直播意見領袖對消費者購買意愿的影響研究
——以心流體驗為中介

馬莉婷，郭美玲

（1.福建江夏學院經濟貿易學院，福州350108；2.山西東湖大數據科技有限公司，山西長治046200）

2020 年新冠肺炎疫情暴發，人們紛紛居家隔離，在此期間直播行業高速發展，直播購物一度火爆。中國互聯網絡信息中心（C N N IC）發布的第47 次《中國互聯網絡發展狀況統計報告》顯示，截至2020 年12 月，電商直播用戶規模為3.88億，較2020 年3 月增長1.23 億，占網民整體的39.2%[1]。參與直播購物的消費者越來越多，行業商家將持續獲得可觀紅利。消費者為了降低時間和金錢的消費，會參考周圍朋友推薦或者追隨關鍵意見領袖，以便了解更多的產品信息，從而降低購買風險。因此，研究直播意見領袖對消費者購買意愿的影響具有重要意義。

一、相關研究文獻評述

關于直播的研究：K atrin Scheibe,et al（2017）利用拉斯韋爾公式和使用與滿足理論對社交直播服務（SLSS） 用戶的信息行為進行了分析，得出在線直播更加受到年輕人的青睞，同時多樣性的服務有助于維持用戶量[2]。B arney Park（2017）指出直播是一種營銷手段，也是營銷的起點，完成交易只是結果，企業應在直播營銷中對內容，名人和團隊進行更多投資與嘗試[3]。Zorah H ilvert-B ruce,et al.（2018） 以“使用和滿足感”為基礎解釋了觀眾參與在線直播的六個動機，提供了直播平臺的改善方向[4]。鄭健（2020）認為直播是一種銷售模式，在電子商務發展的過程中，直播電商只是其需要經歷的階段，其中能夠引起轟動效應，產生購買意愿的，要么是頭部網紅，要么是影視明星或科技大咖。電商直播發展的同時也面臨著直播專業人才匱乏、同質化嚴重、質量無法保證、惡意競爭等挑戰[5]。趙若含（2020）指出直播帶貨高度的實時互動性可以保證營銷對受眾刺激的持續性和精準性[6]。殷宏宏（2020）指出電商直播通過將消費者的購物需求與情感需求統一，借助于象征符來構建群體共識，從而使消費者獲得參與感、滿足感，達到情感上的滿足。消費者沉浸在這種購物狂歡中，在潛移默化的效果下，受眾產生了新的消費理念和文化[7]。于建華和趙宇(2020)則從平臺自身、政府部門、主播及用戶個人素質等多個層面提出直播應履行的社會責任[8]。

關于直播對消費者購買意愿的研究：田鑫鑫和田晶晶（2020）采用實證分析法證明當直播主播具有意見領袖這一特征、平臺可以為用戶提供便捷服務、用戶在直播間能具備有感知收益等都有利于其產生購買欲望[9]。周永生等（2020）通過SPSS 和A M O S 進行實證分析，驗證了消費者的購買意愿受到電商直播平臺中的產品信息、線索有用性的影響，證實了電商直播的真實感、親切感能激發消費者的購買意愿[10]。黃斌歡和羅滟晴（2021） 通過調查指出直播帶貨使消費者對產品的感知從單向體驗跨越到了雙向交互層次，其中涉及的產品回饋和售后回饋則會影響到其他消費者的購物欲望[11]。

關于直播中意見領袖的研究：張瀟滿（2018）認為，在直播過程中用戶產生的信任情緒可以促進其購買行動的發生，并且將信任細分為認知與情感兩方面，它們共同產生影響[12]。胡學斌（2020）提出，由于意見領袖在直播選品的過程中的參與度和深入度高，因此，當其向消費者推薦產品時所提供的信息比傳統的電商模式更具有說服力。同時商家在售賣產品或服務的過程中也喜歡結合意見領袖的自身特征，采用薄利多銷的模式來打造品牌知名度[13]。尹杰（2020）以淘寶為例，認為許多淘寶用戶會參考意見領袖的建議來購買產品，提倡商家在意見領袖的“東風”下，積極采取各種營銷措施，提升消費者的購買率，從而使得企業的銷量、美譽度與知名度大大提高[14]。

綜上，現有研究成果表明直播相較于傳統電商平臺具有高度的實時互動性、參與感以及滿足感，而具有意見領袖特征的主播，其產生的效果將會正向疊加，促進消費者產生購買意愿。基于此，本文引入心流體驗作為中介變量，對現有研究模型進行拓展，以研究直播意見領袖對消費者購買意愿的影響。

二、直播意見領袖影響消費者購買意愿的理論分析

意見領袖的概念由拉扎斯菲爾德于1948 年提出，指在信息傳遞和人際互動過程中少數具有影響力、活動力的人[15]。本文將產品涉入度、專業性、交互性和知名度等直播中意見領袖對網絡消費者購買意愿的影響因素作為自變量，引入心流體驗作為中介變量并劃分為感知控制、精神集中和愉悅三個維度，將購買意愿納入因變量，建立直播意見領袖對消費者購買意愿的影響模型。（圖1）

