短視頻內(nèi)容營(yíng)銷對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿的影響研究

○ 劉文霞 董銀

（石河子大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆 石河子 832002）

一、引言

5G 時(shí)代的到來(lái)，人們?cè)械纳罘绞街饾u改變。據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)顯示[1]：截至2020 年，我國(guó)網(wǎng)民規(guī)模達(dá)9.89億，互聯(lián)網(wǎng)普及率達(dá)70.4%。其中2020年短視頻日活躍用戶規(guī)模增速最快[2]，抖音日活躍用戶突破6億[3]。短視頻市場(chǎng)逐漸趨于成熟、火熱，促使商家將目光聚集于短視頻領(lǐng)域，短視頻成了各大商家必爭(zhēng)的線上營(yíng)銷手段之一，短視頻流行的同時(shí)，短視頻營(yíng)銷不正之風(fēng)興起，使短視頻內(nèi)容生態(tài)遭到破環(huán)，短視頻真實(shí)營(yíng)銷價(jià)值難以還原。隨著消費(fèi)者需求的改變，原創(chuàng)、新穎的內(nèi)容深受消費(fèi)者喜愛(ài)，因此用原創(chuàng)的有價(jià)值內(nèi)容來(lái)吸引消費(fèi)者眼球的內(nèi)容營(yíng)銷日益受到企業(yè)重視。據(jù)2017 年《互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代品牌內(nèi)容營(yíng)銷白皮書》顯示[4]，營(yíng)銷從“渠道為王”轉(zhuǎn)變?yōu)椤皟?nèi)容為王”，內(nèi)容、渠道、媒介實(shí)現(xiàn)了高度的融合，內(nèi)容營(yíng)銷成為營(yíng)銷的最新階段。內(nèi)容營(yíng)銷的發(fā)展在中國(guó)尚處于初級(jí)階段[5]，其潛力還有待開發(fā)。作為一種互聯(lián)網(wǎng)新型產(chǎn)物，短視頻對(duì)商品進(jìn)行展示時(shí)通常借助原創(chuàng)新穎的內(nèi)容吸引消費(fèi)者，但消費(fèi)者對(duì)網(wǎng)絡(luò)風(fēng)險(xiǎn)的感知及對(duì)獲取“短信息”的真實(shí)性、全面性等感知會(huì)影響消費(fèi)者購(gòu)買意愿與訂單率轉(zhuǎn)化。

如何提升消費(fèi)者購(gòu)買意愿并提高訂單率，一直是商家和學(xué)者研究關(guān)注的焦點(diǎn)問(wèn)題。眾多因素均會(huì)對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿產(chǎn)生影響，如購(gòu)物情景、商品質(zhì)量、品牌、口碑、在線評(píng)論等。隨著短視頻火熱發(fā)展，對(duì)短視頻相關(guān)研究成為營(yíng)銷領(lǐng)域的研究重點(diǎn)。因短視頻的流行離不開原創(chuàng)、有價(jià)值的新穎內(nèi)容密切相關(guān)，因此，商家和學(xué)者們[6]逐漸將目光聚焦于短視頻情境下的內(nèi)容營(yíng)銷。現(xiàn)有對(duì)短視頻的研究集中于近十幾年，大致可以分為案例、營(yíng)銷運(yùn)營(yíng)商業(yè)模式、發(fā)展策略等定性研究[7-8]和對(duì)消費(fèi)者態(tài)度行為[9]的定量研究。對(duì)短視頻的定性研究相對(duì)較多，實(shí)證研究相對(duì)匱乏。對(duì)內(nèi)容營(yíng)銷的理論研究在市場(chǎng)營(yíng)銷領(lǐng)域依舊是比較新穎的概念，對(duì)其研究較為分散，大致研究有營(yíng)銷模式、策略發(fā)展、內(nèi)容營(yíng)銷特征以及和品牌、消費(fèi)者關(guān)系，如周懿瑾和陳嘉卉[10]于2013 年初步探索了內(nèi)容營(yíng)銷的概念，賀愛(ài)忠等[11]研究了內(nèi)容營(yíng)銷和消費(fèi)者品牌態(tài)度的關(guān)系。但基于中國(guó)本土化特殊環(huán)境下的實(shí)證研究還是相對(duì)比較匱乏，鮮有短視頻等具體情境下的內(nèi)容營(yíng)銷實(shí)證分析。已有研究證實(shí)，“短視頻”“內(nèi)容營(yíng)銷”均會(huì)對(duì)消費(fèi)者態(tài)度行為產(chǎn)生影響[9,12]，但是“短視頻+內(nèi)容營(yíng)銷”是否會(huì)對(duì)消費(fèi)者的態(tài)度行為產(chǎn)生影響，是否會(huì)產(chǎn)生“1+1＞2”的影響以及如何影響缺乏相關(guān)研究。由于學(xué)者發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)情境下消費(fèi)者很容易達(dá)到“在線心流體驗(yàn)”的狀態(tài)后，心流體驗(yàn)常被應(yīng)用于研究互聯(lián)網(wǎng)具體情景，但缺乏在短視頻情境下對(duì)其的現(xiàn)有研究。因消費(fèi)者對(duì)互聯(lián)網(wǎng)的風(fēng)險(xiǎn)感知可能會(huì)一直伴隨消費(fèi)者存在于網(wǎng)絡(luò)環(huán)境中，也會(huì)影響消費(fèi)者購(gòu)買意愿。因此，本文提出“短視頻+內(nèi)容營(yíng)銷”是否會(huì)對(duì)消費(fèi)者的態(tài)度行為產(chǎn)生影響？以及如何影響？?jī)?nèi)在的機(jī)制如何？消費(fèi)者對(duì)感知到風(fēng)險(xiǎn)的規(guī)避是否會(huì)影響消費(fèi)者的態(tài)度行為？以及如何影響？

