基于UTAUT修正模型的微信朋友圈廣告接受意愿分析

邱愛梅，陳銘焜

（1.廣東外語外貿(mào)大學(xué) 商學(xué)院，廣州 510420；2.曼徹斯特大學(xué) 商學(xué)院，英國 曼徹斯特 M13 9PL）

0 引言

微信朋友圈廣告是現(xiàn)代社交媒體發(fā)展至今出現(xiàn)的一種新型傳播方式，這種傳播注重與用戶的互動和溝通，將成為發(fā)展?jié)摿薮蟮囊环N廣告形式。廣告的產(chǎn)生，是為了解決廣告主即企業(yè)尋求信息傳播的需求以及用戶尋找信息之需求。然而即使具備較高制作水準(zhǔn)、低噪音等特點，微信朋友圈廣告帶給用戶的體驗仍飽受詬病。以微信為代表的社會化媒體廣告目前的緊迫任務(wù)，是尋找一個合適的平衡點，滿足廣告商訴求以及用戶訴求，從而提高用戶的接受度。而妥善解決廣告?zhèn)鞑ヅc受眾的矛盾，是構(gòu)建品牌、媒體與用戶三方共贏的關(guān)鍵。大學(xué)生對微信有較強(qiáng)依賴性，作為微信用戶主力軍，大學(xué)生群體的對朋友圈廣告的看法與意見有一定的代表性。本文研究微信朋友圈廣告投放的接受程度，以整合性技術(shù)接受模型（UTAUT模型）為框架進(jìn)行分析，修正和改進(jìn)UTAUT模型。本文在一定程度上彌補(bǔ)微信朋友圈廣告中利用UTAUT模型進(jìn)行實證研究的不足；剔除已證實的影響因素，添加廣告態(tài)度和廣告精準(zhǔn)度這兩個變量，以研究其發(fā)揮影響的作用強(qiáng)度；影響用戶接受朋友圈廣告究竟有哪些重要因素等，并對微信朋友圈廣告未來的發(fā)展策略提出相應(yīng)的建議。

1 理論框架和研究設(shè)計

在前人對微信朋友圈廣告接受度的基礎(chǔ)上，增加廣告精準(zhǔn)度、廣告態(tài)度兩個變量，另外，本文將績效期望進(jìn)一步細(xì)分為工作績效、娛樂體驗、生活便利等，以避免由于單維變量而造成的抽象研究結(jié)果。

1.1 用戶接受度影響因素分析

（1）績效期望

績效期望指微信朋友圈廣告為用戶帶來方便或者幫助的程度，改善用戶的生活、娛樂或工作，使其更加方便，也包括提供給用戶查詢與獲取品牌信息的能力。吳文汐（2016）和徐東超（2016）已證實績效期望正向顯著影響用戶對微信朋友圈廣告的行為意愿，而由于績效期望包括生活、娛樂、工作這三個方面的期望，故本文將按照俞坤（2012）提及的研究建議將該變量進(jìn)一步細(xì)分為工作績效、娛樂體驗、生活便利這三個變量，使得此次研究更深入全面。

基于此，本文提出以下假設(shè)：

H1：工作績效正向影響大學(xué)生對微信朋友圈廣告的行為意愿；

H2：娛樂體驗正向影響大學(xué)生對微信朋友圈廣告的行為意愿；

H3：生活便利正向影響大學(xué)生對微信朋友圈廣告的行為意愿。

（2）廣告精準(zhǔn)度

廣告精準(zhǔn)度是指廣告?zhèn)鞑サ膶嵸|(zhì)內(nèi)容與用戶需求的匹配程度，精準(zhǔn)的廣告投放具有正向?qū)颍ǔ２捎眯畔⒓夹g(shù)分析潛在市場的不同消費人群，投放不同但有針對性的廣告，以達(dá)到精準(zhǔn)傳播的目的。在以往研究中，感知精準(zhǔn)性對態(tài)度影響已經(jīng)基本得到驗證，如馮旭艷（2015）研究感知精準(zhǔn)性對微信營銷采納意向的影響，驗證得出其與態(tài)度呈正相關(guān)；王軍立（2015）認(rèn)為廣告精準(zhǔn)性會導(dǎo)致用戶行為不同；陶濤（2015）立足于情景感知，運用TAM模型探究移動廣告用戶的采納度，進(jìn)而驗證廣告推送的精準(zhǔn)性確實可以顯著影響用戶態(tài)度。

