【主播帶貨中信任對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買決策的影響實(shí)證探究（含問卷）13000字（論文）】

中文摘要近幾年來，網(wǎng)絡(luò)直播帶貨一直保持著穩(wěn)定發(fā)展的趨勢(shì)，尤其是在新冠肺炎疫情的推進(jìn)下，主播直播帶貨更是保持飛速發(fā)展的趨勢(shì)。在主播帶貨直播中，消費(fèi)者的購(gòu)買決策會(huì)受到內(nèi)容、促銷手段、個(gè)人魅力、互動(dòng)、信任等因素的影響，其中，信任因素被普遍認(rèn)為是主播的最大優(yōu)勢(shì)。在本文研究中，參考主播帶貨、消費(fèi)者購(gòu)買決策等相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)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(dòng)頻率很高、主播的回應(yīng)速度很快、主播的抽獎(jiǎng)回饋很及時(shí)、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(duì)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(shí)性、我會(huì)重復(fù)購(gòu)買主播推薦的該產(chǎn)品、我會(huì)把主播推薦給親朋好友、我愿意購(gòu)買主播推薦的其他產(chǎn)品共15個(gè)影響因子是影響消費(fèi)者購(gòu)買決策的重要原因。最后通過問卷調(diào)查進(jìn)行數(shù)據(jù)的收集,對(duì)數(shù)據(jù)利用SPSS進(jìn)行分析。本文在研究結(jié)論的基礎(chǔ)上，提出主播應(yīng)嚴(yán)格選品、選擇知名度高品牌、樹立良好的個(gè)人形象、實(shí)話實(shí)說、實(shí)事求是、提供優(yōu)惠與贈(zèng)品、提高主播專業(yè)度等建議。[關(guān)鍵詞]主播帶貨；信任；購(gòu)買決策

前言（一）研究背景據(jù)中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心（CNNIC）發(fā)布的第47次《中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告-網(wǎng)絡(luò)直播》顯示，截至2020年12月，我國(guó)網(wǎng)絡(luò)直播用戶規(guī)模達(dá)6.17億，較2020年3月增長(zhǎng)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(zhǎng)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(fèi)者越來與趨向于在主播直播帶貨的直播間中購(gòu)買產(chǎn)品。各大短視頻平臺(tái)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(fèi)者權(quán)益現(xiàn)象時(shí)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(wù)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(fèi)者在主播直播帶貨中購(gòu)物的積極性，進(jìn)而降低消費(fèi)者對(duì)直播帶貨的信任度。圖12016年.12-2020.12網(wǎng)絡(luò)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(shí)體的零售業(yè)備受考驗(yàn)，為了能夠更好地生存與發(fā)展，實(shí)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(jié)合的營(yíng)銷模式。然而，信任通常被認(rèn)為是直播帶貨的最大優(yōu)勢(shì)。在眾多主播帶貨直播的過程中，出現(xiàn)了“秒光”現(xiàn)象，一個(gè)很重要的原因就是消費(fèi)者對(duì)主播的信任，但這種信任的建立不可能在短時(shí)間內(nèi)建立起來，這是長(zhǎng)期培育的結(jié)果。一份研究報(bào)告顯示，消費(fèi)者從主播直播間購(gòu)買的產(chǎn)品一旦出現(xiàn)質(zhì)量問題，消費(fèi)者對(duì)該主播直播帶貨的信任度就會(huì)降低。而一旦消費(fèi)者多次遇到質(zhì)量問題，消費(fèi)者就不會(huì)再繼續(xù)購(gòu)買主播推薦的產(chǎn)品。這說明，主播要想在直播中贏得消費(fèi)者持久的好感，就必須重視與消費(fèi)者建立牢固的信任關(guān)系。由此看來，只有以信任為紐帶，充分平衡主播、商家與消費(fèi)者三者之間的關(guān)系，才能不斷地激發(fā)出市場(chǎng)的活力。本文以主播帶貨中信任對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買決策的影響行為進(jìn)行分析，希望通過分析研究出信任因子是如何影響消費(fèi)者的購(gòu)買行為的，并研究出提高消費(fèi)者對(duì)網(wǎng)絡(luò)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(jià)值，以贏得更多消費(fèi)者的青睞，從而促進(jìn)主播帶貨行業(yè)健康、快速的發(fā)展。（三）研究方法1.文獻(xiàn)研究法本文沿用研究調(diào)查的重要方法文獻(xiàn)研究法，在確定本次研究選題之前，通過瀏覽國(guó)內(nèi)權(quán)威學(xué)術(shù)網(wǎng)站--知網(wǎng)，借助新媒體時(shí)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(gòu)買決策。同時(shí)在本次調(diào)查研究中，本人大量查閱國(guó)內(nèi)外的相關(guān)研究，希望借助現(xiàn)有的知識(shí)庫(kù)，能夠明確本次調(diào)查的相關(guān)理論，為文章提供堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。