鑒于此，本文在前人研究的基礎(chǔ)上以S-O-R模型為基礎(chǔ)，以心流體驗(yàn)理論和消費(fèi)者行為理論為支撐，以瀏覽帶貨型短視頻消費(fèi)者為研究對(duì)象，探究短視頻功能性、娛樂(lè)性、互動(dòng)性內(nèi)容與消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間的關(guān)系及其作用機(jī)理。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）短視頻內(nèi)容營(yíng)銷和消費(fèi)者購(gòu)買意愿

PULIZZI 和BARRETT[13]最早將“內(nèi)容營(yíng)銷”定義為企業(yè)通過(guò)積極聽取消費(fèi)者意見(jiàn)來(lái)創(chuàng)作有教育意義、有吸引力的內(nèi)容，以達(dá)到留住顧客的營(yíng)銷策略。而后學(xué)者對(duì)其定義基本強(qiáng)調(diào)了內(nèi)容的價(jià)值、吸引力[10,14]。因此本文將其定義為：依托網(wǎng)絡(luò)媒介實(shí)現(xiàn)和消費(fèi)者溝通互動(dòng)，向消費(fèi)者提供有價(jià)值的內(nèi)容，從而吸引、留存消費(fèi)者，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)企業(yè)盈利目標(biāo)的一種戰(zhàn)略性方法[13]。短視頻內(nèi)容營(yíng)銷則指的是依托短視頻媒體作為載體進(jìn)行內(nèi)容營(yíng)銷活動(dòng)的總稱。大多學(xué)者，如羅蕭和蔣明華等[12]，在信息性、娛樂(lè)性的劃分基礎(chǔ)上[15]根據(jù)自身研究需求對(duì)內(nèi)容營(yíng)銷維度進(jìn)行了補(bǔ)充。參考學(xué)者已有對(duì)內(nèi)容營(yíng)銷的劃分[6,16]，結(jié)合實(shí)際背景，本文在功能性內(nèi)容、娛樂(lè)性內(nèi)容基礎(chǔ)上，增加互動(dòng)性內(nèi)容進(jìn)行探討。根據(jù)S-O-R 理論可知，消費(fèi)者在短視頻的視覺(jué)動(dòng)態(tài)刺激之下愉悅感會(huì)增加，進(jìn)而提升購(gòu)買意愿[9]。同時(shí)短視頻內(nèi)容的價(jià)值性和娛樂(lè)性會(huì)直接影響營(yíng)銷效率，利用社交媒體和消費(fèi)者進(jìn)行互動(dòng)交流可以提升消費(fèi)者的購(gòu)買欲望進(jìn)而提升營(yíng)銷效果[17]。正如HOLLIMAN ROWLEY[14]研究中提到內(nèi)容營(yíng)銷的目的是進(jìn)行互動(dòng)分享有價(jià)值的信息，以提升購(gòu)買可能性。因此，本文提出如下假設(shè)：

H1：短視頻內(nèi)容營(yíng)銷正向影響消費(fèi)者購(gòu)買意愿

H1a:功能性內(nèi)容正向影響消費(fèi)者購(gòu)買意愿

H1b:娛樂(lè)性內(nèi)容正向影響消費(fèi)者購(gòu)買意

H1c:互動(dòng)性內(nèi)容正向影響消費(fèi)者購(gòu)買意

（二）短視頻內(nèi)容營(yíng)銷與心流體驗(yàn)

CSIKSZENTMIHALYI[18]在1975 年首次提出心流體驗(yàn)，用來(lái)描述消費(fèi)者一種積極的“最優(yōu)狀態(tài)”，這種狀態(tài)下消費(fèi)者會(huì)呈現(xiàn)愉悅、專注、忘記時(shí)間等特征[19]。現(xiàn)有研究主要將心流體驗(yàn)定義為心理感知或意識(shí)狀態(tài)[20-21]，因此本文將其定義為消費(fèi)者使用短視頻過(guò)程中呈現(xiàn)出專注和愉悅的一種心理感知[22]。HOFFMAN 和NOVAK[23]研究互聯(lián)網(wǎng)特征首次發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)情境下消費(fèi)者很容易獲得心流體驗(yàn)后，在線心流體驗(yàn)逐漸廣泛應(yīng)用于營(yíng)銷領(lǐng)域。如盧鋒華和王陸莊[24]研究中提及消費(fèi)者心流體驗(yàn)會(huì)促使消費(fèi)者將更多目光放在商品本身信息。因此可知，互聯(lián)網(wǎng)情境下信息內(nèi)容會(huì)影響消費(fèi)者心流體驗(yàn)，則短視頻作為互聯(lián)網(wǎng)的特定產(chǎn)物其內(nèi)容也會(huì)影響消費(fèi)者心流體驗(yàn)。已有學(xué)者[9]證實(shí)，消費(fèi)者愉悅性感知是會(huì)直接影響在線心流體驗(yàn)。根據(jù)分析可知，短視頻信息特性是會(huì)影響消費(fèi)者在線心流體驗(yàn)。生活中消費(fèi)者“刷短視頻”過(guò)程中經(jīng)常感覺(jué)時(shí)間飛快流逝，能夠在愉悅狀態(tài)下積極接收各種信息。因短視頻制作門檻低，消費(fèi)者會(huì)積極參與短視頻制作，在制作、瀏覽過(guò)程中積極互動(dòng)，提升愉悅感知。根據(jù)心流理論可知，短視頻可以讓消費(fèi)者主動(dòng)接收信息，在娛樂(lè)和互動(dòng)中增加自身愉悅性感知[25]。因此，本文提出如下假設(shè)：

