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網紅直播場景氛圍線索對消費者沖動消費意愿的影響機制研究

發布時間:2019/06/03 19:11        編輯:

龔瀟瀟1 葉作亮2 吳玉萍1 劉佳瑩2
(1.西南財經大學工商管理學院;2.西南財經大學國際商學院)
  摘要:以“S-O-R”模型為基礎,構建了一個有調節的中介模型,考察直播場景氛圍線索對
消費者沖動消費意愿的影響,以及心流體驗、中庸思維在其中的作用機制。通過對681位網絡
直播消費者的調查,研究發現:氛圍線索對沖動消費意愿具有顯著的正向影響;氛圍線索對心
流體驗具有顯著的正向影響;心流體驗對沖動消費意愿具有顯著的正向影響,且心流體驗在氛
圍線索和沖動消費意愿之間起到部分中介作用;中庸思維在心流體驗和沖動消費意愿的關系
中起到負向調節作用,中庸思維越高,心流體驗對沖動消費意愿的促進作用越弱。進一步地,
檢驗了中庸思維調節心流體驗在氛圍線索和沖動消費意愿之間的中介效應。
關鍵詞:氛圍線索;中庸思維;心流體驗;沖動消費意愿

  2011年以來,網絡直播開始風靡全球,消
費者自我娛樂的方式選擇越來越多,營銷人員
也在嘗試制作更短的視頻片段,便于在各種數
字頻道進行宣傳[1]。作為即時記錄的媒體,網
絡直播能通過多種通信技術,將圖像和聲音迅
速傳播,用戶則依賴即時訊息、游戲組隊和禮物
贈送來 與 主 播 互 動,產 生 身 臨 其 境 的 感 覺[2]。
移動設備的普及、直播平臺的天然流量、直播的
低門檻,都是直播當前的優勢所在。從信息的
傳播來看,直播使消費者獲取信息的迅捷速度
以及直播為消費者帶來的真實感,是其他技術
難以實現的,因此直播必定會成為企業營銷的
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第16卷第6期
2019年6月 
         
管 理 學 報
Chinese Journal of Management
          
Vol.16No.6
June.2019
  重點領 域。據 中 國 互 聯 網 絡 信 息 中 心 (CNN-
IC)統計,截至2017年12月,中國大陸的網絡
直播用戶規模達4.22億。龐大的市場規模和
用戶群體,使得業界紛紛利用直播的流量風口,
讓消費者更真實地感受產品、更立體地理解品
牌、更直接地與用戶互動。例如,作為阿里巴巴
公司“新零售”中全域營銷的重要一環,天貓淘
寶紛紛嵌入直播功能,快速增加新的流量端口。
1973年,著名營銷學者 KOTLER[3]第一次
定義了氛圍的概念,即有意識地設計空間創造
特定的買方效應,特別是能夠產生情感效應并
提高消費者購買率的購物環境。環境線索和商
店氛圍在零售業中的重要性已在早期研究中得
到證明。近年來,色彩搭配、界面質量、信息質
量、電子渠道(如移動設備)和電子渠道接觸點
(如移 動 購 物 APP)都 成 為 學 者 們 的 著 眼 點。
研究已經證明了在網絡零售的背景下,氛圍對
消費者行為影響的重要性。沖動消費作為消費
者行為領域的經典話題之一,線上直播中仍然
存在。學者普遍認為,沖動消費是一種突然、難
以抗拒和享樂的復雜購買過程,在這種過程中,
沒有仔細考慮所有相關信息和選擇,便很快做
出購買決策[4]。研究表明,相較于實體購物,消
費者在網絡購物時會更加沖動,于是很多學者
又重新探究網購過程中的沖動消費現象[5]。心
流體驗作為個體在參與活動過程中,充分投入
以平衡挑戰和技能,從而感受愉悅與幸福感的
能力,一些學者對其在閱讀、運動、網絡環境等
不同領域進行了系列研究[6],并且已經證實了
其在直 播 用 戶 使 用 行 為 中 的 積 極 作 用[2]。此
外,特定文化背景中的價值觀念和思想體系通
常影響消費者行為,調節著情感訴求與受眾吸
引力之間的關系,主導人們的態度,并影響人們
的行為[7]。孫旭等[8]認 為,中 庸 文 化 在 華 人 社