微信團(tuán)隊將朋友圈原生廣告定位為高精準(zhǔn)的廣告推送形式，而這蘊含的精準(zhǔn)營銷、強(qiáng)關(guān)系營銷等營銷推廣形式，是未來所有企業(yè)在實施營銷活動時理應(yīng)重點關(guān)注的要點。引入廣告精準(zhǔn)度到本文的研究模型中，并分析其對用戶接受度的影響具有實用價值和意義。本文將精準(zhǔn)度測量維度分成三個方面，其分別為廣告的匹配程度、是否在購買能力之內(nèi)和推送時間是否適宜。本文認(rèn)為廣告精準(zhǔn)度與行為意愿相關(guān)，提出假設(shè)：

H4：廣告精準(zhǔn)度影響大學(xué)生對微信朋友圈廣告的行為意愿。

（3）廣告態(tài)度

本文將廣告態(tài)度分為感知、情緒、行為意圖這三個方面。感知是指個體所持有的固有看法，可能來源于其精神思想、物理知識等；情緒是個體在感情層面上的反映，通常是因為看見廣告而引起，表現(xiàn)為喜歡或討厭一個廣告，屬于主觀感覺；行為意圖是基于用戶有采取某種行為的意愿和傾向。

廣告態(tài)度是一種傾向，在此指用戶對廣告的主觀感覺，在接觸廣告后消極或積極的一種內(nèi)在情緒。賈璐（2009）驗證了廣告態(tài)度顯著影響用戶對飛信業(yè)務(wù)的接受意愿；郭宇嘉（2011）證實態(tài)度顯著影響信用卡用戶的接受意愿；類似地，鄭磊（2013）證實了態(tài)度顯著正向影響微信用戶的接受意愿。

大學(xué)生對朋友圈廣告非常熟悉，該人群有一定程度的代表性，探討其廣告態(tài)度如何影響對廣告的接受意愿，能反映微信用戶整體上的行為意愿與使用行為。基于此，可以針對性地對用戶的態(tài)度進(jìn)行引導(dǎo)，從而使得接受意愿更加強(qiáng)烈，促進(jìn)廣告宣傳效果，所以引入此變量具有一定的現(xiàn)實意義與經(jīng)濟(jì)價值。本文提出假設(shè)：

H5：廣告態(tài)度影響大學(xué)生對微信朋友圈廣告的行為意愿。

1.2 模型構(gòu)建

根據(jù)UTAUT模型及以上假設(shè)，本文提出微信朋友圈廣告接受度的影響模型如圖1所示。

圖1 微信朋友圈廣告接受度的影響模型

本文對績效感知進(jìn)行細(xì)分：工作績效、娛樂體驗、生活便利，并加入廣告精準(zhǔn)度與廣告態(tài)度兩個變量作為影響用戶意愿的變量進(jìn)行分析。以往研究證實了行為意愿與用戶使用行為之間的關(guān)系，將行為意愿和使用行為這兩方面作為反映用戶對于微信朋友圈廣告接受度的變量進(jìn)行測量，并提出假設(shè)：

H6：行為意愿影響大學(xué)生對微信朋友圈廣告的使用行為。

1.3 研究設(shè)計

在完成對用戶接受度影響因素分析之后，本文所涉及的變量均已得出，為保障效度與信度，借鑒前人研究基礎(chǔ)，調(diào)整變量并進(jìn)行測量。具體測量如表1所示。

