消費者實體蔬菜流通終端選擇行為研究

周桂芹　陳香玉

摘? ? 要： 網絡蔬菜流通終端的發展對實體蔬菜流通終端的發展產生了巨大沖擊。本試驗在計劃行為理論框架的基礎上，引入感知風險、終端形象變量，構建消費者實體蔬菜流通終端選擇行為模型，基于山東省305份微觀調查數據，對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為的影響因素進行分析。實證結果顯示，主觀規范和終端形象對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿具有顯著正向影響，終端形象和選擇意愿對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為具有顯著正向影響。在此基礎上，提出改進消費者實體蔬菜流通終端選擇行為的對策建議，以期為網絡蔬菜流通終端沖擊背景下的實體蔬菜流通終端發展提供借鑒。

關鍵詞： 實體蔬菜流通終端; 計劃行為理論; 選擇行為

中圖分類號： S63 文獻標志碼： B 文章編號： 1673-2871（2022）06-113-08

Consumer choice in entity vegetable distribution terminals： a planned behavior approach

ZHOU Guiqin CHEN Xiangyu

（1. School of Economics and Management， Weifang University， Weifang 261061， Shandong， China; 2. Institute of Data Science and Agricultural Economics， Beijing Academy of Agriculture and Forestry Sciences， Beijing 100097， China）

Abstract： The development of network vegetable circulation terminal has a great impact on the development of entity vegetable circulation terminal. Based on the theoretical framework of planned behavior， this study introduced perceived risk and terminal image variables to build the consumers’ choice behavior model of entity vegetable circulation terminals. Based on 305 microscopic survey data from Shandong Province， the influencing factors of the consumers’ choice behavior of entity vegetable circulation terminals were analyzed. The empirical results show that subjective norms and terminal images have significantly positive effects on consumers’ choice intentions on entity vegetable circulation terminals， and terminal images and choice intentions have significantly positive effects on consumers’ choice behavior of entity vegetable circulation terminals. On this basis， the countermeasures and suggestions for improving consumers' choice behavior of entity vegetable circulation terminals are proposed， in order to provide reference for the development of entity vegetable circulation terminals under the impact of network vegetable circulation terminals.

Key words： Entity vegetable circulation terminal; Planned behavior theory; Choice behavior

蔬菜是人們日常生活中不可缺少的重要組成部分。蔬菜購買的頻繁性和蔬菜種植的集中化，使得蔬菜流通終端在溝通蔬菜消費與生產中具有重要地位。隨著互聯網的發展，蔬菜流通終端按照媒介可以分為實體蔬菜流通終端和網絡蔬菜流通終端[1]。伴隨著互聯網技術快速發展及移動互聯網的普及應用，作為蔬菜流通傳統終端的實體蔬菜流通終端，受到網絡蔬菜流通終端的不斷沖擊。2012年起多家網絡平臺，比如京東、順豐等，都推出了生鮮電商業務，消費者開始認識并逐漸接受和使用網絡蔬菜流通終端。尤其是經過新冠疫情的洗禮，消費者進一步認可、習慣網絡蔬菜流通終端在日常生活中的應用、滲透。對實體蔬菜流通終端來說，這是挑戰、是機遇。面對非對稱性競爭對手，實體蔬菜流通終端如何開展供給側創新、贏得自身生存空間是當前的一個重要課題。

對于蔬菜流通終端的研究成果比較豐富，研究對象主要集中于超市和農貿市場[2-5]。對于影響消費者蔬菜流通終端選擇行為因素的研究主要是從消費者特征、產品因素、終端因素、社會文化等幾個方面展開[2-7]，而從消費者心理因素層面對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為開展的研究比較少。基于此，筆者基于計劃行為理論，探究消費者實體蔬菜流通終端選擇行為的影響因素，以期為實體蔬菜流通終端創新營銷策略，促進可持續發展和提升消費者購物體驗提供借鑒。