會化轉型的過程中打下了深深的烙印,塑造了
獨特的個體文化氣質———中庸思維。
綜上所述,針對直播營銷的研究尚不充分,
而更多的則是與直播相關因素的研究。主要表
現為:①對網絡直播的關注較低。局限于規范
治理、版權保護等領域,對于直播營銷的研究亟
待豐富。②相對分散和獨立。即分別研究氛圍
線索[3]、心 流 體 驗[2,6]、中 庸 思 維[8]及 沖 動 消
費[4,5]的居多,而將其交叉融合研究的較少,對
直播場景氛圍線索是否可以直接或分別以心流
體驗為中介,中庸思維是否發揮調節作用而間
接地作用于沖動消費的研究還有待深入。③東
方文化情境下的研究較為缺乏。我國消費市場
龐大,但基于中國經濟背景下氛圍線索、心流體
驗、中庸思維與沖動消費的實證研究還不夠豐
富。因此,借鑒“S-O-R”模型,研究網絡直播場
景下的消費者行為機制,對于提高直播平臺的
內容質量和競爭能力,增強直播營銷的效果具
有現實價值;同時,也有助于打開消費者沖動消
費的“黑箱”,豐富消費者購買行為研究領域。
1 假設推演
1.1 氛圍線索與沖動消費意愿
“S-O-R”模型指出,刺激是外部環境對個
體的影響,機體是每個受刺激個體的內在狀態,
而反應是個體的行為,外部環境刺激個體的內
在狀態,并進一步影響個體的行為[9]。“S-O-R”
框架建立在環境心理學的基礎之上,為在線氛
圍對消費者行為的影響提供了理論依據。
SAUTTER等[10]以“S-O-R”框架的視角研
究了網店環境和消費者所處物理環境的雙重刺
激對 消 費 者 內 在 反 應 的 影 響。FLOH 等[11]從
消費者對信息內容、導航系統與外觀設計的主
觀評價來測量氛圍線索,探究了在線氛圍線索
與沖動消費的內在機制。以前人研究為基礎,
本研究探索直播場景下氛圍線索與沖動消費的
內在聯系:①直播平臺的信息內容質量高低會
影響消費者的消費情緒,信息內容質量越高,消
費者受到的刺激程度越大,消費者的沖動消費
行為越明顯。CHEN 等[12]對 Facebook的信息
質量、沖動性特征、接受的“喜歡”數量等因素對
消費者沖動購買的影響進行了實證研究。換言
之,消費者對個性化信息的體驗會更好。②直
播平臺的導航系統界面的友好型、便捷度會加
速與消費者的互動,加深消費者沖動消費情緒。
MCMILLAN 等[13]發現,超級鏈接、搜索引擎等
強化了用戶對網站的控制,說明導航系統的設
計會影響到網站的互動。③直播平臺外觀設計
(包括界面的色調搭配、圖案選擇等)的宜人性
會帶給消費者良好的使用體驗。常亞平等[14]通
過對購買手機的604份消費者問卷進行分析,發
現外觀創新與沖動購買意愿之間存在積極的正
向關系。根據“S-O-R”框架的觀點,當消費者受
到直播界面的外部刺激,感知到氛圍線索的可
控、便捷、創新,就越愿意進行互動,進一步激發
消費者的沖動消費意愿。據此提出如下假設:
假設1 氛圍線索對沖動消費意愿具有正
向影響。
1.2 氛圍線索與心流體驗
心流體驗作為無意識的體驗,具有一定的
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管理學報第16卷第6期2019年6月控制性、沉迷性,是用戶在瀏覽實時平臺和相關
內容時,激發用戶好奇心,享受用戶所有內部狀
態和體驗的 能 力[15]。氛圍線索主要集中在環
境、功能、布局和溝通的元素上,如歌曲、符號和
文物[16]。這個定義完全適用于界定在線氛圍的
內涵與外延,雖然線上線下營銷的氛圍線索存在
著一定差異,但一般仍然在尊重差異客觀的基礎
上,將線下氛圍線索的概念引申到線上中[11]。
在線氛圍線索形態各異,EROGLU 等[17]最
早將其劃分為高、低兩種任務相關線索,高任務
相關線索指的是界面上使消費者能夠成功完成
購買任務的線索,而低任務相關線索是指那些
與完成購買任務無關緊要的界面信息。“S-O-
R”模型指出,刺激(S)會影響人們的內部情感
評價(O),與界面相關的刺激包括環境條件、空
間和功能,以及符號、符號和工件。許多研究表
