luò)平臺發(fā)放并回收調(diào)查問卷，針對射擊類手機網(wǎng)絡(luò)游戲的消費者，使用SPSS26.0軟件對樣本數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計、信度分析和效度檢驗，并采用Pearson相關(guān)性分析以及回歸分析，以驗證模型的有效性。1.3研究內(nèi)容和方法1.3.1研究內(nèi)容第一部分是緒論。介紹選題背景及意義，整理國內(nèi)外學者對網(wǎng)絡(luò)游戲消費意愿影響因素的研究成果，并概述本文的研究內(nèi)容及方法；第二部分是理論模型和研究假設(shè)。通過借鑒國內(nèi)外學者的理論基礎(chǔ)，建立本文的研究理論模型，并提出研究假設(shè)；第三部分是研究設(shè)計。借鑒成熟的量表，設(shè)計調(diào)查問卷并進行回收，并介紹數(shù)據(jù)收集和分析方法；第四部分是實證分析。對樣本數(shù)據(jù)進行基本的描述性統(tǒng)計分析，利用SPSS26.0進行信度分析和效度檢驗、相關(guān)分析和回歸分析，以驗證模型的有效性；第五部分是研究結(jié)論與展望。1.3.2研究方法（一）文獻研究基于特定的研究目的或?qū)ο?，為獲取所需數(shù)據(jù)而對文獻進行調(diào)查和分析，進而更加準確地認識和把握研究問題的方法被稱為文獻研究法。通過文獻研究，有助于探索問題的背景和發(fā)展現(xiàn)狀，形成對研究對象的總體印象，益于獲取比較資料以及研究課題的確立，并能夠認識到事物的全貌。本文通過收集和整理國內(nèi)外學者對消費意愿的理論基礎(chǔ)和研究成果，分析和總結(jié)目前存在的問題，以建立本文的研究思路，為實證設(shè)計提供理論參考。（二）用戶訪談本文在指標設(shè)計和問卷預測試階段主要運用用戶訪談法，通過對手機網(wǎng)絡(luò)游戲用戶進行訪談，修改和完善指標，以提高問卷的有效性和準確度，為問卷正式調(diào)查奠定基礎(chǔ)。（三）問卷調(diào)查基于國內(nèi)外學者的研究成果，并根據(jù)本文的具體情況，設(shè)計規(guī)范且合理的問卷。首先對問卷進行小范圍的發(fā)放和測試，基于調(diào)查結(jié)果對問卷進行修正和完善，然后開展正式問卷的發(fā)放。（四）理論研究和實證研究相結(jié)合目前，國內(nèi)外學者對手機游戲用戶研究的成果較少，對消費意愿還未形成成熟的理論框架。由于關(guān)于手機網(wǎng)絡(luò)游戲消費意愿的理論較為單薄，為保證研究結(jié)果的信效度，需對研究假設(shè)進行實踐論證。因此，本文基于SPSS26.0軟件對樣本數(shù)據(jù)進行信效度的檢驗以保證其合理性和準確性。2理論模型與研究假設(shè)2.1研究理論模型信息系統(tǒng)得發(fā)展一方面受到了其自身技術(shù)先進性得影響，另一方面受到了用戶接受度得影響。目前，國內(nèi)外涌現(xiàn)了一大批學者從不同的理論視角對信息系統(tǒng)接受度進行了研究，Davis（1989）最先建立技術(shù)接受模型（TAM），成為了最有影響力的預測模型之一，該模型結(jié)構(gòu)嚴謹可靠，因此，在研究用戶接受意愿方面已被證明是科學的。隨之大量學者在游戲方面以及使用意愿研究中引入TAM模型，如李志彬（2008）將MMORPG網(wǎng)絡(luò)游戲作為研究對象，引入TAM模型研究使用意愿的影響因素；王晨（2010）關(guān)于影響手機游戲使用意愿因素的研究；李樂樂（2010）、張衡（2013）關(guān)于影響手機游戲消費意愿因素的研究；夏洪剛（2010）、肖國斌（2013）關(guān)于影響網(wǎng)絡(luò)休閑游戲使用意愿因素的研究；李光賢（2011）、郭樂（2015）關(guān)于影響網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)品消費行為因素的研究；劉暢（2013）關(guān)于分析手機游戲成功因素的研究；包成名（2014）關(guān)于影響移動游戲用戶持續(xù)使用意愿因素的研究；JaniMerikivi（2017）關(guān)于影響手機游戲持續(xù)感知娛樂性因素的研究等，并通過實證檢驗了TAM模型的可參考性以及變量間的作用關(guān)系。綜上所述，根據(jù)關(guān)于手機游戲和用戶接受行為的研究成果和理論基礎(chǔ)，本文將引入并擴展TAM模型，將社會因素、游戲因素和游戲體驗作為自變量，顧客價值感知作為中介變量。本文研究假設(shè)模型見圖2-1所示。H7H8H7H8H3H10H9H1H2H4H5H6促成因素主觀規(guī)范形象產(chǎn)品屬性游戲體驗顧客感知價值消費意愿有用性感知（社會因素）（游戲因素）易用性感知H11H122.2研究假設(shè)本文的研究模型包括三個層次，首先是外部變量，包括社會因素、游戲因素和游戲經(jīng)驗，其中社會因素包括促成因素、主觀規(guī)范和形象，游戲因素是手機網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)品屬性的統(tǒng)稱；其次是個人感知因素，包括有用性感知、易用性感知和顧客感知價值；最后是研究目標，即消費意愿?；谙嚓P(guān)文獻研究成果，本文假設(shè)變量對消費意愿的影響以及其之間的作用關(guān)系。2.2.1促成因素促成因素，指顧客在沒有經(jīng)過理性分析和判斷的情況下，被包裝宣傳和促銷折扣等手段所影響，刷新自己對商品的認知，從而產(chǎn)生消費意愿。譚春輝（2014）通過研究表明，促成因素對消費意愿有正向影響。因此，本文提出假設(shè)：H1：促成因素對于消費意愿具有正向影響。2.2.2主觀規(guī)范對于是否進行某一特定行為，個人所產(chǎn)生的社會壓力被定義為主觀規(guī)范，一般通過個人的感受或重要關(guān)系人的關(guān)聯(lián)程度來衡量。