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(duì)消費(fèi)者購(gòu)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(chǔ)之上。同時(shí)，為了保證數(shù)據(jù)的有效收集，通過制定計(jì)量量表進(jìn)行定量分析。3.深入訪談法為保證本次調(diào)查研究的真實(shí)性，本研究利用面對(duì)面的深入訪談法，開發(fā)本次調(diào)研的問卷；同時(shí)為保證數(shù)據(jù)的科學(xué)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(xué)者，聽取專業(yè)意見，完善本次研究。4.數(shù)理統(tǒng)計(jì)分析法本文沿用經(jīng)典數(shù)理統(tǒng)計(jì)分析方法，利用問卷調(diào)查法獲取原始數(shù)據(jù)后,對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行信效度、交叉分析，進(jìn)行主播帶貨中信任對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買決策的影響研究。國(guó)內(nèi)外研究綜述（一）國(guó)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(bào)告指出，被調(diào)查者選擇在主播中購(gòu)買直播送商品的主要原因是價(jià)格低和主播的產(chǎn)品展示效果;調(diào)查結(jié)果顯示，在觀看主播直播時(shí)，最關(guān)心商品質(zhì)量的受訪者比例63.86%，說明受訪者最擔(dān)心商品質(zhì)量;但調(diào)查顯示，有30%的現(xiàn)場(chǎng)商家宣傳不到位，即在北京消防調(diào)查的30個(gè)現(xiàn)場(chǎng)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(dǎo)消費(fèi)者購(gòu)買商品，這在一定程度上侵犯了消費(fèi)者的知情權(quán)和公平交易權(quán)。由此，我們可以看出，提高消費(fèi)者對(duì)主播直播的信任度的方法是確保產(chǎn)品的質(zhì)量。復(fù)旦大學(xué)管理學(xué)院的劉明宇曾提出，直播是一種信任競(jìng)爭(zhēng)。主播與粉絲之間建立理解信任關(guān)系是一種理解信任關(guān)系。如果要保持這種關(guān)系，主播必須嚴(yán)格控制產(chǎn)品質(zhì)量，確保風(fēng)機(jī)的合法權(quán)益不受損害。這相當(dāng)于信用背書，可以在短時(shí)間內(nèi)將粉絲對(duì)主播信任的理解傳遞給主播直播產(chǎn)品。如果沒有這個(gè)機(jī)制，消費(fèi)者和廠商之間需要通過長(zhǎng)時(shí)間的信息溝通交流和多次互動(dòng)，才能夠增進(jìn)彼此之間的了解，從而建立穩(wěn)固的信任關(guān)系。由此可知，在直播帶貨中只有主播嚴(yán)格對(duì)產(chǎn)品進(jìn)行把關(guān)，并確保粉絲正當(dāng)利益不受侵犯，主播和消費(fèi)者之間才能建立起一個(gè)穩(wěn)定的信任關(guān)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(shí)間，直播帶貨變成一個(gè)人人喊打的“渾水領(lǐng)域”。由此可知，主播直播帶貨中由于企業(yè)存在刷單行為，導(dǎo)致消費(fèi)者對(duì)直播帶貨存在不信任關(guān)系，從而不輕易產(chǎn)生購(gòu)買行為。李凌，周業(yè)萍兩人構(gòu)建了由人格信任、關(guān)系信任以及制度技術(shù)信任組成的網(wǎng)絡(luò)信任結(jié)構(gòu)模型，并以此為基礎(chǔ)分析了直播帶貨通過透明展示、社交背書、社會(huì)臨場(chǎng)對(duì)關(guān)系信任、技術(shù)信任的增強(qiáng)；并提出，鑒于網(wǎng)絡(luò)信任的多重結(jié)構(gòu)，有必要從制度信任、技術(shù)信任回歸人格信任，通過加強(qiáng)信任者和被信任者的信任品格能力建設(shè)，建立嚴(yán)格的分布式責(zé)任機(jī)制，克服信任中介化導(dǎo)致的倫理風(fēng)險(xiǎn)。因此，可以看出，消費(fèi)者對(duì)直播交付的信任可以從系統(tǒng)和技術(shù)的信任上得到提高。王興標(biāo)、谷斌兩人基于移動(dòng)社交電子商務(wù)的特點(diǎn)假設(shè)影響消費(fèi)者信任和購(gòu)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(wù)質(zhì)量四個(gè)影響非移動(dòng)社交電子商務(wù)消費(fèi)者信任的因素外,還包括社群關(guān)系和網(wǎng)購(gòu)認(rèn)知這兩個(gè)影響移動(dòng)社交電子商務(wù)消費(fèi)者信任的新因素,他們假設(shè)上述因素對(duì)消費(fèi)者感知信任和感知風(fēng)險(xiǎn)兩個(gè)中介變量存在影響,并進(jìn)一步影響消費(fèi)者購(gòu)買意愿,繼而再通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果顯示,系統(tǒng)質(zhì)量、信息質(zhì)量、產(chǎn)品質(zhì)量、服務(wù)質(zhì)量均不同程度正向影響消費(fèi)者感知信任,負(fù)向影響感知風(fēng)險(xiǎn),而社群強(qiáng)弱關(guān)系對(duì)購(gòu)買意愿的影響與弱關(guān)系理論結(jié)論相反,網(wǎng)購(gòu)認(rèn)知對(duì)增強(qiáng)消費(fèi)者感知信任作用明顯,消除消費(fèi)者感知風(fēng)險(xiǎn)是增強(qiáng)消費(fèi)者信任的重要途徑。（二）國(guó)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(fèi)者在網(wǎng)上零售平臺(tái)上的信任和購(gòu)買行為，并研究拓展了消費(fèi)者在網(wǎng)上購(gòu)買產(chǎn)品時(shí)的感知購(gòu)物風(fēng)險(xiǎn)和回購(gòu)行為以及消費(fèi)者對(duì)網(wǎng)上購(gòu)物的信任和購(gòu)買決策等方面的最新知識(shí)。