H2:短視頻內(nèi)容營(yíng)銷正向影響線心流體驗(yàn)

H2a:功能性內(nèi)容正向影響在線心流體驗(yàn)

H2b:娛樂(lè)性內(nèi)容正向影響在線心流體驗(yàn)

H2c:互動(dòng)性內(nèi)容正向影響在線心流體驗(yàn)

（三）在線心流體驗(yàn)與消費(fèi)者購(gòu)買意愿

隨著人們生活水平提升，消費(fèi)者越來(lái)越注重自身體驗(yàn)感知。眾多研究顯示，在線心流體驗(yàn)會(huì)顯著影響消費(fèi)者的購(gòu)買態(tài)度、決策和行為，如陳潔和叢芳[26]證實(shí)均在研究中指出，消費(fèi)者的在線心流體驗(yàn)會(huì)直接影響到購(gòu)買意愿。根據(jù)在線心流體驗(yàn)和消費(fèi)者行為學(xué)相關(guān)理論可知，消費(fèi)者的在線心流體驗(yàn)越高，意味著消費(fèi)者體驗(yàn)感知越積極，因此會(huì)顯著提升消費(fèi)者購(gòu)買意愿和行為態(tài)度。如郭海玲等[9]在研究短視頻信息展示時(shí)，證明消費(fèi)者愉悅感會(huì)正向影響購(gòu)買意愿。因此，本文提出以下假設(shè)：

H3：在線心流體驗(yàn)正向影響消費(fèi)者購(gòu)買意愿

（四）在線心流體驗(yàn)的中介作用

5G 技術(shù)的普及，促使消費(fèi)者能夠突破時(shí)間空間進(jìn)行快速購(gòu)物。消費(fèi)者在網(wǎng)購(gòu)過(guò)程中經(jīng)常會(huì)愉悅地忘記時(shí)間流逝，即進(jìn)入“心流”狀態(tài)。根據(jù)SO-R（刺激—有機(jī)體—反應(yīng)）理論可知，消費(fèi)者心流體驗(yàn)只有受到一定刺激才能產(chǎn)生，進(jìn)而影響消費(fèi)者購(gòu)買態(tài)度，即在線心流體驗(yàn)在不同情境下會(huì)受不同因素影響。網(wǎng)站的信息性、商品的虛擬展示均會(huì)影響消費(fèi)者心流體驗(yàn)對(duì)購(gòu)買意愿的作用也已證實(shí)[27]。已有研究[9]證明短視頻信息可以影響消費(fèi)者愉悅性進(jìn)而影響購(gòu)買意愿。根據(jù)以上分析可知，短視頻內(nèi)容特征會(huì)顯著影響在線心流體驗(yàn)和購(gòu)買意愿。因此，本文提出以下假設(shè)：

H4:在線心流體驗(yàn)會(huì)在短視頻內(nèi)容營(yíng)銷和消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間發(fā)揮中介作用

H4a:在線心流體驗(yàn)在功能性內(nèi)容與消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間發(fā)揮中介作用

H4b:在線心流體驗(yàn)在娛樂(lè)性內(nèi)容與消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間發(fā)揮中介作用

H4c:在線心流體驗(yàn)在互動(dòng)性內(nèi)容與消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間發(fā)揮中介作用

（五）不確定性規(guī)避的調(diào)節(jié)作用

對(duì)不確定性規(guī)避研究，最具代表和權(quán)威性定義來(lái)源于HOFSTEDE[28]的研究，它是指社會(huì)成員所感受到的不確定性和模糊性的威脅程度，即社會(huì)成員在面對(duì)不確定性背景或問(wèn)題時(shí)對(duì)模糊性和不確定性的容忍程度。現(xiàn)有文獻(xiàn)主要研究不確定性規(guī)避如何對(duì)消費(fèi)者產(chǎn)生影響，但對(duì)于不確定性規(guī)避影響消費(fèi)者的結(jié)論依舊存在很大爭(zhēng)議。一種觀點(diǎn)認(rèn)為不確定性規(guī)避會(huì)正向影響消費(fèi)者的購(gòu)買意愿。持此觀點(diǎn)學(xué)者認(rèn)為相對(duì)于低不確定性規(guī)避消費(fèi)者，高不確定性規(guī)避消費(fèi)者會(huì)考慮和商家長(zhǎng)遠(yuǎn)關(guān)系，會(huì)對(duì)商家持更高信任感[29]，進(jìn)而會(huì)有較高購(gòu)買意愿。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為不確定性規(guī)避會(huì)負(fù)向影響消費(fèi)者購(gòu)買意愿。持此觀點(diǎn)的學(xué)者認(rèn)為，相對(duì)于低不確定性規(guī)避消費(fèi)者，高不確定性規(guī)避消費(fèi)者在進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物行為時(shí)會(huì)對(duì)互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境感受到更高的風(fēng)險(xiǎn)[30]，因此會(huì)降低消費(fèi)者購(gòu)買意愿。