Davis和Venkatesh（2000）通過擴展技術(shù)接受模型（TAM），提出主觀規(guī)范對有用性感知和使用意愿有顯著影響；理性行為模型（TRA）認為影響行為意向的主要因素有兩個，包括主觀規(guī)范和態(tài)度；在計劃行為模型（TPB）中，主觀規(guī)范也是影響行為意向的因素之一。李志彬（2008）通過實證分析，結(jié)果表明在MMORPG網(wǎng)絡(luò)游戲中，主觀規(guī)范對有用性感知有正向影響；李樂樂（2010）通過研究，發(fā)現(xiàn)主觀規(guī)范對消費體驗有正向影響。因此，本文提出假設(shè)：H2：主觀規(guī)范對于有用性感知具有正向影響；H3：主觀規(guī)范對于游戲體驗具有正向影響。2.2.3形象在社會中，人們會更傾向于維護并且增強相對積極、正面的形象。在擴展TAM模型時，Davis和Venkatesh（2000）在將形象加入其中，同時提出形象在有用性感知中扮演重要角色。李志彬（2008）發(fā)現(xiàn)，在MMORPG網(wǎng)絡(luò)游戲中，形象有用性感知具有正向影響。因此，本文提出假設(shè)：H4：形象對于有用性感知具有正向影響。2.2.4產(chǎn)品屬性在手機游戲中，主要內(nèi)容包括游戲的故事背景、畫面、音效、游戲機制、系統(tǒng)設(shè)計、服務(wù)質(zhì)量等產(chǎn)品屬性。這些屬性是玩家第一次參與游戲時評價該游戲好壞的直接標準，同時也是玩家是否選擇繼續(xù)參與該游戲的判斷準則。李志彬（2008）通過分析得出，游戲設(shè)計、服務(wù)質(zhì)量等產(chǎn)品屬性對有用性感知和易用性感知有正向影響。張衡（2013）認為游戲題材、感官刺激、游戲機制對游戲體驗具有正向影響。因此，本文提出假設(shè)：H5：產(chǎn)品屬性對于有用性感知具有正向影響；H6：產(chǎn)品屬性對于易用性感知具有正向影響；H7：產(chǎn)品屬性對于游戲體驗具有正向影響；2.2.5游戲體驗用戶在參與手機游戲時同通過消費使用虛擬產(chǎn)品而產(chǎn)生的體驗或感受被稱為游戲體驗，包括操作性體驗、社交性體驗和審美性體驗。趙艷艷（2010）通過分析提出，顧客價值是通過顧客的體驗反映的，滿意的體驗?zāi)軌蚴诡櫩彤a(chǎn)生親切感和信任感，同時獲得更全面的價值，最終產(chǎn)生較高的忠誠度。饒婷婷（2012）研究表明，顧客的體驗對價值感知有顯著的正向影響。因此，本文提出假設(shè)：H8：游戲體驗對于顧客價值感知具有正向影響。2.2.6有用性感知有用性感知是TAM模型中的重要變量之一，Davis（1985）、王晨（2010）、羅長利（2015）通過研究發(fā)現(xiàn)，有用性感知對使用意愿有正向影響郭樂（2015）同樣也提出，感知網(wǎng)絡(luò)游戲有用性對使用意向有影響。因此，本文提出假設(shè)：H9：有用性感知對于消費意愿具有正向影響。2.2.7易用性感知易用性感知是TAM模型中的重要變量之二，Davis（1985）發(fā)現(xiàn)，易用性感知正向影響使用意愿；李志彬（2008）分析提出，對于MMORPG網(wǎng)絡(luò)游戲，易用性感知對使用意愿有正向影響；在TAM模型中，可以看出易用性感知正向影響有用性感知，肖國斌（2013）、郭樂（2015）通過研究證實，感知易用性對游戲玩家的感知有用有正向影響。因此，本文提出假設(shè)：H10：易用性感知對于有用性感知具有正向影響；H11：易用性感知對于消費意愿具有正向影響。2.2.8顧客價值感知Zeithaml（1988）將顧客感知價值定義為對產(chǎn)品或服務(wù)的感知效益及其成本的總體評價，同時提出顧客感知價值水平越高，消費者的消費意愿越高。李天亮（2012）通過分析得出，消費者的功能價值、情感價值、社會價值和利失價值正向影響其使用意愿；歐陽邦宏（2015）認為，消費者的價值感知對消費意愿有正向影響。因此，本文提出假設(shè)：H12：顧客價值感知對于消費意愿具有正向影響。綜上所述，整理出本文提出的假設(shè)如表2-1所示，并在該假設(shè)的基礎(chǔ)上構(gòu)建本文的理論模型（如圖2-1所示）。表2-1本文研究假設(shè)編號假設(shè)H1促成因素對于消費意愿具有正向影響H2主觀規(guī)范對于有用性感知具有正向影響H3主觀規(guī)范對于游戲體驗具有正向影響H4形象對于有用性感知具有正向影響H5產(chǎn)品屬性對于有用性感知具有正向影響H6產(chǎn)品屬性對于易用性感知具有正向影響H7產(chǎn)品屬性對于游戲體驗具有正向影響H8游戲體驗對于顧客價值感知具有正向影響H9有用性感知對于消費意愿具有正向影響H10易用性感知對于有用性感知具有正向影響H11易用性感知對于消費意愿具有正向影響H12顧客價值感知對于消費意愿具有正向影響3.研究設(shè)計本文采用調(diào)查問卷的方式，收集數(shù)據(jù)并進行實證研究分析。首先，整理相關(guān)文獻，通過對游戲消費意愿、使用意愿等方面的研究成果的分析，構(gòu)建理論模型，并提出研究假設(shè)；其次，進行調(diào)查問卷，通過分析數(shù)據(jù)以驗證假設(shè)，來探索影響手機網(wǎng)絡(luò)游戲消費意愿的因素。3.1量表設(shè)計為保證問卷的信度和效度，本文在定義變量和量表設(shè)計時借鑒了相關(guān)文獻和學者的研究成果。在本文的研究中，共定義了9個結(jié)構(gòu)變量，分別是促成因素、主觀規(guī)范、形象、產(chǎn)品屬性、游戲體驗、有用性感知、易用性感知、顧客價值感知以及消費意愿，各結(jié)構(gòu)變量由多個觀測變量來衡量，并采用Likert五級尺度測量法。本文結(jié)構(gòu)變量、編號、具體問題和參考依據(jù)見表3-1。