商家激勵措施、互惠動機與消費者網購行為

李忠武 副教授 王彬彬 徐璐琳

（中國地質大學（武漢）經濟管理學院 湖北武漢 430074）

理論分析與研究假設

討論社會關系的中心任務是實現人類對自己社會關系的控制，這在根本上要求對人們之間的生產關系進行控制（劉興盛，2018）。關于社會關系理論對企業經營的作用機制的研究，很多學者作出了有益探索。近年來通過對企業社會關系對企業的作用途徑的研究，發現企業社會關系是通過作用于諸如適應速度、營銷能力等調節因素而間接作用于企業經營的（王建軍等，2017）。若環境變化的速度加快，社會關系對企業的作用效果會更明顯。對于網購商家而言，其是依靠網絡完成經營的大部分流程，社會關系可以促進消費者忠誠度的提升并且能夠降低交易成本及商業不確定性，進而提升銷售效果。

我國學者對激勵理論、互惠動機及消費者網購行為進行了很多相關研究。何俊輝（2014）通過構建點擊和轉化兩階段的動態特征點擊流模型對客戶的網絡點擊行為激勵進行了研究。趙楊和王林（2015）認為，網購行為執行意向包括多層維度，其中個性化推薦、活動點評和經驗共享是網購行為執行意向的重要調節因素。王志輝（2017）通過構建關系模型，從網購節日氛圍的視角實證分析了消費者網購行為的影響機制。包旭陽（2016）等人用結構方程模型研究了當前城鄉居民消費網購行為的作用，以及因城鄉差異而導致消費行為因素的不同。程璐和鄒瑞雪（2015）通過設計農村居民網購動機量表，利用統計軟件對數據進行分析并對結構方程進行了驗證，實證研究了儒家價值觀對我國農村居民網購行為的影響機制。李玉萍及胡培（2015）認為，顧客期望對網絡購物顧客滿意度有顯著的負面作用。占永志（2018）基于互惠動機理論，構建了平臺型供應鏈金融中基于供應商互惠的核心企業提供融資支持與供應商接受核心企業延長信用期要求的不同階段序貫互惠博弈模型，分析了核心企業延長信用期要求的互惠心理條件。張德鵬和楊晨暉（2014）基于互惠動機公平模型，發現積極互惠對于最優顧客有效參與時間的影響效應與消極互惠情況下的影響效應相反。

縱觀國內學者們的研究，雖然做出了很多成績，但是從商家激勵的角度對消費者的網購行為的研究仍為空白。如今網絡購物平臺已成為重要的消費新生態聚集地，商家采取貨幣激勵及非貨幣激勵的方式吸引消費者，其中貨幣激勵主要為返現、現金回饋等直接方式，非貨幣激勵則包括提升積分、贈送贈品等社會價值激勵。因此，在新生態消費環境中，探討商家激勵對消費者網購行為的作用十分必要，具有一定的實際意義。

本文的商家激勵的數據取自淘寶、天貓、京東等大型購物平臺。其激勵方式會標注在商品頁面中，有的商家會通過返現、提供贈品等激勵方式促進參與評論及推薦的比例。例如，有的商家除了在要求網購者全五星好評外，還要求寫一定字數以上的評論及曬圖才會返現五元或者十元的紅包等。

（一）激勵措施與互惠動機的關系

大多數商家依靠現金返送的方式實現貨幣激勵，若網購者根據商家要求給予一定字數的評論或點贊，商家會通過這種方式激勵網購者的積極性。互惠動機指購買者正面或反面的回饋心理，而互惠行為源于互惠動機。互惠行為是不以本身利益為先的雙向心理的外在體現，行動者愿意為實現目的而縮小自身利益范圍。然而，貨幣激勵較非貨幣激勵的方式更為直接，多數以現金反饋的方式發放至網購者賬戶，這種激勵方式會讓消費者產生心理反抗，削減了消費者的能動性和心理舒適性，且削弱程度會隨著貨幣激勵的加深而提升，對互惠動機具有反作用。在目前消費者愈加注重自身價值體現的大環境中，非貨幣激勵通常采取滿減、滿贈或積分獎勵的方式，有利于消費者實現價值表達。相比現金激勵，越來越多的消費者認為非貨幣激勵的方式更容易接受，有利于增強消費者對品牌的信任感。因此提出假設1：