表1 各變量測量量表

2 數(shù)據(jù)分析及假設(shè)檢驗

2.1 問卷調(diào)查

本文問卷設(shè)計建立在前人文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，經(jīng)過總結(jié)、分析與歸納后，借鑒良好效度與信度的問卷測量方案。在此基礎(chǔ)上進(jìn)行一定程度上的修正；而對于較少研究涉及的或者沒有研究過的變量，本文對該變量進(jìn)行重新設(shè)計，問卷統(tǒng)一使用李克特五維量表。本文前期對問卷進(jìn)行預(yù)測試，以防出現(xiàn)受訪者誤解問卷的問題選項的情況發(fā)生，以防問卷本身產(chǎn)生歧義或語意不清，進(jìn)而影響到問卷的信度與效度。預(yù)調(diào)查中發(fā)現(xiàn)受訪者容易受標(biāo)題影響，將本文調(diào)查對象誤解為微信朋友圈中微商或個人發(fā)布的廣告信息，據(jù)此，本文進(jìn)一步修正測量問卷，使得文本語言更加規(guī)范化，同時添加輔助信息說明，從而得到可靠性較高的正式調(diào)查問卷。

在數(shù)據(jù)收集中為保證問卷的有效回收率，通過網(wǎng)絡(luò)平臺和線下紙質(zhì)問卷兩種途徑來收集數(shù)據(jù)。發(fā)放途徑為問卷星網(wǎng)站，輔以微信、QQ、微博等應(yīng)用進(jìn)行擴(kuò)散，紙質(zhì)版問卷則是在圖書館和教室向?qū)W生發(fā)放的形式，耐心引導(dǎo)受訪者填寫問卷，使問卷質(zhì)量得到保證。最終實際回收數(shù)量為310份，去除無效問卷之后得到280份為有效樣本，有效回收率為90.32%，經(jīng)計算該置信度符合要求。

2.2 數(shù)據(jù)分析及假設(shè)檢驗

本文使用SPSS19.0進(jìn)行接受度分析，并構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型（SEM），通過Amos22.0對微信朋友圈廣告接受模型進(jìn)行驗證分析。

2.2.1 信度分析

（1）信度分析。目的是驗證結(jié)果的可靠性和穩(wěn)定性，在經(jīng)過分析得出結(jié)果后，通常會刪除不合格的問卷題項。其中，Cronbach’s Alpha系數(shù)值是一個主要參考，當(dāng)α值小于0.5時，為不可信；數(shù)值在0.5到0.7之間，表明量表合格，但仍有進(jìn)步的空間；當(dāng)數(shù)值大于0.7且小于1時，數(shù)值越大可信度越高。除了α值之外，還需考慮校正項的總計相關(guān)性的系數(shù)值，CITC數(shù)值越高，表明其相關(guān)程度越高。樣本整體Cronbach's Alpha值為0.963，說明本文的數(shù)據(jù)可靠性高。所有變量模塊的Cronbach's Alpha值均大于0.750，而且所有測量因子的CITC值都大于0.5。本量表信度可靠，可以保留所有因子，進(jìn)一步研究。

（2）效度分析。本文的所有變量KMO值均高于0.6，顯著性水平均小于0.01，變量之間存在顯著的相關(guān)性。本文采用0.5作為衡量解釋程度的臨界值，即當(dāng)因子負(fù)荷值大于0.5時，可以保留問題選項。由于其因子負(fù)荷值均大于0.75，總體解釋度均達(dá)到要求，故保留所有問題選項。

（3）接受度分析。前文已提及，本文以“行為意愿”和“使用行為”兩個因變量來測量接受度，通過六個指標(biāo)分析其對用戶接受微信朋友圈廣告的影響程度。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，這六個指標(biāo)的數(shù)據(jù)均值都在5點量表的中值偏下水平，而且使用行為指標(biāo)的均值均低于行為意愿。用戶對于微信朋友圈廣告的行為意愿不強(qiáng)烈，實際使用行為不深入。大多數(shù)用戶態(tài)度偏向不同意，總體的接受度為中等偏下水平，即受訪者對于微信朋友圈廣告的態(tài)度較為消極，接受程度一般。

