網絡購物中顧客互動體驗對沖動購買行為的影響

□ 余美玲

(貴州大學 管理學院，貴州 貴陽 550025)

1 引言

研究已經證明在網絡購物中，互動體驗對消費者行為影響的重要性。網絡購物突破了傳統的商業模式及體驗營銷，不受時間和地點限制的可用性極大的提高了網絡零售的利潤額，同時也增加了沖動購買。通過網購，消費者增加了與產品、服務的互動機會，當消費者認為互動體驗比產品或服務本身的意義更大時，以往作為附加值而存在的互動體驗就成為提升消費者感知價值和促使消費者做出沖動購買行為的關鍵因素。由此可見，顧客互動體驗與沖動購買行為并不是獨立存在的，相反是相互依存，有著密切的關聯。因此，本文基于網絡購物背景下，對顧客互動體驗與沖動購買行為之間的關系進行研究，豐富沖動購買行為相關理論的同時，探討電商企業如何構建顧客互動體驗模式，以期為電商企業最大化促進沖動購買行為發生提供營銷指導和建議。

2 研究模型與假設

在網絡購物環境下，本文以感知價值和感知風險為中介變量，研究顧客互動體驗中五個維度如何對沖動購買行為產生影響，以此推導出理論模型：

圖1 理論模型

2.1 顧客互動體驗與感知價值

從以往的研究可發現，顧客在線互動體驗能夠增強顧客的感知價值，而感知價值對顧客的購買意愿也有著積極的正向作用，商家響應性影響著顧客感知價值，網絡購物中的雙向溝通性也有助于提升顧客感知質量[1][2]。部分學者實證表明了在線互動體驗對顧客感知價值有顯著的正向影響。由此，本文認為顧客互動體驗和感知價值之間存在一定影響作用，并提出如下總假設和分假設：

H1：顧客互動體驗中的感知易用性正向影響顧客感知價值

H1a：顧客互動體驗中的感知易用性正向影響顧客感知享樂價值

H1b：顧客互動體驗中的感知易用性正向影響顧客感知功利價值

H2：顧客互動體驗中的感知有用性正向影響顧客感知價值

H2a：顧客互動體驗中的感知有用性正向影響顧客感知享樂價值

H2b：顧客互動體驗中的感知有用性正向影響顧客感知功利價值

H3：顧客互動體驗中的雙向性正向影響顧客感知價值

H3a：顧客互動體驗中的雙向性正向影響顧客感知享樂價值

H3b：顧客互動體驗中的雙向性正向影響顧客感知功利價值

H4：顧客互動體驗中的響應性正向影響顧客感知價值

H4a：顧客互動體驗中的響應性正向影響顧客感知享樂價值

H4b：顧客互動體驗中的響應性正向影響顧客感知功利價值

H5：顧客互動體驗中的互助性正向影響顧客感知價值

H5a；顧客互動體驗中的互助性正向影響顧客感知享樂價值

H5b：顧客互動體驗中的互助性正向影響顧客感知功利價值

2.2 顧客互動體驗與感知風險

有學者直接提出感知風險與顧客互動體驗呈負向關系，并認為顧客會因感知風險而不愿意與購物平臺、商家及其他消費者互動、或不進行網絡購物[3]。顧客對未知事物的不確定性，將直接影響顧客在網購過程中的購買行為，但良好的在線互動體驗能有效降低顧客購買時所產生的不確定性，從而降低其購物的感知風險。因此提出以下假設：

H6：顧客互動體驗中的感知易用性負向影響顧客感知風險

H7：顧客互動體驗中的感知有用性負向影響顧客感知風險

H8：顧客互動體驗中的雙向性負向影響顧客感知風險

H9：顧客互動體驗中的響應性負向影響顧客感知風險

H10：顧客互動體驗中的互助性負向影響顧客感知風險

2.3 感知價值與感知風險

研究發現，在測量感知價值的因素中，感知風險具有最直接的影響作用，感知風險能顯著降低消費者的感知價值，提高顧客感知價值的關鍵手段就是降低感知風險[4]。基于此提出如下假設：