1 理論基礎與研究假設

1.1 計劃行為理論

Fishbein[8]提出理性行為理論（TRA）。該理論認為態度和主觀規范決定行為意愿，行為意愿決定行為。主觀規范是個人從事某特定行為所預期承擔的來自重要關系人的壓力。理性行為理論存在一定的缺陷，假設人是完全理性的。Ajzen[9]在理性行為理論的基礎上提出計劃行為理論，增加了感知行為控制變量，即個人在感受資源、機會和自身能力的約束下，對完成某項活動感知難易的程度。計劃行為理論認為，人的行為態度、主觀規范、感知行為控制越積極，則執行某種行為的意愿越強，執行該行為的可能性也就越大。

實體蔬菜流通終端選擇行為是消費者有計劃的行為，遵循“認知—意愿—行為”這一路徑。消費者實體蔬菜流通終端選擇行為受選擇意愿以及認知的影響。而消費者的認知指的是態度、主觀規范和感知行為控制。因此，本試驗提出以下假設：

H1：態度對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿具有顯著正向影響。

H2：態度對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為具有顯著正向影響。

H3：主觀規范對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿具有顯著正向影響。

H4：感知行為控制對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿具有顯著正向影響。

H5：消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為具有顯著正向影響。

1.2 感知風險理論

個體主觀上認為突發事件對于個體的影響越大，出現的后果越嚴重，個體的感知風險就越大。Erevelles[10]通過對消費者行為進行研究發現，感知風險對購買態度有一定的影響。王洪偉等[11]通過實證研究發現，用戶的感知風險對其使用意愿有負向影響。范春梅等[12]在研究中指出公眾感知風險的變化會對行為產生影響。本試驗將感知風險定義為消費者選擇實體蔬菜流通終端后，對自己的選擇行為可能帶來的不利后果的感受和評價。消費者在選擇實體蔬菜流通終端的過程中，感知風險越大，消費者對實體蔬菜流通終端的負面的、消極的主觀評價越高，選擇意愿就越低;反之，越容易給消費者形成正面的、積極的主觀評價，消費者的選擇意愿越強烈，越容易產生選擇行為。因此，本試驗擬假設：

H6：感知風險對消費者實體蔬菜流通終端選擇的態度具有顯著負向影響。

H7：感知風險對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿具有顯著負向影響。

H8：感知風險對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為具有顯著負向影響。

1.3 終端形象理論

商店形象是消費者對商店的總體感知、印象和評價，是商店屬性的有形要素和無形要素的結合[13-14]。本試驗將實體蔬菜流通終端形象定義為消費者對實體蔬菜流通終端一切行為與表現的總體的、抽象的、概括性的印象和主觀評價。許多學者從不同維度對商店形象進行劃分。宋思根[15]將商店形象分為商品、氛圍、價格、便利性4個維度。汪旭輝[16]提出商店形象存在服務、價格、環境、商品、廣告促銷、便利性6個維度。沈鵬熠[14]認為商店形象的主要包括商品、服務、便利、設施、氛圍和促銷6個維度。借助于學者們對于商店形象維度的劃分，結合蔬菜流通終端的特性，將蔬菜流通終端形象劃分為商品形象、服務形象、便利形象、口碑形象、設施形象5個維度。正面的商店形象會提升消費者對實體蔬菜流通終端的購買意愿，并對消費者實體蔬菜流通終端的購買行為產生積極影響。因此，本試驗擬假設：

H9：終端形象對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿具有顯著正向影響。

H10：終端形象對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為具有顯著正向影響。

在上述理論的基礎上，以計劃行為理論模型為基本框架，形成本試驗的概念模型，如圖1所示。

2 調查方法與數據收集

2.1 調查方法

山東省是我國主要的蔬菜生產基地，蔬菜生產和流通都較為發達，因此，本試驗以山東省為抽樣總體開展調研。山東省包含16個地級市，考慮到抽樣的代表性，本試驗基于與消費者消費行為有著密切關系的各地級市的地理位置、生活水平這兩個因素，選擇代表性的地市，從而覆蓋不同的消費群體。具體樣本地級市選擇方法如下：