通過調(diào)查消費(fèi)者的感知態(tài)度、行為意圖和即時(shí)滿足感如何影響在線購(gòu)買產(chǎn)品和服務(wù)，來考慮消費(fèi)者在社交商務(wù)平臺(tái)上的決策過程，并結(jié)合信任度的特點(diǎn)，重點(diǎn)研究了網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)者購(gòu)買意愿、社會(huì)商業(yè)采納行為與消費(fèi)者信任之間的關(guān)系，以及影響網(wǎng)絡(luò)購(gòu)買決策的風(fēng)險(xiǎn)因素。為研究社會(huì)媒體中消費(fèi)者參與的心理決定因素、價(jià)格評(píng)估背后的決策機(jī)制、所產(chǎn)生的感知風(fēng)險(xiǎn)類型以及社交商務(wù)平臺(tái)上的網(wǎng)上回購(gòu)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(duì)27次深度訪談的數(shù)據(jù)分析，為我們解釋了消費(fèi)者如何利用天真的理論和從經(jīng)驗(yàn)中吸取教訓(xùn)，發(fā)展網(wǎng)絡(luò)的、多維度的信任評(píng)估，并在這個(gè)當(dāng)代環(huán)境中管理懷疑主義。他們致力于在eWOM市場(chǎng)上對(duì)消費(fèi)者信任和信任評(píng)估進(jìn)行更精細(xì)、更流暢和更有經(jīng)驗(yàn)的理解，并為評(píng)審平臺(tái)和營(yíng)銷人員提供可供借鑒的實(shí)際意義。烏爾瓦?！ぬ诡D、阿米特·米塔爾、斯里達(dá)爾·馬諾哈做了關(guān)于電子商務(wù)制度機(jī)制(PEEIM)作為回購(gòu)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(jié)果表明，退貨政策、POD支付方式、自由運(yùn)輸政策和VTO技術(shù)對(duì)信任度有顯著的預(yù)測(cè)作用。令人驚訝的是，特定供應(yīng)商的擔(dān)保與信任有著消極的關(guān)系。信任反過來又會(huì)影響回購(gòu)意愿?？紤]信任和問卷調(diào)查，結(jié)果證實(shí)PEEIM對(duì)信任與回購(gòu)意愿之間的關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。研究設(shè)計(jì)（一）研究模型在翻閱大量相關(guān)文獻(xiàn)綜述的基礎(chǔ)上，在學(xué)者陳蕾（2016）[11]研究的基礎(chǔ)上，本文以在主播直播帶貨中購(gòu)買產(chǎn)品的消費(fèi)者的視角出發(fā)，研究主播帶貨中信任對(duì)消費(fèi)者購(gòu)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(shè)綜上所述，本文共提出7個(gè)假設(shè)，分別為：H1:在直播帶貨中，主播的能力對(duì)消費(fèi)者信任顯著相關(guān)。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(guān)系對(duì)消費(fèi)者信任顯著相關(guān)。主播的關(guān)系是指主播與粉絲的互動(dòng)、主播的回應(yīng)速度以及主播的抽獎(jiǎng)回饋。H3:在直播帶貨中，主播的善意對(duì)消費(fèi)者信任顯著相關(guān)。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(duì)我的影響。H4:在直播帶貨中，消費(fèi)者的信任對(duì)產(chǎn)生購(gòu)買決策行為顯著相關(guān)。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(shí)性；購(gòu)買決策是指我會(huì)重復(fù)購(gòu)買主播推薦的該產(chǎn)品、我會(huì)把主播推薦給親朋好友、我愿意購(gòu)買主播推薦的其他產(chǎn)品。H5:在直播帶貨中，主播的能力對(duì)消費(fèi)者產(chǎn)生購(gòu)買決策顯著相關(guān)。H6:在直播帶貨中，主播的關(guān)系對(duì)消費(fèi)者產(chǎn)生購(gòu)買決策顯著相關(guān)。H7:在直播帶貨中，主播的善意對(duì)消費(fèi)者產(chǎn)生購(gòu)買決策顯著相關(guān)。問卷設(shè)計(jì)和數(shù)據(jù)收集（一）研究對(duì)象此調(diào)查問卷的研究的對(duì)象是在主播直播帶貨中進(jìn)行消費(fèi)的群體。（二）問卷設(shè)計(jì)本研究的調(diào)查問卷由五個(gè)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(duì)象的性別、年齡、教育程度、以及月可支配收入四項(xiàng)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(duì)象是否為主播直播帶貨中進(jìn)行消費(fèi)的群體，選項(xiàng)為否，則直接結(jié)束作答，視為無效問卷。第三部分為調(diào)查對(duì)象在信任的主播直播間購(gòu)買產(chǎn)品的頻率、選擇在觀看主播直播帶貨的過程中購(gòu)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?yàn)樾湃螐亩a(chǎn)生購(gòu)買行為的影響因素，采用李克特五級(jí)量表，本次模型中，3個(gè)自變量共包括15個(gè)度量項(xiàng)目，共有一題，為Q14。