因此，本研究從消費(fèi)者對(duì)風(fēng)險(xiǎn)感知角度出發(fā)推測(cè)：當(dāng)消費(fèi)者處于短視頻情景中很容易達(dá)到“心流體驗(yàn)”狀態(tài)，在積極體驗(yàn)狀態(tài)下消費(fèi)者會(huì)持有較高購(gòu)買意愿。因受到自身購(gòu)物習(xí)慣、方式和對(duì)網(wǎng)絡(luò)詐騙防范以及對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量、售后等方面的考慮，消費(fèi)者會(huì)對(duì)短視頻購(gòu)物產(chǎn)生較高不確定性，風(fēng)險(xiǎn)感知較高，因此會(huì)降低消費(fèi)者購(gòu)買意愿。故本文提出以下假設(shè)：

H5:不確定性規(guī)避在在線心流體驗(yàn)與消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間發(fā)揮負(fù)向調(diào)節(jié)作用

由上述假設(shè)可知，短視頻功能性、娛樂(lè)性、互動(dòng)性內(nèi)容分別通過(guò)在線心流體驗(yàn)的中介機(jī)制促進(jìn)消費(fèi)者購(gòu)買意愿的提升，而不確定性規(guī)避會(huì)弱化在線心流體驗(yàn)和消費(fèi)者購(gòu)買意愿間的關(guān)系。綜合以上理論推演，不確定性規(guī)避可能在功能性、娛樂(lè)性、互動(dòng)性內(nèi)容→在線心流體驗(yàn)→購(gòu)買意愿的中介機(jī)制起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用，即存在有調(diào)節(jié)的中介作用機(jī)制。由于高不確定性規(guī)避消費(fèi)者會(huì)感知更高風(fēng)險(xiǎn)，從而理性規(guī)避所感知到的風(fēng)險(xiǎn)，其購(gòu)買意愿會(huì)降低[31]。因此在短視頻內(nèi)容營(yíng)銷通過(guò)在線心流體驗(yàn)影響消費(fèi)者購(gòu)買意愿機(jī)制中，高不確定性規(guī)避消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品感知風(fēng)險(xiǎn)后，在規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的情況下，購(gòu)買意愿會(huì)被進(jìn)一步降低。因此，本文提出以下假設(shè)：

H6：不確定性規(guī)避負(fù)向調(diào)節(jié)了在線心流體驗(yàn)在短視頻內(nèi)容營(yíng)銷與消費(fèi)者購(gòu)買意愿關(guān)系中的中介作用

H6a：不確定性規(guī)避負(fù)向調(diào)節(jié)了心流體驗(yàn)在短視頻功能性內(nèi)容與消費(fèi)者購(gòu)買意愿關(guān)系中的中介作用

H6b：不確定性規(guī)避負(fù)向調(diào)節(jié)了心流體驗(yàn)在短視頻娛樂(lè)性內(nèi)容與消費(fèi)者購(gòu)買意愿關(guān)系中的中介作用

H6c：不確定性規(guī)避負(fù)向調(diào)節(jié)了心流體驗(yàn)在短視頻互動(dòng)性內(nèi)容與消費(fèi)者購(gòu)買意愿關(guān)系中的中介作用

根據(jù)上述理論推演，本文從短視頻內(nèi)容營(yíng)銷出發(fā)構(gòu)建“S-O-R”模型，擬對(duì)短視頻內(nèi)容營(yíng)銷影響消費(fèi)者購(gòu)買意愿以及如何影響的機(jī)理進(jìn)行研究，構(gòu)建理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

三、研究設(shè)計(jì)與方法

（一）數(shù)據(jù)收集

本研究選取在抖音、快手等平臺(tái)瀏覽帶貨短視頻的人群為研究對(duì)象，采用問(wèn)卷調(diào)研的方式獲取數(shù)據(jù)，利用專業(yè)的調(diào)研網(wǎng)站問(wèn)卷星對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行制作。問(wèn)卷設(shè)計(jì)完成以后，首先通過(guò)小范圍發(fā)放問(wèn)卷進(jìn)行預(yù)調(diào)研，對(duì)問(wèn)卷所獲取數(shù)據(jù)進(jìn)行信效度分析后繼續(xù)對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行完善，并于2021年1月至3月正式發(fā)放問(wèn)卷。問(wèn)卷包括兩部分，第一部分為人口統(tǒng)計(jì)信息部分，第二部分為測(cè)量量表部分，具體包括短視頻內(nèi)容營(yíng)銷、在線心流體驗(yàn)、不確定性規(guī)避及購(gòu)買意愿變量的測(cè)量。通過(guò)抖音、快手、郵件、微信、微博、QQ等渠道隨機(jī)發(fā)放問(wèn)卷，共回收問(wèn)卷390份，通過(guò)設(shè)置篩選項(xiàng)，進(jìn)行問(wèn)題甄別和有效性分析篩選，除去不觀看帶貨型短視頻及不關(guān)注在線評(píng)論的無(wú)效問(wèn)卷36份，回收有效問(wèn)卷354份，有效回收率為90.77%。