2.2.2 基于結(jié)構(gòu)方程的假設(shè)驗證分析

結(jié)構(gòu)方程模型相較于傳統(tǒng)統(tǒng)計方法有優(yōu)勢，可以對多個變量進(jìn)行處理和分析，有能力評估不同模型對同一份樣本的擬合度，從而得出最優(yōu)的解釋模型，提高模型的效度和解釋力度。

錄入問卷回收的數(shù)據(jù)樣本后，AMOS22.0初步分析的結(jié)構(gòu)方程運行結(jié)果如圖2所示。模型指標(biāo)如表2所示。

圖2 結(jié)構(gòu)方程運行結(jié)果

由表2可得，模型的適合度值多數(shù)處于合格的范圍之外，只有CFI與IFI在合格范圍之內(nèi)，以及PCFI值在優(yōu)良范圍內(nèi)，模型從統(tǒng)計上不可接受。模型的路徑系數(shù)如表3所示。

表2 常用指標(biāo)建議取值范圍和運行結(jié)果

表3 模型的路徑系數(shù)

由表3可得，除了工作績效對行為意愿的影響關(guān)系不顯著（P＞0.05），其他的關(guān)系均為顯著（p＜0.05）。

模型修正。在顯著性檢驗中發(fā)現(xiàn)工作績效影響行為意愿的強(qiáng)度不顯著，因此，首先考慮將該因子在本文的結(jié)構(gòu)方程模型中去除。另外，考慮到實際生活中，廣告對生活、娛樂的便利程度可能會直接使得用戶產(chǎn)生使用行為，廣告的精準(zhǔn)投放與個人所持有的廣告態(tài)度也均有可能使其直接產(chǎn)生使用行為，故刪去工作績效因子之后，分別增加娛樂體驗、生活便利、廣告精準(zhǔn)度和廣告態(tài)度到使用行為的五條路徑。重新估計模型，考察顯著性，依次通過刪除不顯著路徑（若p＞0.05，則刪去該路徑）、修正指數(shù)（根據(jù)Modification Indices中的M.I.值從大到小，首先繪制雙箭頭建立潛在變量之間的相關(guān)關(guān)系，其次繪制雙箭頭建立殘差之間的相關(guān)關(guān)系）和協(xié)方差分析（若C.R.絕對值＜2，則設(shè)定兩個因子的參數(shù)相等）這三個操作步驟，得出最終結(jié)果。其中，通過修正指數(shù)對模型修正時，由于兩個外因變量之間不存在直或間接關(guān)系，故在兩個潛在變量的協(xié)方差之間修正時采用的是雙箭頭。

由修正后模型的指標(biāo)參數(shù)數(shù)值可得，修正后模型比最初模型解釋性更好，擬合度更高，可以進(jìn)一步解釋微信用戶對微信朋友圈廣告的看法。模型指標(biāo)如表4所示。

表4 修正后模型的評估

修正后模型的路徑系數(shù)如下頁表5所示。

通過刪除不顯著路徑、修正指數(shù)和協(xié)方差分析，最后整理得出的最優(yōu)修正后模型如下頁圖3所示，其中虛線表示潛在變量之間的影響關(guān)系不顯著。

表5 修正后模型的路徑系數(shù)

圖3 最終模型及路徑系數(shù)

假設(shè)檢驗。在本文結(jié)構(gòu)方程模型中，同時存在直接和間接兩種效應(yīng)，故需要進(jìn)行總效應(yīng)的計算，以確定中介效應(yīng)是否存在。經(jīng)過驗證，本文初始設(shè)計的6條假設(shè)中，有3條不成立。實證分析可知，工作績效、生活便利與廣告精準(zhǔn)度均不會正向影響其行為意愿。驗證成立的假設(shè)檢驗如下：廣告態(tài)度對行為意愿的正向影響最大（路徑系數(shù)為0.77），其次為娛樂體驗（路徑系數(shù)為0.21），行為意愿顯著正向影響使用行為（路徑系數(shù)為0.61）。除此之外，實驗中還證實了娛樂體驗和生活便利對用戶接受微信朋友圈廣告使用行為的正向作用（總效應(yīng)為0.21；路徑系數(shù)為0.65）。