H1：貨幣激勵對網購者的互惠動機具有反面作用。

互惠行為是以最大限度提升整體利益而存在的，甚至會通過降低自身利益而使對方受益。在非貨幣激勵中，消費、評價及推薦等行為在滿減、滿贈等非貨幣激勵形式下，會增強消費者的價值感進而增強其積極性，有效激發消費者的互惠動機。因此提出假設2：

H2：非貨幣激勵對網購者的互惠動機具有正面作用。

（二）互惠動機與網絡消費者行為的關系

從行為理論的角度看，消費者的網購行為不僅是經濟上的價值流動，也是消費者在網購的過程中包括動機產生、價值索取及價值管理等一切行動的總和。基于我國網絡消費的實際情況，在此將消費者網購行為劃分為消費、評價及推薦。消費行為是為補全購買者自身的相關利益而進行的。根據前文，互惠動機可被看作是非理性的姑息行為，即通過用利益回饋對方的方式使對方受益進而提升整體利益。若互惠動機受到負面影響，消費者對于網購行為的積極性必然有所減損，造成消費動機被負面心理帶動而減弱的現象。因此提出假設3a：

H3a：互惠動機對網購者的消費行為具有負面作用。

在目前的網絡消費模式下，若評價或推薦的間隔時間過長，隨著消費者記憶的減弱，其行為的公正性會減弱。因此，多數消費者已經習慣于消費后立即進行評價或推選的行為，使其評論與推選的及時性及公正性增強。通過手機終端程序等便捷的現代技術，消費者在進行評價及推薦時，層面會更加多元且詳細，互惠動機有利于消費者及時且全面地進行評價。因此提出假設3b：

H3b：互惠動機對網購者的評價行為具有正面作用。

相對于評價行為，推薦行為需要的動機及柔性約束更強。就推薦動機而言，大多是為了使自身獲得利益，而不是對商家單純的回報。一般來說，推選行為是為了使自身獲得不同于物理價值的心理價值，以使多數消費者更樂于在網絡環境中得到他人的價值認同。如果推選行為不當或惡意進行，會被其他消費參與者進行價值譴責。此外，消費者的推選行為在個人的交際圈中也頗為重要，多數消費者對推選行為極其重視。信任及認同在互惠動機中發揮著重要作用，是推選行為的源動力。因此提出假設3c：

圖1 關系概念模型

H3c：互惠動機對網購者的推選行為具有負面作用。

（三）介入深度的調節作用

互惠動機是寧愿減少自身利益而使對方利益最大化進而提升整體利益的心理狀態。網購消費者的介入深度越大，其對網絡消費環境及商家的產品越具有理性觀念。在多種商品之間作出選擇的過程中，消費者并不想單純報答商家而提升對方利益，因此消費行為會減弱。但隨著介入深度的增加，消費者對商家的了解程度加深，更愿意及時做出評價以實現自身的心理表達。而消費者的推選行為會在其交際圈內產生影響，大多數消費者對推選行為的動機并不強烈。因此提出以下假設：

H4a：網購者的介入深度越大，互惠動機對網購者的消費行為的負面作用關系越強；

H4b：網購者的介入深度越大，互惠動機對網購者的評價行為的正面作用關系越強；

H4c：網購者的介入深度越大，互惠動機對網購者的推選行為的負面作用關系越強。

鑒于以上理論分析構建其關系概念模型，如圖1所示。

研究方法

數據采集。隨著網絡技術的突飛猛進，目前網絡消費平臺的頁面直觀且內容全面，通過各種激勵方式鼓勵購買者消費、評價及推薦的內容一目了然。因此，本文采取更容易被消費者接受的網絡調研，通過在網上發放調查問卷，并設置小贈品的方式吸引消費經歷豐富的網購者。問卷的搜集時間為三個月，先發放了“貨幣激勵對網購消費者行為的作用”問卷400份，間隔一個月之后，再發放“非貨幣激勵對網購消費者行為的作用”問卷400份，且保持調查對象不變。最終共收回648份問卷，有效問卷為540份。

