消費者新能源汽車購買意愿影響因素分析

王攀

摘要：新能源汽車作為一種體現(xiàn)現(xiàn)代工業(yè)文明發(fā)展的標志，在能源消費中需要承擔很大的責任。在使用傳統(tǒng)燃油汽車時，很容易出現(xiàn)廢氣污染等環(huán)境方面的問題，而新能源汽車的出現(xiàn)，則可以將汽車從環(huán)境破壞者的行列中剔除出去，轉型成為環(huán)境守護者。基于此，研究新能源汽車購買意愿影響因素是十分有必要的，不僅可以使新能源汽車被更多人和家庭所接受，也能在一定程度上促進中國新能源汽車快速、穩(wěn)定的發(fā)展。

關鍵詞：新能源汽車;消費者購買意愿;影響因素

1.引言

我黨十九大期間具體指出，應對生態(tài)文明體制改革進程進行有效提高，實現(xiàn)我國長期穩(wěn)定的發(fā)展。對于綠色能源行業(yè)發(fā)展應進行積極有效的促進，實現(xiàn)綠色消費政策導向的合理構成，對于綠色低碳循環(huán)發(fā)展經(jīng)濟體系進行合理構建與有效完善。對于新能源汽車產業(yè)而言，其是綠色低碳循環(huán)發(fā)展產業(yè)內部核心構成，我國已在戰(zhàn)略層面對于新能源汽車自身發(fā)展進行有效涵蓋。2020年內，我國汽車實際保有數(shù)量已超出2.81億輛，其中新能源汽車實際保有量為492萬輛。為實現(xiàn)新能源汽車實際保有量的有效提高，應在對消費人員實際購買意愿開展分析研究之后，針對車輛推廣以及環(huán)境、能源等層面相關問題因素進行妥善合理的解決，其自身有著極為關鍵的效用。

2. 研究假設

2.1影響變量的研究假設

2.1.1影響變量的研究假設

代表銷售者因素方面的就是企業(yè)形象，是消費者在消費前對企業(yè)的整體印象，企業(yè)形象包括的企業(yè)的規(guī)模、宣傳、品牌形象和售前售后服務等等。對于消費者而言，小汽車屬于昂貴物品，而且隨著目前市場上汽車生產企業(yè)數(shù)量的不斷增多，消費者在購買前會仔細評估汽車企業(yè)的整體形象和服務，選擇合適的汽車品牌進行消費。所以，良好的品牌形象和宣傳售后等都可以對企業(yè)形象進行有效提升，其中，消費者感知到的企業(yè)形象越好，購買意愿也就越高。在本次研究中將進行以下假設：

H1：企業(yè)形象對新能源汽車購買意愿有顯著正向影響。

2.1.2產品形象與購買意愿的研究假設

代表產品因素方面的就是產品形象，是產品自身擁有的內在和外在屬性或價值。產品形象由產品內在形象和外在形象兩個方面組成。對于新能源汽車來說，產品的內在形象其實代表的就是汽車的安全性、續(xù)航性和節(jié)能性等各項性能，這些性能主要可以滿足消費者對產品的功能需求;產品的外在形象主要是指一些用于滿足消費者心理需求的功能，比如汽車的價格、款式和外觀等。整體而言，產品形象對于消費人員自身購買有著較為顯著的影響，其是影響消費者購買特定產品的基本因素。產品的內在價值和外在價值越高時，消費者的需求與利益就越可以得到滿足，進而產生更強的購買意愿。但要注意的是，產品的外在形象越好，指的是汽車價格越低或外觀款式越好，所以，在本次研究中，將根據(jù)產品的內在形象和外在形象進行以下假設：

H2a：產品內在形象對新能源汽車購買意愿有顯著正向影響。

H2b：產品外在形象對新能源汽車購買意愿有顯著正向影響。

2.1.3消費者形象與購買意愿的研究假設

代表消費者因素方面的就是消費者形象，是消費者自身對產品的主觀態(tài)度或意識，包括消費者的個人因素、心理因素、文化因素等。根據(jù)新能源汽車的特點和相關研究者的分析，本文將消費者環(huán)保意識和產品涉入度來代表消費者形象。人員對于產品的具體認知與傾向受到消費者形象帶來的影響，隨后對人員自身購買意愿產生相應影響。所以，在本次研究中，將根據(jù)環(huán)保意識和產品涉入度進行以下假設：

H3a：環(huán)保意識對新能源汽車購買意愿有顯著正向影響。

H3b：產品涉入度對新能源汽車購買意愿有顯著正向影響。

2.1.4政府政策與購買意愿的研究假設

王夏芳（2015）以廣州市為例，從政府的政治政策角度對消費者購買新能源汽車的意愿進行了專題研究，他選擇的直接優(yōu)惠政策、間接優(yōu)惠政策、配套支持政策三個方面都會對購買意愿產生明顯的正相關影響。并且，在國內外相關的研究中，也都強調了政府政策對新能源汽車購買意愿的促進作用。其中政府政策主要包括基礎設施建設、相關優(yōu)惠政策、技術研發(fā)等，政府的引導政策越完善，就越容易激發(fā)消費者的購買意愿。所以，在本次研究中將進行以下假設：

