【主播帶貨中信任對消費者購買決策的影響實證探究（含問卷）13000字（論文）】

中文摘要近幾年來，網(wǎng)絡直播帶貨一直保持著穩(wěn)定發(fā)展的趨勢，尤其是在新冠肺炎疫情的推進下，主播直播帶貨更是保持飛速發(fā)展的趨勢。在主播帶貨直播中，消費者的購買決策會受到內(nèi)容、促銷手段、個人魅力、互動、信任等因素的影響，其中，信任因素被普遍認為是主播的最大優(yōu)勢。在本文研究中，參考主播帶貨、消費者購買決策等相關文獻的基礎上,得出有主播的語言很吸引人、主播有很多活躍粉絲數(shù)量、主播的展示與講解很專業(yè)、主播與粉絲的互動頻率很高、主播的回應速度很快、主播的抽獎回饋很及時、我相信主播是善意的、我相信主播把客戶的利益放在第一位、我相信主播能考慮到他的行為對我的影響、我相信主播的承諾是可靠的、我相信主播的帶貨的產(chǎn)品質(zhì)量有保障、我不懷疑主播的帶貨產(chǎn)品真實性、我會重復購買主播推薦的該產(chǎn)品、我會把主播推薦給親朋好友、我愿意購買主播推薦的其他產(chǎn)品共15個影響因子是影響消費者購買決策的重要原因。最后通過問卷調(diào)查進行數(shù)據(jù)的收集,對數(shù)據(jù)利用SPSS進行分析。本文在研究結論的基礎上，提出主播應嚴格選品、選擇知名度高品牌、樹立良好的個人形象、實話實說、實事求是、提供優(yōu)惠與贈品、提高主播專業(yè)度等建議。[關鍵詞]主播帶貨；信任；購買決策

前言（一）研究背景據(jù)中國互聯(lián)網(wǎng)絡信息中心（CNNIC）發(fā)布的第47次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告-網(wǎng)絡直播》顯示，截至2020年12月，我國網(wǎng)絡直播用戶規(guī)模達6.17億，較2020年3月增長5703萬，占網(wǎng)民整體的62.4%。其中，電商直播用戶規(guī)模為3.88億，較2020年3月增長1.23億，占網(wǎng)民整體的39.2%。由此可見，直播帶貨行業(yè)一直處于一種穩(wěn)定發(fā)展局面，消費者越來與趨向于在主播直播帶貨的直播間中購買產(chǎn)品。各大短視頻平臺如斗魚、抖音以及快手紛紛也開啟了主播直播帶貨的模式。而隨著越來越多主播加入到直播帶貨的行業(yè)中，各種損害消費者權益現(xiàn)象時有發(fā)生，如商家虛假發(fā)貨、產(chǎn)品質(zhì)量存在問題、售后服務不到位等一系列問題層出不窮的出現(xiàn)。這些問題在一定程度上打擊了消費者在主播直播帶貨中購物的積極性，進而降低消費者對直播帶貨的信任度。圖12016年.12-2020.12網(wǎng)絡直播用戶規(guī)模及使用率（二）研究意義在新冠肺炎疫情背景下，實體的零售業(yè)備受考驗，為了能夠更好地生存與發(fā)展，實體零售業(yè)不得不轉(zhuǎn)變自身的思維，轉(zhuǎn)而投向直播帶貨，采取線上跟線下相結合的營銷模式。然而，信任通常被認為是直播帶貨的最大優(yōu)勢。在眾多主播帶貨直播的過程中，出現(xiàn)了“秒光”現(xiàn)象，一個很重要的原因就是消費者對主播的信任，但這種信任的建立不可能在短時間內(nèi)建立起來，這是長期培育的結果。一份研究報告顯示，消費者從主播直播間購買的產(chǎn)品一旦出現(xiàn)質(zhì)量問題，消費者對該主播直播帶貨的信任度就會降低。而一旦消費者多次遇到質(zhì)量問題，消費者就不會再繼續(xù)購買主播推薦的產(chǎn)品。這說明，主播要想在直播中贏得消費者持久的好感，就必須重視與消費者建立牢固的信任關系。由此看來，只有以信任為紐帶，充分平衡主播、商家與消費者三者之間的關系，才能不斷地激發(fā)出市場的活力。本文以主播帶貨中信任對消費者購買決策的影響行為進行分析，希望通過分析研究出信任因子是如何影響消費者的購買行為的，并研究出提高消費者對網(wǎng)絡直播信任的方法。希望能為今后的主播帶貨提供一些參考價值，以贏得更多消費者的青睞，從而促進主播帶貨行業(yè)健康、快速的發(fā)展。（三）研究方法1.文獻研究法本文沿用研究調(diào)查的重要方法文獻研究法，在確定本次研究選題之前，通過瀏覽國內(nèi)權威學術網(wǎng)站--知網(wǎng)，借助新媒體時代的重要新聞娛樂媒介--微博，確定本次研究主題主播帶貨+信任+購買決策。同時在本次調(diào)查研究中，本人大量查閱國內(nèi)外的相關研究，希望借助現(xiàn)有的知識庫，能夠明確本次調(diào)查的相關理論，為文章提供堅實基礎。2.問卷調(diào)查法本研究遵循經(jīng)典的調(diào)查方法-問卷調(diào)查法，收集本研究的主要數(shù)據(jù)。