將山東省按照地理位置分為東、西、南、北、中五個區域，通常來說，一個地區與其周邊的蔬菜流通終端組織形式以及消費者選擇會有相近性。以GDP排名作為反映各地市生活水平的指標，并將生活水平分為高、中、低3個檔次;根據上述區域劃分，從五個方位和三個檔次生活水平選擇對應的地區，確立樣本地市——濰坊、青島、聊城、濱州、臨沂、濟南。確立樣本市以后，本試驗按照隨機性原則，組成調研隊伍，于2020年7—8月在樣本市隨機選擇被調查者開展調查。

2.2 數據收集與描述

本試驗通過問卷調查的方式獲取數據對假設進行驗證。本次調查共收到問卷325份，剔除缺失、無效問卷，收集有效問卷305份，有效率達到93.8%。

調查樣本的基本情況如表1所示。在被調查的消費者中，女性比例較大，約為62.62%，這與女性在家庭生活用品采購中的核心主力地位相符。25歲及以下人群占比26.89%，26～35周歲人群占比21.64%，36～45周歲人群占比26.23%，46周歲以上人群占比25.24%，各年齡段人群數量大致均衡。被調研人群整體文化水平不低，專科及以上學歷的人群占比達到61.97%，這與當前山東地級市人群的學歷現狀比較吻合。公務員、事業單位人員占比14.75%，企業員工占比24.92%，自由職業者占比20.00%，其他人群占比40.33%，大部分屬于與社會接觸度高的人群。月收入3000元及以下人群占比20.33%，9001元及以上人群占比15.08%，中等收入人群占絕大多數，3001～9000元人群占到樣本總量的64.59%。從統計結果來看，受訪群體的結構特征與被調研地點當下的基本情況相符，樣本具有一定的代表性。

從樣本統計結果來看，關于“一周購買蔬菜頻次”，選擇3次及以上的消費者占比65.24%，說明蔬菜購買具有高頻性特點;關于“蔬菜主要購買渠道”，選擇實體蔬菜流通終端的消費者仍為絕大多數，占樣本數總量的96.73%;關于“實體終端購買蔬菜一次花費時間”，選擇30 min以下的消費者居多，占比60.33%，這與城市的快節奏生活有一定關系。關于“有無網絡購買經驗”，有經驗的消費者占比為84.26%，這與中國互聯網報告公布的數據相吻合，說明大部分消費者對于網絡購物還比較熟悉;關于“有無網絡蔬菜購買經歷”，近50%的消費者有此經歷，這說明雖然消費者通過實體終端購買蔬菜目前仍占主導，但在豐富的網絡購物經驗的支持下，會有更多的消費者選擇網絡購買蔬菜。

3 實證分析

3.1 一階測量模型

測量模型采用極大似然估計法，估計的參數包括標準化因素負荷量、合成信度（CR）和平均方差抽取量（AVE）。在國內外已有研究成果的基礎上，結合本研究實際，采用標準因素負荷量大于0.60、合成信度（CR）大于0.60、平均方差抽取量（AVE）高于0.50的判定標準[17-19]。

如表2所示，標準化因素負荷量介于0.695～0.940，均大于0.60，每個題目信度良好;每個變量合成信度（CR）介于0.878～0.948之間，均大于0.60，每個變量具有良好的內部一致性;平均方差抽取量（AVE）介于0.645～0.793之間，均高于0.5，每個變量具有良好的會聚效度。

3.2 二階測量模型

3.2.1? ? 二階模型信效度? ? 在二階模型的分析中，先確定一階構面的信度與效度，然后計算二階模型，如果二階模型到一階模型的因素負荷量符合0.7以上的標準，則各模型的模型擬合度可以作為模型的考慮標準。如表3所示，標準化因素負荷量介于0.726～0.906之間，每個變量合成信度（CR）介于0.814～0.916之間，平均方差抽取量（AVE）介于0.597～0.785之間，均符合判定標準，每個題目信度良好，每個變量具有良好的內部一致性和會聚效度。

由表4可知，由商品形象、服務形象、便利形象、口碑形象、設施形象所構成的終端形象，各構面標準化因素負荷量在0.730～0.942，合成信度（CR）為0.933，平均方差抽取量（AVE）為0.738，所有構面信度、效度均符合標準。

