電子商務環境下產品線索與消費者選擇相關性分析

李 副教授

（海口經濟學院工商管理學院 海口 571127）

進入二十一世紀后，我國互聯網得到了迅猛發展，依托互聯網平臺產生的社交平臺和電子商務也實現了蓬勃發展。我國作為一個人口大國，有著巨大的消費潛力，電子商務的發展為我國消費者帶來了更多的選擇空間與便利的消費渠道。但電子商務在蓬勃發展的同時也面臨著一定的挑戰，在當今環境下，消費者對商品的選擇性越來越多，所以越來越多的銷售商更加注重商品線索的提供，期望能夠增加消費者的選擇傾向（盧艷峰等，2016）。針對哪些產品線索會對消費者的選擇產生影響，國內外學者對此進行了大量研究，有學者總結所謂的消費者選擇是指根據商品的功能和特點，消費者通過個人的情感認知態度對商品做出購買決策。其中影響消費者購買決策的產品線索有很多，如產品的價格、產品的品牌和質量效應、物流的效率和費用等。雖然眾多專家對產品線索與消費者選擇進行了分析，但僅從一個或幾個線索進行分析，而且沒有考慮到線索之間存在的交叉，具有一定的片面性，故本文通過建立實證模型，對消費者的主線索和外圍線索統一分析，得出產品線索與消費選擇之間的關系，為提高我國電子商務水平提供了理論依據。

模型與研究假設

（一）模型研究

本文研究產品線索與消費者選擇之間關系，文章從產品價格、產品品牌和產品銷量三個方向分析，從物流費用和物流評論兩個方向分析物流的特征信息；將消費者選擇作為本文的中介變量；將消費者的購買選擇作為本文的因變量；將以上變量利用ELM模型進行整理分析，得出產品線索與消費者選擇之間的關系。

（二）商品價格對消費者態度影響

商品的價格是影響消費者選擇的重要因素，商品的價格過高不利于消費者選擇，商品價格過低則會使消費者對商品的價值產生猶豫。所以合理的商品價格能夠使消費者得到最大價值效用。通過電子商務能夠為消費者提供更多的產品優惠信息和產品線索，使消費者在有限的時間內獲得最大的期望效用（萬曉榆等，2018）。故本文提出假設：

H1：商品價格對消費者態度產生負向影響。

（三）商品品牌對消費者態度影響

消費者對不同的商品品牌有不同的認知，消費者對不同的品牌也能夠獲得不同的商品線索。當存在眾多品牌時，消費者會首先選擇更為知名或熟悉的品牌。消費者對不同的商品品牌存在不同的感情，對商品也會有不同的滿意度，會影響消費者的消費傾向。故本文提出假設：

H2：商品品牌對消費者態度產生正向影響。

（四）商品銷售量對消費者態度影響

消費者購買商品時會存在從眾的心理，所以商品的銷售量不僅能夠反映出商品的購買人數，也能夠反映出該商品的整體質量，從而影響消費者的購買決策。當消費者對商品面臨選擇困惑時，銷售數量往往會改變消費者的消費選擇。故本文提出假設：

表1 調查問卷信度檢驗

表2 數據樣本統計量

H3：商品銷售量對消費者態度產生正向影響。

（五）物流費用對消費者態度影響

物流費用也是影響消費者選擇的重要因素，當物流費用大于商品成本時，消費者的消費體驗降低，會選擇其他可替代的商品。所以，當今電子商務平臺中，“商品包郵”一詞出現的頻率越來越多。在購買商品時，物流的費用成本逐漸影響了消費者的購買心理。故本文提出假設：

H4：物流費用對消費者態度產生負向影響。

（六）物流評價對消費者態度影響

消費者購買商品到使用過程中，中間需要物流的運送，那么物流評價對消費者的消費體驗也起到了重要作用。物流評價關系到商品供應商的服務態度和服務質量，消費者不希望用過多的時間去等待商品的運送。通常來說，商品物流運輸時間越快，越能夠得到消費者的肯定。故本文提出假設：

表3 前側問卷的信度檢驗

表4 自變量KMO檢驗和Bartlett檢驗結果

表5 自變量解釋總方差計算結果

H5：物流正面評價對消費者態度產生正向影響。

（七）消費者態度對消費者選擇影響

消費者態度是指消費者自身對商品的情感，如果消費者對商品具有正向態度，那么消費者選擇消費的傾向也就越大，消費者態度作為中介變量對消費者選擇起到了重要作用。故本文提出假設：

