B2C環境下移動購物持續使用意愿的影響因素研究

劉振華

內容摘要：本文借鑒期望確認模型（ECM），通過實證驗證了影響消費者持續使用意愿的因素以及這些因素之間的相互作用關系。研究發現：期望確認度、滿意度、自我效能感、感知有用性、感知愉悅性都能夠不同程度地正向影響消費者的持續使用意愿，其中滿意度、自我效能感直接影響消費者的持續使用意愿；感知有用性既能直接作用于消費者持續使用意愿，又通過滿意度作為中介變量間接影響；而期望確認度通過感知有用性、感知愉悅性、滿意度三個中介變量間接影響消費者的持續使用意愿；感知愉悅性通過滿意度這一中介變量影響消費者的持續使用意愿。

關鍵詞：移動購物 持續使用意愿 期望確認模型

移動購物依托于信息系統進行，在信息系統使用領域，根據用戶的使用次數將其分成兩類：初次使用、持續使用。初次使用是信息系統成功的第一步，然而初次使用并不能夠保證其被消費者接受，因為消費者可能由于各種原因停止繼續使用，因此，持續使用才是最終成功的關鍵。選擇已有過移動購物使用經歷的消費者作為訪問對象，專門對消費者的持續使用意愿進行分析，找出影響因素以及各因素之間的相互作用機制，從而提出管理借鑒，對企業來說非常重要。本文限定的移動購物是指使用移動終端進行線上遠程支付的購物現象，這對于大多數電商企業來說更具有現實意義。

研究模型與假設

（一）移動購物持續使用意愿模型的構建

本文通過對以往文獻的梳理，基于Bhattachejee提出的擴展IT期望確認模型，結合現實情況，歸納出影響移動購物消費者持續使用意愿的因素。由于移動購物，不僅是一種新的信息系統，也是一種依托于信息系統的新購物渠道，同時，移動購物具有社會性網絡服務的特點，不同于純粹功能性網絡服務，因此，本文在借鑒Bhattachejee提出模型的基礎上，結合小規模訪談，總結了影響消費者持續使用意愿的因素。由上述文獻綜述可以發現，考慮消費者行為意愿時，應該從內部和外部動機兩個維度來考慮，將消費者在進行移動購物時，其感受到的愉悅程度加入該模型。因此，本文結合已有參考文獻，在原有模型的基礎上加入可作為內部因素的感知愉悅性。本文所構建的移動購物持續使用意愿模型如圖1所示。

（二）研究假設

在移動購物情境中，消費者在進行購物前，會產生購前預期，這一預期和進行移動購物后的感知之間的差距，即期望確認度。當預期被滿足，則形成高的期望確認度，消費者對購買體驗會比較滿意；反之則形成低期望確認度，消費者預期沒有得到滿足，消費者的滿意度會比較低。基于此，本文提出以下假設：H1：初次進行移動購物后，滿意度正向影響消費者的持續使用意愿。

H2：初次進行移動購物后，期望確認度正向影響消費者的滿意度。

感知有用性在模型中的作用。在信息系統持續使用意愿的研究中，感知有用性變量是一個不可或缺的變量。國內外學者關于信息系統持續使用的文獻中都引用了感知有用性，并驗證了其在模型中的作用。Bhattacherjee在2008年ECM修正模型中提出使用后的感知有用性反映了一種長期的從先前的使用后有用性認知經驗積累起來的不變信念，而滿意度則是一種短期的感知，因此感知有用性不會影響滿意度。結合已有的文獻發現，大部分文獻仍然選擇驗證感知有用性對滿意度的影響，并且2001年，Bhattacherjee的文獻中也認為感知有用性對滿意度有一定的影響，而國內學者張璇、吳清烈（2010）發現感知有用性在TAM理論和ECT理論中均正向影響用戶的滿意度和持續使用意愿；因此，本文假設感知有用性對滿意度會產生正向的影響并進行驗證。

H3：初次進行移動購物后，感知有用性正向影響消費者的持續使用意愿。

H4：初次進行移動購物后，感知有用性正向影響消費者滿意度。

H5：初次進行移動購物后，期望確認度正向影響感知有用性。

感知愉悅性在模型中的作用。1992年Davis. Bagozzi & Warshaw首次在信息系統研究領域引入了感知愉悅性變量，并指出，在研究信息系統采納意愿時，需要同時考慮內部動機和外部動機。他們認為感知有用性是一種與績效相關的外部動機；而感知愉悅性是指用戶在使用過程中感覺非常愉快，這種愉快的感受并不一定與使用后的結果相關，因此，感知愉悅性是一種典型的內部動機（強調個人感受），其會影響消費者的持續使用意愿和滿意度。同時，需要注意信息系統可以分為功能性信息系統和社會性網絡服務兩類，而這兩個系統有著非常明顯的區別。