第五部分為調(diào)查對(duì)象對(duì)主播直播帶貨如何提高消費(fèi)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(yàn)法：變量個(gè)數(shù)*30：因變量：能力、關(guān)系、善意共3個(gè)，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(gè)因子；關(guān)系為主播與粉絲的互動(dòng)頻率很高、主播的回應(yīng)速度很快、主播的抽獎(jiǎng)回饋很及時(shí)共3個(gè)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(duì)我的影響共3個(gè)因子；自變量：購(gòu)買決策共1個(gè)，即為我會(huì)重復(fù)購(gòu)買主播推薦的該產(chǎn)品、我會(huì)把主播推薦給親朋好友、我愿意購(gòu)買主播推薦的其他產(chǎn)品共3個(gè)因子；中介變量：信任共1個(gè)，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(shí)性共3個(gè)因子，由此可知變量共為7個(gè)，得出樣本量=7*30=210個(gè)，即應(yīng)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(shè)計(jì)在問卷星上進(jìn)行，通過微信、QQ方式發(fā)放問卷進(jìn)行調(diào)研，一共發(fā)放問卷210份，回收問卷160份?；厥章蔬_(dá)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(jì)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(jì)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(gòu)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(jì)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(gòu)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(gòu)買行為；25-35歲的青年比較容易產(chǎn)生購(gòu)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(jì)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(xué)生是在主播直播帶貨中產(chǎn)生購(gòu)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(jì)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(duì)象的身份大部分為學(xué)生，進(jìn)一步表明了大學(xué)生是主播直播帶貨中產(chǎn)生購(gòu)買行為的高頻人群。5.消費(fèi)者是否有信任主播的分析表5消費(fèi)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(jì)160100.0100.0在回收的有效問卷中，由表5可知調(diào)查對(duì)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(duì)象很大一部分都有比較信任的主播。6.購(gòu)買產(chǎn)品頻率分析表6購(gòu)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(jì)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(duì)象一年內(nèi)在信任的主播直播間購(gòu)買產(chǎn)品的頻率為1-5次。7.多重響應(yīng)分析多重響應(yīng)用于多項(xiàng)選擇分析，分析多項(xiàng)選擇項(xiàng)目的選擇比例等，響應(yīng)率用于比較每個(gè)選項(xiàng)的相對(duì)選擇比例。消費(fèi)者產(chǎn)生購(gòu)買行為原因的多重響應(yīng)分析表7消費(fèi)者產(chǎn)生購(gòu)買行為原因的多重響應(yīng)分析回應(yīng)觀察值百分比N百分比消費(fèi)者產(chǎn)生購(gòu)買行為原因一時(shí)沖動(dòng)，買來試試6524.9%40.6%對(duì)主播的支持8331.8%51.9%對(duì)主播的信任8131.0%50.6%其他3212.3%20.0%總計(jì)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(shí)沖動(dòng)，買來試試、對(duì)主播的支持、對(duì)主播的信任共3項(xiàng)的響應(yīng)率分別為24.9%、31.8%、31.0%，比例明顯較高。少部分調(diào)查對(duì)象選擇帶貨主播的原因其他原因。（2）消費(fèi)者產(chǎn)生信任來源的多重響應(yīng)分析表8消費(fèi)者產(chǎn)生信任來源的多重響應(yīng)分析回應(yīng)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(jì)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(yīng)率分別為29.3%、43.9%、25.2%，說明消費(fèi)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(duì)象有其他原因。（3）消費(fèi)者買到質(zhì)量較差產(chǎn)品想法的多重響應(yīng)分析表9消費(fèi)者買到不滿意產(chǎn)品想法的多重響應(yīng)分析回應(yīng)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(yùn)輸過程中產(chǎn)品受到損壞8837.8%66.2%主播沒有做到嚴(yán)格選品7130.5%53.4%其他20.9%1.5%總計(jì)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(yùn)輸過程中產(chǎn)品受到損壞,主播沒有做到嚴(yán)格選品共3項(xiàng)的響應(yīng)率分別為30.9%、37.8%、30.5%，響應(yīng)率百分百較高。說明當(dāng)消費(fèi)者買到不滿意產(chǎn)品時(shí)會(huì)產(chǎn)生的主要想法為產(chǎn)品本來就存在質(zhì)量問題,運(yùn)輸過程中產(chǎn)品受到損壞,主播沒有做到嚴(yán)格選品。