表3-1研究量表結(jié)構(gòu)變量編號具體問題參考依據(jù)促成因素（EF）A1裝飾皮膚的廣告宣傳很有說服力，感覺商品很有價值Fishbein&Ajzen（1975）Venkatesh&Davis（2000）王晨（2010）A2裝飾皮膚的優(yōu)惠促銷活動非常有吸引力，感覺很實惠主觀規(guī)范（SN）B1親朋好友對裝飾皮膚的推薦會影響我的選擇王晨（2010）李樂樂（2010）肖國斌（2013）包成名（2014）B2購買使用某些裝飾皮膚可以與某個特定群體更好地融合，贏得認同B3如果大家都有某些裝飾皮膚，而我沒有的話，我會感到有壓力形象（PI）C1在我的社會群體中購買使用某些裝飾皮膚是社會地位的象征Venkatesh&Davis（2000）C2在我的社會群體中購買使用某些裝飾皮膚的人有較高的形象C3在我的社會群體中購買使用某些裝飾皮膚可以提升自己的影響力產(chǎn)品屬性（PA）D1手機網(wǎng)絡(luò)游戲具有真實的體驗，內(nèi)容的豐富性(故事情節(jié)，角色，裝備，技能)林棟（2008）李樂（2010）張衡（2013）包成（2014）D2手機網(wǎng)絡(luò)游戲具有真實的畫面質(zhì)感，聲音及觀賞性D3手機網(wǎng)絡(luò)游戲具有公平的競爭環(huán)境，游戲操作體驗D4手機網(wǎng)絡(luò)游戲操作的便利性，上手程度游戲體驗（GE）E1通過某些裝飾皮膚可以讓自己的操作表現(xiàn)與眾不同，獲得更暢快滿足的操作性體驗李樂（2010）郭樂（2015）E2通過某些裝飾皮膚可以展現(xiàn)個性，在社交群體中建立較好的形象，獲得更自信的社交性體驗E3某些裝飾皮膚獨特的造型設(shè)計，動作特效可以帶來舒適愉悅的審美新體驗有用性感知（PU）F1購買裝飾皮膚在游戲中可以獲得愉悅或者刺激的體驗Davis（1985）肖國（2013）郭樂（2015）劉燕（2015）F2購買裝飾皮膚可以戰(zhàn)勝他人，滿足我的好勝心F3購買裝飾皮膚可以增加打擊特效，提升用戶體驗感F4購買裝飾皮膚可以更加自信的操作，從而更好的戰(zhàn)勝敵人，取得更好的成績，具有有用性價值F5購買裝飾皮膚可以讓我感到愉悅舒適，使游戲好感度增加F6游戲里的充值活動，定期折扣，抽獎等活動會讓我產(chǎn)生消費的欲望易用性感知（PE）G1穿著裝飾皮膚進行游戲是容易的Davis（1985）王晨（2010）郭樂（2015）劉燕（2015）G2購買裝飾皮膚的流程是輕松簡單的G3學會使用新買的裝飾皮膚比較容易顧客價值感知（PV）H1我認為購買游戲的虛擬產(chǎn)品（特別是稀有、限量款），會讓我顯得比他人更個性李天（2012）張衡（2013）劉燕（2015）H2某些裝飾皮膚可以讓我更自信的操作從而更好地戰(zhàn)勝敵人，取得戰(zhàn)績，具有功能性價值H3使用某些裝飾皮膚可以讓我感到心情愉悅，具有情感性價值H4在我的社會群體中，使用裝飾皮膚可以讓我獲得社會地位的體現(xiàn)，具有社會性價值消費意愿（CI）I1我認為購買裝飾皮膚是值得的林棟（2008）肖國（2013）郭樂（2015）劉燕（2015）I2我愿意向他人推薦裝飾皮膚，游戲商品，道具禮包等I3我會購買游戲商品，裝飾皮膚，道具禮包等3.2問卷設(shè)計本文旨在探討影響手機網(wǎng)絡(luò)游戲消費意愿的因素。通過對相關(guān)文獻的梳理和分析，假設(shè)促成因素、主觀規(guī)范、形象、產(chǎn)品屬性、游戲體驗、有用性感知、易用性感知和顧客價值感知是影響消費意愿的因素，因此，本文首先要明確研究思路，其次進行問卷的設(shè)計和發(fā)放，最后收集并分析數(shù)據(jù)，以檢驗假設(shè)模型是否有效。3.2.1設(shè)計本文借鑒前人的研究成果，采用相同或類似的變量，根據(jù)本文的研究需求對題項進行合理的修正。本文的變量包括外部因素、個人感知因素和消費意愿。外部因素是自變量，包括社會因素、游戲因素和游戲體驗；其中，社會因素包括促成因素、主觀規(guī)范和形象，游戲因素包括手機網(wǎng)絡(luò)游戲的產(chǎn)品屬性；個人感知因素屬于中間變量，包括有用性感知、易用性感知和顧客價值感知；消費意愿是結(jié)果變量。本問卷包括兩部分：第一部分是個人基本情況的統(tǒng)計，包含10個問題：是否玩過手機網(wǎng)絡(luò)游戲、性別、年齡、受教育程度、職業(yè)、月可支配收入、平均游戲時長等個人基本資料，其中，是否玩過手機網(wǎng)絡(luò)游戲是判斷該問卷是否繼續(xù)的標準，未曾玩過手機網(wǎng)絡(luò)游戲的被試者將自動結(jié)束問卷，不僅避免被試者浪費時間填寫無效問卷，同時也提高了問卷的信度和效度。第二部分是衡量各變量的分值，包含31個問題，對應(yīng)促成因素、主觀規(guī)范、形象、產(chǎn)品屬性、游戲體驗、有用性感知、易用性感知、顧客價值感知和消費意愿這9個變量進行測量。采用Likert五級量表結(jié)構(gòu)，每道題分別有“非常不同意”、“不同意”、“一般”、“同意”、“非常同意”五個選項。3.2.2預測試為驗證問卷的合理性，在完成問卷的設(shè)計后，首先對小范圍人群進行測試。本研究共發(fā)放了10份問卷，主要發(fā)放對象為游戲經(jīng)驗豐富的玩家，根據(jù)其反饋，修改并完善了問卷，使問卷內(nèi)容更加準確合理。3.3數(shù)據(jù)收集與分析本文基于“問卷星”在線問卷平臺，對問卷進行發(fā)放和收集；并采用SPSS26.0軟件對樣本變量進行描述性統(tǒng)計、信度分析和效度檢驗、相關(guān)分析和回歸分析。4.實證分析4.1描述性統(tǒng)計4.1.1樣本的描述性統(tǒng)計分析本研究的正式問卷調(diào)查時間為2021年3月至4月，主要通過發(fā)送問卷鏈接進行線上問卷調(diào)查（問卷星在線問卷平臺）的形式進行調(diào)查。此次調(diào)查共回收問卷308份，其中有效問卷265份，其中無效問卷包括從未玩過手機網(wǎng)絡(luò)游戲、選項填寫高度集中、前后矛盾等，有效率為86.04%，以下數(shù)據(jù)分析針對有效問卷展開。將回收的問卷進行整理，得到玩家的基本信息。調(diào)研結(jié)果顯示，被試者中男性偏多，有147人，占55.5%，女性有118人，占44.5%；青少年群體是網(wǎng)絡(luò)游戲消費的主力軍，因此，被試者年齡分布主要在18-25歲，共有168人，占比最高，為63.4%，其次為26-30歲，有46人，占17.4%；在被試者的學歷分布上，最多的是本科生，有134人，占50.6%，其次是?？