明,店面設計和信息顯示影響電子商店的形象,
這種內部狀態反過來又影響消費者的期望[18]。
也就是說,直播平臺氛圍線索的外在刺激,會引
發消費者的情緒,這種情緒可能為觸發的消費
者心流體驗感。很多學者致力于研究影響心流
體驗的網站特征[19],張初兵等[20]也構建了氛圍
線索影響感知的理論模型,并對它們之間的關
系進行了實證檢驗。據此提出如下假設:
假設2 氛圍線索對心流體驗具有正向影響。
1.3 心流體驗與沖動消費意愿
心流體驗意味著注意力集中、完全投入及
內在愉悅感,它可能允許消費者沒有事先計劃
的購買或增加非計劃購買的數量[21]。有研究表
明,積極的情緒反應可能會促進消費者的沖動
購買[22]。一定程度上來說,消費者的沖動性意
味著他們很大程度上依賴于消費者的感受。因
此,如果消費者喜歡他們的在線購物體驗,他們
可能會在網上商店進行更為探索性的瀏覽,也
就更加注重界面的營銷活動,從而導致更沖動
的購買[23]。SKADBERG等[24]提出了一種基于
旅游網站的心流體驗模型,指出心流體驗對游
客態度和行為有積極的影響。處于沉浸中的消
費者常常忽略時間感,并伴隨著激烈的快樂體
驗,更加注重在線商家的營銷活動,導致更多的
沖動消費。據此提出如下假設:
假設3  心流體驗對沖動消費意愿具有正
向影響。
1.4 心流體驗的中介作用
“S-O-R”模型在沖動購買研究中也得到了成
功的應用,零售環境(刺激)的環境/設計特征影
響消費者的積極情緒反應(有機體),進而影響沖
動購買(反應)[25]。EROGLU 等[17]基于“S-O-R”
模型,將網絡商店環境因素劃分為髙任務相關因
素和低任務相關因素,通過實證研究指出環境影
響消費者的內部情緒和認知,進而影響他們的滿
意度和接近/回避行為。姜參等[26]發現,良好的
商店形象可以通過虛擬體驗刺激消費者的購買
意愿。薛楊等[27]以心流體驗為中介,構建了微信
營銷中用戶信息與行為互動的理論模型。分析
氛圍線索對個體沖動消費意愿作用的微觀機制,
可以看到氛圍線索能夠提升個體心流體驗能力,
進而產生較強的沖動消費意愿。近年來,已有研
究對“氛圍線索-沖動消費意愿”的邏輯進行了較
為充分地論述,但心流體驗的中介作用還缺乏更
為明確的驗證。據此提出如下假設:
假設4  心流體驗在氛圍線索與沖動消費
意愿之間有中介作用。
1.5 中庸思維的調節作用
中庸思維作為受傳統儒家文化影響而形成
的認知風格,仍深刻影響中國人的生活方式及
行為選擇[28]。目前關于中庸思維的研究較少,
且集中于個體層面的影響,比如創造力、幸福感
以及能力[28]。但在跨文化認知領域里,存在與
中庸思維界定近似的研究,如辯證思維、整體思
維等[29]。與低中庸思維的個體相比,高中庸思
維的個體在考慮最佳行為時,不僅注意力受限
于物質本身及問題所在,并能根據環境的變化
調整自己的行為,同時強調自我克制,不在短暫
的 情 緒 上 行 動[30]。FENTON-O’CREEVY
等[31]也對沖動消費行為的功能性或功能失調性
進行了研究,指出有效的情緒調節可能在一定
程度上減輕沖動購買傾向的不良后果。一般來
說,高中庸思維的人對外部環境比較敏感,他們
會根據形勢的變化,靈活適當地調整形勢,通常
在做出決策前反復考量。據此提出以下假設:
假設5  中庸思維負向調節心流體驗對沖
動消費意愿的影響。
1.6 有調節的中介作用
本研究嘗試將中庸思維引入到消費者行為
領域,根據以上論述,認為心流體驗不僅在個體
的氛圍線 索 和 沖 動 消 費 意 愿 之 間 起 到 中 介 作
用,而且該中介作用的大小會受到個體中庸思
維水平的影響,中庸思維在“氛圍線索-心流體
驗-沖動消費意愿”作用路徑中,扮演著負向調
節的角色。據此提出以下假設:
假設6  心流體驗在氛圍線索與沖動消費
意愿之間的中介作用依賴于中庸思維水平。中
庸思維會弱化心流體驗在氛圍線索與沖動消費