移動購物具備了社會性網絡服務的特征。Lin、Bhattacherjee（2010）提出，針對兩種不同類型的信息系統，其適用的持續使用模型會有所不同，因此需要考慮信息系統的類別，構建合適的理論模型。結合該觀點和理性行為理論等，認為需要引入感知愉悅性變量來構建社會性網絡服務信息系統的持續使用模型。肖懷云在研究中也提出并驗證了期望確認度對消費者感知愉悅性的正向影響作用。因此，本文就感知愉悅性在模型中的作用提出以下假設：

H6：初次進行移動購物后，感知愉悅性正向影響消費者持續使用意愿。

H7：初次進行移動購物后，感知愉悅性正向影響消費者滿意度。

H8：初次進行移動購物后，期望確認度正向影響感知愉悅性。

自我效能感對持續使用意愿的影響。基于原有的研究，Bhattachejee在2008年提出了一個新的概念——感知行為控制（perceived behavioral control，簡稱PBC）。PBC被定義為某個個體認為自己對自己行為控制的程度，會顯著影響消費者的意愿和行為。認為即使消費者對信息系統感知有用，并且非常滿意，但在缺乏感知行為控制的情況下，也不會必然導致消費者產生持續使用意愿或行為，由于本文不對最終行為做測量，只考慮消費者持續使用意愿，而作為PBC中的內在控制，自我效能感關注使用者的個人技能和能力，而自我效能感的感知一般出現在首次使用后，但是在做出是否持續使用的理性決定之前。因此，可以認為自我效能感會顯著影響消費者的持續使用意愿。endprint

H9：初次使用移動購物后，自我效能感正向影響消費者持續使用意愿。

問卷設計與信效度檢驗

本文選擇參考已有文獻研究，提取各變量的測量指標，然后將修改后的問卷發放給有“移動購物”經歷的大學生進行預測試，按照測試后的數據結果進行適當的修改，形成最終的問卷。問卷中所有的變量均采用里克特5級量表。其中1代表“完全不同意”，5代表“完全同意”。量表的測項全部采用正向編碼，即數值越高，則表示相應測項得分越高，各變量的計量指標及其來源如表1所示。本文通過網絡問卷的方式，通過移動終端設備和網絡鏈接，進行隨機調查以獲得研究樣本數據。問卷通過移動終端設備或者網絡鏈接的形式進行。在兩周的時間內，共面向大學及以上學歷者發出了323份問卷，收回問卷297份，最終問卷的回收率為91.96%；去除未進行過移動購物的受訪對象，去除無效問卷，有效問卷為217份，有效問卷率為73.06%。由此可看出，在受訪群體中，有過移動購物經歷的比例比較高，說明移動購物的普及比例已經比較高。從整體來看，問卷總體的Cronbachs α系數為0.970，遠大于0.7的標準。各變量的Cronbachs α系數均大于0.7這一標準，最大的為0.935，最小的為0.884；且各變量對應量表刪除某一問項后Cronbachs α系數均減小，因此，本研究問卷不需要刪除問項，具有良好的內部一致性。通過驗證性因子分析結果顯示效度檢驗各項指標都達到了理想值，消費者感知有用性、感知愉悅性、自我效能感具有良好的收斂效度；期望確認度、滿意度和持續使用意愿具有良好的收斂效度，量表內在質量理想。

概念模型擬合分析和假設驗證

（一）模型構建

本文通過構建結構方程模型，來檢測模型的擬合度以及原設假設是否成立。變量包括感知有用性、感知愉悅性、自我效能感、期望確認度、滿意度以及持續使用意愿6個變量。

通過AMOS7.0的運算（最大似然值法），得到了各個潛變量之間的路徑系數，輸出的結構方程模型圖如圖2所示。

由圖2輸出的數據看出，各個潛變量測量指標的標準化因子載荷都遠大于0.5的最低可接受水平。且標準化因子載荷水平都沒有大于0.95的上限水平；同時測量模型測量誤差都達到了顯著性水平，標準誤差都很小。

（二）概念模型擬合度分析

為了判斷模型與數據的擬合程度，可以參考的數據有很多，而一個良好的擬合指數，需要具備以下三大特征：與樣本容量N無關；懲罰復雜的模型；對誤設模型敏感。本文參考Hu和Bentler建議使用的指數以及在已有文獻中常被使用的模型，選擇了8個指數作為模型擬合指數，具體結果如表2所示。

通過上述擬合指標發現，除了NFI這一指標之外，其余指標都達到了可接受的水平，而NFI指標的大小大于0.8，且接近評價標準0.9，因此，可以認為在該研究中，所獲取的樣本數據和提出的預設模型之間的擬合程度較好，達到了基本計量接受值。