粕?，有63人，占23.8%；由于本研究的對象主要是在校大學生以及剛步入社會的年輕工作者，因此，在被試者中學生占多數(shù)，共有138人，占52.1%；同時，對于月可支配收入來說，1000-2000元的有93人，占35.1%，2001-4000元的有45人，占17.0%；對于每月游戲增值業(yè)務(wù)支出來說，每月支出0元的最多，有123人，占46.4%，其次是1-50元，有46人，占17.4%，可以看出，月可支配收入對網(wǎng)絡(luò)游戲消費會產(chǎn)生一定的影響；對于經(jīng)常接觸的手機游戲類型來說，玩過射擊類游戲的被試者有186位，占70.19%，因此本研究將射擊類游戲作為手機網(wǎng)絡(luò)游戲類型的代表，來研究影響手機網(wǎng)絡(luò)游戲消費的因素；另外，158位被試者認為單人或者團隊游戲都可以接受，占59.6%；對于每日游戲時長來說，有91位被試者玩1小時以內(nèi)，占34.3%，有77位被試者每日玩1-2小時以內(nèi)，占29.1%，具體統(tǒng)計結(jié)果詳見表4-1。表4-1游戲玩家基本信息控制變量變量選項頻率比重性別男14755.47%女11844.53%年齡18歲及以下83.02%18~25歲16863.4%26~30歲4617.36%31~35歲238.68%36~40歲134.91%40歲以上72.64%受教育程度中專/高中及以下197.17%?？?323.77%本科13450.57%碩士及碩士以上4918.49%職業(yè)部隊124.53%學生13852.08%國企職員217.92%私企職員249.06%政府機關(guān)職員228.3%事業(yè)單位職員228.3%其他269.81%月可支配收入1000元及以下4115.47%1001元-2000元9335.09%2001元-4000元4516.98%4001元-6000元3814.34%6001元-8000元259.43%8001元-10000元155.66%10001元及以上83.02%每月游戲增值業(yè)務(wù)支出A.0元12346.42%B.1元-50元4617.36%C.51元-100元2810.57%D.101元-150元249.06%E.151元-200元2710.19%F.201元及以上176.42%經(jīng)常接觸的手機游戲類型射擊類游戲18670.19%MOBA類游戲13049.06%益智類游戲10338.87%養(yǎng)成類游戲7126.79%喜歡單人游戲還是團隊游戲A.單人3212.08%B.團隊7528.3%C.單人或者團隊都可以15859.62%每日的平均游戲時長A.1小時及以內(nèi)9134.34%B.1小時-2小時7729.06%C.2小時-3小時5219.62%D.3小時-4小時2810.57%E.4小時-5小時103.77%F.5小時及以上72.64%4.1.2關(guān)鍵變量的描述性統(tǒng)計分析本文的研究對象為射擊類網(wǎng)絡(luò)游戲，因此，分析關(guān)鍵變量是應(yīng)針對玩過射擊類網(wǎng)絡(luò)游戲的被試者。本研究在265份有效問卷中，整理得到186份玩過射擊類游戲的問卷。因此，本文將通過計算該186份樣本數(shù)據(jù)的均值、標準差、偏度、峰度，來研究數(shù)據(jù)的分布，具體計算結(jié)果見表4-2。本研究采用Likert五級量表，從1到5分別對應(yīng)非常不同意、不同意、一般、同意、非常同意。本研究設(shè)定手機網(wǎng)絡(luò)游戲消費意愿均值應(yīng)≥3.5，當手機網(wǎng)絡(luò)游戲消費意愿值＜3.5時，說明玩家對于手機網(wǎng)絡(luò)游戲的消費意愿較低。通過分析表4-2可得，對于產(chǎn)品屬性的評價來說，各觀測變量的均值分別為3.71、3.72、3.69、3.80，對于游戲體驗的評價來說，各觀測變量的均值分別為3.72、3.56、3.83，因此可以得出被試者對這兩個指標的認同度較高；相反，對于易用性價值的評價值來說，各觀測變量的均值分別為2.61、2.71、2.68，意味著被試者對于該指標的認同度較低。通常認為，偏度值的范圍為-1~+1，峰度值的范圍為-3~+3，樣本近似符合正態(tài)分布。根據(jù)表4-2的數(shù)據(jù)顯示，各項的偏度均處于-1~+1之間，峰度均處于-3~+3之間，說明樣本近似接近正態(tài)分布，可以進行相關(guān)分析和回歸分析。表4-2各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果結(jié)構(gòu)變量觀測變量個案數(shù)最小值最大值平均值標準差偏度峰度統(tǒng)計標準誤差統(tǒng)計標準誤差促成因素（EF）A1186153.511.300-.524.178-.674.355A2186153.391.324-.542.178-.757.355主觀規(guī)范（SN）B1186153.441.319-.499.178-.796.355B2186153.481.320-.437.178-.864.355B3186153.191.385-.254.178-1.167.355形象（PI）C1186153.281.379-.350.178-1.046.355C2186153.271.404-.323.178-1.136.355C3186153.261.390-.313.178-1.093.355產(chǎn)品屬性（PA）D1186153.711.144-.789.178.123.355D2186153.721.044-.745.178.431.355D3186153.691.212-.774.178-.112.355D4186153.801.091-.797.178.235.355游戲體驗（GE）E1186153.721.176-.698.178-.271.355E2186153.561.185-.540.178-.515.355E3186153.831.159-.775.178-.085.355有用性感知（