H6：消費者態度對消費者選擇產生正向影響。

（八）產品涉入度對產品線索和物流信息的影響

消費者在選擇消費過程中會受到產品涉入度的影響，如果消費者對產品不滿意，那么對產品的涉入度會降低，若對產品具有購買傾向，那么對產品的涉入度會相應提高。故本文提出假設：

H7：消費者對產品的涉入度提高，消費者選擇會受到產品價格的影響。

H8：消費者對產品的涉入度提高，消費者選擇會受到產品品牌的影響。

H9：消費者對產品的涉入度提高，消費者選擇會受到產品銷量的影響。

H10：消費者對產品的涉入度降低，消費者選擇會受到物流費用的影響。

H11：消費者對產品的涉入度降低，消費者選擇會受到物流評價的影響。

研究設計

（一）實驗研究

背景調查。本文選取電子產品作為研究對象，首先，自2015年后，我國網絡平臺中的電子產品的銷量逐步升高，并且在電子產品的購買者主要以青年人為主。其次，網絡電子產品的價格相對較低，更適合沒有足夠購買力的青年群體。隨著消費者購物觀念的轉變，通過網絡平臺購買電子產品成為當下購物的主要渠道。

問卷調查。本文對產品線索與消費者選擇的研究采用調查問卷的方式對數據進行采集，調查問卷分為三個階段：首先，本文確定了所研究的十種產品，主要為平板電腦、手機、數碼相機、音箱、路由器、耳機、U盤、移動電源、播放器和鼠標鍵盤。其次，對這十種產品進行涉入度調查。本文對60名在校大學生進行調查，確定平板電腦和手機的產品涉入度較高，U盤和播放器的涉入度較低。最后，通過線上和線下方式對本文涉入度較高和較低的四種產品進行問卷調查，此次調查問卷共160份，其中有效問卷156份。

（二）信度檢驗

在對數據變量進行分析之前，要對調查問卷進行信度檢驗，其檢驗結果如表1所示。由表1可知，選取四個產品的Gronbach α系數的值均大于0.7，說明該調查問卷的一致性較高，具有較好的信度。

（三）實驗結果分析

本文對156份調查問卷整理后，對統計樣本進行分析，得出產品的涉入度，其檢測結果如表2所示。由表2可知，這四種產品的各種結果中，手機的值最大，U盤的值最小，故本文確定高涉入度產品為手機，低涉入度產品為U盤。

表6 調節變量KMO檢驗和Bartlett檢驗

表7 中介變量KMO檢驗和Bartlett檢驗

表8 因變量KMO檢驗和Bartlett檢驗

表9 數據變量因子分析擬合指數

表10 變量因子擬合優度檢驗

表11 變量指數修正擬合結果

表12 模型修正后檢驗結果

（四）前側問卷分析

信度分析。經過小范圍調查后需要進行線上線下調查，本次調查共發放問卷150份，其中有效問卷138份。經過線上線下問卷調查后同樣需要進行信度檢驗，其檢驗結果如表3所示。由表3可知，問卷中所涉及的八個變量的Gronbach α系數值均大于0.7，這說明該調查問卷的一致性較高，具有較好的信度。

效度分析。經過信度檢驗，本文要對數據變量進行效度分析，確定變量之間是否存在相關性，各變量是否能夠作為變量因子。第一，自變量因子分析。本文采用KMO檢驗和Bartlett檢驗分析數據變量之間的關聯性，其檢驗結果如表4所示。由表4可知，自變量的KMO值大于標準值0.6，且Bartlett檢驗中Sig.的結果為0，表明本文中的自變量存在相關關系，能夠作為分析因子。第二，根據自變量的檢驗結果，本文對自變量計算了解釋總方差，以確定自變量的個數，其結果如表5所示。由表5可知，本文自變量的解釋總方差累計值，旋轉平方和載入累計值和提取平方和累計值均為68.688，表明本文將自變量歸為五個變量。第三，調節變量因子分析。采用KMO檢驗和Bartlett檢驗分析調節變量之間的關聯性，其檢驗結果如表6所示。由表6可知，調節變量的KMO值大于標準值0.6，且Bartlett檢驗中Sig.的結果為0，則表明本文中的調節變量存在相關關系，能夠作為分析因子。第四，中介變量因子分析。采用KMO檢驗和Bartlett檢驗分析中介變量之間的關聯性，其檢驗結果如表7所示。由表7可知，中介變量的KMO值大于標準值0.6，且Bartlett檢驗中Sig.的結果為0，則表明本文中的中介變量存在相關關系，能夠作為分析因子。第五，因變量因子分析。采用KMO檢驗和Bartlett檢驗分析因變量之間的關聯性，其檢驗結果如表8所示。由表8可知，因變量的KMO值大于標準值0.6，且Bartlett檢驗中Sig.的結果為0，則表明本文中的因變量存在相關關系，能夠作為分析因子。