3.2.2? ? 目標系數計算? ? 由于模型構面包含了一階、二階模型，因此本試驗在評估所有構面測量模型的題目信度、合成信度（CR）及平均方差抽取量（AVE）等指標結果基礎上，還需計算目標系數，即T值。目標系數越接近1，說明二階模型與一階模型越近似，結構模型的估計越精簡。

本試驗的終端形象構面二階模型，目標系數=447.231/464.965=0.962，即二階CFA模型解釋了一階有相關模型96.2%，如表5所示，表示二階模型成立[20-21]。

3.3 區別效度

本試驗采用嚴謹的AVE法對區別效度進行檢驗。每個變量的AVE均方根大于各成對變量的相關系數，則說明變量間具有區別效度[17]。從表6可以看出，對角線每個構面AVE均方根均大于對角線外的相關系數，因此各個構面均具有良好的區別效度。

3.4 擬合度

本試驗運用AMOS24.0對結構模型進行檢驗，選取表7所示的指標進行擬合度檢驗。由于SEM樣本大于200以上通常容易造成卡方值過大導致擬合度不佳，因此，擬合度值需經由Bootstrap修正[22]，修正后的模型擬合度如表7所示，各項擬合度指標均為通過，顯示研究結果比較理想。

3.5 假設檢驗

假設檢驗是為了了解研究模型中自變量對因變量估計值的顯著程度，即自變量對因變量的影響程度或解釋程度。結構方程中方差對內生變量的解釋力稱為R，R值越大越好，R>0.670表示解釋能力較好，0.670>R>0.330表示解釋能力可以接受，R<0.190表示解釋能力不理想。

本試驗PRA對ATTA影響不顯著，感知風險對態度的解釋力不理想;ATTA、SNA、PBCA、PRA、TIA對BIA的解釋力為57.6%，說明態度、主觀規范、感知行為控制、感知風險、終端形象對于消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿的解釋力可以接受;ATTA、PRA、BIA、TIA對BA的解釋力為56.1%，說明態度、感知風險、選擇意愿、終端形象對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為的解釋力可以接受。通過路徑系數顯著性對本試驗中所提出的研究假設進行檢驗，檢驗結果如表8所示。

根據表8的數據分析結果，得到消費者實體蔬菜流通終端選擇行為路徑系數圖，如圖2所示。

（1）H1假設不成立，態度對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿不具有顯著正向影響。態度對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿的路徑系數為0.123，未達顯著性水平。長久以來，大部分消費者去實體蔬菜流通終端購買蔬菜已經成為一種習慣，因此其對實體蔬菜流通終端持有的態度不論積極或是消極，短期內不會影響消費者實體蔬菜流通終端的選擇意愿。

（2）H2假設不成立，消費者的態度對消費者實體蔬菜流通終端的選擇行為不具有顯著正向影響。態度對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為的路徑系數為0.111，未達顯著性水平。態度不是消費者實體蔬菜流通終端選擇行為的有效預測變量，態度不直接影響行為。

（3）H3假設成立，主觀規范對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿具有顯著正向影響。主觀規范對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿的路徑系數為0.135，達顯著性水平。消費者具有一定的從眾心理，其實體蔬菜流通終端的選擇意愿會受到周圍人行為的影響，并與周圍人的行為存在一致性。

（4）H4假設不成立，感知行為控制對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿不具有顯著正向影響。感知行為控制對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿的路徑系數為0.011，未達顯著性水平。這可能因為蔬菜購買是頻繁的日常行為，消費者對于選擇實體流通終端過程中存在的困難已經習以為常而加以忽略，或者根本沒有感受到任何困難。

（5）H5假設成立，消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為具有顯著正向影響。消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為的影響路徑系數為0.277，達顯著性水平。消費者對實體蔬菜流通終端選擇意愿越強烈，就越有可能對實體蔬菜流通終端發生惠顧行為，惠顧頻率會越高。

（6）H6假設不成立，感知風險對消費者實體蔬菜流通終端態度不具有顯著負向影響。感知風險對消費者實體蔬菜流通終端態度的路徑系數為-0.012，未達顯著性水平。這可能是因為蔬菜購買是一種高頻的剛性行為，消費者經常到實體蔬菜流通終端購買蔬菜，因此對于過程中出現的感知風險或者感受不到，或者習以為常直接忽略掉。