PU）F1186153.601.187-.547.178-.414.355F2186153.371.233-.459.178-.633.355F3186153.691.124-.666.178-.100.355F4186153.491.249-.438.178-.712.355F5186153.631.184-.681.178-.219.355F6186153.631.267-.652.178-.502.355易用性感知（PE）G1186152.611.315.169.178-1.175.355G2186152.711.340.027.178-1.304.355G3186152.681.299.130.178-1.139.355顧客價值感知（PV）H1186153.561.315-.469.178-.867.355H2186153.421.242-.430.178-.739.355H3186153.681.244-.621.178-.566.355H4186153.471.392-.419.178-1.057.355消費意愿（CI）I1186153.461.278-.406.178-.794.355I2186153.421.297-.459.178-.814.355I3186153.531.295-.558.178-.720.3554.2信度分析和效度檢驗4.2.1信度分析為保證研究結(jié)果的準確性和可信性，信度分析需要在數(shù)據(jù)分析之前進行。本文將采用Cronbach’sα系數(shù)法以及修正條款的總相關(guān)系數(shù)對數(shù)據(jù)進行信度分析。Cronbach’sα系數(shù)范圍在0~1之間，該系數(shù)越大，數(shù)據(jù)越可信，問卷信度越高。學術(shù)界一般認為，變量少于6個時，系數(shù)大于0.6，說明信度較高；變量多于6個時，系數(shù)應(yīng)大于等于0.7，才能說明信度較高；同時，修正條款的總相關(guān)系數(shù)的臨界值應(yīng)大于0.4。根據(jù)以上兩個標準，對本文的9個結(jié)構(gòu)變量分別展開信度檢驗，具體結(jié)果見表4-3。通過表4-3顯示，各個變量的α值均大于0.7，表明信度較好。同時，各題項修正條款的總相關(guān)系數(shù)均大于0.4，意味著刪除某一個題項不會明顯改變內(nèi)部一致性系數(shù)。因此，本研究樣本較為可靠。表4-3量表信度檢驗結(jié)果Cronbachα系數(shù)基于標準化項的Cronbachα系數(shù)項數(shù).979.98031表4-4結(jié)構(gòu)變量和觀測變量信度檢驗結(jié)果結(jié)構(gòu)變量Cronbachα系數(shù)觀測變量修正后的項與總計相關(guān)性刪除項后的Cronbachα促成因素（EF）.919A1.850A2.850主觀規(guī)范（SN）.922B1.849.881B2.857.875B3.819.906形象（PI）.964C1.937.938C2.924.947C3.911.957產(chǎn)品屬性（PA）.943D1.900.914D2.899.917D3.841.935D4.827.937游戲體驗（GE）.940E1.898.896E2.867.920E3.863.923有用性感知（PU）.965F1.914.956F2.876.960F3.885.960F4.879.960F5.895.958F6.889.959易用性感知（PE）.944G1.852.944G2.912.897G3.889.915顧客價值感知（PV）.959H1.938.934H2.917.941H3.842.962H4.905.945消費意愿（CI）.959I1.925.931I2.895.954I3.920.9354.2.2效度分析效度也稱有效性，是測量結(jié)果對考察內(nèi)容的反映程度。效度越高，意味著測量結(jié)果與考察內(nèi)容的匹配度越高。本文采用KMO和Bartlett球體檢驗，一般認為KMO值大于0.7時，結(jié)構(gòu)效度較好；KMO值位于0.5與0.7之間時，結(jié)構(gòu)效度一般；KMO值小于0.5時，結(jié)構(gòu)效度不能接受。在Bartlett球體檢驗中，顯著性指數(shù)小于0.05，表明可以進行因子分析，樣本具有一定的效度。本文對于KMO和Bartlett球體檢驗的結(jié)果如表4-6所示。根據(jù)表4-6可以發(fā)現(xiàn)，模型的KMO值均在0.5以上，Bartlett球體檢驗顯著性為0.000＜0.05，變量間存在相關(guān)關(guān)系。因此，本文模型效度較好，可以實現(xiàn)檢驗?zāi)康?，可以進行因子分析。表4-5KMO和Bartlett球體檢驗結(jié)果結(jié)構(gòu)變量KMO取樣適切性量數(shù)。Bartlett球形度檢驗近似卡方自由度顯著性促成因素（EF）.500235.6251.000主觀規(guī)范（SN）.759416.1243.000形象（PI）.776664.4733.000產(chǎn)品屬性（PA）.853717.6753.000游戲體驗（GE）.764497.2703.000有用性感知（PU）.9191353.2083.000易用性感知（PE）.756532.6043.000顧客價值感知（PV）.849899.0663.000消費意愿（CI）.773621.7613.0004.3相關(guān)分析相關(guān)性分析是研究兩個或兩個以上變量之間的相關(guān)程度的方法，是學者們常用的定量研究方法，一般通過相關(guān)系數(shù)描述。相關(guān)系數(shù)r值為1或-1時，稱為完全線性相關(guān)；當-1＜r＜1時，存在相關(guān)；當r＞0時，稱為正相關(guān)；當r＜0時，稱為負相關(guān)。本文采用Pearson相關(guān)分析法，對促成因素、主觀規(guī)范、形象、產(chǎn)品屬性、游戲體驗、有用性感知、易用性感知、顧客感知價值、消費意愿進行相關(guān)分析。