移動電商環境對沖動消費意向的影響—基于情緒的中介效應

王 嵩

（西安科技大學管理學院 陜西西安 710068）

引言

截至2019年6月，我國網民規模已達到8.54億人，其中手機網民人數也達到了8.47億人。互聯網的發展使我國的消費類型由過去的傳統消費為主，逐漸轉變為以互聯網消費為主的消費方式。其中互聯網消費中移動端購物消費的人數又占據了絕大多數，在移動端消費更加方便、快捷，但隨之而來的問題就是消費者的沖動消費。

沖動消費是指消費者在購買商品時不經過考慮而產生的沖動性購買行為，在我國半數以上的消費者均有過沖動性消費。那么為什么消費者會存在沖動消費，都有哪些因素會影響消費者的沖動消費。國內外的專家學者對此進行了分析，有學者發現產生沖動消費的主要導火索是情緒波動，當情緒產生強烈波動時消費者往往會沖動消費。還有專家研究發現，導致沖動消費主要受到個人財務情況、個人性格以及教育背景的影響。雖然眾多專家對沖動消費進行了分析，但很少有學者將移動電商與沖動消費聯系起來進行分析。基于此，本文通過建立相關實證模型，以消費者情緒作為中介變量，分析了移動電商與沖動消費之間的關系，為探討我國互聯網消費提供了理論依據。

研究基礎

（一）移動電商環境

環境包括消費環境和心理環境，其都會影響消費者的消費沖動，這不僅僅體現在傳統的消費方式中，在當今的移動電商環境下更是如此。當移動電商環境正向影響消費者心情時，能夠促進消費者的消費行為。比如，移動電商網頁出現音樂時，就能夠影響消費者的情緒波動，對消費者的消費行為會產生一定的影響。

（二）沖動消費意向

消費意向指消費者在了解商品過程中所具有的購買概率，通常情況下，消費者的消費意向分為積極消費意向和消極消費意向。而沖動消費意向具有明顯的突發性和沖動性，主要受到購買意愿的影響。購買意愿與沖動的購買行為之間具有一定正相關關系，當消費者具有強烈的購買意愿時，越容易出現沖動購買行為，但兩者之間又會受到其他因素的干擾。

（三）情緒

情緒是指個體對外界變化產生的反應和感情。當消費者受到購物刺激時，消費者不會直接產生沖動性消費，而是間接出現情緒波動。當消費者對商品具有強烈的情緒波動時，會促進消費者的沖動消費，當消費者對商品的情緒波動較為穩定時，外部因素的變化對消費者的沖動消費的影響較小。所以，消費者在接觸商品時，具有不同的外界消費刺激，會產生不同的消費情緒，并引起不同的消費行為。

研究假設與研究設計

（一）研究假設

移動購物虛擬環境與情緒。在傳統的實體店鋪中，店鋪的環境和燈光效果都會影響消費者的情緒，使消費者在輕松愉快的環境中消費。而移動電商不再受到傳統銷售空間的限制，便能夠更大滿足消費者的購物需求。在當今移動電商平臺中，不僅存在能夠滿足消費者正常生活的日常用品，也存在大量的小眾產品，除了國內產品還有海外商品，更大程度上滿足了不同需求的消費者，使消費者能夠在愉悅的環境下購物，正向的刺激消費者的消費情緒。

第一，知識性與情緒。消費者在利用移動購物平臺購物的過程中，通過簡單的搜索便能快速獲取想要商品的信息，這提高了消費者的購物效率，使消費者能在最短的時間內找到自己的目標商品，使自己感到愉悅。此外，移動購物平臺也要豐富自己商品的內容，可以幫助消費者了解更多的商品，利于消費體驗。但是，購物平臺要注意找到信息豐富性和搜索便捷性的平衡點，信息量過大容易使消費者產生反感，過于便捷則容易使消費者對產品產生不信任。故本文做如下假設：知識性對愉悅心理情緒具有促進作用（H1a），知識性對喚醒心理情緒具有促進作用（H1b）。

第二，互動性與情緒。傳統購物行業的互動性主要體現在消費者與銷售人員的溝通，而移動購物平臺的互動性主要體現在消費者與客服或者服務系統的溝通。通過互聯網的溝通更加的方便快捷，節省了消費者的購物時間，增強了消費者的消費體驗，讓消費者的消費體驗更加愉悅。故本文做如下假設：互動性對愉悅心理情緒具有促進作用（H2a），互動性對喚醒心理情緒具有促進作用（H2b）。