（7）H7假設不成立，感知風險對消費者實體蔬菜流通終端的選擇意愿不具有顯著負向影響。感知風險對消費者實體蔬菜流通終端的選擇意愿路徑系數為-0.001，感知風險越大，消費者實體蔬菜流通終端的選擇意愿越低，但是未達顯著性水平。這可能是因為實體蔬菜流通終端長期以來一直是消費者選擇的主要蔬菜購買渠道，消費者或許對于存在的感知風險非常清楚，但是由于蔬菜購買是剛性行為，無論感知風險是否存在，消費者都要進行蔬菜購買行為。

（8）H8假設不成立，感知風險對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為不具有顯著影響。感知風險對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為的影響路徑系數為-0.019，感知風險對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為具有負向影響，但未達顯著性水平。這可能是因為消費者長期以來選擇實體蔬菜流通終端，對于實體蔬菜流通終端的風險感受不到或者由于習慣性選擇而自動忽略實體蔬菜流通終端存在的風險。

（9）H9假設成立，終端形象對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿具有顯著正向影響。終端形象對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿的影響路徑系數為0.652，達顯著性水平。這說明實體蔬菜流通終端的終端形象越好，消費者選擇的意愿越強烈。

（10）H10假設成立，終端形象對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為具有顯著正向影響。終端形象對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為的影響路徑系數為0.501，達顯著性水平。實體蔬菜流通終端形象越好，消費者光顧的頻率越高。

4 結論與對策建議

4.1 結論與討論

（1）實體蔬菜流通終端仍然是消費者主要的蔬菜購買渠道，消費者在蔬菜購買行為上具有高頻率、追求高效性的特點。樣本中大部分消費者有比較豐富的網絡購物經驗，且近一半的消費者已經開始接觸并使用網絡蔬菜流通終端，實體蔬菜流通終端正面臨來自于網絡蔬菜流通終端的較大沖擊。

（2）通過實證分析發現，主觀規范和終端形象會對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿產生顯著正向影響，消費者選擇意愿、實體蔬菜流通終端形象會對消費者選擇實體蔬菜流通終端的行為產生顯著正向影響。即主觀規范通過影響消費者對實體蔬菜流通終端的心理偏好即選擇意愿間接影響選擇行為的發生，而終端形象則會直接影響消費者實體蔬菜流通終端選擇行為。擴大主觀規范影響和提升商家終端形象能有效地刺激并引導消費者產生購買行為。

4.2 對策建議

（1）加大宣傳力度，擴大主觀規范影響。一是充分利用市場專家和意見領袖的影響力。實體蔬菜流通終端可以結合自身情況選擇合適的品牌代言人，但要有意識地選擇那些與自身的目標消費者具有同質性的代言人，借助他們的信息影響和社會影響來提升自己的營銷效果。二是適當加大在廣播、電視、網絡、報刊等公共媒體的廣告投入，擴大自身的知名度和影響力。三是鼓勵實體蔬菜流通終端充分依托“互聯網+”等現代信息技術并行開展數字化零售、社區團購等模式，然后根據實際的銷售數據，進行供應鏈的優化，利用線上滲透推動消費群體拓展。四是積極發揮現實消費者和潛在消費者的信息傳播作用，做實做細售前、售中和售后三個環節，給予他們良好的消費體驗，使其成為實體蔬菜流通終端正面的口碑傳播者。

（2）重視形象建設，增強消費者信心。一是從商品形象、服務形象、便利形象、口碑形象、設施形象等方面著手提升實體蔬菜流通終端形象。實體蔬菜流通終端表現形式多樣，且各有利弊，如超市給消費者的整體印象是衛生安全性高但價格貴，農貿市場蔬菜種類繁多、新鮮度高但環境較差，社區蔬菜店購物便利但蔬菜種類少、新鮮度差，因此，不同的實體蔬菜流通終端要針對自己的優缺點，取長補短。二是嚴把蔬菜質量安全關，實現蔬菜安全可追溯，且在醒目位置進一步公開蔬菜價格、進貨渠道、運輸情況及新鮮程度等信息，讓消費者一目了然，買得舒心、吃得放心。三是當產品或服務出現問題時，應該采取積極措施，與消費者及時溝通，避免或者減少負面口碑，培育實體蔬菜流通終端在消費者中的良好形象。

參考文獻

[1] 周桂芹.蔬菜流通終端變遷過程及驅動機制分析[J].北方園藝，2019（24）： 160-169.