主播帶貨中信任對消費者購買決策的影響研究分析建立在問卷調(diào)查收集資料的基礎之上。同時，為了保證數(shù)據(jù)的有效收集，通過制定計量量表進行定量分析。3.深入訪談法為保證本次調(diào)查研究的真實性，本研究利用面對面的深入訪談法，開發(fā)本次調(diào)研的問卷；同時為保證數(shù)據(jù)的科學性和有效性，在本次調(diào)查中以至研究完成以后,積極聯(lián)系專家學者，聽取專業(yè)意見，完善本次研究。4.數(shù)理統(tǒng)計分析法本文沿用經(jīng)典數(shù)理統(tǒng)計分析方法，利用問卷調(diào)查法獲取原始數(shù)據(jù)后,對數(shù)據(jù)進行信效度、交叉分析，進行主播帶貨中信任對消費者購買決策的影響研究。國內(nèi)外研究綜述（一）國內(nèi)研究現(xiàn)狀羅克研在北京消協(xié)發(fā)布直播送商品報告指出，被調(diào)查者選擇在主播中購買直播送商品的主要原因是價格低和主播的產(chǎn)品展示效果;調(diào)查結果顯示，在觀看主播直播時，最關心商品質(zhì)量的受訪者比例63.86%，說明受訪者最擔心商品質(zhì)量;但調(diào)查顯示，有30%的現(xiàn)場商家宣傳不到位，即在北京消防調(diào)查的30個現(xiàn)場樣品中，有部分樣品涉嫌通過宣傳產(chǎn)品功效或使用極端詞語誘導消費者購買商品，這在一定程度上侵犯了消費者的知情權和公平交易權。由此，我們可以看出，提高消費者對主播直播的信任度的方法是確保產(chǎn)品的質(zhì)量。復旦大學管理學院的劉明宇曾提出，直播是一種信任競爭。主播與粉絲之間建立理解信任關系是一種理解信任關系。如果要保持這種關系，主播必須嚴格控制產(chǎn)品質(zhì)量，確保風機的合法權益不受損害。這相當于信用背書，可以在短時間內(nèi)將粉絲對主播信任的理解傳遞給主播直播產(chǎn)品。如果沒有這個機制，消費者和廠商之間需要通過長時間的信息溝通交流和多次互動，才能夠增進彼此之間的了解，從而建立穩(wěn)固的信任關系。由此可知，在直播帶貨中只有主播嚴格對產(chǎn)品進行把關，并確保粉絲正當利益不受侵犯，主播和消費者之間才能建立起一個穩(wěn)定的信任關系。信海光指出“信任”是直播帶貨最大的利益。但直播帶貨行業(yè)中，不但在直播過程中被發(fā)現(xiàn)存在真假混賣、虛假宣傳等問題，屢禁不止的刷單現(xiàn)象也正在慢慢增多，一時間，直播帶貨變成一個人人喊打的“渾水領域”。由此可知，主播直播帶貨中由于企業(yè)存在刷單行為，導致消費者對直播帶貨存在不信任關系，從而不輕易產(chǎn)生購買行為。李凌，周業(yè)萍兩人構建了由人格信任、關系信任以及制度技術信任組成的網(wǎng)絡信任結構模型，并以此為基礎分析了直播帶貨通過透明展示、社交背書、社會臨場對關系信任、技術信任的增強；并提出，鑒于網(wǎng)絡信任的多重結構，有必要從制度信任、技術信任回歸人格信任，通過加強信任者和被信任者的信任品格能力建設，建立嚴格的分布式責任機制，克服信任中介化導致的倫理風險。因此，可以看出，消費者對直播交付的信任可以從系統(tǒng)和技術的信任上得到提高。王興標、谷斌兩人基于移動社交電子商務的特點假設影響消費者信任和購買意愿的因素,即除系統(tǒng)質(zhì)量、信息質(zhì)量、產(chǎn)品質(zhì)量、服務質(zhì)量四個影響非移動社交電子商務消費者信任的因素外,還包括社群關系和網(wǎng)購認知這兩個影響移動社交電子商務消費者信任的新因素,他們假設上述因素對消費者感知信任和感知風險兩個中介變量存在影響,并進一步影響消費者購買意愿,繼而再通過構建結構方程模型進行實證分析。結果顯示,系統(tǒng)質(zhì)量、信息質(zhì)量、產(chǎn)品質(zhì)量、服務質(zhì)量均不同程度正向影響消費者感知信任,負向影響感知風險,而社群強弱關系對購買意愿的影響與弱關系理論結論相反,網(wǎng)購認知對增強消費者感知信任作用明顯,消除消費者感知風險是增強消費者信任的重要途徑。（二）國外研究現(xiàn)狀L?z?roiugeorge、Neguri??Octav、GrecuIuliaGheorghe、米特蘭·保拉·科妮莉亞四人旨在探討消費者在網(wǎng)上零售平臺上的信任和購買行為，并研究拓展了消費者在網(wǎng)上購買產(chǎn)品時的感知購物風險和回購行為以及消費者對網(wǎng)上購物的信任和購買決策等方面的最新知識。