第三，易用性與情緒。在傳統購物行業中，若銷售人員能快速找到消費者的目標商品，則有利于提高消費者的消費體驗。這在移動購物平臺中也是如此，消費者能夠用最短的時間、最少的精力使自己無壓力的選購目標商品，這將對消費者的消費情緒起到正向作用。但如果消費者在購物過程中消耗的時間過長，購物平臺檢索效率低下，那么將不利于消費者的消費情緒。故本文做如下假設：易用性對愉悅心理情緒具有促進作用（H3a），易用性對喚醒心理情緒具有促進作用（H3b）。

第四，娛樂性與情緒。在當今的移動購物平臺中，融入了大量的娛樂因素，比如在購入平臺中融入模擬仿真，或者新型HR體驗等，并且這些信息娛樂體驗讓消費者不受時間與空間的限制，使消費者在購物的過程中感受到趣味性。有趣的購物平臺、具有創意的網頁設計或者動畫，都會正向引導消費者的情緒，提高消費者的消費體驗。故本文做如下假設：娛樂性對愉悅心理情緒具有促進作用（H4a），娛樂性對喚醒心理情緒具有促進作用（H4b）。

心理因素與沖動消費意向。消費者在購買商品時，不僅僅要滿足日常的生活需求，而且要滿足心理和情感上的需求。即心理因素往往也會影響消費者的消費傾向。當消費者對商品消費比較理性時，則對商品的考慮因素也會增多；當消費者對商品產生強烈的情緒和積極態度時，那么往往會出現沖動消費意向。故本文做如下假設：愉悅心理情緒對沖動消費意向具有促進作用（H5a），喚醒心理情緒對沖動消費意向具有促進作用（H5b）。

心理情緒的中介作用。之前敘述過，當消費者對商品產生強烈刺激時，不會直接導致消費者產生沖動性消費，而會通過商品刺激影響到消費者心情，進而使消費者產生沖動性消費行為。在移動電商中，網絡平臺的運營環境和服務也會影響消費者的消費情緒，對沖動性消費產生不同的影響。故本文做如下假設：心理情緒對沖動消費意向具有中介作用（H6）。

購物導向的調節作用。商品的購物導向會影響消費者對商品的刺激，從而間接影響消費者的消費傾向，所以說購物導向是消費者在消費過程中的調節劑。在購物導向中，存在著一種享樂導向，這種導向能夠給消費者帶來主觀上的娛樂和刺激感，能夠促進消費者產生沖動性消費。故本文提出如下假設：享樂主義導向對消費者心理情緒和沖動消費意向具有調節作用（H7）。

（二）研究設計

問卷設計。本文對各種數據變量的選取采用問卷調查的方式，本文詳細解釋了4個研究假設，并結合以往的文獻研究方法，設計了調查問卷。通過問卷中的知識性與情緒、互動性與情緒、易用性與情緒、娛樂性與情緒，得出移動網絡平臺的環境與情緒之間的關系，通過心理變化分析心理因素與沖動消費意向之間的關系，其中以單維度方法分析購物導向的調節作用和心理情緒的中介作用。

在對問卷內容進行分析之前，首先要進行預檢測分析調查問卷的可靠程度和有效性檢驗。本文利用SPSS 21.0計算了數據變量中的Cronbach`s α值，若結果值大于0.6，說明該值的可信度較高，可以采用；若結果小于0.6，說明該值的可信度較低，需將該值剔除。本文采用此種方法將Cronbach`s α值小于0.6的剔除后得到新的Cronbach`s α值，在移動購物平臺環境中，知識性為0.865，互動性為0.882，易用為0.881，娛樂性為0.941；在心理情緒中，愉悅為0.992，喚醒為0.737；在沖動性購買意愿中，沖動性購買意愿為0.921；在購物導向中，享樂主義導向為0.937。根據結果說明上述變量是可信的，可以進行分析。

問卷發放。根據Cronbach`s α值所涉及到的變量設計調查問卷，并通過qq、微信以及郵件等方式對外發送。本次發送調查問卷380份，回收問卷350份，其中有效問卷330份。