（二）信度分析本研究采用Cronbachα系數(shù)分析，對(duì)問卷的一致性和可靠性進(jìn)行檢驗(yàn)，評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)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(qiáng)可接受范圍，0.65以下則不可信。分析結(jié)果如下所示：表10可靠性統(tǒng)計(jì)資料Cronbach的Alpha基于標(biāo)準(zhǔn)化項(xiàng)目的Cronbach的Alpha項(xiàng)目個(gè)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(jìn)一步分析。（三）效度分析在本研究中，以使用KMO和Bartlett檢驗(yàn)進(jìn)行效度驗(yàn)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(jié)果如下所示：表11KMO與Bartlett檢定Kaiser-Meyer-Olkin測(cè)量取樣適當(dāng)性。.965Bartlett的球形檢定大約卡方2024.960df105顯著性.000使用KMO和Bartlett檢驗(yàn)進(jìn)行效度驗(yàn)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(jìn)行因子分析。（四）相關(guān)性分析相關(guān)分析用于研究定量數(shù)據(jù)之間的關(guān)系情況，是否有關(guān)系，關(guān)系緊密程度情況等。

表12相關(guān)性分析能力關(guān)系善意信任購(gòu)買決策能力皮爾森(Pearson)相關(guān)1.869**.824**.823**.833**顯著性（雙尾）.000.000.000.000N160160160160160關(guān)系皮爾森(Pearson)相關(guān).869**1.808**.833**.852**顯著性（雙尾）.000.000.000.000N160160160160160善意皮爾森(Pearson)相關(guān).824**.808**1.872**.837**顯著性（雙尾）.000.000.000.000N160160160160160信任皮爾森(Pearson)相關(guān).823**.833**.872**1.849**顯著性（雙尾）.000.000.000.000N160160160160160購(gòu)買決策皮爾森(Pearson)相關(guān).833**.852**.837**.849**1顯著性（雙尾）.000.000.000.000N160160160160160**.相關(guān)性在0.01層上顯著（雙尾）。從表12可知，利用相關(guān)分析主播帶貨中主播的能力、關(guān)系、善意的相關(guān)性分析，使用Pearson相關(guān)系數(shù)去表示相關(guān)關(guān)系的強(qiáng)弱情況。具體分析可知：1.能力對(duì)信任相關(guān)分析由表12可知，能力對(duì)信任的相關(guān)值是0.823，呈現(xiàn)正向相關(guān)性，說明主播的能力對(duì)消費(fèi)者產(chǎn)生信任具有顯著的正向相關(guān)。2.關(guān)系對(duì)信任相關(guān)分析由表12可知，關(guān)系對(duì)信任的相關(guān)值是0.833，呈現(xiàn)正向相關(guān)性，說明主播與其的關(guān)系對(duì)消費(fèi)者產(chǎn)生信任具有顯著的正向相關(guān)。3.善意對(duì)信任相關(guān)分析由表12可知，善意對(duì)信任的相關(guān)值是0.872，呈現(xiàn)正向相關(guān)性，說明主播的善意對(duì)消費(fèi)者產(chǎn)生信任具有顯著的正向相關(guān)。4.信任對(duì)購(gòu)買決策相關(guān)分析由表12可知，信任對(duì)購(gòu)買決策的相關(guān)值是0.849，呈現(xiàn)正向相關(guān)性，說明消費(fèi)者產(chǎn)生的信任對(duì)其購(gòu)買決策具有顯著的正向相關(guān)。5.能力對(duì)購(gòu)買決策相關(guān)分析由表12可知，能力對(duì)購(gòu)買決策的相關(guān)值是0.833，呈現(xiàn)正向相關(guān)性，說明主播的能力對(duì)于消費(fèi)者購(gòu)買決策具有顯著的正向相關(guān)。6.關(guān)系對(duì)購(gòu)買決策相關(guān)分析由表12可知，關(guān)系對(duì)購(gòu)買決策的相關(guān)值是0.852，呈現(xiàn)正向相關(guān)性，說明主播與消費(fèi)者的關(guān)系對(duì)其購(gòu)買決策具有顯著的正向相關(guān)。7.善意對(duì)購(gòu)買決策相關(guān)分析由表12可知，善意對(duì)購(gòu)買決策的相關(guān)值是0.837，呈現(xiàn)正向相關(guān)性，說明主播的善意對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買決策具有顯著的正向相關(guān)。（五）回歸分析由上述相關(guān)性分析可知，能力、關(guān)系、善意對(duì)于信任具有正向相關(guān)，信任對(duì)購(gòu)買決策具有正向相關(guān)，能力、關(guān)系、善意對(duì)購(gòu)買決策具有負(fù)向相關(guān)，為進(jìn)一步探討三個(gè)變量間的關(guān)系，接下來將采用回歸分析進(jìn)行驗(yàn)證。1.能力對(duì)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(fèi)者信任變化的66.7%的原因，即變量消費(fèi)者信任變化66.7%的原因是由于能力導(dǎo)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(biāo)準(zhǔn)偏斜度錯(cuò)誤1.823a.677.675.57020927a.預(yù)測(cè)值：（常數(shù)），能力表14系數(shù)表格中，可以看出能力對(duì)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(duì)信任產(chǎn)生影響關(guān)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(shè)H1成立，即主播的能力對(duì)消費(fèi)者產(chǎn)生信任具有顯著正向影響。