H11：顧客感知享樂價值對顧客感知風險有負向影響

H12：顧客感知功利價值對顧客感知風險有負向影響

2.4 感知價值與沖動購買行為

研究表明感知價值會影響顧客最終的購買行為，一般情況下同等價格水平人們會選擇主觀感受價值最高的產品[5]。在網絡環境下顧客感知價值對沖動性購買意愿能夠產生直接影響[6]。基于此提出假設：

H13：顧客感知享樂價值正向影響沖動購買行為

H14：顧客感知功利價值正向影響沖動購買行為

2.5 感知風險與沖動購買行為

顧客感知風險在一定程度上會降低沖動購買行為的發生。研究表明，網絡購物中顧客的感知風險明顯高于線下購物，當顧客感知到網絡購物風險越高時，越不會進行網絡購物[7]。早期研究中多數學者均認為感知風險會對沖動購買行為產生負向影響，故本文提出如下假設：

H15：顧客感知風險負向影響沖動購買行為

3 實證分析

3.1 數據收集與整理

在參考前人研究量表的基礎上，編制調查問卷初稿，第一部分采用單選題方式提問，測量顧客的個體特征；第二部分采用Likert自評式五點量表法，借助網絡問卷平臺發放和收集預調查數據，通過100份的預調查問卷，剔除部分問項，最終得到8個潛變量38個題項，各維度量表的Cronbach’s α系數值在0.713-0.874之間。因此，判定問卷信度較高，遂將用于正式調查[8]。

2019年9月至2019年11月間，采用不記名問卷調查的方式，向曾經有過網絡購物經歷的消費者隨機發放調查問卷。此次調查共回收381份問卷，其中無效問卷28份，有效問卷353份，有效率為92.65%，有效樣本滿足樣本量為測量題項5-10倍的要求，調查樣本基本情況如表1所示。

表1 調查樣本構成統計表

3.2 個體特征差異性分析

在探究變量之間兩兩關系的過程中存在其他因子對因變量有影響，為使研究結果更加準確可信，須對其加以控制，因此，本文設置了六個控制變量：性別、年齡、家庭所在地、學歷、職業、月可支配資金。結果表明，變量在性別、年齡和月可支配資金上存在差異性。

3.2.1 性別變量的差異性分析

采用獨立樣本T檢驗，結果如表2所示，不同性別在雙向性體驗、響應性體驗、互助性體驗、顧客感知功利價值和顧客感知風險方面不存在顯著差異；而在感知易用性體驗、顧客感知享樂價值、沖動購買行為方面有顯著差異(p<0.01或p<0.05)，且均表現為女性均值高于男性，說明女性比男性更享受網絡購物的過程，并注重網絡購物中的易用性體驗，更易產生沖動購買行為；在感知有用性體驗方面則男性均值高于女性，說明男性更加注重網絡購物的有用性。

表2 不同性別獨立樣本T檢驗

注：*代表p值小于0.05，**代表p值小于0.01，***代表p值小于0.001。下同。

3.2.2 年齡變量的差異性分析

采用單因素方差分析。根據表3的檢驗結果，不同年齡在顧客感知價值、顧客感知風險、沖動購買行為方面均不存在顯著差異，而在感知有用性和雙向性體驗方面不同年齡存在顯著差異，18歲以下的兩變量均值均高于其他三個年齡段，由事后檢驗LSD可知，在感知有用性方面50歲以上是顯著小于其他三個年齡段，在雙向性體驗方面18-28歲顯著小于其他三個年齡段。

表3 不同年齡單因素方差分析

注：1,2,3,4分別代表各年齡組別：18歲以下，18-28歲，29-50歲，50歲以上

3.2.3 月可支配資金變量的差異性

根據表4的檢驗結果，不同的月可支配資金在顧客感知價值、顧客感知風險、沖動購買行為方面均不存在顯著差異，而在感知有用性、雙向性體驗和響應性體驗方面不同月可支配資金存在顯著差異，8000元以上的三個變量均值均高于其他三個組別，由事后檢驗LSD可知，在感知有用性、雙向性體驗和響應性體驗方面月可支配資金在1500-3000元的都顯著小于其他三個組別。

