网络购物中顾客互动体验对冲动购买行为的影响

□ 余美玲

(贵州大学 管理学院，贵州 贵阳 550025)

1 引言

研究已经证明在网络购物中，互动体验对消费者行为影响的重要性。网络购物突破了传统的商业模式及体验营销，不受时间和地点限制的可用性极大的提高了网络零售的利润额，同时也增加了冲动购买。通过网购，消费者增加了与产品、服务的互动机会，当消费者认为互动体验比产品或服务本身的意义更大时，以往作为附加值而存在的互动体验就成为提升消费者感知价值和促使消费者做出冲动购买行为的关键因素。由此可见，顾客互动体验与冲动购买行为并不是独立存在的，相反是相互依存，有着密切的关联。因此，本文基于网络购物背景下，对顾客互动体验与冲动购买行为之间的关系进行研究，丰富冲动购买行为相关理论的同时，探讨电商企业如何构建顾客互动体验模式，以期为电商企业最大化促进冲动购买行为发生提供营销指导和建议。

2 研究模型与假设

在网络购物环境下，本文以感知价值和感知风险为中介变量，研究顾客互动体验中五个维度如何对冲动购买行为产生影响，以此推导出理论模型：

图1 理论模型

2.1 顾客互动体验与感知价值

从以往的研究可发现，顾客在线互动体验能够增强顾客的感知价值，而感知价值对顾客的购买意愿也有着积极的正向作用，商家响应性影响着顾客感知价值，网络购物中的双向沟通性也有助于提升顾客感知质量[1][2]。部分学者实证表明了在线互动体验对顾客感知价值有显著的正向影响。由此，本文认为顾客互动体验和感知价值之间存在一定影响作用，并提出如下总假设和分假设：

H1：顾客互动体验中的感知易用性正向影响顾客感知价值

H1a：顾客互动体验中的感知易用性正向影响顾客感知享乐价值

H1b：顾客互动体验中的感知易用性正向影响顾客感知功利价值

H2：顾客互动体验中的感知有用性正向影响顾客感知价值

H2a：顾客互动体验中的感知有用性正向影响顾客感知享乐价值

H2b：顾客互动体验中的感知有用性正向影响顾客感知功利价值

H3：顾客互动体验中的双向性正向影响顾客感知价值

H3a：顾客互动体验中的双向性正向影响顾客感知享乐价值

H3b：顾客互动体验中的双向性正向影响顾客感知功利价值

H4：顾客互动体验中的响应性正向影响顾客感知价值

H4a：顾客互动体验中的响应性正向影响顾客感知享乐价值

H4b：顾客互动体验中的响应性正向影响顾客感知功利价值

H5：顾客互动体验中的互助性正向影响顾客感知价值

H5a；顾客互动体验中的互助性正向影响顾客感知享乐价值

H5b：顾客互动体验中的互助性正向影响顾客感知功利价值

2.2 顾客互动体验与感知风险

有学者直接提出感知风险与顾客互动体验呈负向关系，并认为顾客会因感知风险而不愿意与购物平台、商家及其他消费者互动、或不进行网络购物[3]。顾客对未知事物的不确定性，将直接影响顾客在网购过程中的购买行为，但良好的在线互动体验能有效降低顾客购买时所产生的不确定性，从而降低其购物的感知风险。因此提出以下假设：

H6：顾客互动体验中的感知易用性负向影响顾客感知风险

H7：顾客互动体验中的感知有用性负向影响顾客感知风险

H8：顾客互动体验中的双向性负向影响顾客感知风险

H9：顾客互动体验中的响应性负向影响顾客感知风险

H10：顾客互动体验中的互助性负向影响顾客感知风险

2.3 感知价值与感知风险

研究发现，在测量感知价值的因素中，感知风险具有最直接的影响作用，感知风险能显著降低消费者的感知价值，提高顾客感知价值的关键手段就是降低感知风险[4]。基于此提出如下假设：

H11：顾客感知享乐价值对顾客感知风险有负向影响

H12：顾客感知功利价值对顾客感知风险有负向影响

2.4 感知价值与冲动购买行为

研究表明感知价值会影响顾客最终的购买行为，一般情况下同等价格水平人们会选择主观感受价值最高的产品[5]。在网络环境下顾客感知价值对冲动性购买意愿能够产生直接影响[6]。基于此提出假设：

H13：顾客感知享乐价值正向影响冲动购买行为

H14：顾客感知功利价值正向影响冲动购买行为

2.5 感知风险与冲动购买行为

顾客感知风险在一定程度上会降低冲动购买行为的发生。研究表明，网络购物中顾客的感知风险明显高于线下购物，当顾客感知到网络购物风险越高时，越不会进行网络购物[7]。早期研究中多数学者均认为感知风险会对冲动购买行为产生负向影响，故本文提出如下假设：