實證分析

（一）統計性描述

根據330份問卷調查結果，本文對移動電商環境中調查人的性別、年齡分布、學歷、瀏覽網頁時間和網購經驗進行分析。在這330份調查問卷中，女性占比達到了50%以上，年齡主要分布在21-30歲，學歷分布中本科比例最多，為49.13%，其次是研究生以上為33.45%，瀏覽時間主要分布在1個小時以下，占72.52%；網購經驗主要為3年以上占81.66%。根據以上結果可以知道，目前移動電商用戶中女性居多，主要為21-30歲，本科及以上學歷有三年以上的網購經歷，每次網購時間主要在1個小時以下。這也符合我國當代年輕人的網購習慣，且網購經驗豐富，具有一定的好奇和冒險精神，容易產生沖動性消費。

（二）正式問卷信度與效度分析

本文在分析各數據變量關系之前，要對正式的問卷信度和效度進行分析，只有當信度和效度均符合標準后才能進行下一步分析。

信度分析。本文根據SPSS 21.0軟件中Cronbach`s α值的結果進行分析，根據計算結果表明，知識性的結果為0.852，互動性結果為0.855，易用性結果為0.882，娛樂性結果為0.971，愉悅結果為0.912，喚醒結果為0.927，沖動性購買意向結果為0.841，享樂主義導向結果為0.868。根據以上數據變量的Cronbach`s α值，發現其結果均大于0.7，說明本文中數據變量均具有較高的可信度。

效度分析。之前對數據變量進行了信度分析，結果表明本文中的數據變量具有較高的信度。接下來，本文對數據變量進行效度分析，確定數據變量是否適合作為變量因子。

第一，虛擬環境因子。本文利用KMO檢驗和Bartlett`s球形檢驗對虛擬環境因子進行分析，利用SPSS軟件得出虛擬環境因子的檢驗值，根據結果得出，虛擬環境因子的KMO檢驗值為0.767，Bartlett`s球形檢驗的值為1672，且Sig.（顯著性水平）的值為0，根據KMO檢驗大于0.7可知，本文中的虛擬環境因子均適合作為變量因子。

第二，心理情緒因子分析。本文利用KMO檢驗和Bartlett`s球形檢驗對虛擬環境因子進行分析，利用SPSS軟件得出心理情緒因子的檢驗值，根據結果得出，心理情緒因子的KMO檢驗值為0.759，Bartlett`s球形檢驗的值為1525，且Sig.的值為0。根據KMO檢驗大于0.7可知，本文中的心理情緒因子均適合作為變量因子。

第三，沖動性購買意向因子分析。本文利用KMO檢驗和Bartlett`s球形檢驗對沖動性購買意向因子進行分析，利用SPSS軟件得出沖動性購買意向因子的檢驗值。根據結果得出，沖動性購買意向因子的KMO檢驗值為0.724，Bartlett`s球形檢驗的值為431，且Sig.的值為0，根據KMO檢驗大于0.7可知，本文中的沖動性購買意向因子均適合作為變量因子。

表1 虛擬環境變量因子與愉悅的回歸結果

第四，享樂主義購物導向因子分析。本文利用KMO檢驗和Bartlett`s球形檢驗對享樂主義購物導向因子進行分析，利用SPSS軟件得出享樂主義購物導向因子的檢驗值。根據結果得出，享樂主義購物導向因子的KMO檢驗值為0.855，Bartlett`s球形檢驗值為792，且Sig.的值為0，根據KMO檢驗大于0.7可知，本文中的享樂主義購物導向因子均適合作為變量因子。

（三）假設檢驗與分析

虛擬環境與心理情緒關系。第一，虛擬環境與愉悅的關系。之前驗證了變量因子的信度和效度，根據結果本文將對各變量因子之間的關系進行分析。首先，本文對移動電商虛擬環境中的四個變量因子與愉悅之間的關系進行回歸分析，其分析結果如表1所示。