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直播場景氛圍線索對消費者沖動消費意愿的影響機制研究———龔瀟瀟 葉作亮 吳玉萍 等意愿之間的中介效應。
研究模型見圖1。
圖1 研究模型
 
2 研究方法
2.1 樣本與數據收集
為了確保問卷回收質量,通過回譯測試所
借鑒的成熟外文量表,合理設計反義題項,撰寫
填寫說明,告知問卷只針對有直播消費經歷的
個人匿名填寫。考慮到青年群體特別是大學生
作為直播平臺的主要受眾,本研究選擇大學生
群體作為重要樣本來源。首先進行預調研,以
對本研究的題項進行修正與調整,面向100名
本專科大學生、研究生進行問卷發放,填寫完整
將獲得1個隨機現金紅包。再利用“問卷星”平
臺進行大樣本數據收集,通過課題組成員的微信
群、朋友圈分享鏈接,及利用“網紅”的社交圈進
行推送,完成問卷將獲得1~10元不等的紅包。
對無效 問 卷 進 行 剔 除 后,有 效 問 卷 共 計
681份。從性別上來看,男性占36.0%,女性占
64.0%;從年齡來看,20歲以下占32.6%,21~
25歲占46.8%,26~30歲占15.6%,30歲以上
占5.0%;從婚姻狀況來看,未婚占 85.9%,已
婚占14.1%;從教育程度來看,小學及以下占
0.4%,初中占1.8%,高中/中專占7.0%,大專
占9.5%,大 學 本 科 占 59.8%,碩 士 及 以 上 占
21.4%;從月收入水平來看,無收入占45.5%,
500元以下占5.6%,501~1 000元占6.3%,
1 001~1 500元占 6.9%,1 501~2 000 元占
4.1%,2 001~3 000元占7.2%,3 001~5 000
元占9.5%,5 001~10 000元占10.9%,10 001~
20 000元占2.9%,20 000元以上占1.0%。
2.2 變量測度
為了提升量表的有用性,本研究采用了國
內外較權威的測量量表,同時多次翻譯與回譯
了各題項,確保語言表述的準確度。
氛圍線索量表。按照 FLOH 等[11]的研究,
從信息內容、外觀設計、導航系統9個條目進行
測量,如:“該直播平臺的信息能滿足我的需求”
“該直播平臺上有充分的產品/服務信息”“該直
播平臺上的信息是最新的、及時的”“在該直播
平臺上瀏覽信息是容易的”“很容易比較該直播
平臺上的產品/服務”“學習使用該直播平臺對
我而言是容易的”“該直播平臺令我在視覺上賞
心悅目”“該直播平臺使用的顏色是吸引人的”
“該直播平臺的結構布局是吸引人的”。
心流體驗量表。按照 KOUFARIS[23]的研究
建議,共3個題項:“使用直播平臺時,我的注意
力都集中在使用中”“使用直播平臺時,感到一切
盡在掌握”“使用直播平臺時,我找到許多樂趣”。
中庸思維量表。參照杜旌等[32]的研究,共
包括8個 題 項:“要 合 理 也 要 合 情”“要 不 偏 不
倚、選擇適中的方案”“要盡可能地不冒進、不走
極端”“要取中講和,恪守中道”“要考慮周圍人
的想法和做法”“要為了整體和諧來做調整”“要
考慮各種情形保持適度”“要平衡(如平衡自己
和環境)”。
沖動消費意愿量表。參考 BEATTY 等[33]
的研究,共包含4個題項:“當我看到主播直播
的瞬間,我就想立即擁有該產品(道具)或打賞”
“當我看到主播直播的時候,我產生了強烈的購
買或打賞欲望”“一看到主播直播推薦產品(服
務),我就覺得是我想要的”“我看到了許多之前
我沒有計劃購買,但是看到主播直播推薦后又
很想購買或給予打賞”。
在上述題項測量中,均使用李克特5點量
表進行計分,其中1表示“非常不同意”,5表示
“非常同意”,數字越大表明符合或者同意的程
度越大。縱覽以往研究,發現性別、年齡、婚姻
狀況、教育程度及月收入水平的差異,均對個人
的沖動消費意愿會有較大影響。所以,本研究
將被調查者的性別、年齡、婚姻狀況、教育程度
及月收入水平作為控制變量。
3 實證結果
3.1 共同方法偏差檢驗
共同方法變異(common method variance,
CMV)是由于數據來源、測量工具和使用環境