3 結(jié)論與啟示

3.1 結(jié)論

本文研究微信用戶對朋友圈廣告的接受程度及其影響因素分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)微信用戶對朋友圈廣告的接受度并不高。實證顯示，用戶的行為意愿受娛樂體驗、廣告態(tài)度這兩個因素的正向影響，而用戶行為受行為意愿、生活便利這兩個因素的影響。娛樂體驗對用戶的使用行為是負(fù)向的。

另外，H1、H3和H4此三條假設(shè)不成立的原因分別可能是原生廣告對用戶工作上帶來的幫助或影響非常少，不足以影響其對原生廣告的行為意愿；對用戶生活上帶來的便利可能不會顯著直接影響行為意愿，而是直接影響使用行為，因為本文得出該便利會促使用戶直接產(chǎn)生相應(yīng)的使用行為，而非通過行為意愿的中介效應(yīng)；廣告精準(zhǔn)度對于用戶而言，是基于大數(shù)據(jù)可以得到更豐富個性化的廣告信息，也可能是因為企業(yè)目前的精準(zhǔn)營銷做得不夠好，并未實現(xiàn)真正意義上的精準(zhǔn)營銷，對其行為意愿的影響并不顯著。根據(jù)本文研究結(jié)論，提高用戶對微信朋友圈廣告接受度的關(guān)鍵分別是娛樂體驗、生活便利和廣告態(tài)度這三個因素。

3.2 啟示

（1）豐富信息的娛樂性。娛樂體驗顯著正向影響微信用戶的行為意愿和使用行為，其中存在部分中介效應(yīng)，即娛樂體驗到使用行為的路徑負(fù)相關(guān)的，但是可以通過影響其行為意愿進(jìn)而正向影響使用行為，這表明微信朋友圈廣告在一定程度上能讓用戶感知到快樂與有趣，雖然這種娛樂的體驗不能夠直接促使用戶產(chǎn)生使用行為，但其正向影響用戶的使用意愿，隨著時間推移，會促使用戶產(chǎn)生相應(yīng)行為的可能。概括而言，娛樂體驗可以通過一定的時間累積促進(jìn)用戶的使用行為。所以作為新型的標(biāo)準(zhǔn)化推送，微信朋友圈廣告應(yīng)該不斷推出新意，維持一定的趣味性，保證畫面的和諧、內(nèi)容的創(chuàng)意和娛樂性等。

（2）注重廣告內(nèi)容實用性。微信朋友圈廣告的發(fā)展要設(shè)法提升其對用戶的生活便利影響，提供更多的實用性信息，讓用戶知道其閱讀的信息有價值。微信團(tuán)隊若能注重其在朋友圈傳播高質(zhì)量的廣告信息，可以保持用戶對此媒介平臺的持續(xù)關(guān)注，培養(yǎng)用戶的品牌粘性。微信朋友圈廣告的內(nèi)容應(yīng)以有用性、符合用戶需要為原則，貼近生活。因此，立足于戰(zhàn)略，結(jié)合用戶感興趣的日常話題和生活小知識，提高微信朋友圈廣告的內(nèi)容質(zhì)量，讓用戶感知到廣告的有用性。

（3）引導(dǎo)用戶廣告態(tài)度。即對信息流原生廣告有好感的用戶會對朋友圈原生廣告接受度更高，心里有抵觸情緒的用戶對廣告的接受度則較低。因此在策劃微信朋友圈廣告的時候，可以稍加改變策略，改變用戶對廣告的固有看法，讓廣告成為用戶必不可少的一部分，自然的一部分。體現(xiàn)微信朋友圈廣告特有的社交性、娛樂性功能。