表1為虛擬環境變量因子與愉悅的回歸結果。由表1可知，R2值經過調整后的結果為0.481，F統計值小于0.01顯著水平，為76.611，這說明虛擬環境變量與愉悅之間具有顯著關系。此外，當標準系數β=0.318、p＜0.01時，本文H1a假設成立，說明移動電商環境的知識性對消費者的愉悅情緒具有促進作用，即移動電商環境越清晰豐富越能夠使消費者感到快樂。當標準系數β=0.313、p＜0.01時，本文H2a假設成立，說明移動電商環境的互動性對消費者的愉悅情緒具有促進作用，即在移動電商虛擬環境中與顧客互動反饋的越多，越能夠使消費者感到快樂。當標準系數β=0.314、p＜0.01時，本文H3a假設成立，說明移動電商環境的易用性對消費者的愉悅情緒具有促進作用，即移動電商平臺的導航越明了，操作越簡單，越能夠使消費者感到快樂。當標準系數β=0.411、p＜0.01時，本文H4a假設成立，說明移動電商環境的娛樂性對消費者的愉悅情緒具有促進作用，即移動電商網頁娛樂性越強，越能夠使消費者感到快樂。結合虛擬環境因子與愉悅情緒之間系數關系可以得到公式：愉悅=0.318知識性+0.313互動性+0.314易用性+0.411娛樂性。

第二，虛擬環境與喚醒情緒的關系。本文對移動電商虛擬環境中的四個變量因子與喚醒之間的關系進行回歸分析，其分析結果如表2所示。

表2為虛擬環境變量因子與喚醒的回歸結果。由表2可知，R2值經過調整后的結果為0.392，F統計值小于0.01顯著水平，為49.671，這說明虛擬環境變量與愉悅之間具有顯著關系。此外，當標準系數β=0.257、p＜0.01時，本文H1b假設成立，說明移動電商環境的知識性對消費者的喚醒情緒具有促進作用，即移動電商環境越清晰豐富越能夠刺激消費者的喚醒情緒。當標準系數β=0.071、p＞0.01時，本文H2b假設不成立。當標準系數β=0.045、p＞0.01時，本文H3b假設不成立。當標準系數β=0.612、p＜0.01時，本文H4b假設成立，說明移動電商環境的娛樂性對消費者的喚醒情緒具有促進作用，即移動電商網頁娛樂性越強越能夠刺激消費者的喚醒情緒。結合虛擬環境因子與喚醒之間的系數關系可以得到公式：愉悅=0.257知識性+0.612娛樂性。

心理情緒與沖動性消費意向的關系。上文分析了移動電商虛擬環境與心理情緒之間的關系，接下來本文對心理情緒與沖動性消費意向之間進行回歸分析，其結果如表3所示。

表3為心理情緒與沖動性購買意向的回歸結果。由表3可知，R2值經過調整后的結果為0.275，F統計值小于0.01顯著水平，為27.812，這說明心理情緒與沖動性購買意向之間具有顯著關系。此外，當標準系數β=0.282、p＜0.01時，本文H5a假設成立，說明愉悅心理對沖動性購買意向具有促進作用，即消費者心理越愉悅越容易產生沖動性購買意向。當標準系數β=0.475、p＜0.01時，本文H5b假設成立，說明喚醒情緒對沖動性購買意向具有促進作用，即越刺激消費者喚醒情緒的產生，越容易產生沖動性購買意向。

心理情緒的中介作用。本文之前分析了移動電商虛擬環境與心理情緒之間的關系，以及心理情緒與沖動性消費意向之間的關系，這其中將心理情緒作為了中介。為分析心理情緒的中介作用，本文建立了三種模型，第一種將移動電商虛擬環境中的變量因子作為自變量，將沖動性購買意向作為因變量；第二種將移動電商虛擬環境中的變量因子作為自變量，將情緒作為因變量；第三種將移動電商虛擬環境中的變量因子和情緒作為自變量，將沖動性購買意向作為因變量。根據模型進行回歸分析，其結果如表4所示。

表4為心理情緒中介作用的回歸結果。由表4可知，三個模型均具有不同的顯著特征。模型一中，知識性的回歸結果不具有明顯的顯著性，說明在分析心理情緒中介作用時不考慮知識性的影響。在模型二中，移動電商虛擬環境因子均具有明顯的顯著性。而在模型三中，僅有心理情緒具有明顯的顯著性。三種模型得出三種不同的顯著特征，說明本文H6假設是部分成立的，即在移動電商虛擬環境對沖動消費意向的影響中，心理情緒的中介作用只起到了部分作用。

（四）享樂主義導向作用

享樂導向對愉悅與沖動消費意向的調節。為分析享樂主義的導向作為，本文設計兩個模型，將愉悅和享樂主義作為模型一，將模型一和愉悅與享樂主義的相互作用作為模型二，其結果如表5所示。