表4 不同月可支配資金單因素方差分析

注：1,2,3,4分別代表各年齡組別：18歲以下，18-28歲，29-50歲，50歲以上

3.3 問卷信效度檢驗

運用SPSS24.0對問卷進行Cronbach^’s α系數檢驗。如表5所示問卷所有潛變量的Cronbach^’s α均高于0.7，樣本總體α系數為0.865，說明原始數據信度較高，具有較好的內部一致性。

表5 信效度檢驗結果

采用探索性因子分析法來檢驗數據和模型的結構效度，結果表明，本文所選變量，KMO值在0.708-0.837之間，同時，Bartlett球形檢驗的Sig.=0.000<0.01，表明分析變量的相關性高，適合做因子分析。在此基礎上，采用驗證性因子分析法檢驗各量表的效度水平，結果表明，需剔除顧客互動體驗中互助性維度的“互助5”題項，以保證在后續研究中模型具有較好的收斂性[9][10]。

3.4 模型檢驗與分析

由于本文提出的結構方程模型中的測量模型的信度和效度均達到理想水平，因而可以進行結構方程模型分析，本文采用AMOS24.0軟件對概念模型中構建的變量間的假設關系進行檢驗與分析。初始模型擬合結果如表6所示，對照判斷標準，簡約擬合指標擬合結果較好，絕對擬合指數和相對擬合指數均有不達標項，表明模型仍有修正的可能性。

表6 初始模型擬合結果

在刪除不顯著路徑的同時，根據AMOS24.0軟件輸出中所提供的模型修正指數(MI)值對其修改后，再次對模型進行分析，得到如表7所示的結果，由于結構方程模型易受樣本影響，有研究表明SRMR對誤設模型敏感，當樣本量低于500時，其個別擬合指標不穩定時，主要參考SRMR指標，即當SRMR大于0.08時，認為模型肯定是誤設的[11]。因此，綜合絕對擬合指數、相對擬合指數以及簡約適配度指標結果，可以看出模型與數據擬合程度處于一個較佳水平，模型的外在質量較好。

表7 模型修正后的擬合結果

3.5 模型評價

模型評價是指對結構方程模型中各假設路徑進行驗證，刪除不顯著路徑，通過CR系數來判斷模型假設是否達到統計意義上的顯著性。當CR值大于1.96或小于-1.96時，對應p值小于0.05的顯著性水平；當CR值大于2.58或小于-2.58時，對應p值小于0.01的顯著性水平；當CR值大于3.29或小于-3.29時，對應p值小于0.001的顯著性水平。本文的路徑系數及顯著性檢驗結果如表8所示。

表8 模型的路徑系數及顯著性水平

修正后的整體模型假設H1a、H1b、H2a、H2b、H5a、H5b成立，即互動體驗中的感知易用性、感知有用性、互助性均對顧客感知價值的兩個維度均具有顯著的正向影響；假設H7成立，即互動體驗中的感知有用性對顧客感知風險具有顯著負向影響，而互助性對顧客感知風險具有顯著正向影響，與原假設相反，故假設H10不成立；假設H13、H14成立，即感知價值的兩個維度對沖動購買行為均有顯著的正向影響。

由假設H11、H12可知，感知享樂價值對感知風險不具有顯著影響，而感知功利價值對顧客感知風險具有顯著影響，但與原有假設相反，即感知功利價值對感知風險具有顯著正向影響。這可能是因為注重享樂價值的顧客，把網絡購物看作是一種愉快的消費過程，比較在意當下購物所帶來的快感，而對于感知風險的大小就顯得沒有那么重要；另一方面，當顧客在網絡購物中注重產品或服務的效用價值，過多關注產品或服務的獲取和實際的功能效益，即功利價值時，會增加顧客的感知風險。