通過調(diào)查消費者的感知態(tài)度、行為意圖和即時滿足感如何影響在線購買產(chǎn)品和服務，來考慮消費者在社交商務平臺上的決策過程，并結合信任度的特點，重點研究了網(wǎng)絡消費者購買意愿、社會商業(yè)采納行為與消費者信任之間的關系，以及影響網(wǎng)絡購買決策的風險因素。為研究社會媒體中消費者參與的心理決定因素、價格評估背后的決策機制、所產(chǎn)生的感知風險類型以及社交商務平臺上的網(wǎng)上回購行為和意圖提供了重要的研究途徑。馬丁·派爾、安德魯·史密斯、亞尼娜·雪佛楚克三人通過對27次深度訪談的數(shù)據(jù)分析，為我們解釋了消費者如何利用天真的理論和從經(jīng)驗中吸取教訓，發(fā)展網(wǎng)絡的、多維度的信任評估，并在這個當代環(huán)境中管理懷疑主義。他們致力于在eWOM市場上對消費者信任和信任評估進行更精細、更流暢和更有經(jīng)驗的理解，并為評審平臺和營銷人員提供可供借鑒的實際意義。烏爾瓦?！ぬ诡D、阿米特·米塔爾、斯里達爾·馬諾哈做了關于電子商務制度機制(PEEIM)作為回購意愿和信任之間的調(diào)節(jié)者的感知有效性的作用的問卷調(diào)查，結果表明，退貨政策、POD支付方式、自由運輸政策和VTO技術對信任度有顯著的預測作用。令人驚訝的是，特定供應商的擔保與信任有著消極的關系。信任反過來又會影響回購意愿?？紤]信任和問卷調(diào)查，結果證實PEEIM對信任與回購意愿之間的關系具有負向調(diào)節(jié)作用。研究設計（一）研究模型在翻閱大量相關文獻綜述的基礎上，在學者陳蕾（2016）[11]研究的基礎上，本文以在主播直播帶貨中購買產(chǎn)品的消費者的視角出發(fā)，研究主播帶貨中信任對消費者購買決策的影響。依據(jù)直播帶貨行業(yè)信任缺失現(xiàn)狀，選取以下變量，建立了本文研究的理論圖2研究模型（二）研究假設綜上所述，本文共提出7個假設，分別為：H1:在直播帶貨中，主播的能力對消費者信任顯著相關。主播的能力是指的語言表現(xiàn)力、主播的活躍粉絲數(shù)以及主播的展示和講解。H2:在直播帶貨中，主播的關系對消費者信任顯著相關。主播的關系是指主播與粉絲的互動、主播的回應速度以及主播的抽獎回饋。H3:在直播帶貨中，主播的善意對消費者信任顯著相關。我相信主播是善意的、我相信主播把客戶的利益放在第一位、我相信主播能考慮到他的行為對我的影響。H4:在直播帶貨中，消費者的信任對產(chǎn)生購買決策行為顯著相關。信任是指我相信主播的承諾是可靠的、我相信主播的帶貨的產(chǎn)品質(zhì)量有保障、我不懷疑主播的帶貨產(chǎn)品真實性；購買決策是指我會重復購買主播推薦的該產(chǎn)品、我會把主播推薦給親朋好友、我愿意購買主播推薦的其他產(chǎn)品。H5:在直播帶貨中，主播的能力對消費者產(chǎn)生購買決策顯著相關。H6:在直播帶貨中，主播的關系對消費者產(chǎn)生購買決策顯著相關。H7:在直播帶貨中，主播的善意對消費者產(chǎn)生購買決策顯著相關。問卷設計和數(shù)據(jù)收集（一）研究對象此調(diào)查問卷的研究的對象是在主播直播帶貨中進行消費的群體。（二）問卷設計本研究的調(diào)查問卷由五個部分組成。第一部分為公共題，共有四題，為Q1-Q4，分別調(diào)查對象的性別、年齡、教育程度、以及月可支配收入四項基本情況。第二部為篩選題，共有兩題，Q5-Q6，用來確定調(diào)查對象是否為主播直播帶貨中進行消費的群體，選項為否，則直接結束作答，視為無效問卷。第三部分為調(diào)查對象在信任的主播直播間購買產(chǎn)品的頻率、選擇在觀看主播直播帶貨的過程中購買產(chǎn)品的原因、信任產(chǎn)生的原因以及買到不滿意產(chǎn)品的情況共有七題，為Q7-Q13。第四部分是問卷主要組成部分，由度量題目組成，主要研究調(diào)查者在主播帶貨中因為信任從而產(chǎn)生購買行為的影響因素，采用李克特五級量表，本次模型中，3個自變量共包括15個度量項目，共有一題，為Q14。第五部分為調(diào)查對象對主播直播帶貨如何提高消費者信任的建議，共一題，為Q15。（三）樣本量的確定利用慣用經(jīng)驗法：變量個數(shù)*30：因變量：能力、關系、善意共3個，其中，能力為主播的語言很吸引人、主播有很多活躍粉絲數(shù)量、主播的展示與講解很專業(yè)共3個因子；關系為主播與粉絲的互動頻率很高、主播的回應速度很快、主播的抽獎回饋很及時共3個因子；善意為我相信主播是善意的、我相信主播把客戶的利益放在第一位、我相信主播能考慮到他的行為對我的影響共3個因子；自變量：購買決策共1個，即為我會重復購買主播推薦的該產(chǎn)品、我會把主播推薦給親朋好友、我愿意購買主播推薦的其他產(chǎn)品共3個因子；中介變量：信任共1個，即為我相信主播的承諾是可靠的、我相信主播的帶貨的產(chǎn)品質(zhì)量有保障、我不懷疑主播的帶貨產(chǎn)品真實性共3個因子，由此可知變量共為7個，得出樣本量=7*30=210個，即應該收集210份問卷及以上。