社交媒體產品推薦信息用戶采納意愿的影響因素研究

李晨晨，杜惠英，吳 佳

（北京信息科技大學信息管理學院，北京 100192）

0 引言

隨著我國網上購物消費行為的盛行，用戶對產品推薦信息的要求也隨之提高。傳統的購物網站產品推薦行為，需要用戶進行指向性的操作以及目的性的搜索才能夠進行產品信息瀏覽，而用戶的具體需求并不有利于產品銷售，于是產品推薦與社交媒體相結合，以幫助用戶在其碎片化娛樂時間中也能夠進行有效的產品推薦信息的瀏覽。然而，如何依據用戶的消費習慣與喜好，進行定制化的產品推薦，是企業亟待解決的重點。由此可見，在激烈的市場競爭中，研究消費者的產品推薦信息采納意愿在市場中具有較大的發展潛力。

1 理論基礎與研究假設

在信息采納模型方面，在Petty&Cacioppo[1]（1989）創造的精細加工可能性模型中，信息接收方有兩種方法可以對信息進行加工。第一種方法是中心路線，另一種方法是邊緣路線。使用第一種方法時，接收信息的主體會附加自己對此的思考。使用第二種方法時，接收信息的主體不會太過于注重信息本身，而是會關注其他與之有關聯的線索。

計劃行為理論由態度、主觀規范、感知行為控制、意愿和行為五個因素組成。近年來國內外學者關于影響用戶信息采納的主體因素主要集中于感知有用性、信任、感知愉悅性和感知風險?；诖吮疚奶岢隽藢ι缃幻襟w產品推薦信息用戶采納意愿的影響關系的幾點假設，如下H1-H9。

H1:感知風險對產品推薦信息采納意愿具有負向影響關系。H2:感知風險對信任具有負向影響關系。H3:感知愉悅性對產品推薦信息采納意愿具有正向影響關系。H4:感知愉悅性對信任具有正向影響關系。H5:信任對產品推薦信息采納意愿具有正向影響關系。H6:感知有用性對產品推薦信息采納意愿具有正向影響關系。H7:信息質量對產品推薦信息采納意愿具有正向影響關系。H8:信息質量對產品推薦信息感知有用性具有正向影響關系。H9:社群影響與采納意愿兩個變量之間具有正向影響關系。

2 問卷設計與數據收集

2.1 問卷設計

本研究采用廣為人知的調查問卷法來分析采納意愿會受到哪些因素的影響。本問卷采用了李克特五級量表理論，補充設計了可以涵蓋以上各個變量的16個問項。問項選擇中的1到5級，代表了從完全不同意到完全同意。

根據相關理論進行劃分，首先，第一部分是標題和導語。這個部分向被調查者介紹了本問卷的目的以及背景，并且也對問卷中概念模糊不清的部分進行了詳細的解釋，從而使得參與調查者對問卷有很清晰的認識也會獲得更加翔實的答案。其次，第二部分是對問卷參與者的基本信息調查，以便更好地實現數據可用性。最后，第三部分是分別調查哪些因素會影響消費者的購物意向，以便更好地得出準確，實用的結論。

2.2 數據收集

根據初步問卷調查數據，發現問卷設計的并不全面。于是在老師的指導下進行了重新設計，并在最后獲得了一份完整、系統的調查問卷。

本研究一共向外界發送180份電子問卷，其中有20份調查數據由于被調查者的不嚴謹回答使得其答案數據不具有真實性和參考性，于是便將這些無效數據剔除，則剩余實際有效問卷160份，并在此基礎上進行進一步定量分析。

3 實證分析

3.1 描述性統計分析

數據的來源主要是高等學歷并擁有線上購物經驗的人員，因此本研究的數據是有理論基礎以及分析可行性的。本研究使用SPSS24來分析參與者的基本信息特征。

在有效回收的160個樣本中，男生人數占比42.5%。女生人數占比57.5%；年齡分布20-25歲居多，占比69.4%；符合購物趨勢，所以本次調查研究基本是符合要求的。

3.2 數據分析

3.2.1 整體信度分析

本研究采用Cronbach's系數法對量表整體信度進行分析，系數值為0.894，表明本文所設計的量表整體具有非常好的內部一致性。因此，該量表具有良好的信度。

表1 KMO和Bartlett的檢驗

3.2.2 整體效度分析

本研究使用效度分析來辨別問卷數據是否有實用性。從上表可以看出：KMO值為0.858大于0.8，因此便證明了問卷設計的準確性。

3.3 相關分析

具體分析結果如上表所示：這些因素之間的Pearson系數符合吳明?。?010）的標準，且Pearsonn系數值均在0.01水平上顯著，故假設H3-H9均得到初步驗證。

3.4 回歸分析

本研究采用回歸分析法對理論模型進行進一步的檢驗。以感知風險、感知愉悅性、信任、信息質量、感知有用性和社群影響為預測變量，采納意愿為校標變量進行回歸分析。結果顯示，回歸方程中F值為32.517，顯著性檢驗的p值為0.000，小于0.01的顯著水平，表示回歸方程顯著。各個預測變量與校際變量采納意愿的決定系數R2為0.560，可以進行回歸分析。

結果，除感知愉悅性與感知風險對采納意愿的影響和感知風險對信任的影響不顯著外，模型中其他假設關系的路徑系數均達到了顯著水平。即假設H5、H6、H7、H9成立并得到初步驗證。

3.5 假設檢驗結果及討論

根據前文信任、感知有用性以及采納意愿的驗證分析，本研究對理論模型中各個變量的研究假設進行了相關分析和回歸分析，現對分析結果中各假設檢驗的結果進行管理和匯總，即假設H4-H9成立。

根據對各個假設的分析驗證可得模型，如圖1所示。

圖1 最終社交媒體產品推薦信息用戶采納意愿模型

4 研究結論與營銷建議

4.1 研究結論

社交媒體具有強烈的娛樂性質，用戶會使用社交媒體來放松心情，紓解壓力。碎片化，娛樂化的信息會消耗用戶大量的時間和精力。此時，如果將產品的推薦信息以視頻、圖片、音樂等形式插入到社交媒體中，那么產品的銷售會事半功倍。此時，用戶采納產品推薦信息的可能性會增強。

與此同時，虛擬世界的網絡交易使得消費者的信任程度大打折扣，消費者在接觸不到實際商品的時候，心理會帶有擔憂。在明確感知風險性后，消費者會再三考慮自己是否有能力承受最糟糕的后果。并且，社交媒體中信息的呈現方式能夠全面而準確地幫助消費者了解產品，與此同時也會進一步增強消費者的購買意向。

4.2 營銷建議

建議企業將推廣信息做得更為簡潔有樂趣，將產品推薦信息以此種形式呈現給用戶，給用戶營造出輕松愉悅的氣氛，從而促進消費者對該產品推薦信息進行采納和傳播。

由于網絡的虛擬性，人們對于購物渠道，以及付款渠道有很強的警惕性，因此建議銷售企業通過實體企業代表制造客戶與產品的實際接觸，消費者在信任產品質量的情況下，會增加購買的可能。

5 不足與展望

由于時間限制以及本人學術水平和知識積累的不充分，論文存在著缺陷。譬如，第一，樣本的調查對象聚焦在大學生群體，調查對象單一，使得研究有一定程度的片面性。第二，調查問卷數量不夠充分，可能會造成數據的偏差。