圖1 理論分析框架

結合理論分析框架，本文做出22 項研究假設，如表1 所示。

表1 研究假設

三、直播意見領袖影響消費者購買意愿的數據收集與樣本統計分析

（一）問卷設計與變量測度

本文設計的調查問卷包括兩個部分：第一部分是受訪者的基本信息；第二部分是描述直播意見領袖對消費者購買意愿影響的相關題項。采用李克特五級量表，1 到5 分別代表“非常不同意”至“非常同意”，具體如表2 所示。

表2 意見領袖因素、消費者心流體驗、購買意愿測量題項

（二）數據收集與樣本統計分析

本次研究通過網絡發放調查問卷，持續14天，共回收226 份問卷，剔除沒有觀看過直播的、沒有直播購物經驗和不會購買直播產品的19 位受訪者填寫的無效問卷，保留207 份有效問卷，有效率為91.59% 。對有效問卷進行統計分析后，得到的受訪者基本情況如表3 所示。

表3 受訪者描述性統計

由表3 可知，受訪者的年齡段集中于21～40歲，月均可支配收入大多位于1001～4000 元區間，學歷主要是大專（高職）及以上學歷。說明受訪者具有一定的消費水平，對于直播的接受能力強。因此，本次研究的調查樣本選擇較為合理。

四、直播意見領袖對消費者購買意愿影響的實證結果分析

（一）信度分析

信度是用來衡量數據的一致性和穩定性的參考標準。本文采用克朗巴赫信度系數法對8 個變量進行信度檢驗。

α 系數一般大于0.6 即可，大于0.7 說明該樣本可信度較好。由表4 可知，各個變量的克隆巴赫A lpha 值均大于0.8，說明該量表的信度處于較高水平，該問卷具有較高的可靠性。

表4 總變量的CITC 和信度分析

（二）效度分析

效度分析通過K M O 和B artlett 球形度檢驗對問卷的調查結果進行測量，判斷其是否適合做因子分析。判斷條件：K M O 的值大于等于0.7 且Sig 的值小于0.05。由表5 可知，K M O 值為0.865，大于0.7，p=0.000<0.05，滿足因子分析的前提要求，表明研究數據適合進行因子分析。

表5 KMO 和Bartlett 的檢驗

（三）因子分析

對自變量的12 個測量項做探索性因子分析，采用主成分分析法和正交旋轉法，最終確定問卷一共包含4 個公因子，累計解釋程度超過了70% ，表明萃取的公共因子樣本方差解釋能力較強。為了更好地使用原始變量來解釋各個公共因子的含義，使用最大方差法對因子進行旋轉，得到旋轉后的因子載荷矩陣。由表6 可知，因子1包含Q 8、Q 9、Q 10 三個題項，對應問卷的產品涉入度，可將其命名為“產品涉入度”；因子2 包含Q 11、Q 12、Q 13 三個題項，對應問卷的專業性，可將其命名為“專業性”；因子3 包含Q 14、Q 15、Q 16 三個題項，對應問卷的交互性，可將其命名為“交互性”；因子4 包含Q 17、Q 18、Q 19 三個題項，對應問卷的知名度，可將其命名為“知名度”。

表6 旋轉成分矩陣

（四）相關性分析

相關性分析用于顯示各變量的密切度。本文采用皮爾遜相關性分析、雙尾檢驗及顯著性檢測，分析結果如表7 所示。

表7 各變量相關性分析結果

由表7 可知，在0.01 的顯著性水平下，直播意見領袖四維度與購買意愿之間均呈正相關；直播意見領袖四維度與心流體驗因素（感知控制、精神集中和愉悅）之間均呈正相關；心流體驗三維度與購買意愿之間均呈正相關；且相關系數均小于0.8，各變量之間不存在嚴重共線性。

（五）回歸分析

為了檢驗變量間的因果關系，本研究在相關性分析的基礎上，構建9 個模型進行回歸分析，分別為：

1.將購買意愿設置為因變量，直播意見領袖四維度設置為自變量，然后進行回歸分析，結果如表8 中模型1 所示，其中專業性對購買意愿不顯著，將其剔除后重新進行回歸分析，結果如表8 中模型2 所示；

2. 將直播意見領袖四維度設置為自變量，感知控制設置為因變量，然后進行回歸分析，結果如表8 中模型3 所示，其中交互性對感知控制不顯著，將其剔除后重新進行回歸分析，結果如表8 中模型4 所示；

3. 將直播意見領袖四維度設置為自變量，精神集中設置為因變量，然后進行回歸分析，結果如表8 中模型5 所示，其中專業性、交互性對精神集中不顯著，將專業性、交互性剔除后重新進行回歸分析，結果如表8 中模型6 所示；

4. 將直播意見領袖四維度設置為自變量，愉悅設置為因變量，然后進行回歸分析，結果如表8 中模型7 所示，其中專業性對愉悅不顯著，將其剔除后重新進行回歸分析，結果如表8 中模型8 所示；