可建立回歸方程為：信任=0.823*能力。表14系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)T顯著性B標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤Beta1（常數(shù)）1.799E-16.045.0001.000能力.823.045.82318.194.000a.應(yīng)變數(shù)\:信任2.關(guān)系對(duì)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(guān)系可以解釋消費(fèi)者信任變化的69.3%的原因，即消費(fèi)者信任變化69.3%的原因是由于主播與粉絲的關(guān)系導(dǎo)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(biāo)準(zhǔn)偏斜度錯(cuò)誤1.833a.693.691.55560492a.預(yù)測(cè)值：（常數(shù)），關(guān)系表16系數(shù)表格中，可以看出關(guān)系對(duì)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(fèi)者的關(guān)系對(duì)消費(fèi)者產(chǎn)生信任產(chǎn)生影響關(guān)系，即主播與消費(fèi)者的關(guān)系與消費(fèi)者產(chǎn)生信任具有正向影響。其次，VIF為1.0，小于10，說明關(guān)系與信任之間的多重共線性較輕。故本研究假設(shè)H2成立?？山⒒貧w方程為：信任=0.833*關(guān)系。表16系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)T顯著性B標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤Beta1（常數(shù)）1.327E-16.044.0001.000關(guān)系.833.044.83318.896.000a.應(yīng)變數(shù)\:信任3.善意對(duì)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(fèi)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(dǎo)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(biāo)準(zhǔn)偏斜度錯(cuò)誤1.872a.760.758.49167559a.預(yù)測(cè)值：（常數(shù)），善意表18系數(shù)表格中，可以看出善意對(duì)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(duì)信任產(chǎn)生影響關(guān)系，即主播的善意對(duì)消費(fèi)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(shè)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(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)T顯著性B標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤Beta1（常數(shù)）-1.356E-17.039.0001.000善意.872.039.87222.354.000a.應(yīng)變數(shù)\:信任4.信任對(duì)購(gòu)買決策回歸分析如表19數(shù)據(jù)顯示，R2為0.721，說明消費(fèi)者信任可以解釋消費(fèi)者購(gòu)買決策變化的72.1%的原因，即變量購(gòu)買決策變化72.1%的原因是由于消費(fèi)者信任導(dǎo)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(biāo)準(zhǔn)偏斜度錯(cuò)誤1.849a.721.719.53028789a.預(yù)測(cè)值：（常數(shù)），購(gòu)買決策表20系數(shù)表格中，可以看出消費(fèi)者信任對(duì)消費(fèi)者購(gòu)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(fèi)者信任對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買決策產(chǎn)生影響關(guān)系，即消費(fèi)者的信任對(duì)產(chǎn)生購(gòu)買決策具有正向影響。其次，VIF為1.0，小于10，說明消費(fèi)者的信任與產(chǎn)生購(gòu)買決策的多重共線性較輕。故本研究假設(shè)H4成立，可建立回歸方程為：購(gòu)買決策=0.849*信任。表20系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)T顯著性B標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤Beta1（常數(shù)）5.430E-17.042.0001.000購(gòu)買決策.849.042.84920.185.000a.應(yīng)變數(shù)\:信任5.能力對(duì)購(gòu)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(fèi)者購(gòu)買決策變化的69.4%的原因，即變量購(gòu)買決策變化69.4%的原因是由于主播能力導(dǎo)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(biāo)準(zhǔn)偏斜度錯(cuò)誤1.833a.694.692.55501783a.