（二）樣本統(tǒng)計(jì)

問(wèn)卷的基本描述情況如下：男性消費(fèi)者占比約為46.61%，女生消費(fèi)者占比約為53.39%；消費(fèi)者年齡分布在20～24 歲占比約為51.69%，25～35 歲占比約為41.24%，即觀看帶貨型短視頻的人群主要分布在20～35 歲之間（占比92.93%）；約49.44%的消費(fèi)者具有本科學(xué)歷，36.44%的消費(fèi)者具有碩士學(xué)歷，53.67%的消費(fèi)者職業(yè)為學(xué)生；59.60%的消費(fèi)者月均可支配收入在3 000元以下（見(jiàn)表1）。從樣本的人口統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來(lái)看，瀏覽帶貨型短視頻的人群主要以學(xué)歷為本科、碩士的年輕人為主，月均收入在3 000 元以下，符合短視頻應(yīng)用設(shè)定的年輕化目標(biāo)群體和當(dāng)下社會(huì)教育普及的現(xiàn)實(shí)情況，因此，總體來(lái)講本研究樣本數(shù)據(jù)具有良好的代表性。

表1 調(diào)查對(duì)象的人口統(tǒng)計(jì)信息

（三）變量的測(cè)量

本文采取的量表在借鑒國(guó)內(nèi)外成熟量表的基礎(chǔ)上，結(jié)合短視頻網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物情景對(duì)量表進(jìn)行細(xì)微修改，進(jìn)行探索性因子分析以后可知該量表具有良好的信度和效度。本文中短視頻內(nèi)容營(yíng)銷變量借鑒王香寧等[8]、ZAICHKOWSK[40]研究中用到的十二個(gè)題項(xiàng)來(lái)進(jìn)行測(cè)量；在線心流體驗(yàn)變量借鑒田騰龍[26]、CHANG和ALBERT[41]研究中用到的三個(gè)題項(xiàng)來(lái)進(jìn)行測(cè)量；不確定性規(guī)避變量借鑒HOFSTEDE[34]、孫瑾等[42]研究中用到的七個(gè)題項(xiàng)來(lái)進(jìn)行測(cè)量；購(gòu)買意愿變量借鑒HWANG 和ZHANG[43]研究中用到的第四個(gè)題項(xiàng)來(lái)進(jìn)行測(cè)量。所有題項(xiàng)都采用Likert 五級(jí)量表進(jìn)行測(cè)量，1表示“非常不同意”，5表示“非常同意”。

考慮到性別、年齡等差異會(huì)影響消費(fèi)者的購(gòu)買意愿，因此本研究將其作為控制變量。

（四）信效度檢驗(yàn)

本文采用統(tǒng)計(jì)軟件AMOS22.0 及SPSS25.0 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，量表的信度和效度檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。分析結(jié)果顯示，每個(gè)變量的Cronbach’a值均在0.7 以上，表明量表具有良好的內(nèi)部一致性。每個(gè)變量及其維度的AVE的值均大于0.5，CR值均大于0.8，表明量表具有較好的聚合效度。對(duì)變量進(jìn)行探索性因子分析可知，各維度因子載荷系數(shù)均大于0.6，各測(cè)量題項(xiàng)與對(duì)應(yīng)的變量之間具備較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，表明量表具備較好的結(jié)構(gòu)效度。

表2 變量信效度分析結(jié)果

對(duì)本研究中的6 個(gè)關(guān)鍵因子（功能性信息、娛樂(lè)性信息、互動(dòng)性信息、在線心流體驗(yàn)、不確定性規(guī)避、購(gòu)買意愿）進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析可知，模型擬合優(yōu)度各項(xiàng)指標(biāo)均滿足標(biāo)準(zhǔn)（χ2/df==2.556,RMSEA=0.066，CFI=0.933,TLI=0.921,IFI=0.934,PNFI=0.753,PCFI=0.784），表明模型具備良好的擬合度。同時(shí)，通過(guò)比較變量間的相關(guān)系數(shù)和AVE 的平方根（變量間的相關(guān)系數(shù)小于AVE的平方根），表明各個(gè)變量之間具備較良好的區(qū)分效度。

（五）共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究通過(guò)驗(yàn)證性因子分析比較測(cè)量模型及單因子模型的擬合優(yōu)度進(jìn)行檢驗(yàn)共同方法偏差問(wèn)題。數(shù)據(jù)分析顯示，單因子模型的主要擬合指標(biāo)有：χ2/df=20.646 ＞5,RMSEA=0.236＞0.08；RMR=0.326＞0.1。相較于測(cè)量模型的擬合優(yōu)度χ2/df=2.556＜5 而言，單因子模型的擬合優(yōu)度較差，表明本研究共同方法偏差問(wèn)題并不嚴(yán)重。其次，未經(jīng)旋轉(zhuǎn)的第一個(gè)因子解釋率小于50%，也進(jìn)一步驗(yàn)證了本研究數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