等相同而導致的變量之間變異的重疊,而不代
表構念間的真實關系。為了最大程度減少共同
方法變異的影響,本研究采用了匿名填寫、設置
反義題項、打亂題目順序等事前控制手段。同
時,通過 Harman單因素方法,檢驗研究是否存
在共同方法偏差問題。結果顯示,測量題項均
聚合為特征值大于1的4個因素,第一個因子
解釋了所有題項33.623%的變異,小于40%的
臨界值標準,表明本研究較好地控制了數據的
同源方法變異問題。
3.2 信度與效度檢驗
本研究以 Cronbach’sα 系 數 來 判 斷 量 表
·878·
管理學報第16卷第6期2019年6月的穩定、可靠,結果見表1。本研究的各個量表
的α系數均超過了0.7的可接受水平,表明本
研究具有良好的信度。同時,本研究心流體驗
變量 KMO 值接近0.7,其他變量的 KMO 值均
都大于0.8,表明研究量表適合進行因子分析。
最小累積方差解釋量為55.594%,最小因子載
荷為0.670,均超過可接受的臨界值。
表1 因子分析
變量
最小因子
載荷
Cronbach’s
α
KMO
累計方差
解釋量/%
氛圍線索 0.670  0.920  0.930  61.353
心流體驗 0.784  0.754  0.682  67.112
中庸思維 0.687  0.885  0.914  55.594
沖動消費意愿 0.857  0.900  0.835  76.967
  表2說明了各變量的均值(Mean)、標準差
(SD)等描述性統計結果和相關系數值。可以
看出,各變量的組合信度(CR)最低值為0.757,
均 較 為 理 想。 同 時,采 用 平 均 方 差 析 出 量
(AVE)來 檢 驗 變 量 的 收 斂 效 度。 根 據
TABACHNICA 等所建議的標準,AVE 值高于
40%,是較好的狀況,由表2計算結果可知,各
變量的 AVE 值基本大于0.5,表示模型的內在
質量理想。并且各變量 AVE 的平方根均高于
它們間的相關系數,充分表明各變量具有良好
的區分效 度。此 外,通 過 AMOS 21.0 對 變 量
進行驗證性因子分析,結果顯示,研究模型的各
擬合指 標 基 本 達 到 標 準 (χ2/df=3.590,RM-
SEA=0.062,GFI=0.892,NFI=0.906,
IFI=0.930,TLI=0.922,CFI=0.930),表示
模型的適配情形良好。
表2 描述性統計結果和相關系數
變 量 Mean  SD  1  2  3  4
氛圍線索 3.057  0.76  0.752
心流體驗 3.003  0.74  0.590** 0.714
中庸思維 3.674  0.71  0.069  0.169** 0.703
沖動消費意愿 2.610  0.82  0.644** 0.659** 0.001  0.834
AVE  0.566  0.510  0.494  0.695
CR  0.921  0.757  0.886  0.901
注:**p<0.01,對角線上數值表示 AVE 值的平方根。
3.3 假設檢驗
3.3.1 氛圍線索、心流體驗與沖動消費意愿之
間的關系檢驗
下面對所研究的核心變量間關系進行多元
回歸(見表3)。模型3驗證控制變量對因變量
的影響,結果表明,性別、年齡、婚姻狀況、教育
程度、月收入水平等不會顯著影響個體的沖動
消費意愿。模型4表明,氛圍線索對沖動消費
意愿的影 響 達 到 了 顯 著 水 平 (β=0.708,p<
0.001),說明氛圍線索對沖動消費意愿的正向
影響顯著,因此假設1得到驗證。模型2結果
顯示,氛圍線索對心流體驗有顯著的正向影響
(β=0.568,p<0.001),因此假設2得到驗證。
模型5結果表明,心流體驗對沖動消費意愿的
正向影響顯著(β=0.742,p<0.001),因此,假
設3得到支持。
表3 多元回歸分析
研究變量
心流體驗
模型1 模型2
沖動消費意愿
模型3 模型4 模型5 模型6 模型7 模型8