預(yù)測(cè)值：（常數(shù)），能力表21系數(shù)表格中，可以看出主播能力對(duì)消費(fèi)者購(gòu)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(duì)消費(fèi)者購(gòu)買決策產(chǎn)生影響關(guān)系，即主播的能力對(duì)產(chǎn)生購(gòu)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(gòu)買決策的多重共線性較輕。故本研究假設(shè)H5成立，可建立回歸方程為：購(gòu)買決策=0.833*善意表21系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)T顯著性B標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤Beta1（常數(shù)）1.335E-16.044.0001.000能力.833.044.83318.925.000a.應(yīng)變數(shù)\:購(gòu)買決策6.關(guān)系對(duì)購(gòu)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(fèi)者購(gòu)買決策變化的72.6%的原因，即變量購(gòu)買決策變化72.6%的原因是由于主播能力導(dǎo)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(biāo)準(zhǔn)偏斜度錯(cuò)誤1.852a.726.725.52477594a.預(yù)測(cè)值：（常數(shù)），關(guān)系表22系數(shù)表格中，可以看出主播與粉絲的關(guān)系對(duì)消費(fèi)者購(gòu)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(guān)系對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買決策產(chǎn)生影響關(guān)系，即主播與粉絲的關(guān)系對(duì)產(chǎn)生購(gòu)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(guān)系與產(chǎn)生購(gòu)買決策的多重共線性較輕。故本研究假設(shè)H6成立，可建立回歸方程為：購(gòu)買決策=0.852*關(guān)系。表22系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)T顯著性B標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤Beta1（常數(shù)）8.615E-17.041.0001.000關(guān)系.852.042.85220.478.000a.應(yīng)變數(shù)\:購(gòu)買決策7.善意對(duì)購(gòu)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(fèi)者購(gòu)買決策變化的70%的原因，即變量購(gòu)買決策變化70%的原因是由于主播善意導(dǎo)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(biāo)準(zhǔn)偏斜度錯(cuò)誤1.837a.700.698.54916425a.預(yù)測(cè)值：（常數(shù)），善意表23系數(shù)表格中，可以看出主播善意對(duì)消費(fèi)者購(gòu)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(duì)消費(fèi)者購(gòu)買決策產(chǎn)生影響關(guān)系，即主播善意對(duì)產(chǎn)生購(gòu)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(gòu)買決策的多重共線性較輕。故本研究假設(shè)H7成立，可建立回歸方程為：購(gòu)買決策=0.837*善意。表23系數(shù)aB標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤Beta1（常數(shù)）-5.686E-17.043.0001.000善意.837.044.83719.215.000a.應(yīng)變數(shù)\:購(gòu)買決策結(jié)論（一）總結(jié)1.主播的能力對(duì)消費(fèi)者信任具有正向影響在上文的相關(guān)性分析的結(jié)果可知，說明主播的能力對(duì)消費(fèi)者信任具有顯著的正向相關(guān)，而相關(guān)性分析的結(jié)果表明，主播的能力對(duì)消費(fèi)者產(chǎn)生信任具有顯著正向影響。從而可知主播的能力對(duì)消費(fèi)者信任具有促進(jìn)作用。2.主播與粉絲的關(guān)系對(duì)消費(fèi)者信任具有正向影響在上文的相關(guān)性分析的結(jié)果可知，說明主播與粉絲的關(guān)系對(duì)消費(fèi)者信任具有顯著的正向相關(guān)，而相關(guān)性分析的結(jié)果表明，主播與粉絲的關(guān)系對(duì)消費(fèi)者信任具有顯著正向影響。從而可知主播與粉絲的關(guān)系對(duì)消費(fèi)者信任具有促進(jìn)作用。3.主播的善意對(duì)消費(fèi)者信任具有正向影響在上文的相關(guān)性分析的結(jié)果可知，說明主播的善意對(duì)消費(fèi)者產(chǎn)生信任具有顯著的正向相關(guān)，而相關(guān)性分析的結(jié)果表明，主播的善意對(duì)消費(fèi)者信任具有顯著正向影響。從而可知主播善意對(duì)消費(fèi)者信任具有促進(jìn)作用。4.消費(fèi)者信任對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買決策具有正向影響在上文的相關(guān)性分析的結(jié)果可知，說明消費(fèi)者信任對(duì)購(gòu)買決策具有顯著的正向相關(guān)，而相關(guān)性分析的結(jié)果表明，消費(fèi)者信任對(duì)購(gòu)買決策具有顯著正向影響。從而可知消費(fèi)者信任對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買決策具有促進(jìn)作用。5.