（四）問卷的發(fā)放與回收本文問卷的設計在問卷星上進行，通過微信、QQ方式發(fā)放問卷進行調(diào)研，一共發(fā)放問卷210份，回收問卷160份?；厥章蔬_76%，整理可得最終有效問卷共160份，有效問卷回收率為76%，即最終有效樣本為160份。數(shù)據(jù)整理與分析（一）描述性統(tǒng)計分析1.性別分析表1性別分析次數(shù)百分比有效的百分比累積百分比有效男8653.853.853.8女7446.346.3100.0總計160100.0100.0在回收的有效問卷中，由表1可知男女分別占比53.8%、46.3%，這表明不論男女，在主播直播帶貨中都容易產(chǎn)生購買行為。2.年齡分析表2年齡分析次數(shù)百分比有效的百分比累積百分比有效18歲以下2012.512.512.518-25歲8050.050.062.525-35歲4930.630.693.135歲以上116.96.9100.0總計160100.0100.0在回收的有效問卷中，由表2可知18-25歲占比50%，25-35歲的青年占比為30.6%，說明在樣本中在主播帶貨過程中發(fā)生購買決策的主力軍是18-25歲的青年，次要主力軍為25-35歲的青年。這表明18-25歲的青年更容易在主播直播帶貨的情況下產(chǎn)生購買行為；25-35歲的青年比較容易產(chǎn)生購買行為。3.教育程度分析表3教育程度分析次數(shù)百分比有效的百分比累積百分比有效初中或初中以下159.49.49.4高中或中專3924.424.433.8大專或本科8855.055.088.8研究生及以上1811.311.3100.0總計160100.0100.0在回收的有效問卷中，由表3可知大專及本科為占比55%；高中或中專為24.4%；初中或初中以下、研究生以上分別為8.4%、11.3%。這表明大學生是在主播直播帶貨中產(chǎn)生購買行為的高頻人群，其次為高中生。4.月可支配收入分析表4月可支配收入分析次數(shù)百分比有效的百分比累積百分比有效1000以下3320.620.620.61000~20004125.625.646.32000~30003521.921.968.13000~40002716.916.985.05000及以上2415.015.0100.0總計160100.0100.0在回收的有效問卷中，由表4可知月可支配收入為1000以下、1000-2000、2000-3000分別占比為20.6%、25.6%、21.9%，這是由于月可支配收入為1000~3000的調(diào)查對象的身份大部分為學生，進一步表明了大學生是主播直播帶貨中產(chǎn)生購買行為的高頻人群。5.消費者是否有信任主播的分析表5消費者是否有信任主播的分析次數(shù)百分比有效的百分比累積百分比有效是12578.178.178.1否3521.921.9100.0總計160100.0100.0在回收的有效問卷中，由表5可知調(diào)查對象有比較信任的主播的占比為78.1%，調(diào)查者沒有有比較信任的主播的占比為21.9%，表明調(diào)查對象很大一部分都有比較信任的主播。6.購買產(chǎn)品頻率分析表6購買產(chǎn)品頻率分析次數(shù)百分比有效的百分比累積百分比有效1次及以下2918.118.118.11-3次（含3次）5936.936.955.03-5次（含5次）3622.522.577.55次以上3622.522.5100.0總計160100.0100.0在回收的有效問卷中，由表6可知1-3次（含3次）、1次及以下、3-5次（含5次）、5次以上分別為36.9%、18.1%、22.5%、22.5%，表明調(diào)查對象一年內(nèi)在信任的主播直播間購買產(chǎn)品的頻率為1-5次。7.多重響應分析多重響應用于多項選擇分析，分析多項選擇項目的選擇比例等，響應率用于比較每個選項的相對選擇比例。消費者產(chǎn)生購買行為原因的多重響應分析表7消費者產(chǎn)生購買行為原因的多重響應分析回應觀察值百分比N百分比消費者產(chǎn)生購買行為原因一時沖動，買來試試6524.9%40.6%對主播的支持8331.8%51.9%對主播的信任8131.0%50.6%其他3212.3%20.0%總計261100.0%163.1%a.在值1處表格化的二分法群組。由表7可知，一時沖動，買來試試、對主播的支持、對主播的信任共3項的響應率分別為24.9%、31.8%、31.0%，比例明顯較高。