四、研究結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

對(duì)每個(gè)變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)矩陣分析結(jié)果顯示（見(jiàn)表3），各變量之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系，且相關(guān)結(jié)果與本研究原假設(shè)方向一致，為后續(xù)的假設(shè)檢驗(yàn)提供了初步的支持。變量間的相關(guān)系數(shù)小于AVE 的平方根，表明各個(gè)變量之間具備較良好的區(qū)分效度。同時(shí)，各變量所對(duì)應(yīng)的方差膨脹因子VIF 的值均小于3，表明本研究不存在嚴(yán)重的共線性問(wèn)題。

表3 變量描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析結(jié)果（N=354）

（二）主效應(yīng)檢驗(yàn)

對(duì)模型進(jìn)行層級(jí)線性回歸分析可知（見(jiàn)表4），在M1 中控制變量對(duì)結(jié)果變量的解釋力僅有0.4%（AdjR2=0.004），M2在M1的基礎(chǔ)上增加自變量后對(duì)結(jié)果變量的解釋力提升至21.1%（AdjR2=0.211）。且短視頻功能性內(nèi)容、娛樂(lè)性內(nèi)容和互動(dòng)性內(nèi)容對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿均存在顯著的正向影響（β值分別為0.175、0.133、0.269，P 值分別小于0.01、0.05、0.001），因此H1a、H1b和H1c均得到支持。

表4 回歸分析結(jié)果

（三）中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究采用分布回歸的方法驗(yàn)證在線心流體驗(yàn)的中介效應(yīng)是否顯著。根據(jù)M8顯示短視頻功能性、娛樂(lè)性、互動(dòng)性內(nèi)容對(duì)消費(fèi)者在線心流體驗(yàn)存在顯著的正向影響（β=0.184、0.156、0.371，P值分別低于0.001、0.01 和0.001）。因此H2a、H2b 和H2c均得到驗(yàn)證支持。根據(jù)M3 可知，在線心流體驗(yàn)對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿的回歸系數(shù)正向顯著（β=0.470，P＜0.001），H3得到驗(yàn)證支持。根據(jù)M1、M2和M4數(shù)據(jù)顯示，在增加中介變量在線心流體驗(yàn)之后，短視頻功能性內(nèi)容對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿的回歸系數(shù)從β=0.175（P＜0.01）下降為β=0.119（P＜0.05），即在線心流體驗(yàn)在短視頻功能性內(nèi)容和消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間起到部分中介作用，H4a 得到驗(yàn)證支持；短視頻娛樂(lè)性內(nèi)容對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿的回歸系數(shù)從β=0.133（P＜0.05）下降為β=0.085（P＞0.05），即在線心流體驗(yàn)在短視頻娛樂(lè)性內(nèi)容和消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間起到完全中介作用，H4b 得到驗(yàn)證支持；短視頻互動(dòng)性內(nèi)容對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿的回歸系數(shù)從β=0.269（P＜0.001）下降為β=0.156（P＜0.01），即在線心流體驗(yàn)在短視頻互動(dòng)性內(nèi)容和消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間起到部分中介作用，H4c得到驗(yàn)證支持。

為進(jìn)一步驗(yàn)證在線心流體驗(yàn)的中介效應(yīng)，本研究繼續(xù)采用Bootstrap 方法進(jìn)行驗(yàn)證。根據(jù)表5 可知，短視頻功能性內(nèi)容通過(guò)在線心流體驗(yàn)影響消費(fèi)者購(gòu)買意愿的間接效應(yīng)值為0.1834，且95%置信區(qū)間為（0.1158，0.2595），不包含0，所以在線心流體驗(yàn)在短視頻功能性內(nèi)容和消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間起到中介作用，H4a 再次得到支持；短視頻娛樂(lè)性內(nèi)容通過(guò)在線心流體驗(yàn)影響消費(fèi)者購(gòu)買意愿的間接效應(yīng)值為0.2359，且95% 置信區(qū)間為（0.1416，0.3467），不包含0，所以在線心流體驗(yàn)在短視頻娛樂(lè)性內(nèi)容和消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間起到中介作用，H4a再次得到支持；短視頻互動(dòng)性內(nèi)容通過(guò)在線心流體驗(yàn)影響消費(fèi)者購(gòu)買意愿的間接效應(yīng)值為0.2101，且95%置信區(qū)間為（0.1323，0.2962），不包含0，所以在線心流體驗(yàn)在短視頻互動(dòng)性內(nèi)容和消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間起到中介作用，H4a 再次得到支持。