主播的能力對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買決策具有正向影響在上文的相關(guān)性分析的結(jié)果可知，說明主播的能力對(duì)購(gòu)買決策具有顯著的正向相關(guān)，而相關(guān)性分析的結(jié)果表明，主播的能力對(duì)購(gòu)買決策具有顯著正向影響。從而可知主播的能力對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買決策具有促進(jìn)作用。6.主播粉絲的關(guān)系對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買決策具有正向影響在上文的相關(guān)性分析的結(jié)果可知，說明主播與粉絲的關(guān)系對(duì)購(gòu)買決策具有顯著的正向相關(guān)，而相關(guān)性分析的結(jié)果表明，主播與粉絲的關(guān)系對(duì)購(gòu)買決策具有顯著正向影響。從而可知主播與粉絲的關(guān)系對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買決策具有促進(jìn)作用。7.主播的善意對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買決策具有正向影響在上文的相關(guān)性分析的結(jié)果可知，說明主播的善意對(duì)購(gòu)買決策具有顯著的正向相關(guān)，而相關(guān)性分析的結(jié)果表明，主播的善意對(duì)購(gòu)買決策具有顯著正向影響。從而可知主播的善意對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買決策具有促進(jìn)作用。（二）建議1.主播應(yīng)做到嚴(yán)格選品，嚴(yán)格保證產(chǎn)品質(zhì)量主播在選擇帶貨產(chǎn)品時(shí)應(yīng)保持謹(jǐn)慎，在選擇帶貨產(chǎn)品前，先確保自己的團(tuán)隊(duì)能夠?qū)γ恳患x品進(jìn)行嚴(yán)格的產(chǎn)品質(zhì)量調(diào)查團(tuán)隊(duì)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(guān)，這樣才能樹立起消費(fèi)者好感，才能夠初步建立起消費(fèi)者信任。2.主播應(yīng)選擇知名度高品牌主播與知名度高的品牌進(jìn)行合作，為知名品牌帶貨能夠在短時(shí)間內(nèi)拉近與消費(fèi)者的距離，使消費(fèi)者能夠?qū)χ鞑ギa(chǎn)生好感進(jìn)而升華成信任。3.主播應(yīng)與粉絲進(jìn)行更多互動(dòng)、樹立良好形象主播可平時(shí)在社交軟件如微博、抖音等發(fā)布一些正能量的視頻如嚴(yán)格選品視頻，在視頻的評(píng)論區(qū)應(yīng)該與粉絲進(jìn)行更多的互動(dòng)，以便在消費(fèi)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(fèi)者對(duì)主播的認(rèn)可，從而提高對(duì)主播及主播帶貨產(chǎn)品的信任。4.主播在直播過程中應(yīng)實(shí)話實(shí)說、實(shí)事求是主播在帶貨的過程中應(yīng)該真實(shí)介紹產(chǎn)品，不過分夸大其詞，也不過分掩飾其缺點(diǎn)，把產(chǎn)品信息更為真實(shí)、詳盡的對(duì)消費(fèi)者進(jìn)行介紹，即多方面多角度展現(xiàn)產(chǎn)品。才能讓消費(fèi)者感覺真實(shí)從而產(chǎn)生信任。5.主播應(yīng)提供給粉絲更多優(yōu)惠與贈(zèng)品主播在直播帶貨的過程中應(yīng)該為消費(fèi)者謀取更多的福利，讓消費(fèi)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(jìn)而提高主播形象與消費(fèi)者信任。6.主播應(yīng)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(xùn)，以便主播在直播過程中能夠很好地向消費(fèi)者展示產(chǎn)品信息。這樣會(huì)更使消費(fèi)者產(chǎn)生信任。（三）不足與展望1.適當(dāng)擴(kuò)大樣本容量。本文中有效的樣本容量?jī)H為228份，導(dǎo)致研究成果的說服力不夠強(qiáng)。今后如有進(jìn)行其他研究應(yīng)覆蓋到更廣范圍，收集更多有效的樣本數(shù)據(jù)，并且適當(dāng)擴(kuò)大樣本容量。2.嚴(yán)謹(jǐn)設(shè)置因子在問卷設(shè)計(jì)初始，本人未能查閱更多大量相關(guān)的參考文獻(xiàn)，進(jìn)而沒能嚴(yán)謹(jǐn)設(shè)立因子，導(dǎo)致問卷數(shù)據(jù)效度僅為可接受。今后進(jìn)行問卷設(shè)計(jì)應(yīng)該提前查閱大量參考文獻(xiàn)，對(duì)因子的設(shè)置更為嚴(yán)謹(jǐn)。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(jié)合的調(diào)查方式本次的問卷數(shù)據(jù)收集僅在網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)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(shí)有效性。因此問卷的數(shù)據(jù)采集要線上線下結(jié)合，保證數(shù)據(jù)的真實(shí)性和準(zhǔn)確性。

參考文獻(xiàn)[1]陳密.網(wǎng)紅直播帶貨對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿的影響研究[D].華南理工大學(xué),2020.[2]劉平勝,石永東.直播帶貨營(yíng)銷模式對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買決策的影響機(jī)制[J].中國(guó)流通經(jīng)濟(jì),2020,34(10):38-47.[3]李凌,周業(yè)萍.智能時(shí)代網(wǎng)絡(luò)信任的模型、風(fēng)險(xiǎn)與重構(gòu)——從直播帶貨引發(fā)的信任危機(jī)談起[J].新聞與寫作,2020(09):21-2