H15：顾客感知风险负向影响冲动购买行为

3 实证分析

3.1 数据收集与整理

在参考前人研究量表的基础上，编制调查问卷初稿，第一部分采用单选题方式提问，测量顾客的个体特征；第二部分采用Likert自评式五点量表法，借助网络问卷平台发放和收集预调查数据，通过100份的预调查问卷，剔除部分问项，最终得到8个潜变量38个题项，各维度量表的Cronbach’s α系数值在0.713-0.874之间。因此，判定问卷信度较高，遂将用于正式调查[8]。

2019年9月至2019年11月间，采用不记名问卷调查的方式，向曾经有过网络购物经历的消费者随机发放调查问卷。此次调查共回收381份问卷，其中无效问卷28份，有效问卷353份，有效率为92.65%，有效样本满足样本量为测量题项5-10倍的要求，调查样本基本情况如表1所示。

表1 调查样本构成统计表

3.2 个体特征差异性分析

在探究变量之间两两关系的过程中存在其他因子对因变量有影响，为使研究结果更加准确可信，须对其加以控制，因此，本文设置了六个控制变量：性别、年龄、家庭所在地、学历、职业、月可支配资金。结果表明，变量在性别、年龄和月可支配资金上存在差异性。

3.2.1 性别变量的差异性分析

采用独立样本T检验，结果如表2所示，不同性别在双向性体验、响应性体验、互助性体验、顾客感知功利价值和顾客感知风险方面不存在显著差异；而在感知易用性体验、顾客感知享乐价值、冲动购买行为方面有显著差异(p<0.01或p<0.05)，且均表现为女性均值高于男性，说明女性比男性更享受网络购物的过程，并注重网络购物中的易用性体验，更易产生冲动购买行为；在感知有用性体验方面则男性均值高于女性，说明男性更加注重网络购物的有用性。

表2 不同性别独立样本T检验

注：*代表p值小于0.05，**代表p值小于0.01，***代表p值小于0.001。下同。

3.2.2 年龄变量的差异性分析

采用单因素方差分析。根据表3的检验结果，不同年龄在顾客感知价值、顾客感知风险、冲动购买行为方面均不存在显著差异，而在感知有用性和双向性体验方面不同年龄存在显著差异，18岁以下的两变量均值均高于其他三个年龄段，由事后检验LSD可知，在感知有用性方面50岁以上是显著小于其他三个年龄段，在双向性体验方面18-28岁显著小于其他三个年龄段。

表3 不同年龄单因素方差分析

注：1,2,3,4分别代表各年龄组别：18岁以下，18-28岁，29-50岁，50岁以上

3.2.3 月可支配资金变量的差异性

根据表4的检验结果，不同的月可支配资金在顾客感知价值、顾客感知风险、冲动购买行为方面均不存在显著差异，而在感知有用性、双向性体验和响应性体验方面不同月可支配资金存在显著差异，8000元以上的三个变量均值均高于其他三个组别，由事后检验LSD可知，在感知有用性、双向性体验和响应性体验方面月可支配资金在1500-3000元的都显著小于其他三个组别。

表4 不同月可支配资金单因素方差分析

注：1,2,3,4分别代表各年龄组别：18岁以下，18-28岁，29-50岁，50岁以上

3.3 问卷信效度检验

运用SPSS24.0对问卷进行Cronbach^’s α系数检验。如表5所示问卷所有潜变量的Cronbach^’s α均高于0.7，样本总体α系数为0.865，说明原始数据信度较高，具有较好的内部一致性。

表5 信效度检验结果

采用探索性因子分析法来检验数据和模型的结构效度，结果表明，本文所选变量，KMO值在0.708-0.837之间，同时，Bartlett球形检验的Sig.=0.000<0.01，表明分析变量的相关性高，适合做因子分析。在此基础上，采用验证性因子分析法检验各量表的效度水平，结果表明，需剔除顾客互动体验中互助性维度的“互助5”题项，以保证在后续研究中模型具有较好的收敛性[9][10]。

3.4 模型检验与分析

由于本文提出的结构方程模型中的测量模型的信度和效度均达到理想水平，因而可以进行结构方程模型分析，本文采用AMOS24.0软件对概念模型中构建的变量间的假设关系进行检验与分析。初始模型拟合结果如表6所示，对照判断标准，简约拟合指标拟合结果较好，绝对拟合指数和相对拟合指数均有不达标项，表明模型仍有修正的可能性。

表6 初始模型拟合结果

在删除不显著路径的同时，根据AMOS24.0软件输出中所提供的模型修正指数(MI)值对其修改后，再次对模型进行分析，得到如表7所示的结果，由于结构方程模型易受样本影响，有研究表明SRMR对误设模型敏感，当样本量低于500时，其个别拟合指标不稳定时，主要参考SRMR指标，即当SRMR大于0.08时，认为模型肯定是误设的[11]。因此，综合绝对拟合指数、相对拟合指数以及简约适配度指标结果，可以看出模型与数据拟合程度处于一个较佳水平，模型的外在质量较好。

表7 模型修正后的拟合结果

3.5 模型评价

模型评价是指对结构方程模型中各假设路径进行验证，删除不显著路径，通过CR系数来判断模型假设是否达到统计意义上的显著性。当CR值大于1.96或小于-1.96时，对应p值小于0.05的显著性水平；当CR值大于2.58或小于-2.58时，对应p值小于0.01的显著性水平；当CR值大于3.29或小于-3.29时，对应p值小于0.001的显著性水平。本文的路径系数及显著性检验结果如表8所示。