少部分調(diào)查對象選擇帶貨主播的原因其他原因。（2）消費者產(chǎn)生信任來源的多重響應分析表8消費者產(chǎn)生信任來源的多重響應分析回應觀察值百分比N百分比產(chǎn)生信任來源主播選品質(zhì)量高8629.3%53.8%主播帶貨口碑好12943.9%80.6%親朋好友推薦7425.2%46.3%其他51.7%3.1%總計294100.0%183.8%a.在值1處表格化的二分法群組。從表8中可以看出，主播選品質(zhì)量高、主播帶貨口碑好,、親朋好友推薦、的響應率分別為29.3%、43.9%、25.2%，說明消費者產(chǎn)生信任的來源主要是主播帶貨口碑好，其次為主播選品質(zhì)量高、親朋好友推薦為次要原因。極少部分的調(diào)查對象有其他原因。（3）消費者買到質(zhì)量較差產(chǎn)品想法的多重響應分析表9消費者買到不滿意產(chǎn)品想法的多重響應分析回應觀察值百分比N百分比買到不滿意的產(chǎn)品之后a產(chǎn)品本來就存在質(zhì)量問題7230.9%54.1%運輸過程中產(chǎn)品受到損壞8837.8%66.2%主播沒有做到嚴格選品7130.5%53.4%其他20.9%1.5%總計233100.0%175.2%a.在值1處表格化的二分法群組。從表9可知，產(chǎn)品本來就存在質(zhì)量問題,運輸過程中產(chǎn)品受到損壞,主播沒有做到嚴格選品共3項的響應率分別為30.9%、37.8%、30.5%，響應率百分百較高。說明當消費者買到不滿意產(chǎn)品時會產(chǎn)生的主要想法為產(chǎn)品本來就存在質(zhì)量問題,運輸過程中產(chǎn)品受到損壞,主播沒有做到嚴格選品。（二）信度分析本研究采用Cronbachα系數(shù)分析，對問卷的一致性和可靠性進行檢驗，評判標準為：α系數(shù)在0.9以上為非?？尚?，0.8~0.9之間為很可信，0.7~0.8之間信度較好，0.65-0.7屬于勉強可接受范圍，0.65以下則不可信。分析結果如下所示：表10可靠性統(tǒng)計資料Cronbach的Alpha基于標準化項目的Cronbach的Alpha項目個數(shù).964.96415從表10可以看出，可靠性系數(shù)值為0.964，α大于0.964，這表明研究數(shù)據(jù)非常可靠，說明問卷數(shù)據(jù)可以用于進一步分析。（三）效度分析在本研究中，以使用KMO和Bartlett檢驗進行效度驗證：分析KMO值：如果此值高于0.8，則說明效度好；如果此值介于0.7~0.8之間，則說明效度較好；如果此值介于0.6~0.7，則說明效度一般；如果此值小于0.6，說明效度較差。分析結果如下所示：表11KMO與Bartlett檢定Kaiser-Meyer-Olkin測量取樣適當性。.965Bartlett的球形檢定大約卡方2024.960df105顯著性.000使用KMO和Bartlett檢驗進行效度驗證，由表11可以看出：其KMO值為0.965，大于0.8，研究數(shù)據(jù)效度好，則表明量表可進行因子分析。（四）相關性分析相關分析用于研究定量數(shù)據(jù)之間的關系情況，是否有關系，關系緊密程度情況等。

表12相關性分析能力關系善意信任購買決策能力皮爾森(Pearson)相關1.869**.824**.823**.833**顯著性（雙尾）.000.000.000.000N160160160160160關系皮爾森(Pearson)相關.869**1.808**.833**.852**顯著性（雙尾）.000.000.000.000N160160160160160善意皮爾森(Pearson)相關.824**.808**1.872**.837**顯著性（雙尾）.000.000.000.000N160160160160160信任皮爾森(Pearson)相關.823**.833**.872**1.849**顯著性（雙尾）.000.000.000.000N160160160160160購買決策皮爾森(Pearson)相關.833**.852**.837**.849**1顯著性（雙尾）.000.000.000.000N160160160160160**.相關性在0.01層上顯著（雙尾）。從表12可知，利用相關分析主播帶貨中主播的能力、關系、善意的相關性分析，使用Pearson相關系數(shù)去表示相關關系的強弱情況。具體分析可知：1.能力對信任相關分析由表12可知，能力對信任的相關值是0.823，呈現(xiàn)正向相關性，說明主播的能力對消費者產(chǎn)生信任具有顯著的正向相關。2.