性別 0.150* 0.089  0.075 -0.002 -0.037 -0.045 -0.030 -0.029
年齡(對數) 0.273 -0.180  0.295 -0.269  0.092 -0.182  0.033  0.076
婚姻狀況 0.090 -0.011  0.074 -0.053  0.007 -0.048  0.007  0.022
教育程度 -0.097** -0.039 -0.043  0.028  0.029  0.047  0.026  0.030
月收入水平 0.022  0.006  0.011 -0.009 -0.006 -0.012 -0.007 -0.007
氛圍線索 0.568*** 0.708*** 0.484***
心流體驗 0.742*** 0.433*** 0.763*** 0.720***
中庸思維 -0.132*** -0.159***
心流體驗×中庸思維 -0.074***
R2 0.024  0.355  0.005  0.417  0.436  0.533  0.448  0.461
ΔR2 0.024  0.330  0.005  0.412  0.431  0.121  0.012  0.013
F  3.351*
*61.741
***0.612  80.184
***86.718
***111.813
***78.019
***71.846
***
max(VIF) 2.023  2.030  2.023  2.030  2.024  2.031  2.027  2.028
注:***、**、*分別表示p<0.001、p<0.01、p<0.05,下同。
3.3.2 心流體驗的中介作用檢驗
心流體驗的中介作用檢驗,依照檢驗中介
的3步法:①檢驗自變量氛圍線索對因變量沖
動消費意愿的影響是否顯著,從模型4可知,氛
圍線索對沖動消費意愿有顯著的正向影響(β=
0.708,p<0.001);②檢驗自變量氛圍線索對中
介變量心流體驗的作用是否顯著,由模型2可
見,氛圍線索對心流體驗的正向影響顯著(β=
0.568,p<0.001);③將因變量沖動消費意愿對
自變量氛 圍 線 索 與 中 介 變 量 心 流 體 驗 進 行 回
歸,如模型6,心流體驗對沖動消費意愿的影響
顯著(β=0.484,p<0.001),氛圍線索對沖動消
費意愿的影響仍然顯著(β=0.433,p<0.001),
但其回歸系數有所減小(0.433<0.708),說明
心流體驗在氛圍線索和沖動消費意愿之間扮演
著部分中介的角色,這一結論支持了假設4。
·978·
直播場景氛圍線索對消費者沖動消費意愿的影響機制研究———龔瀟瀟 葉作亮 吳玉萍 等3.3.3 中庸思維的調節效應檢驗
為了驗證 假 設 5,即 中 庸 思 維 在 心 流 體 驗
與沖動消費意愿中發揮的調節效應,先把沖動
消費意愿設定成因變量,然后依次放入性別、年
齡等控制變量,以及心流體驗和中庸思維,最后
放入心流體驗和中庸思維的交互項,即表3中
的模型3、模型7和模型8。為了消除共線性問
題,應當對心流體驗和中庸思維進行中心化處
理,再構造兩變量間的交互項。模型8的結果
顯示,心流體驗和中庸思維的交互項與沖動消
費意愿顯著負相關(β=-0.074,p<0.001),這
表明中庸思維水平越高,心流體驗對沖動消費
意愿的正向影響作用會越弱。進一步,通過中
庸思維的均值分別加減一個標準差的方式,將
中庸思維分為兩個樣本(高中庸思維與低中庸
思維),描繪不同中庸思維的個體在心流體驗與
沖動消費意愿關系中的差別,同樣證明:中庸思
維負向調 節 心 流 體 驗 對 沖 動 消 費 意 愿 的 影 響
(見圖2)。由此,假設5得到驗證。
圖2 中庸思維在心流體驗與沖動消費意愿中的
  調節效應
3.3.4 有調節的中介效應檢驗
本研究已經檢驗了心流體驗作為氛圍線索
和沖動消費意愿之間的中介機制,同時也論證
了中庸思維對心流體驗和沖動消費意愿間關系