假設H10、H15沒有通過假設檢驗，從側面表明，隨著互聯網發展，網購平臺技術的日新月異、商家服務的日趨完善，人們更愿意對網購產生認同感，即使明確網絡購物中存在風險，仍會發生沖動購買行為。

3.6 中介效應檢驗

采用Hayes(2018)編制的Process3.3插件中的Model4(簡單中介模型)，并將存在差異性個體特征的性別、年齡、月可支配資金作為控制變量一同納入模型，對感知價值、感知風險在顧客互動體驗與沖動購買行為之間關系中的中介效應進行檢驗[12]。結果由表9可知，顧客互動體驗對沖動購買行為影響的直接效應及感知價值、感知風險的中介效應的Bootsstrap95%置信區間的上、下限均不包括0，說明顧客互動體驗不僅能夠直接影響沖動購買行為，而且能夠通過感知價值、感知風險的中介作用影響沖動購買行為。該直接效應為0.3458、感知價值中介效應為0.2806、感知風險中介效應為0.0398，分別占總效應0.6662的51.91%、42.12%、5.97%。

表9 總效應、直接效應及中介效應分解表

4 結論與建議

本文采用實證分析方法研究了網絡購物中顧客互動體驗對沖動購買行為的影響。研究得出網絡購物在線互動體驗對顧客的沖動購買具有直接和間接的促進作用，其中顧客感知價值、感知風險充當了間接作用中的部分中介變量。

根據實證分析結果，為進一步利用互動體驗來促進顧客的沖動性購買，本文提出如下營銷建議。

4.1 構建“三位一體”的互動體驗營銷模式

“三位一體”的互動體驗營銷模式對網絡購物具有一定的挑戰。首先，商家要依托新元素，愉悅顧客的感官體驗，充分利用各種網絡營銷工具，尤其運用網絡直播的特性保證“一對多”、“多對多”互動行為所帶來的人流量，以確保在較短時間內吸引顧客的注意力，刺激消費。其次，在開展互動體驗營銷活動中，商家應把具有人類共性的正面情感融入到網絡營銷中，激發顧客的情感共鳴體驗，促使顧客產生沖動購買行為。最后，商家要善于樹立品牌形象，利用“互動+體驗”的網絡平臺將品牌價值理念植入市場中傳播，以觸發顧客的沖動購買。

4.2 重視網絡營銷中顧客間的互動性

網絡購物中顧客獲取的信息不完全來自于商家，有時顧客對于其他顧客的建議或評價也格外重視，已購買或使用顧客的反饋和評價如今也作為激發顧客沖動購買的一個重要標志。一方面，商家要設計有效查看評價信息的方法，保證評價來源的可信度，嚴厲禁止“水軍刷單”行為，購物網站平臺應允許消費者舉報任何虛假的用戶評價且允許消費者對產品評價信息來源的可靠程度打分。另一方面，商家應建立寬松活躍的虛擬社區，使顧客之間能夠互動溝通，彼此交流和借鑒購物經驗，實行關系營銷，建立獎勵機制，鼓勵顧客之間相互分享，強化顧客觀察學習信號，增加顧客感知價值，進而引發沖動購買行為[13]。

4.3 細分市場以滿足顧客個性化需求

以顧客需求為導向細分市場，為顧客提供個性化服務及功能，更能吸引顧客參與及增強顧客沖動購買意愿。一方面，根據產品沖動購買的比例，可將產品劃分為沖動產品和非沖動產品，對于典型的沖動產品如：服裝服飾、美妝類，商家可設計醒目的網站推薦，方便的購買鏈接和清晰詳細的網頁介紹及促銷折扣。另一方面，商家可將顧客劃分為沖動購買者和非沖動購買者，針對不同個體特征的顧客應用數據挖掘技術，對顧客瀏覽商品時長、購買商品類別等進行數據獲取和分析，了解沖動購買者的購買偏好和消費習慣，從而增加沖動消費為商家帶來利潤。