首先將各個變量的觀測變量得分進行加權(quán)平均，得到各變量數(shù)值，然后利用SPSS26.0進行相關(guān)分析，具體計算結(jié)果如表4-6。通過分析可得，促成因素與消費意愿在0.01水平上顯著相關(guān)；主觀規(guī)范與游戲體驗、有用性感知在0.01水平上顯著相關(guān)；形象與有用性感知在0.01水平上顯著相關(guān)；產(chǎn)品屬性與有用性感知、游戲體驗在0.01水平上顯著相關(guān)；游戲體驗與顧客感知價值在0.01水平上顯著相關(guān)；有用性感知與消費意愿在0.01水平上顯著相關(guān)；顧客感知價值與消費意愿在0.01水平上顯著相關(guān)。表4-6各變量相關(guān)性分析促成因素主觀規(guī)范形象產(chǎn)品屬性游戲體驗有用性感知易用性感知顧客感知價值消費意愿促成因素相關(guān)性1.804**.766**.806**.821**.838**-.034.837**.809**Sig.(2-tailed).000.000.000.000.000.644.000.000主觀規(guī)范相關(guān)性.804**1.915**.766**.783**.845**-.114.855**.790**Sig.(2-tailed).000.000.000.000.000.120.000.000形象相關(guān)性.766**.915**1.669**.746**.804**-.145*.837**.773**Sig.(2-tailed).000.000.000.000.000.049.000.000產(chǎn)品屬性相關(guān)性.806**.766**.669**1.868**.840**.036.834**.801**Sig.(2-tailed).000.000.000.000.000.623.000.000游戲體驗相關(guān)性.821**.783**.746**.868**1.913**.077.908**.856**Sig.(2-tailed).000.000.000.000.000.296.000.000有用性感知相關(guān)性.838**.845**.804**.840**.913**1.050.951**.898**Sig.(2-tailed).000.000.000.000.000.499.000.000易用性感知相關(guān)性-.034-.114-.145*.036.077.0501-.002-.041Sig.(2-tailed).644.120.049.623.296.499.980.579顧客感知價值相關(guān)性.837**.855**.837**.834**.908**.951**-.0021.906**Sig.(2-tailed).000.000.000.000.000.000.980.000消費意愿相關(guān)性.809**.790**.773**.801**.856**.898**-.041.906**1Sig.(2-tailed).000.000.000.000.000.000.579.000**.Correlationissignificantatthe0.01levelSig.(2-tailed).*.Correlationissignificantatthe0.01levelSig.(2-tailed).4.4回歸分析回歸分析是通過建立方程式來探索變量間的作用關(guān)系。本研究將基于SPSS26.0，采用多元線性回歸分析，通過建立回歸方程，來驗證變量間的作用方向。4.4.1促成因素與消費意愿的回歸分析將消費意愿作為因變量，促成因素作為自變量進行回歸分析，結(jié)果如表4-7、4-8、4-9所示。通過分析表4-7、4-8可得，F(xiàn)統(tǒng)計值為349.195，顯著性為0.000＜0.05，達到顯著性水平，說明該回歸模型有效。通過表4-9可得，促成因素對消費意愿的回歸系數(shù)為0.796，t值顯著性為0.000＜0.05，說明促成因素對消費體驗的影響作用是正向的。因此，將自變量的系數(shù)代入回歸方程中，得到自變量與因變量之間的回歸方程：消費意愿=0.721+0.796×促成因素因此本文的研究假設(shè)H1成立。表4-7促成因素對消費意愿的回歸模型摘要模型RR方調(diào)整后R方標準估算的誤差1.809a.655.653.73078a.預測變量：(常量),促成因素表4-8促成因素對消費意愿的回歸模型的方差分析模型平方和自由度均方F顯著性1回歸186.4861186.486349.195.000b殘差98.265184.534總計284.751185a.因變量：消費意愿b.預測變量：(常量),促成因素表4-9促成因素對消費意愿的回歸方程計算中的系數(shù)表模型未標準化系數(shù)標準化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計B標準誤差Beta容差VIF1(常量).721.1564.612.000促成因素.796.043.80918.687.0001.0001.000a.因變量：消費意愿4.4.2形象、主觀規(guī)范與有用性感知的回歸分析將有用性感知作為因變量，形象、主觀規(guī)范作為自變量進行回歸分析，結(jié)果如表4-10、4-11、4-12所示。通過分析表4-10、4-11可得，F(xiàn)統(tǒng)計值為234.737，顯著性為0.000＜0.05，達到顯著性水平，說明該回歸模型有效。通過表4-12可得，形象、主觀規(guī)范對有用性感知的回歸系數(shù)分別為0.161、0.597，t值顯著性均為0.000＜0.05，說明形象、主觀規(guī)范對有用性感知的影響作用是正向的。因此，將自變量的系數(shù)代入回歸方程中，得到自變量與因變量之間的回歸方程：有用性感知=1.032+0.597×主觀規(guī)范+0.161×形象因此本文的研究假設(shè)H2、H4成立。表4-10形象、主觀規(guī)范對有用性感知的回歸模型摘要模型RR方調(diào)整后R方標準估算的誤差1.848a.720.716.59413a.