的調節效應。至于有調節的中介效應檢驗,依
照 EDWARDS 等[34]提 出 的 檢 驗 方 法,①運 用
SPSS 21.0受約束非線性回歸分析(CNLR)語
法,采用 Bootstrap重復抽取1000個樣本;②將
抽取出的樣本全部導入 EXCEL,驗證本研究的
有調節的中介模型,檢驗結果見表4。
表4 有調節的中介效應分析
調節變量
氛圍線索(X)→心流體驗(M)→沖動消費意愿(Y)
Ⅰ階段 PMX Ⅱ階段 PYM直接效應 PYX間接效應 PYMPMX 總效應PYX+PYMPMX
低中庸思維 0.608** 0.490** 0.378** 0.298** 0.676**
高中庸思維 0.520** 0.340** 0.388** 0.177** 0.565**
差異 -0.087 -0.151** 0.011 -0.121** -0.110*
注:PMX代表氛圍線索對心流體驗的影響,PYM代表心流體驗對沖動消費意愿的影響,PYX代表氛圍線索對沖動消費意愿的影響;高中庸
思維代表 M+1SD,低中庸思維代表 M-1SD。
  表 4中,Ⅰ 階段說明氛圍線索(X)對心流
體驗(M)的作用,Ⅱ階段說明心流體驗(M)對
沖動消費意愿(Y)的作用,直接效應說明氛圍
線索(X)到沖動消費意愿(Y)的作用,間接效應
為第Ⅰ階段和第Ⅱ階段的乘積。從表4可以看
出,無論中庸思維水平高或低,其對心流體驗與
沖動消費意愿關系的影響均顯著,且兩個影響
系 數 之 間 存 在 顯 著 差 異 (β= -0.151,p<
0.01),因此,中庸思維會弱化心流體驗對沖動
消費意愿的作用,這一結論進一步支持了假設
5。此外,在中庸思維水平低的情形中,心流體
驗在氛圍線索與沖動消費意愿間發揮的間接效
應顯著(β=0.298,p<0.01),中庸思維水平高
的情形中仍然顯著(β=0.177,p<0.01),并且
在中庸思維水平高或低的情形中,它們發揮的
間接效應差值也顯著(β=-0.121,p<0.01)。
由此可見,個體中庸思維水平調節心流體驗在
氛圍線索對沖動消費意愿中扮演中介角色的后
半段路徑,假設6得到支持。
3.4 穩健性檢驗
為了增 強 研 究 結 論 的 說 服 力,除 了 ED-
WARDS等[34]的方法外,本研究使用 SPSS 21.
0及其宏(PROCESS)對研究模型的穩健性進
行了分析,結果見表5。
表5 研究模型各效應的穩健性檢驗
效應
系數值(調節)
/效應量(中介)
標準誤
Bootstrap(95%置信區間)
置信區間
(LLCI)
置信區間
(ULCI)
中 庸 思 維 的 后 半 段 調
節效應
-0.142  0.035 -0.210 -0.074
心流體驗的中介效應 0.275  0.026  0.228  0.328
有調節的中介效應 -0.072  0.019 -0.108 -0.033
注:LLCI為lower limit confidence interval,ULCI 為upper limit confidence
interval。
  為了驗證中庸思維在概念模型中第Ⅱ階段
調節效應的穩健性,使用SPSS宏嵌入的 Model
1檢驗,Bootstrap 95%置 信 區 間 為 (-0.210,
-0.074),不包含零,并且 ΔR2顯著,這進一步
驗證了中庸思維在心流體驗與沖動消費意愿之
間的調節作用。
使用 SPSS宏嵌入的 Model 4對心流體驗
的中介效應進行進一步驗證,見表5,效應量為
0.275,Bootstrap 95%置信區間的上、下限不包
·088·
管理學報第16卷第6期2019年6月含零,說明了心流體驗在氛圍線索與沖動消費
意愿之間發揮的中介效應顯著。
同理,采用 Model 1對有調節的中介效應
進行 檢 驗,發 現 Bootstrap 95%置 信 區 間 為
(-0.108,-0.033),也不包含零,以上結果充
分證明本研究假設檢驗結果的可靠性、穩健性。
4 研究結論與管理啟示
4.1 研究結論