測項設置。本文的設計模型包括7個不同概念，即貨幣激勵、非貨幣激勵、互惠動機、介入深度、消費、評價及推選。由于李克特五級量表的適用范圍廣泛且信度較高，本文采用李克特五級量表實現對這7個概念的測度。 其中，互惠動機采用Uhl-Bien和Maslyn提出的互惠動機測度量表，基于及時、平等及互惠的不同角度實現兩個客體之間的互惠度測量；其余概念均屬于主客體雙方的行為效度，不適用于量表測度的方式。因此，本文提出的概念屬于互惠動機相關的12個測度項目。

變量標識。通過數據處理軟件SPSS 24.0進行數據計算與分析。其中，P1和P 2分別表示貨幣及非貨幣方式激勵下的消費行為，RC1和RC2分別表示貨幣及非貨幣方式激勵下的推選行為，RE1和RE 2分別表示貨幣及非貨幣方式激勵下的購買行為，RP 2.1 ～ 2.12分別表示互惠動機的12個變量，In1 ～ In3分別表示在互惠動機與消費、評價及推選中的介入深度。另外，用J表示消費平臺商家的激勵措施（貨幣激勵和非貨幣激勵）、H表示互惠動機、X表示網購者的消費、評價及推選行為。

實證結果

（一）信效度檢驗與相關性分析

首先，利用克朗巴哈系數實現對變量內部一致性的驗證，經驗證所有變量的克朗巴哈系數數值均超過0.700，意味著變量的內部一致性通過檢驗。其次，利用KMO樣本測度和巴特利檢驗進行效度檢驗，KMO數值若超過0.5，表明因子分析的效度通過檢驗，能夠進行后續的因子分析檢驗。如果巴特利檢驗P值小于0.001，表明因子的相關系數矩陣不屬于單位矩陣，可以用最少的因子數量計算多數方差，證明效度通過檢驗。信度與效度檢驗如表1所示。

圖2 結構方程關系模型

表1 信度和效度檢驗

表2 描述性統計與Pearson相關系數結果

表3 主效應的檢驗

表4 介入深度調節效應的檢驗結果

表2為各變量的描述性統計與Pearson相關系數的檢驗結果。由表2可看出，由于P值小于0.05，說明貨幣激勵與非激勵和互惠動機之間均存在顯著的正相關關系，且這兩種激勵方式與網購者行為呈正相關關系，但貨幣激勵與非貨幣激勵之間不存在顯著相關性。因此，數據還需要進行后續的回歸分析檢驗。

（二）假設檢驗及分析

主效應的檢驗結果及分析。表3為主效應檢驗結果。由表3可知，由于β為0.451，且P＜0.01，貨幣激勵對互惠動機具備明顯的反面作用；由于β為0.416，且P＜0.01，非貨幣激勵對互惠動機具備明顯的正面作用，假設H1及H2得到驗證。由于β為-0.044，且P＞0.05，互惠動機對消費行為不具備明顯的負面作用；由于β為0.344，且P＞0.05，互惠動機對評價行為具備明顯的正面作用；由于β為-0.358，且P＜0.01，互惠動機對推選行為具備明顯的負面作用，因此假設H3a沒有得到驗證，假設H3b及H3c得到驗證。此外，由于β為0.218、P＜0.05，β 為 0.213、P＜0.05，β 為 0.415、P＜0.01，表明貨幣激勵對消費者的消費行為、評價行為及推選行為均具備明顯作用；由于β 為 0.283、P＜0.01，β 為 0.353、P＜0.01，β為0.390、P＜0.01，表明非貨幣激勵對消費者的消費行為、評價行為及推選行為均具備明顯作用。從而得出結論，在兩種激勵方式中，非貨幣激勵對網購消費者行為的作用更強，即非貨幣激勵對網購者的消費、評價及推選行為產生的作用更大。