預測變量：(常量),形象,主觀規(guī)范表4-11形象、主觀規(guī)范對有用性感知的回歸模型的方差分析模型平方和自由度均方F顯著性1回歸165.717282.859234.737.000b殘差64.596183.353總計230.314185a.因變量：有用性感知b.預測變量：(常量),形象,主觀規(guī)范表4-12形象、主觀規(guī)范對有用性感知的回歸方程計算中的系數(shù)表模型未標準化系數(shù)標準化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計B標準誤差Beta容差VIF1(常量)1.032.1268.203.000主觀規(guī)范.597.087.6686.873.000.1626.157形象.161.081.1931.991.000.1626.157a.因變量：有用性感知4.4.3主觀規(guī)范與游戲體驗的回歸分析將游戲體驗作為因變量，主觀規(guī)范作為自變量進行回歸分析，結(jié)果如表4-13、4-14、4-15所示。通過分析表4-13、4-14可得，F(xiàn)統(tǒng)計值為292.028，顯著性為0.000＜0.05，達到顯著性水平，說明該回歸模型有效。通過表4-15可得，主觀規(guī)范對游戲體驗的回歸系數(shù)為0.696，t值顯著性為0.000＜0.05，說明主觀規(guī)范對游戲體驗的影響作用是正向的。因此，將自變量的系數(shù)代入回歸方程中，得到自變量與因變量之間的回歸方程：游戲體驗=1.356+0.696×主觀規(guī)范因此本文的研究假設(shè)H3成立。表4-13主觀規(guī)范對游戲體驗的回歸模型摘要模型RR方調(diào)整后R方標準估算的誤差1.783a.613.611.69137a.預測變量：(常量),主觀規(guī)范表4-14主觀規(guī)范對游戲體驗的回歸模型的方差分析模型平方和自由度均方F顯著性1回歸139.5881139.588292.028.000b殘差87.951184.478總計227.539185a.因變量：游戲體驗b.預測變量：(常量),主觀規(guī)范表4-15主觀規(guī)范對游戲體驗的回歸方程計算中的系數(shù)表模型未標準化系數(shù)標準化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計B標準誤差Beta容差VIF1(常量)1.356.1469.264.000主觀規(guī)范.696.041.78317.089.0001.0001.000a.因變量：游戲體驗4.4.4產(chǎn)品屬性與有用性感知的回歸分析將易用性感知作為因變量，產(chǎn)品屬性作為自變量進行回歸分析，結(jié)果如表4-16、4-17、4-18所示。通過分析表4-16、4-17可得，F(xiàn)統(tǒng)計值為442.388，顯著性為0.000＜0.05，達到顯著性水平，說明該回歸模型有效。通過表4-18可得，產(chǎn)品屬性對有用性感知的回歸系數(shù)為0.902，t值顯著性為0.000＜0.05，說明產(chǎn)品屬性對有用性感知的影響作用是正向的。因此，將自變量的系數(shù)代入回歸方程中，得到自變量與因變量之間的回歸方程：有用性感知=1.356+0.902×產(chǎn)品屬性因此本文的研究假設(shè)H5成立。表4-16產(chǎn)品屬性對有用性感知的回歸模型摘要模型RR方調(diào)整后R方標準估算的誤差1.840a.706.705.60637a.預測變量：(常量),產(chǎn)品屬性表4-17產(chǎn)品屬性對有用性感知的回歸模型的方差分析模型平方和自由度均方F顯著性1回歸162.6601162.660442.388.000b殘差67.654184.368總計230.314185a.因變量：有用性感知b.預測變量：(常量),產(chǎn)品屬性表4-18產(chǎn)品屬性對有用性感知的回歸方程計算中的系數(shù)表模型未標準化系數(shù)標準化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計B標準誤差Beta容差VIF1(常量).205.1661.235.218產(chǎn)品屬性.902.043.84021.033.0001.0001.000a.因變量：有用性感知4.4.5產(chǎn)品屬性與易用性感知的回歸分析將易用性感知作為因變量，產(chǎn)品屬性作為自變量進行回歸分析，結(jié)果如表4-19、4-20、4-21所示。通過分析表4-19、4-20可得，F(xiàn)統(tǒng)計值為0.242，顯著性為0.623＞0.05，不顯著，說明該回歸模型無效。通過表4-21可得，產(chǎn)品屬性對有用性感知的回歸系數(shù)為0.029，t值顯著性為0.623＞0.05，說明產(chǎn)品屬性對有用性感知的影響作用不顯著。因此本文的研究假設(shè)H6不成立。表4-19產(chǎn)品屬性對易用性感知的回歸模型摘要模型RR方調(diào)整后R方標準估算的誤差1.036a.001-.004.83160a.預測變量：(常量),產(chǎn)品屬性表4-20產(chǎn)品屬性對易用性感知的回歸模型的方差分析模型平方和自由度均方F顯著性1回歸.1681.168.242.623b殘差127.248184.692總計127.415185a.因變量：易用性感知b.預測變量：(常量),產(chǎn)品屬性表4-21產(chǎn)品屬性對易用性感知的回歸方程計算中的系數(shù)表模型未標準化系數(shù)標準化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計B標準誤差Beta容差VIF1(常量)1.657.2287.278.000產(chǎn)品屬性.029.059.036.492.6231.0001.000a.因變量：易用性感知4.4.6產(chǎn)品屬性與游戲體驗的回歸分析將游戲體驗作為因變量，產(chǎn)品屬性作為自變量進行回歸分析，結(jié)果如表4-22、4-23、4-24所示。