消費者網購生鮮農產品滿意度影響因素實證研究

王冠寧

內容摘要：隨著“互聯網+”的快速發展，消費者網購規模得到了快速擴大。本文采用因子分析模型，構建我國消費者網購生鮮農產品滿意度影響因素研究模型。研究得出：服務質量因子和生鮮農產品質量因子是影響消費者對生鮮農產品滿意度最關鍵的因素；調查問卷表明電商平臺界面設計因子和物流是影響消費者網購生鮮農產品滿意度的次要因素。因此，我國生鮮農產品電商平臺首先要健全生鮮農產品服務管理體系；其次，優化網站界面和功能，提供個性化需求；最后嚴格把控生鮮農產品質量。

關鍵詞：生鮮農產品 因子分析 滿意度

本文基于多元化的因素影響視角，建立消費者網購生鮮農產品滿意度影響因素的指標評價體系，并采用因子分析法，得出各個因子對消費者網購生鮮農產品滿意度影響系數的大小。文章對指導我國生鮮電商平臺營銷具有較強的現實參考意義。

消費者網購生鮮農產品滿意度影響因素的模型設計

消費者網購生鮮農產品滿意度的影響因素分類。本文將基于生鮮農產品物流因素、生鮮農產品電商服務因素、產品價格因素、產品質量及安全性因素和電商平臺界面形象因素構建評價指標體系，根據以上五個標準因素，本次問卷中滿意度測評共包含5個維度21個評價指標（見表1）。

問卷調查樣本確定。本文研究范圍為來自各大電子商務平臺的生鮮農產品的消費者，主要生鮮農產品電商平臺有天貓、京東、蘇寧易購、一號店、亞馬遜等綜合電商平臺，還有順豐優選物流電商平臺，以及莆田網、優菜網、本來生活網等垂直生鮮電商平臺等。本文調查問卷采用自填、調查員詢問以及網絡調查的多元形式。共發放問卷150份，收回150份，回收率100%，篩選實際有效問卷136份，有效率90.67%。

量表信度檢驗。本文采用Cronbach' s a系數對調查問卷各題項進行內部一致性檢驗，驗證問卷量表的信度。SPSS19.0計算得出整體Cronbach' s a系數值為0.825，0.825>0.8，表示本研究的調查問卷信度很好（見表2）。對整個研究模型中存在的所有的自變量做信度檢驗，得到的結果如表3所示。由表3可知，各個觀測變量的Cronbach's a系數值都在0.68以上，表示問卷各變量信度較好。

消費者整體滿意度分析。將調查結果分為非常滿意、滿意、不滿意三個層次，分別賦分為3分、2分、1分。整合數據分析消費者整體滿意度如表4所示。可以看出各因素量表中指標的平均值均在2左右，說明消費者對網購生鮮農產品的滿意度處于“滿意”的平均水平上，因素得分大于2.5，接近“非常滿意”，說明這些因素對消費者滿意度的影響作用較大，受到消費者的認可度較高，但同時調查結果顯示，只有電商平臺服務因素中有三個指標大于2.5分。

另外，本文問卷設計了一部分開放性問題，消費者普遍反映網購生鮮農產品電商平臺在使用中還存在不少問題，主要集中在這幾個問題上：第一，生鮮農產品物流配送服務問題，67%的消費者反映在生鮮農產品網購過程中存在物流配送不及時，退換貨流程繁瑣等問題；第二，生鮮平臺界面問題，45%的消費者反映一些生鮮農產品電商平臺界面缺乏差異化，不能夠根據用戶個性化習慣進行設計，界面粗糙；第三，生鮮農產品質量問題，質量是影響消費者網購的第一要素，76%的消費者將其作為網購滿意度的第一核心指標。不少消費者反映一些生鮮農產品質量存在參差不齊的現象，造成消費者退換頻率較高。

我國消費者網購生鮮農產品滿意度影響因素的因子分析

消費者網購生鮮農產品滿意度的因子分析的可行性檢驗。借助SPSS19.0統計分析軟件的Bartlett的球形度檢驗和KMO檢驗方法對評價指標之間是否存在一定的線性關系、是否適合采用提取因子進行分析。結果表明，在該次調查中，巴特利特球度檢驗統計量的觀測值為2719.107，P <0.00001，即相關矩陣不是一個單位矩陣，故考慮進行因子分析；同時，取樣足夠度的Kaiser一Meyer一Olkin度量是用于比較觀測相關數值與偏相關系數值的一個指標，其值越接近1，表明對這些變量進行因子分析的效果越好。在本案例中，KMO值為0.949，可知評價指標適合進行因子分析（見表5）。