5.將購買意愿設置為因變量，心流體驗三維度設置為自變量，然后進行回歸分析，結果如表8 中模型9 所示。

由表8 可知，直播意見領袖產品涉入度、交互性和知名度對消費者購買意愿具有顯著正相關關系，因此H 1a、H 1c、H 1d 均得到驗證。產品涉入度、專業性、知名度對感知控制具有顯著正相關關系；產品涉入度和知名度對精神集中具有顯著正相關關系；產品涉入度、交互性和知名度對愉悅具有顯著正相關關系，因此，H 2a、H 2b、H 2d、H 3a、H 3d、H 4a、H 4c、H 4d 均得到驗證。感知控制、精神集中和愉悅對購買意愿具有顯著正相關關系，因此H 5a、H 5b、H 5c 均得到驗證。

表8 回歸分析結果

綜上，用Y 表示消費者購買意愿，X1表示產品涉入度，X2表示專業性，X3表示交互性，X4表示知名度，Z1表示心流體驗感知控制，Z2表示心流體驗精神集中，Z3表示心流體驗愉悅，可得以下回歸方程式：

（六）中介效應分析

通過相關性分析和回歸分析，發現專業性對購買意愿不存在顯著的相關關系，故在此不做專業性對購買意愿的中介效應分析。

由表9 中模型1 可知，產品涉入度、交互性和知名度對購買意愿的回歸系數顯著。

表9 消費者心流體驗的中介效應

比較模型1 和模型2 可知，當引入感知控制后，模型的R 2 增大，感知控制對購買意愿的回歸系數顯著，表明加入感知控制能夠解釋購買意愿的變化。產品涉入度、交互性和知名度對購買意愿的回歸系數依舊顯著，但略微變小，因此，感知控制在產品涉入度、交互性和知名度對購買意愿的影響中起中介作用；

比較模型1 和模型3 可知，當引入精神集中后，模型的R 2 增大，精神集中對購買意愿的回歸系數顯著，表明加入精神集中能夠解釋購買意愿的變化。產品涉入度、交互性和知名度對購買意愿的回歸系數依舊顯著，但略微變小，因此，精神集中在產品涉入度、交互性和知名度對購買意愿的影響中起中介作用；

比較模型1 和模型4 可知，當引入愉悅后，模型的R 2 增大，愉悅對購買意愿的回歸系數顯著，表明加入愉悅能夠解釋購買意愿的變化。產品涉入度、交互性和知名度對購買意愿的回歸系數依舊顯著，但略微變小，因此，愉悅在產品涉入度、交互性和知名度對購買意愿的影響中起中介作用。

因此，假設H 6a、H 6b、H 6c 部分成立。

五、結論與建議

本文構建了直播意見領袖對消費者購買意愿的影響模型，實證分析了直播意見領袖的產品涉入度、專業性、交互性和知名度，消費者的心流體驗與消費者購買意愿之間的關系。研究結果表明：直播意見領袖部分維度對消費者購買意愿產生顯著影響作用，消費者心流體驗各變量均顯著作用于消費者購買意愿，消費者心流體驗在直播意見領袖對消費者購買意愿影響中發揮部分中介作用。基于研究結論，提出如下建議：

（一）提升意見領袖的產品涉入度、交互性和知名度

提高主播職業素養，營造良好的互動氛圍。電商企業可以選擇具有一定產品認知度和豐富的網絡購物經驗的人作為主播培養，通過崗前培訓加強他們對于企業的產品、品牌的理解和把握，進而豐富其對于產品的涉入度，打造自己的意見領袖。意見領袖不僅要在直播間營造良好的互動氛圍，還應當建立線下社群，將使用同一類型產品的人關聯起來，形成關系網，將商家與消費者、消費者與消費者之間社交化，有助于培養消費者對商家的情感認同，使消費者習慣于尋求“意見領袖”的幫助。

（二）促使消費者產生積極情緒，提升心流體驗

當意見領袖營造出舒適環境時，消費者容易產生積極情緒，有利于產生購買欲望。因此，電商企業在開展電商直播時，應注重提升消費者在觀看和購物過程中對產品或服務的滿意度。例如，為消費者推送購物鏈接、及時回答消費者的問題、設置符合推薦產品形象的直播間氛圍等。同時，電商企業應秉承“關系營銷”理念，注重售后服務，積極應對負面評論，防止負面信息的擴散，提高復購率。

（三）發揮心流體驗的中介效應，激發購買意愿

做好時間把控，精準深入介紹產品。消費者在購物過程中由于對產品信息的不了解，一般會選擇兩到三個同類型產品進行比較，這時就要求意見領袖對于產品的講解要通俗易懂且完整，能夠讓消費者在直播間內快速了解產品的信息和特點，激發興趣進而產生購買意愿；樹立良好口碑，提升知名度；與消費者進行有效、深度互動，增強黏性。