通過分析表4-22、4-23可得，F(xiàn)統(tǒng)計值為560.954，顯著性為0.000＜0.05，達到顯著性水平，說明該回歸模型有效。通過表4-24可得，產(chǎn)品屬性對游戲體驗的回歸系數(shù)為0.926，t值顯著性為0.000＜0.05，說明產(chǎn)品屬性對游戲體驗的影響作用是正向的。因此，將自變量的系數(shù)代入回歸方程中，得到自變量與因變量之間的回歸方程：游戲體驗=0.249+0.926×產(chǎn)品屬性因此本文的研究假設(shè)H7成立。表4-22產(chǎn)品屬性對游戲體驗的回歸模型摘要模型RR方調(diào)整后R方標準估算的誤差1.868a.753.752.55267a.預測變量：(常量),產(chǎn)品屬性表4-23產(chǎn)品屬性對游戲體驗的回歸模型的方差分析模型平方和自由度均方F顯著性1回歸171.3381171.338560.954.000b殘差56.201184.305總計227.539185a.因變量：游戲體驗b.預測變量：(常量),產(chǎn)品屬性表4-24產(chǎn)品屬性對游戲體驗的回歸方程計算中的系數(shù)表模型未標準化系數(shù)標準化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計B標準誤差Beta容差VIF1(常量).249.1511.646.102產(chǎn)品屬性.926.039.86823.684.0001.0001.000a.因變量：游戲體驗4.4.7游戲體驗與顧客價值感知的回歸分析將顧客感知價值作為因變量，游戲體驗作為自變量進行回歸分析，結(jié)果如表4-25、4-26、4-27所示。通過分析表4-25、4-26可得，F(xiàn)統(tǒng)計值為859.642，顯著性為0.000＜0.05，達到顯著性水平，說明該回歸模型有效。通過表4-27可得，游戲體驗對顧客感知價值的回歸系數(shù)為0.921，t值顯著性為0.000＜0.05，說明游戲體驗對顧客感知價值的影響作用是正向的。因此，將自變量的系數(shù)代入回歸方程中，得到自變量與因變量之間的回歸方程：顧客感知價值=0.182+0.921×游戲體驗因此本文的研究假設(shè)H8成立。表4-25游戲體驗對顧客價值感知的回歸模型摘要模型RR方調(diào)整后R方標準估算的誤差1.908a.824.823.51617a.預測變量：(常量),游戲體驗表4-26游戲體驗對顧客價值感知的回歸模型的方差分析模型平方和自由度均方F顯著性1回歸229.0341229.034859.642.000b殘差49.023184.266總計278.056185a.因變量：顧客感知價值b.預測變量：(常量),游戲體驗表4-27游戲體驗對顧客價值感知的回歸方程計算中的系數(shù)表模型未標準化系數(shù)標準化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計B標準誤差Beta容差VIF1(常量).182.1321.379.169游戲體驗0.921.034.90829.320.0001.0001.000a.因變量：顧客感知價值4.4.8有用性感知與消費意愿的回歸分析將消費意愿作為因變量，有用性感知作為自變量進行回歸分析，結(jié)果如表4-28、4-29、4-30所示。通過分析表4-28、4-29可得，F(xiàn)統(tǒng)計值為764.738，顯著性為0.000＜0.05，達到顯著性水平，說明該回歸模型有效。通過表4-30可得，有用性感知對消費意愿的回歸系數(shù)為0.998，t值顯著性為0.000＜0.05，說明有用性感知對消費意愿的影響作用是正向的。因此，將自變量的系數(shù)代入回歸方程中，得到自變量與因變量之間的回歸方程：消費意愿=0.096+0.988×有用性感知因此本文的研究假設(shè)H9成立。表4-28有用性感知對消費意愿的回歸模型摘要模型RR方調(diào)整后R方標準估算的錯誤1.898a.806.805.54785a.預測變量：(常量),有用性感知表4-29有用性感知對消費意愿的回歸模型的方差分析模型平方和自由度均方F顯著性1回歸229.5261229.526764.738.000b殘差55.225184.300總計284.751185a.因變量：消費意愿b.預測變量：(常量),有用性感知表4-30有用性感知對消費意愿的回歸方程計算中的系數(shù)表模型未標準化系數(shù)標準化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計B標準錯誤Beta容差VIF1(常量).096.135.711.478有用性感知.988.036.89827.654.0001.0001.000a.因變量：消費意愿4.4.9易用性感知與有用性感知的回歸分析將有用性感知作為因變量，易用性感知作為自變量進行回歸分析，結(jié)果如表4-31、4-32、4-33所示。通過分析表4-31、4-32可得，F(xiàn)統(tǒng)計值為0.460，顯著性為0.499＞0.05，不顯著，說明該回歸模型無效。通過表4-33可得，易用性感知對有用性感知的回歸系數(shù)為0.067，t值顯著性為0.499＞0.05，說明易用性感知對有用性感知的影響作用不顯著。因此本文的研究假設(shè)H10不成立。表4-31易用性感知對有用性感知的回歸模型摘要模型RR方調(diào)整后R方標準估算的誤差1.050a.002-.0031.11740a.預測變量：(常量),易用性感知表4-32易用性感知對有用性感知的回歸模型的方差分析模型平方和自由度均方F顯著性1回歸.5741.574.460.499b殘差229.7401841.249總計230.314185a.因變量：有用性感知b.預測變量：(常量),易用性感知表4-33易用性感知對有用性感知的回歸方程計算中的系數(shù)表模型未標準化系數(shù)標準化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計B標準誤差Beta容差VIF1(常量)3.451.19317.883.000易用性感知.067.099.050.678.4991.000