關系對信任相關分析由表12可知，關系對信任的相關值是0.833，呈現(xiàn)正向相關性，說明主播與其的關系對消費者產(chǎn)生信任具有顯著的正向相關。3.善意對信任相關分析由表12可知，善意對信任的相關值是0.872，呈現(xiàn)正向相關性，說明主播的善意對消費者產(chǎn)生信任具有顯著的正向相關。4.信任對購買決策相關分析由表12可知，信任對購買決策的相關值是0.849，呈現(xiàn)正向相關性，說明消費者產(chǎn)生的信任對其購買決策具有顯著的正向相關。5.能力對購買決策相關分析由表12可知，能力對購買決策的相關值是0.833，呈現(xiàn)正向相關性，說明主播的能力對于消費者購買決策具有顯著的正向相關。6.關系對購買決策相關分析由表12可知，關系對購買決策的相關值是0.852，呈現(xiàn)正向相關性，說明主播與消費者的關系對其購買決策具有顯著的正向相關。7.善意對購買決策相關分析由表12可知，善意對購買決策的相關值是0.837，呈現(xiàn)正向相關性，說明主播的善意對消費者購買決策具有顯著的正向相關。（五）回歸分析由上述相關性分析可知，能力、關系、善意對于信任具有正向相關，信任對購買決策具有正向相關，能力、關系、善意對購買決策具有負向相關，為進一步探討三個變量間的關系，接下來將采用回歸分析進行驗證。1.能力對信任回歸分析如表13數(shù)據(jù)顯示，R2為0.667，說主播的能力可以解釋消費者信任變化的66.7%的原因，即變量消費者信任變化66.7%的原因是由于能力導致的。而調(diào)整后的R2為0.675，說明擬合度較好。表13模型摘要模型RR平方調(diào)整后R平方標準偏斜度錯誤1.823a.677.675.57020927a.預測值：（常數(shù)），能力表14系數(shù)表格中，可以看出能力對信任的B值是0.823，回歸系數(shù)顯著性為0.000，小于0.05，說明能力對信任產(chǎn)生影響關系。其次，VIF為1.0，小于10，說明能力與信任之間的多重共線性較輕。因此本研究的假設H1成立，即主播的能力對消費者產(chǎn)生信任具有顯著正向影響?？山⒒貧w方程為：信任=0.823*能力。表14系數(shù)a模型非標準化系數(shù)標準化系數(shù)T顯著性B標準錯誤Beta1（常數(shù)）1.799E-16.045.0001.000能力.823.045.82318.194.000a.應變數(shù)\:信任2.關系對信任回歸分析如表15數(shù)據(jù)顯示，R2為0.693，說明主播與粉絲的關系可以解釋消費者信任變化的69.3%的原因，即消費者信任變化69.3%的原因是由于主播與粉絲的關系導致的。而調(diào)整后的R2為0.691，說明擬合度較好。表15模型摘要模型RR平方調(diào)整后R平方標準偏斜度錯誤1.833a.693.691.55560492a.預測值：（常數(shù)），關系表16系數(shù)表格中，可以看出關系對信任的B值是0.833，回歸系數(shù)顯著性為0.000，小于0.05，說明主播與消費者的關系對消費者產(chǎn)生信任產(chǎn)生影響關系，即主播與消費者的關系與消費者產(chǎn)生信任具有正向影響。其次，VIF為1.0，小于10，說明關系與信任之間的多重共線性較輕。故本研究假設H2成立?？山⒒貧w方程為：信任=0.833*關系。表16系數(shù)a模型非標準化系數(shù)標準化系數(shù)T顯著性B標準錯誤Beta1（常數(shù)）1.327E-16.044.0001.000關系.833.044.83318.896.000a.應變數(shù)\:信任3.善意對信任回歸分析如表17數(shù)據(jù)顯示，R2為0.758，說明主播的善意可以解釋消費者信任變化的75.8%的原因，即變量信任75.8%的原因是由于主播的善意導致的。而調(diào)整后的R2為0.758，說明擬合度較好。表17模型摘要模型RR平方調(diào)整后R平方標準偏斜度錯誤1.872a.760.758.49167559a.預測值：（常數(shù)），善意表18系數(shù)表格中，可以看出善意對信任的B值是0.872，回歸系數(shù)顯著性為0.619，大于0.05，說明善意對信任產(chǎn)生影響關系，即主播的善意對消費者產(chǎn)生信任具有正向影響。其次，VIF為1.0，小于10，說明善意與信任之間的多重共線性較輕。故本研究假設H3成立?？山⒒貧w方程為：信任=0.833*善意。表18系數(shù)a模型非標準化系數(shù)標準化系數(shù)T顯著性B標準錯誤Beta1（常數(shù)）-1.356E-17.039.0001.000善意.872.039.87222.354.000a.應變數(shù)\:信任4.