本研究得出如下結論:①直播場景氛圍線
索與沖動消費意愿呈顯著正相關;②直播場景
氛圍線索與心流體驗呈顯著正相關;③心流體
驗對個體的沖動消費意愿具有顯著正向影響,
且心流體驗在氛圍線索和沖動消費意愿之間起
部分中介作用;④中庸思維在心流體驗和沖動
消費意愿的關系中起負向調節作用,中庸思維
水平越高,越能弱化心流體驗對沖動消費意愿
的正向作用。此外,中庸思維調節心流體驗在
氛圍線索與沖動消費意愿間扮演的部分中介角
色。總之,本 研 究 將 “S-O-R”模 型 引 入 到 直 播
場景中,聚焦于沖動消費意愿的前因變量和產
生機制,探討了氛圍線索、心流體驗、中庸思維
和沖動消費意愿之間的關系。
4.2 理論貢獻與管理啟示
本研究主要有以下理論貢獻:①嘗試研究
了網絡直播平臺的消費者行為,進一步拓寬了
“S-O-R”模型”的作用場景。② 探討了中庸思
維在氛圍線索向沖動消費意愿轉化過程中的調
節作用,明確了個體中庸思維的邊界條件。既
有文獻對中庸思維特別是其在消費行為領域中
的關注度不夠,也尚未完全厘清中庸思維在沖
動消費意愿形成過程中扮演的角色。③分析了
氛圍線索-心流體驗-沖動消費意愿間的作用機
制,打開了沖動消費研究的“黑箱”。已有學者
研究了心流體驗在界面特征與沖動購買的中介
作用,界面特征只作為氛圍線索的一部分,本研
究更加全面地揭示了心流體驗在氛圍線索-沖
動消費意愿間的中介機制。
同樣,本研究對直播場景中的消費者購買
行為實踐具有一定的指導意義:①營造引人入
勝的氛圍線索。直播平臺應該將信息技術作為
與消費者之間的互動媒介和傳輸橋梁,開發便
捷易控的溝通渠道、明了的布局和簡潔的鏈接,
提高直播平臺和主播界面的流量。②積極觸發
用戶的心流體驗。直播平臺和主播應該重視消
費者的實時互動反饋,提高主播的服務質量,讓
消費者體會到存在感,補償不能通過感官直接
感知商品的缺憾,增強直播平臺和主播界面的
活躍度,吸引更多的消費者加入。同時,平臺設
計嵌入體驗性元素,從消費者視角提供易操作、
個性化、趣味性的平臺界面,加深消費者的愉悅
度和沉浸感。③重視本土文化的價值取向。直
播平臺和主播要正確認識東方文化情境,特別
是有深厚文化根基的中庸思維,摒棄偏見,引導
培育積極的文化特質,順應中國直播消費者的
個性特點和群體習慣,不生搬硬套地學習西方
技巧與經驗,最大程度挖掘消費潛質和能力。
4.3 研究局限與展望
雖然本研究對直播場景中的消費者沖動消
費行為研究存在一定的理論意義與實踐價值,
但還是需要對存在的局限加以進一步完善:①
受時間和精力的約束,本研究的樣本主要集中
在網絡問卷發放,未來的研究可以進一步拓展
調研范圍,加大樣本數量,收集更為全面的直播
消費者的 數 據,以 提 升 研 究 結 論 的 外 部 效 度。
②本研究采用的是截面研究設計,僅僅揭示了
氛圍線索、心流體驗、中庸思維和沖動消費意愿
之間的并發性關系,至于變量間的因果關系,還
需要今后設計更具因果推斷力的實驗或者采用
縱向研究。③本研究將心流體驗作為聯結氛圍
線索和沖動消費意愿的變量,然而更為直接的
聯結變量(如愉悅、喚起等情緒)沒有考慮進理論
模型,個體對直播平臺刺激的主觀態度(如欽佩
感)也未涉及,未來研究需要探究聯結氛圍線索
和沖動消費意愿間更為具體的情緒、態度類型。
參 考 文 獻
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(編輯 劉繼寧)
通訊作者:葉作亮(1975~),男,四川金堂人。西南財經
大學(成都市 611130)國際商學院教授、博士研究生導
師。研究方向為運作管理、物流規劃與供應鏈運營、電子
商務與在線購物行為。E-mail:yezuoliang@163.com
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管理學報第16卷第6期2019年6月

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