介入深度調節效應的檢驗結果及分析。根據通用的檢驗調節效應的檢驗方法，驗證介入深度的調節效應。表4的結果表明，由于β為-0.006，且P＞0.1，表明互惠動機對消費行為不具備明顯的調節效應；由于β為 -0.087、P＜0.1，β 為 -0.176、P＜0.01，表明互惠動機對評價和推選行為具備明顯的調節效應。因此，假設H4a沒有得到驗證，假設H4b及H4c得到驗證。結構方程關系模型圖如圖2所示。

結論與啟示

根據研究得出結論：第一，貨幣激勵對互惠動機具有明顯的反面作用，非貨幣激勵對互惠動機具有明顯的正面作用。究其原因是貨幣激勵較非貨幣激勵的方式更為直接，多數以現金反饋的方式發到網購者賬戶，這種激勵方式會讓消費者產生心理反抗，削減了消費者的能動性和心理舒適性，且削弱程度隨著貨幣激勵的加深而提升。第二，互惠動機對消費行為不具有明顯的負面作用，但對評價行為具有明顯的正面作用，對推薦行為具有明顯的負面作用。究其原因是消費行為是為補全購買者自身的相關利益而進行的，若互惠動機受到負面影響，消費者對于網購行為的主動性必然有所減損，造成消費動機被負面心理帶動而減弱的現象。第三，貨幣激勵及非貨幣激勵對消費者的消費行為、評價行為及推選行為均具有明顯的作用。綜合以上研究得出結論，在兩種激勵方式中，非貨幣激勵對網購消費者行為的作用更強，即非貨幣激勵對網購者的消費、評價及推薦行為產生的作用更大。第四，網絡消費者的介入深度越大，其對網絡消費環境及商家的產品越具有理性觀念。在多種商品之間做出選擇的過程中，消費者并不想單純報答商家而提升對方利益，因此消費行為會減弱。但隨著介入深度的增加，消費者對商家的了解程度加深，更愿意及時做出評價以實現自身的心理表達，而消費者的推選行為會在其交際圈內產生影響，大多數消費者對推薦行為的動機并不強烈。因此，互惠動機對消費行為不具有明顯的調節效應，對評價和推薦行為具有明顯的調節效應。

在網絡消費高速發達的今天，本文的結論對于商家及消費者群體均具有重要意義。網購商家必須以消費者實際需要為出發點，從以下方面落實：一是有效提升對消費者的吸引力。除了在網絡頁面上不斷優化調整之外，還要用質量與服務打造自身品牌形象，最大限度滿足消費者需求。二是利用豐富的激勵方式應答最佳銷售效果。要對本行業市場進行精準把握并分析，根據消費群體的喜好進行激勵方式的設計，通過網絡鏈接推薦等方式增強消費者的購買主動性。三是商家要重視并利用大數據分析評價及推薦行為對消費群體的影響。應提升自身的好評及點贊比例，盡量削減差評概率，在此基礎上貨幣激勵及非貨幣激勵就越能發揮效果。四是注重售前、售中及售后服務。選擇優質的快遞服務與自身銷售進行對接，全方位滿足消費者的服務需要；在給予消費者良好體驗的同時，取得消費者對自身多方面的認可。而對于網購者而言，在進行消費行為之前要重點關注該商家的評價及點贊比例，好評率和點贊率在很大程度上反映了商品的質量和商家服務水平，應將商家的門店等級納入考慮范圍，使購買行為更加理性；購買或使用后也要對此商品進行真實的評價，拒絕虛假或惡意評價行為，這在為其他消費者提供便利的同時，也實現了自身的社會價值。