信任對購買決策回歸分析如表19數(shù)據(jù)顯示，R2為0.721，說明消費者信任可以解釋消費者購買決策變化的72.1%的原因，即變量購買決策變化72.1%的原因是由于消費者信任導致的。而調(diào)整后的R2為0.719，說明擬合度較好。表19模型摘要模型RR平方調(diào)整后R平方標準偏斜度錯誤1.849a.721.719.53028789a.預測值：（常數(shù)），購買決策表20系數(shù)表格中，可以看出消費者信任對消費者購買決策的B值是0.849，回歸系數(shù)顯著性為0.00，小于0.05，說明消費者信任對消費者購買決策產(chǎn)生影響關系，即消費者的信任對產(chǎn)生購買決策具有正向影響。其次，VIF為1.0，小于10，說明消費者的信任與產(chǎn)生購買決策的多重共線性較輕。故本研究假設H4成立，可建立回歸方程為：購買決策=0.849*信任。表20系數(shù)a模型非標準化系數(shù)標準化系數(shù)T顯著性B標準錯誤Beta1（常數(shù)）5.430E-17.042.0001.000購買決策.849.042.84920.185.000a.應變數(shù)\:信任5.能力對購買決策回歸分析如表21數(shù)據(jù)顯示，R2為0.694，說明主播能力可以解釋消費者購買決策變化的69.4%的原因，即變量購買決策變化69.4%的原因是由于主播能力導致的。而調(diào)整后的R2為0.692，說明擬合度較好。表21模型摘要模型RR平方調(diào)整后R平方標準偏斜度錯誤1.833a.694.692.55501783a.預測值：（常數(shù)），能力表21系數(shù)表格中，可以看出主播能力對消費者購買決策的B值是0.833，回歸系數(shù)顯著性為0.00，小于0.05，說明主播能力對消費者購買決策產(chǎn)生影響關系，即主播的能力對產(chǎn)生購買決策具有正向影響。其次，VIF為1.0，小于10，說明主播能力與產(chǎn)生購買決策的多重共線性較輕。故本研究假設H5成立，可建立回歸方程為：購買決策=0.833*善意表21系數(shù)a模型非標準化系數(shù)標準化系數(shù)T顯著性B標準錯誤Beta1（常數(shù)）1.335E-16.044.0001.000能力.833.044.83318.925.000a.應變數(shù)\:購買決策6.關系對購買決策回歸分析如表22數(shù)據(jù)顯示，R2為0.726，說明主播能力可以解釋消費者購買決策變化的72.6%的原因，即變量購買決策變化72.6%的原因是由于主播能力導致的。而調(diào)整后的R2為0.725，說明擬合度較好。表22模型摘要模型RR平方調(diào)整后R平方標準偏斜度錯誤1.852a.726.725.52477594a.預測值：（常數(shù)），關系表22系數(shù)表格中，可以看出主播與粉絲的關系對消費者購買決策的B值是0.852，回歸系數(shù)顯著性為0.00，小于0.05，說明主播與粉絲的關系對消費者購買決策產(chǎn)生影響關系，即主播與粉絲的關系對產(chǎn)生購買決策具有正向影響。其次，VIF為1.0，小于10，說明主播與粉絲的關系與產(chǎn)生購買決策的多重共線性較輕。故本研究假設H6成立，可建立回歸方程為：購買決策=0.852*關系。表22系數(shù)a模型非標準化系數(shù)標準化系數(shù)T顯著性B標準錯誤Beta1（常數(shù)）8.615E-17.041.0001.000關系.852.042.85220.478.000a.應變數(shù)\:購買決策7.善意對購買決策回歸分析如表23數(shù)據(jù)顯示，R2為0.700，說明主播善意可以解釋消費者購買決策變化的70%的原因，即變量購買決策變化70%的原因是由于主播善意導致的。而調(diào)整后的R2為0.698，明說擬合度較好。表23模型摘要模型RR平方調(diào)整后R平方標準偏斜度錯誤1.837a.700.698.54916425a.預測值：（常數(shù)），善意表23系數(shù)表格中，可以看出主播善意對消費者購買決策的B值是0.837，回歸系數(shù)顯著性為0.00，小于0.05，說明主播善意對消費者購買決策產(chǎn)生影響關系，即主播善意對產(chǎn)生購買決策具有正向影響。其次，VIF為1.0，小于10，說明主播善意與產(chǎn)生購買決策的多重共線性較輕。故本研究假設H7成立，可建立回歸方程為：購買決策=0.837*善意。表23系數(shù)aB標準錯誤Beta1（常數(shù)）-5.686E-17.043.0001.000善意.837.044.83719.215.000a.應變數(shù)\:購買決策結論（一）總結1.