實證分析

（一）測量模型

本文對統計數據建立測量模型，根據測量模型計算數據變量的擬合度（χ2/df）、比較擬合指數（CFI）、非正態擬合指數（TLI）和近似誤差均方根（RMSEA）。其計算結果如表9所示。由表9可知，變量因子的擬合數值均符合擬合標準要求，說明所有測量因子能夠表述潛變量。

（二）結構方程模型

通過對數據變量建立測量模型，本文同樣對變量因子建立了結構方程模型，并根據模型計算擬合優度檢驗，其計算結果如表10所示。由表10可知，在結構方程模型中，變量因子的比較擬合指數（CFI）為0.786，小于0.9，與擬合標準存在一定偏差，需要將該模型進行修正。

（三）結構方程模型修正

之前分析出在結構方程模型中，變量因子擬合程度不理想，需要對模型進行修正重新擬合，加強變量因子之間的相關性，其修正擬合結果如表11所示。由表11可知，變量因子經過模型1和模型2修正后，比較擬合指數（CFI）的值均大于0.9，表明經過修正后，變量因子達到了理想的擬合程度。根據修正的擬合結果，需要檢驗變量因子之間的顯著性，確定變量因子之間的相互關系，其檢驗結果如表12所示。由表12可知，在H1-H6的假設中，H2的假設結果的比臨界值結果沒有通過顯著性檢驗，說明H2假設不成立。也就是說，消費者不會通過產品品牌去判斷店鋪的信用。其他假設結果通過了顯著性檢驗，說明其他假設均成立。即商品價格、商品銷售量、物流費用和物流評價對消費者態度均起到影響作用，其中商品價格對消費者態度產生負向影響，商品銷售量對消費者態度產生正向影響，物流費用對消費者態度產生負向影響，物流正面評價對消費者態度產生正向影響。此外，消費者態度對消費者選擇同樣具有影響作用，也驗證了消費者態度在各變量與消費選擇之間起到的中介作用，即消費者態度對消費者選擇產生正向影響。

（四）調節效應檢驗

調節變量對自變量和因變量會產生調節作用，進而影響兩者之間的關系。本文之前分析了各變量因子與中介變量，中介變量與消費者選擇之間的關系。但還要考慮到調節變量，即產品涉入度對變量之間的影響。本文通過高涉入度產品（手機）和低涉入度產品（U盤）繼續驗證H7-H11的假設結果，將驗證過程分為兩個模型，模型1為產品信息線索計算得到的結果，模型2為產品線索與產品涉入度相交互得到的結果，驗證結果如表13所示。由表13可知，在高涉入度產品中模型2中的交互項P值均大于0.05，且模型2中的R2值高于模型1中的R2值，這表明本文所設H7、H8和H9假設成立，即隨著對消費者產品涉入度的提高，消費者選擇會受到產品價格、產品品牌和產品銷量的影響也就越大。

表13 調節效應驗證結果

在低涉入度產品中模型2中的交互項P值同樣均大于0.05，且模型2中的R2值高于模型1中的R2值，這表明本文所設H10和H11假設成立，即消費者對產品的涉入度較低時，消費者選擇更容易受到物流費用和物流評價的影響。

政策建議

第一，企業應在網絡店鋪中使用更為多元的媒介工具提升網絡店鋪的環境氛圍，使得消費者產生愉悅情緒，進而產生更為優質的消費體驗。此外，企業還需優化網絡店鋪中的審美元素和娛樂元素，使得消費者沉浸于網購體驗中，延長消費者的網購瀏覽時長與增加重購意愿。第二，企業在網購平臺最后宣傳或者售賣自身商品時，需要重視明確自身的產品定位，打造出屬于自身的品牌形象，這樣才能在消費者心中加深印象，甚至能讓消費者更多了解企業文化。第三，企業應當積極參加網絡公益活動或者志愿組織，引起消費者的注意與討論，提升企業在消費者心目中的形象和地位，增強自身的口碑效應，從而引發消費者的購物偏好。第四，企業不應只注重前期服務，還應當重視加強消費者的后期體驗，通過提高物流效率與售后服務質量，使得消費者獲得全程的優質體驗，進而促進消費者形成購物依賴。第五，為了提升消費者的網購體驗，企業需要重視為不同會員等級的網購消費者提供獨一無二的定制化服務；對網店及時進行裝修，對商品列表進行及時更新，對導購、產品推介等工作進行精細化管理，打造自身的服務品牌，提升服務的附加值。