修正指數（Modification Index）代表了可以減少的模型卡方值，因此，在進行模型擬合后，參考修正指數（MI）值來檢驗模型是否需要進一步修正，此時，需要注意：模型的修正切忌單純從數據角度出發，而必須要在理論和現實的基礎上，結合數據進行修正。在模型擬合的修正系數中，發現如果增加期望確認度、感知有用性和感知愉悅性對自我效能感的影響，都能減少模型的卡方值，然而，這些變量之間的關系并沒有理論支撐，從現實的角度來看，消費者對自身能夠利用所擁有的IT技能去完成移動購物所有過程的自信程度和消費者對購物過程的感知是沒有關系的，同時，消費者的期望確認度也不會影響消費者對自己IT技能的自信程度，因此不考慮添加因果路徑；而當考慮殘差之間的修正指數（MI）值時，如果其不屬于同一個潛變量因子，不能考慮增加相關性路徑，參考修正指數發現，同一潛變量因子殘差間添加相關路徑并不能很大程度改善模型擬合，因此認為，可以不對模型進行修正。

（三）路徑分析

本文根據AMOS17.0輸出的數據，將各潛變量的標準化的路徑系數及顯著性水平整理，得出研究假設的驗證結果如表3所示。

從3表中的數據看出，除了假設6：初次進行移動購物后，感知愉悅性正向影響消費者持續使用意愿未通過驗證之外，其余八個假設都通過了驗證。

（四）潛變量間的相關效應分析

從預設模型圖來看，各個研究變量之間的因果關系非常復雜，除了變量對變量產生的直接影響之外，還存在著中介效應，即變量對變量產生間接影響，即變量通過一個或多個中介變量對另一變量進行影響。為了解這些變量之間的各種因果關系，本研究參考AMOS給出的數據，整理出各個變量之間的直接效應、間接效應和總效應值，具體如表4所示。

表4中，如果直接效應值不為0，則意味著變量對變量會產生直接影響，這一系數在研究模型中體現為路徑系數；若果間接效應的值不為0，則意味著，這一外生潛變量通過一個或多個中介變量對某一內生潛變量進行間接影響，它的大小是外生潛變量通過所有中介變量指向內生潛變量的路徑系數乘積之和（一個或多個）；總效應為直接效應與間接效應之和。

從數據來看，期望確認度對滿意度效應總大小為0.884，除了產生的直接效應0.266之外，還通過中介變量感知有用性（PU）和感知愉悅性（PE）對其產生間接影響；期望確認度對持續使用意愿的效應總大小為0.644，期望確認度并不直接影響消費者的持續使用意愿，而是通過中介變量：感知有用性（PU）、感知愉悅性（PE）和滿意度（SAT）對其產生影響；感知有用性對消費者持續使用意愿效應總大小為0.358，除了產生的直接效應0.209之外，還通過中介變量滿意度（SAT）對其產生影響；感知愉悅性對持續使用意愿的效應為0.286，除了產生的直接效應0.089之外，同樣也通過中介變量滿意度對其產生影響，其中，通過中介變量產生的間接效應更為顯著。endprint

管理啟示

第一，消費者的期望確認度對持續使用意愿的影響是最大的，而期望確認度則是消費者期望和移動購物實際表現之間的差別，企業不能非常有效地左右消費者的預期，因此應在了解消費者預期的前提下，盡量提高自身表現，讓移動購物體驗能夠更好地符合消費者預期，進而提高消費者黏性，長期使用移動購物這種新型的購物方式。第二，無論是實體店購物、傳統網購還是新型的移動購物，消費者的需求都是購物——獲得心儀的產品，因此，企業如果想要讓消費者持續進行移動購物，需要豐富移動購物的產品品類，使得消費者能夠在該渠道獲取想要的產品，只有這樣，消費者才會持續進行移動購物。第三，從理論和現實兩個角度可以發現，購物并不單純是功能性的，消費者購物并不單純希望購買到產品，也希望在購物的過程中能夠有更多的樂趣，因此，企業可以在保證消費者有用性感知的基礎上，增強購物的愉悅性感知，使消費者在購物過程中心情更為愉悅。第四，從消費者的角度出發，只有消費者能夠覺得滿意才會選擇持續進行移動購物，而從本研究的結果來看，消費者獲得的有用性感知和愉悅性感知都會通過滿意度來影響消費者的持續購買意愿，因此商家應該從各方面努力提升消費者的滿意度。

參考文獻：

1.萬君，李靜，趙宏霞.基于信任轉移視角的移動購物用戶接受行為實證研究[J].軟科學， 2015（2）

2.吳威.基于TAM模型的消費者移動網絡購物行為研究[J].商業經濟研究，2015（13）

3.劉遺志，劉煜.消費者創新性對移動購物意愿的影響—基于擴展的技術接受模型視角[J]. 中國流通經濟，2015（7）

4.Lin C P，Bhattacherjee A.Extending Technology Usage Models To Interactive Hedonic Technologies：A Theoretical Model and Empirical Test [J].Information Systems Journal，2010，20（2）

5.Lisa Y.Chen.Antecedents of Customer Satisfaction and Purchase Intention with Mobile Shopping System Use[J].Int.J.Services and Operations Management，2013endprint