表5 Bootstrap 中介檢驗(yàn)結(jié)果

（四）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)不確定性規(guī)避在在線心流體驗(yàn)和購(gòu)買意愿直接的調(diào)節(jié)效應(yīng)，在驗(yàn)證之前先對(duì)交互項(xiàng)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理以降低多重共線性的影響。根據(jù)M6可知，在線心流體驗(yàn)與不確定性規(guī)避的交互項(xiàng)對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿的回歸系數(shù)正向顯著（β=0.190，P＜0.001），即不確定性規(guī)避在在線心流體驗(yàn)與消費(fèi)者購(gòu)買意愿之間發(fā)揮負(fù)向調(diào)節(jié)作用。為了更為直觀地體現(xiàn)不確定性規(guī)避在在線心流體驗(yàn)和購(gòu)買意愿之間的調(diào)節(jié)作用，繪制如圖2 所示的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖。當(dāng)消費(fèi)者的不確定性規(guī)避水平較高時(shí)，在線心流體驗(yàn)對(duì)購(gòu)買意愿的影響較弱（β=0.4669,p＜0.001），當(dāng)消費(fèi)者的不確定性規(guī)避水平較低時(shí)，在線心流體驗(yàn)對(duì)購(gòu)買意愿的影響較強(qiáng)（β=0.1408,p＜0.05）。

圖2 不確定性規(guī)避的調(diào)節(jié)效應(yīng)

（五）被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

運(yùn)用process插件對(duì)被調(diào)節(jié)的中介模型進(jìn)行檢驗(yàn)。由表6 可知，在低不確定性規(guī)避水平下，在線心流體驗(yàn)在短視頻功能性內(nèi)容和購(gòu)買意愿之間的間接效應(yīng)值為0.2130，且95%置信區(qū)間為（0.1211，0.3241），不包含0；在高不確定性規(guī)避水平下，在線心流體驗(yàn)在短視頻功能性內(nèi)容和購(gòu)買意愿之間的間接效應(yīng)值為0.0359，且95% 置信區(qū)間為（-0.0692，0.1464），包含0。這說(shuō)明兩種取值之下的間接效應(yīng)呈現(xiàn)顯著差異，即在短視頻功能性內(nèi)容和購(gòu)買意愿的關(guān)系中，不確定性規(guī)避負(fù)向調(diào)節(jié)在線心流體驗(yàn)的中介作用，H6a 得到驗(yàn)證支持。同理可知，在不同的不確定性規(guī)避水平下，在線心流體驗(yàn)在短視頻娛樂(lè)性內(nèi)容、互動(dòng)性內(nèi)容和購(gòu)買意愿之間的間接效應(yīng)也存在顯著差異，H6b、H6c得到驗(yàn)證支持。同時(shí)，有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)得到的系數(shù)分別為0.0886、-0.1081和0.1277，且95%置信區(qū)間分別為（-0.1749，-0.0075）、（-0.1869，-0.0147）和（-0.2217，-0.0217），均不包含0，達(dá)到顯著性水平，H6a、H6b和H6c進(jìn)一步得到支持驗(yàn)證。

表6 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

五、結(jié)論與相關(guān)討論

（一）主要結(jié)論

本研究實(shí)證分析了短視頻內(nèi)容營(yíng)銷和消費(fèi)者購(gòu)買意愿的關(guān)系，并探討了在線心流體驗(yàn)的中介作用、不確定性規(guī)避的調(diào)節(jié)作用，具體研究結(jié)論有：第一，短視頻內(nèi)容營(yíng)銷（功能性、娛樂(lè)性、互動(dòng)性內(nèi)容）對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿有顯著正向影響；第二，在線心流體驗(yàn)分別在短視頻功能性、娛樂(lè)性、互動(dòng)性內(nèi)容對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿的影響中起到部分中介、完全中介和部分中介作用；第三，不確定性規(guī)避在在線心流體驗(yàn)對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買愿意的影響中起負(fù)向調(diào)節(jié)作用；第四，不確定性規(guī)避負(fù)向調(diào)節(jié)在線心流體驗(yàn)在短視頻內(nèi)容營(yíng)銷和消費(fèi)者購(gòu)買意愿關(guān)系間的中介作用。

（二）理論貢獻(xiàn)

首先，本文實(shí)證分析了短視頻情境下短視頻功能性內(nèi)容、娛樂(lè)性內(nèi)容、互動(dòng)性內(nèi)容對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買意愿的直接影響及其作用機(jī)制。對(duì)短視頻內(nèi)容營(yíng)銷的研究，一方面是對(duì)現(xiàn)有內(nèi)容營(yíng)銷范圍的拓展。短視頻作為當(dāng)下流行的新型互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)物，深受學(xué)者們關(guān)注，但現(xiàn)有研究主要集中在短視頻策略運(yùn)營(yíng)[10]的研究，且主要以案例研究[9,44]居多，缺乏短視頻情境下內(nèi)容營(yíng)銷相關(guān)的實(shí)證研究。另一方面可以豐富短視頻的相關(guān)研究。當(dāng)下媒介、內(nèi)容和營(yíng)銷的高度融合發(fā)展[4]，利用豐富度高的媒介向消費(fèi)者傳遞信息，吸引消費(fèi)者產(chǎn)生共鳴的營(yíng)銷內(nèi)容成為當(dāng)下企業(yè)的必行趨勢(shì)[19]。