表5為享樂主義對愉悅與沖動消費意向的調節回歸結果。由表5可知，在模型一中愉悅的非標準系數β=0.522、p＜0.01，說明此時愉悅對沖動消費意向顯著，而享樂的調節導向作用不顯著。在模型二中，非標準系數β=0.558、p＜0.01，同樣愉悅對沖動消費意向顯著，享樂的調節導向作用不顯著。而愉悅和享樂主義交互項的β=0.252，對愉悅與沖動消費意向顯著，即愉悅和享樂主義交互對愉悅與沖動消費意向之間的關系具有促進作用。

表2 虛擬環境變量因子與喚醒的回歸結果

表3 心理情緒與沖動性購買意向的回歸結果

表4 心理情緒中介作用回歸結果

表5 享樂主義對愉悅與沖動消費意向的調節回歸結果

表6 享樂導向對喚醒與沖動消費意向的調節回歸結果

享樂導向對喚醒與沖動消費意向的調節。之前分析了享樂導向對愉悅與沖動消費意向的調節，以下將對喚醒與沖動消費意向的調節進行分析。結合之前的分析過程，同樣設計兩個模型，將喚醒和享樂主義作為模型一，將模型一和喚醒與享樂主義相互作用作為模型二，其結果如表6所示。

表6為享樂導向對喚醒與沖動消費意向的調節回歸結果。由表6可知，結果與表5的結果相似，在模型一中喚醒的非標準系數β=0.618、p＜0.01，說明此時喚醒對沖動消費意向顯著，而享樂的調節導向作用不顯著。在模型二中，非標準系數β=0.586、p＜0.01，同樣喚醒對沖動消費意向顯著，享樂的調節導向作用不顯著。而喚醒和享樂主義交互項的β=0.233，對喚醒與沖動消費意向顯著，即喚醒和享樂主義交互對喚醒與沖動消費意向之間的關系具有促進作用。

結合表5與表6的結果可知，愉悅和享樂主義交互對愉悅與沖動消費意向之間關系具有促進作用，喚醒和享樂主義交互對喚醒與沖動消費意向之間關系具有促進作用。即享樂主義確實在其中起到了調節作用，本文H7假設成立，即消費者在瀏覽移動購物平臺時，平臺引導所產生的情緒變化會容易使消費者產生沖動消費。

結論與建議

本文通過建立回歸模型，具體分析了移動電商環境中各個影響因子與沖動消費意向之間的關系。得到以下結論：第一，移動電商環境的知識性、互動性、易用性和娛樂性對消費者的愉悅情緒均起到了促進作用；第二，移動電商環境的知識性和娛樂性對消費者的喚醒情緒起到了促進作用；第三，愉悅心理和喚醒情緒容易刺激消費者產生沖動消費意向；第四，在移動電商虛擬環境對沖動消費意向的影響中，心理情緒只起到部分中介作用；第五，享樂主義的引導所產生的情緒變化容易使消費者產生沖動消費。

為了促進我國移動電商的健康發展，為我國經濟的騰飛注入新的活力。首先，移動電商平臺應該注重娛樂化的發展，通過實現購物平臺娛樂化吸引更多的消費者，例如在消費者領取紅包時設置簡單的游戲，引導消費者通過搖一搖抽獎、分享好友獲得抽獎機會等方式領取紅包，這既具有一定的趣味性，也能夠滿足消費者的社交需求，還能夠提高自身的知名度。第二，設計簡明快捷的移動購物客戶端，簡單明了、方便操作的移動客戶端能夠提高用戶的消費體驗，而且簡潔的購物網頁不容易使消費者產生視覺疲勞。因此，移動電商經營主體需要在信息的詳細與簡潔之間尋找平衡點，使得消費者能夠快速找到所需商品。第三，移動電商應該加強與消費者之間的互動，讓消費者感覺到一個“有溫度”“活躍”的平臺，拉近與消費者之間的距離，不單單是為了提高雙方的效率，也是增進與消費者之間的感情，這對消費者的沖動性消費起到了一定的促進作用。因此，移動電商經營主體應當重視提升客服人員的響應速度與質量，使得消費者感知到客服人員正在認真解決自身提出的問題。