[2] 王娜，張磊.中小城市居民對生鮮蔬菜零售終端的選擇行為研究：基于排序多元Logit模型的實證分析[J].商業經濟與管理，2016（9）： 5-13.

[3] 唐秀麗，黃禮祥，苗冬麗，等.北京社區居民蔬菜購買渠道選擇與影響因素分析[J].物流技術，2016，35（12）： 60-62.

[4] 趙曉飛，楊英.消費者生鮮農產品購買渠道選擇影響因素研究：基于武漢市武昌區的調查[J].財貿研究，2009，20（2）：45-51.

[5] 李志博，張浩，安玉發.都市社區居民選擇蔬菜購買場所影響因素分析：以北京為例[J].經濟問題，2012（12）： 70-74.

[6] 張貴華，曾福生.農產品連鎖超市消費者購買決策的影響因素與對策建議[J].財經論叢，2014（2）：85-89.

[7] 吳盼，劉丹，李俊松.武漢市小區蔬菜店的發展探析：基于消費者購買行為視角[J].安徽農業科學，2014，42（12）： 3736-3738.

[8] FISHBEIN M A ，AJZEN I.Belief，attitude，intention and behavior：An introduction to theory and research[M].Boston：Addison-Wesley Pub. Co.，1975.

[9] AJZEN I.From intentions to actions：A theory of planned behavior[M].Berlin：Springer-Verlag，1985.

[10] EREVELLES S.The price-warranty contract and product attitudes[J].Journal of Business Research，1993，27（2）： 171-181.

[11] 王洪偉，郭愷強，杜戰其.用戶通過點評網站獲取評論信息的使用意愿影響因素研究[J].情報科學，2015，33（12）： 27-33.

[12] 范春梅，李華強，賈建民.食品安全事件中公眾感知風險的動態變化：以問題奶粉為例[J].管理工程學報，2013，27（2）：17-22.

[13] 賀愛忠，李鈺.商店形象對自有品牌信任及購買意愿影響的實證研究[J].南開管理評論，2010，13（2）： 79-89.

[14] 沈鵬熠.商店形象、顧客情緒與購物價值：理論模型及實證檢驗[J].北京理工大學學報（社會科學版），2011，13（4）： 18-24.

[15] 宋思根.零售商店形象屬性維度的實證研究[J].北京工商大學學報（社會科學版），2006（7）： 8-11.

[16] 汪旭暉.店鋪形象對自有品牌感知與購買意向的影響研究[J].財經問題研究，2007（8）： 77-83.

[17] FOMELL C，LARCKER D F.Evaluating structural equation models with unobservable variable sand measurement error[J].Journal of Marketing Research，1981，18（1）： 39-50.

[18] CHIN W W.Issues and opinion on structural equation modeling[J].MIS Quarterly，1998，22（1）： 7-16.

[19] HOOPER D，COUGHLAN J，MULLEN M R.Structural equation modeling：Guidelines for determining model fit[J].Electronic Journal of Business Research Methods，2008，6（1）： 53-60.

[20] DOLL W J，WEI D X，TORKZADEH G.A confirmatory factor analysis of the End-user computing satisfaction instrument[J].MIS Quarterly，1994，18（4）： 453-461.

[21] DOLL W J，RAGHUNATHAN T.S，LIM J S，et al.A confirmatory factor analysis of the user information satisfaction instrument[J].Information Systems Research，1995，6（2）： 177-188.

[22] BOLLEN K A，STINE R A.Bootstrapping goodness-of-fit measures in structural equation models[J]. Sociological Methods & Research，1992，21（2）： 205-229.