消費者網購生鮮農產品滿意度影響因素的提取因子。采用主成分分析法提取消費者網購生鮮農產品滿意度影響因素的因子，經過嘗試性分析，最終從21個評價指標中提取5個因子，結果如表6所示。由表6可知：主成分1的特征值為5.915，方差貢獻率39.432%；主成分2的特征值為2.357，方差貢獻率14.716，累計方差貢獻率為54.148；主成分3的特征值為1.880，方差貢獻率12.540，累計方差貢獻率為66.687；主成分4的特征值為1.374，方差貢獻率8.159，累計方差貢獻率為74.847；主成分5的特征值為1.127，方差貢獻率為6.510，累計方差貢獻率為81.357?？梢姵跏继卣髦岛托D后載荷下主成分1-5的特征值均較高，可以采用這五個主成分（見表6）。

消費者網購生鮮農產品滿意度的影響因子旋轉分析。為了直觀顯現各主成分與滿意度的關系，本文在處理中省略了表6中絕對值小于0.001的載荷值（見表7）。由于主成分因子中載荷較大的指標可以反映主成分因子的經濟含義，主成分載荷越高，表明該主成分包含該指標的信息量就越多，因此，本文對上述主成分的特征進行了如下歸類，解釋每個主成分的含義。FAC1：物流因子，包含X4、X7、X5、X9；FAC2：電商平臺產品服務因素，包含X11、X16、X10；FAC3：產品質量及安全性因素，包含X15、X12、X8；FAC4：價格因子，包含X14、X13；FAC5：電商平臺界面形象因素，包含X2、X6、X3；

因子得分矩陣分析。最后建立主成分得分系數矩陣，算出各主成分值。利用主成分分析法將我國消費者網購生鮮農產品滿意度的影響指標體系進行結構化處理，結果見表8所示。

在因子命名后，可根據因子的方差貢獻率構建我國消費者網購生鮮農產品滿意度的因子模型。根據該矩陣，可以寫出因子表達式：

F1=0.0351X1+0.0354X2-0.2212X3+0.4404X4+0.2808X5+0.0091X6+0.3959X7+0.0051X8+0.1818X9-0.0424X10+0.1111X11-0.0364X13+0.0131X14+0.1848X15-0.4212X16

F2=0.254X1+0.0556X2+0.0152X3-0.1374X4+0.0162X5+0.0707X6-0.0354X7-0.0091X8+0.0071X9+0.302X10-0.4212X11-0.1212X12+0.0152X13-0.0091X14-0.0051X15+0.3979X16

F3=0.125X1+0.1061X2+0.1364X3-0.0879X4-0.0919X5+0.1333X6-0.1273X7+0.3333X8+0.1949X9-0.0788X10+0.0141X11+0.3232X12-0.0566X13-0.0677X14-0.4878X15+0.002X16

F4=0.0364X1+0.0192X2+0.0152X3-0.0657X4+0.0606X5-0.0323X6+0.0182X7-0.0646X8-0.0657X9+0.0192X10-0.0081X11+0.0899X12+0.4899X13+0.4878X14+0.0929X15-0.0303X16

F5=0.0125X1+0.0236X2+0.3828X3-0.0253X4+0.0051X5-0.5262X6-0.0313X7-0.0929X8-0.2212X9+0.1172X10+0.0727X11+0.0061X12+0.004X13+0.0152X14+0.0545X15-0.1162X16

根據上述函數式，進一步在采用因子加權總分的方法下，最終得出我國生鮮農產品消費者滿意度的綜合評價公式為：F=18.564 F1+18.016F2 +16.785 F3+15.000F4+12.992F5。其中函數式中各因子的權重系數僅從單純的數量關系上考慮，以各因子的方差貢獻率為權數。此函數式可作為我國生鮮農產品消費者滿意度的基礎測評公式，F表示我國生鮮農產品消費者滿意度的綜合得分，F值越大說明消費者的滿意度越高。

通過對我國生鮮農產品消費者的問卷調查以及滿意度因子分析模型發現：服務質量因子和生鮮農產品質量因子是影響消費者對生鮮農產品滿意度最關鍵的因素。而對于開放性問題的分析亦可以證明電商平臺界面設計因子的重要性，消費者對于生鮮農產品物流也存在一定不滿。

結論及建議

本文構建了我國消費者網購生鮮農產品滿意度影響因素的實證研究模型，研究得出，服務質量因子和生鮮農產品質量因子是影響消費者對生鮮農產品滿意度最關鍵的因素；調查問卷表明了電商平臺界面設計因子的重要性，可看出消費者對于生鮮農產品物流也存在一定不滿?；谝陨涎芯浚P者認為，在互聯網平臺快速興起的今天，我國生鮮農產品電商平臺要想獲得優勢競爭，必須采取以下三方面的舉措：第一，健全消費者服務管理體系，不僅僅包含前期在線服務，還要做好售后服務的管理工作，簡化退換貨流程，增強消費者的忠誠；第二，優化電商平臺界面和功能，增強視覺效果，縮減消費者搜索成本，提供多元化的支付方式，根據消費者習慣提供個性化服務；第三，嚴格控制生鮮農產品的質量，與農戶和基地進行合作，確定生鮮農產品的安全和綠色，形成消費者的依賴性需求。

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