主播的能力對消費者信任具有正向影響在上文的相關性分析的結果可知，說明主播的能力對消費者信任具有顯著的正向相關，而相關性分析的結果表明，主播的能力對消費者產(chǎn)生信任具有顯著正向影響。從而可知主播的能力對消費者信任具有促進作用。2.主播與粉絲的關系對消費者信任具有正向影響在上文的相關性分析的結果可知，說明主播與粉絲的關系對消費者信任具有顯著的正向相關，而相關性分析的結果表明，主播與粉絲的關系對消費者信任具有顯著正向影響。從而可知主播與粉絲的關系對消費者信任具有促進作用。3.主播的善意對消費者信任具有正向影響在上文的相關性分析的結果可知，說明主播的善意對消費者產(chǎn)生信任具有顯著的正向相關，而相關性分析的結果表明，主播的善意對消費者信任具有顯著正向影響。從而可知主播善意對消費者信任具有促進作用。4.消費者信任對消費者購買決策具有正向影響在上文的相關性分析的結果可知，說明消費者信任對購買決策具有顯著的正向相關，而相關性分析的結果表明，消費者信任對購買決策具有顯著正向影響。從而可知消費者信任對消費者購買決策具有促進作用。5.主播的能力對消費者購買決策具有正向影響在上文的相關性分析的結果可知，說明主播的能力對購買決策具有顯著的正向相關，而相關性分析的結果表明，主播的能力對購買決策具有顯著正向影響。從而可知主播的能力對消費者購買決策具有促進作用。6.主播粉絲的關系對消費者購買決策具有正向影響在上文的相關性分析的結果可知，說明主播與粉絲的關系對購買決策具有顯著的正向相關，而相關性分析的結果表明，主播與粉絲的關系對購買決策具有顯著正向影響。從而可知主播與粉絲的關系對消費者購買決策具有促進作用。7.主播的善意對消費者購買決策具有正向影響在上文的相關性分析的結果可知，說明主播的善意對購買決策具有顯著的正向相關，而相關性分析的結果表明，主播的善意對購買決策具有顯著正向影響。從而可知主播的善意對消費者購買決策具有促進作用。（二）建議1.主播應做到嚴格選品，嚴格保證產(chǎn)品質(zhì)量主播在選擇帶貨產(chǎn)品時應保持謹慎，在選擇帶貨產(chǎn)品前，先確保自己的團隊能夠?qū)γ恳患x品進行嚴格的產(chǎn)品質(zhì)量調(diào)查團隊深入了解產(chǎn)品的原料和生產(chǎn)工藝，透明化產(chǎn)品信息，以此保證產(chǎn)品質(zhì)量過關，這樣才能樹立起消費者好感，才能夠初步建立起消費者信任。2.主播應選擇知名度高品牌主播與知名度高的品牌進行合作，為知名品牌帶貨能夠在短時間內(nèi)拉近與消費者的距離，使消費者能夠?qū)χ鞑ギa(chǎn)生好感進而升華成信任。3.主播應與粉絲進行更多互動、樹立良好形象主播可平時在社交軟件如微博、抖音等發(fā)布一些正能量的視頻如嚴格選品視頻，在視頻的評論區(qū)應該與粉絲進行更多的互動，以便在消費者心目中樹立良好的形象。主播的形象好在一定程度上也能提高消費者對主播的認可，從而提高對主播及主播帶貨產(chǎn)品的信任。4.主播在直播過程中應實話實說、實事求是主播在帶貨的過程中應該真實介紹產(chǎn)品，不過分夸大其詞，也不過分掩飾其缺點，把產(chǎn)品信息更為真實、詳盡的對消費者進行介紹，即多方面多角度展現(xiàn)產(chǎn)品。才能讓消費者感覺真實從而產(chǎn)生信任。5.主播應提供給粉絲更多優(yōu)惠與贈品主播在直播帶貨的過程中應該為消費者謀取更多的福利，讓消費者能夠真真切切的感受到主播是真的在為他們提供優(yōu)惠，進而提高主播形象與消費者信任。6.主播應提高自身直播專業(yè)度主播在開始直播前要接受專業(yè)培訓，以便主播在直播過程中能夠很好地向消費者展示產(chǎn)品信息。這樣會更使消費者產(chǎn)生信任。（三）不足與展望1.適當擴大樣本容量。本文中有效的樣本容量僅為228份，導致研究成果的說服力不夠強。今后如有進行其他研究應覆蓋到更廣范圍，收集更多有效的樣本數(shù)據(jù)，并且適當擴大樣本容量。2.嚴謹設置因子在問卷設計初始，本人未能查閱更多大量相關的參考文獻，進而沒能嚴謹設立因子，導致問卷數(shù)據(jù)效度僅為可接受。今后進行問卷設計應該提前查閱大量參考文獻，對因子的設置更為嚴謹。是數(shù)據(jù)與研究更為契合。3.采用線上與線下調(diào)查相結合的調(diào)查方式本次的問卷數(shù)據(jù)收集僅在網(wǎng)絡平臺上發(fā)布，缺少了線下問卷調(diào)查，不能保證數(shù)據(jù)的真實有效性。因此問卷的數(shù)據(jù)采集要線上線下結合，保證數(shù)據(jù)的真實性和準確性。

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