其次，探索了在線心流體驗(yàn)在短視頻內(nèi)容營(yíng)銷和消費(fèi)者購(gòu)買意愿間的中介作用。5G的快速發(fā)展不僅改變消費(fèi)者的購(gòu)物習(xí)慣，同時(shí)極大提升了消費(fèi)者瀏覽短視頻的感知體驗(yàn)。短視頻在展示形象立體產(chǎn)品時(shí)，視聽優(yōu)勢(shì)可以充分激發(fā)消費(fèi)者的虛擬觸覺(jué)，使消費(fèi)者身臨其境的感受產(chǎn)品，體驗(yàn)短視頻所帶來(lái)的視聽盛宴而形成在線心流狀態(tài)。盡管已有研究關(guān)注到了消費(fèi)者內(nèi)心體驗(yàn)對(duì)購(gòu)買意愿的影響作用[15]，但在短視頻情景下探究消費(fèi)者心流體驗(yàn)的研究還相對(duì)較少。因此，本研究有助于豐富心流體驗(yàn)的理論研究和適用情景。

最后，本文探索了不確定性規(guī)避在短視頻情景下的重要作用，拓展了影響在線心流體驗(yàn)與消費(fèi)者購(gòu)買意愿關(guān)系的邊界條件。隨著互聯(lián)網(wǎng)安全關(guān)注度上升，消費(fèi)者越來(lái)越注重對(duì)網(wǎng)購(gòu)風(fēng)險(xiǎn)的規(guī)避，因此對(duì)不確定性規(guī)避的相關(guān)研究具有非常重要意義。通過(guò)研究短視頻內(nèi)容營(yíng)銷的邊界——消費(fèi)者不確定性規(guī)避，有助于通過(guò)提高短視頻信息內(nèi)容來(lái)提升消費(fèi)者的體驗(yàn)和興趣，進(jìn)而促進(jìn)購(gòu)買意愿的提高和訂單率的轉(zhuǎn)化。

（三）管理啟示

本文的研究結(jié)論對(duì)商家提高消費(fèi)者購(gòu)買意愿，提升訂單率轉(zhuǎn)化實(shí)踐具有以下啟示：（1）短視頻功能性內(nèi)容、娛樂(lè)性內(nèi)容、互動(dòng)性內(nèi)容會(huì)對(duì)消費(fèi)者的在線心流體驗(yàn)產(chǎn)生影響。因此，商家應(yīng)該兼顧內(nèi)容的功能性、娛樂(lè)性和互動(dòng)性向消費(fèi)者提供優(yōu)質(zhì)短視頻內(nèi)容來(lái)提升消費(fèi)者體驗(yàn)，進(jìn)而提高消費(fèi)者購(gòu)買意愿。（2）在線心流體驗(yàn)在短視頻內(nèi)容營(yíng)銷和消費(fèi)者購(gòu)買意愿間起到了“橋梁”作用，這就要求商家采取短視頻營(yíng)銷時(shí)注重提升消費(fèi)者在線心流體驗(yàn)。通過(guò)優(yōu)質(zhì)內(nèi)容及創(chuàng)新形式來(lái)提升消費(fèi)者的感知體驗(yàn)。（3）消費(fèi)者的不確定性規(guī)避不僅負(fù)向調(diào)節(jié)在線心流體驗(yàn)和消費(fèi)者購(gòu)買意愿的關(guān)系，還負(fù)向調(diào)節(jié)在線心流體驗(yàn)在短視頻內(nèi)容營(yíng)銷和消費(fèi)者購(gòu)買意愿間的中介作用。因此，商家應(yīng)該積極完善短視頻內(nèi)容及對(duì)產(chǎn)品售后等相關(guān)機(jī)制，使消費(fèi)者對(duì)商家所投放的短視頻及短視頻平臺(tái)的信任感提升。同時(shí)商家應(yīng)該積極完善支付機(jī)制，降低消費(fèi)者支付風(fēng)險(xiǎn)，降低消費(fèi)者的不確定性規(guī)避來(lái)促進(jìn)消費(fèi)者購(gòu)買意愿。

（四）研究局限與未來(lái)展望

現(xiàn)有對(duì)短視頻內(nèi)容營(yíng)銷的實(shí)證研究國(guó)內(nèi)外相對(duì)匱乏，本研究進(jìn)行了初步的探索，雖然為國(guó)內(nèi)外的相關(guān)研究進(jìn)行了補(bǔ)充，但仍存在一定的局限性，具體有：（1）不同產(chǎn)品的短視頻內(nèi)容營(yíng)銷會(huì)對(duì)消費(fèi)者的購(gòu)買意愿可能產(chǎn)生不同的影響。但是本研究中沒(méi)有對(duì)產(chǎn)品的種類進(jìn)行區(qū)分，只是研究了帶貨型短視頻，因此在未來(lái)的研究中可以對(duì)短視頻信息的種類進(jìn)行區(qū)分。（2）在調(diào)節(jié)變量的選擇上，本研究選擇了不確定性規(guī)避，但是影響消費(fèi)者心流體驗(yàn)與購(gòu)買意愿的因素不僅僅是不確定性規(guī)避，還可能存在其他的邊界條件，因此在未來(lái)的研究中，可以選擇其他調(diào)節(jié)變量。（3）本研究數(shù)據(jù)收集方法采取了傳統(tǒng)的問(wèn)卷調(diào)研，數(shù)據(jù)收集方法過(guò)于單一。因此，在未來(lái)的研究中可以采取多種數(shù)據(jù)收集方法結(jié)合的形式，使數(shù)據(jù)更具備說(shuō)服力。