表8 模型的路径系数及显著性水平

修正后的整体模型假设H1a、H1b、H2a、H2b、H5a、H5b成立，即互动体验中的感知易用性、感知有用性、互助性均对顾客感知价值的两个维度均具有显著的正向影响；假设H7成立，即互动体验中的感知有用性对顾客感知风险具有显著负向影响，而互助性对顾客感知风险具有显著正向影响，与原假设相反，故假设H10不成立；假设H13、H14成立，即感知价值的两个维度对冲动购买行为均有显著的正向影响。

由假设H11、H12可知，感知享乐价值对感知风险不具有显著影响，而感知功利价值对顾客感知风险具有显著影响，但与原有假设相反，即感知功利价值对感知风险具有显著正向影响。这可能是因为注重享乐价值的顾客，把网络购物看作是一种愉快的消费过程，比较在意当下购物所带来的快感，而对于感知风险的大小就显得没有那么重要；另一方面，当顾客在网络购物中注重产品或服务的效用价值，过多关注产品或服务的获取和实际的功能效益，即功利价值时，会增加顾客的感知风险。

假设H10、H15没有通过假设检验，从侧面表明，随着互联网发展，网购平台技术的日新月异、商家服务的日趋完善，人们更愿意对网购产生认同感，即使明确网络购物中存在风险，仍会发生冲动购买行为。

3.6 中介效应检验

采用Hayes(2018)编制的Process3.3插件中的Model4(简单中介模型)，并将存在差异性个体特征的性别、年龄、月可支配资金作为控制变量一同纳入模型，对感知价值、感知风险在顾客互动体验与冲动购买行为之间关系中的中介效应进行检验[12]。结果由表9可知，顾客互动体验对冲动购买行为影响的直接效应及感知价值、感知风险的中介效应的Bootsstrap95%置信区间的上、下限均不包括0，说明顾客互动体验不仅能够直接影响冲动购买行为，而且能够通过感知价值、感知风险的中介作用影响冲动购买行为。该直接效应为0.3458、感知价值中介效应为0.2806、感知风险中介效应为0.0398，分别占总效应0.6662的51.91%、42.12%、5.97%。

表9 总效应、直接效应及中介效应分解表

4 结论与建议

本文采用实证分析方法研究了网络购物中顾客互动体验对冲动购买行为的影响。研究得出网络购物在线互动体验对顾客的冲动购买具有直接和间接的促进作用，其中顾客感知价值、感知风险充当了间接作用中的部分中介变量。

根据实证分析结果，为进一步利用互动体验来促进顾客的冲动性购买，本文提出如下营销建议。

4.1 构建“三位一体”的互动体验营销模式

“三位一体”的互动体验营销模式对网络购物具有一定的挑战。首先，商家要依托新元素，愉悦顾客的感官体验，充分利用各种网络营销工具，尤其运用网络直播的特性保证“一对多”、“多对多”互动行为所带来的人流量，以确保在较短时间内吸引顾客的注意力，刺激消费。其次，在开展互动体验营销活动中，商家应把具有人类共性的正面情感融入到网络营销中，激发顾客的情感共鸣体验，促使顾客产生冲动购买行为。最后，商家要善于树立品牌形象，利用“互动+体验”的网络平台将品牌价值理念植入市场中传播，以触发顾客的冲动购买。

4.2 重视网络营销中顾客间的互动性

网络购物中顾客获取的信息不完全来自于商家，有时顾客对于其他顾客的建议或评价也格外重视，已购买或使用顾客的反馈和评价如今也作为激发顾客冲动购买的一个重要标志。一方面，商家要设计有效查看评价信息的方法，保证评价来源的可信度，严厉禁止“水军刷单”行为，购物网站平台应允许消费者举报任何虚假的用户评价且允许消费者对产品评价信息来源的可靠程度打分。另一方面，商家应建立宽松活跃的虚拟社区，使顾客之间能够互动沟通，彼此交流和借鉴购物经验，实行关系营销，建立奖励机制，鼓励顾客之间相互分享，强化顾客观察学习信号，增加顾客感知价值，进而引发冲动购买行为[13]。

4.3 细分市场以满足顾客个性化需求

以顾客需求为导向细分市场，为顾客提供个性化服务及功能，更能吸引顾客参与及增强顾客冲动购买意愿。一方面，根据产品冲动购买的比例，可将产品划分为冲动产品和非冲动产品，对于典型的冲动产品如：服装服饰、美妆类，商家可设计醒目的网站推荐，方便的购买链接和清晰详细的网页介绍及促销折扣。另一方面，商家可将顾客划分为冲动购买者和非冲动购买者，针对不同个体特征的顾客应用数据挖掘技术，对顾客浏览商品时长、购买商品类别等进行数据获取和分析，了解冲动购买者的购买偏好和消费习惯，从而增加冲动消费为商家带来利润。