H4：政府政策對新能源汽車購買意愿有顯著正向影響。

2.3問卷設計與數(shù)據(jù)收集

（1）問卷設計

問卷采用李克特5級量表，包含企業(yè)形象、產品形象、消費者形象、政府政策四個部分。其中，1代表“完全不重要”，2代表“比較不重要”，3代表 “一般”，4代表“比較重要”，5代表“完全重要”，問卷調查的具體內容如下。

1.企業(yè)、產品、消費者形象的量表設計

企業(yè)形象： 消費者形象——環(huán)保意識：

A1：新能源汽車企業(yè)的品牌形象 C1：對您來說，產品有利于節(jié)約自然資源

A2：新能源汽車企業(yè)的宣傳方式 C2：對您來說，產品有利于減少環(huán)境污染

A3：新能源汽車企業(yè)的規(guī)模與市場占有率 C3：對您來說，新能源汽車的環(huán)保性

A4：新能源汽車企業(yè)的售前與售后服務 消費者形象——產品涉入度：

產品形象——產品內在形象： C4：對新能源汽車相關政策的了解程度

B1：新能源汽車節(jié)能性 C5：對新能源汽車的性能、特點與使用情況的了解程度

B2：新能源汽車的續(xù)航能力 C6：使用新能源汽車能獲得他人尊敬與贊美

B3：新能源汽車的電池使用壽命 政府政策：

B4：新能源汽車的質量與安全性 D1：政府提供較高的新能源汽車購車補貼

產品形象——產品外在形象： D2：政府加強充電樁、充電站等基礎設施建設

B5：新能源汽車的價格與后期使用成本 D3：新能源汽車免過橋、過路費、免搖號

B6：新能源汽車的內飾外觀 D4：政府加強對新能源汽車的關鍵技術研究

B7：新能源汽車的款式型號

2.購買意愿的量表

2.1購買意愿

P1：我愿對新能源汽車購買進行考慮分析

P2：若新能源汽車可是我滿意，我愿對其進行推薦

P3：我對多樣化新能源汽車型號以及品類的推出有著較高期待

（2）問卷發(fā)放與回收

由于本文主要以寧波市能源汽車購買意愿為例展開研究，所以線上線下問卷的發(fā)放地區(qū)僅限寧波市，發(fā)放對象以上班族為主。本次調查共發(fā)放問卷350份，收回338份，去除掉部分多選、漏選等問題問卷，有效問卷共325份，問卷收回有效率約92.8%。

3.實證分析

3.1信效度檢驗

實際統(tǒng)計分析開展期間，信度分析有著較為關鍵的效用，普遍使用Cronbach's Alpha系數(shù)開展預估工作。本文研究開展期間對于SPSS20.0進行了有效使用，針對相關變量樣本數(shù)據(jù)自身可靠性進行與有效檢驗，各變量的信度系數(shù)都處于0.726-0.916區(qū)間內，都大于0.7，這表明各分量表的數(shù)據(jù)有較好的可靠性，說明問卷量表數(shù)據(jù)可信度較高。

通過因子分析，可以發(fā)現(xiàn)量表的擬合指數(shù)大部分可以滿足檢驗的需求，即x2/df小于5，RMR小于0.08，RMSEA小于0.08，CFI、NFI、GFI均大于或接近0.8?？傊?，各個模型的擬合優(yōu)度都可以接受，意味著數(shù)據(jù)與模型之間存在良好的擬合度，為本文的研究結論準確性奠定了基礎。

3.2相關性分析

這一部分主要檢驗的是因變量與自變量以及政府政策之間的相關性，即購買意愿與企業(yè)形象、產品形象、消費者形象以及政府政策間的相關性，為接下來的回歸分析奠定基礎。從表3-9中可以看出，購買意愿與企業(yè)形象、產品內在形象、產品外在形象、環(huán)保意識、產品涉入度、政府政策的相關性系數(shù)分別為0.403、0.449、0.380、0.445、0.401、0.482，p值均為0.000，全部通過顯著水平為0.01的顯著性檢驗，即滿足p<0.01。因此可以得出，購買意愿與企業(yè)形象、產品內在形象、產品外在形象、環(huán)保意識、產品涉入度以及政府政策之間均具有顯著的相關性，可以在回歸分析中對它們的因果關系進行檢驗。

3.3回歸分析

（1）企業(yè)形象對購買意愿的回歸分析

針對上表3-2開展分析，R方實際數(shù)值為0.157，將其調整優(yōu)化為0.155，通過分析的開展，F(xiàn)值實際數(shù)值為64.196，p值實際數(shù)值為0.000，不足0.05，所以其有效通過了5%水平顯著性檢驗，可知此回歸分析具備相應成效，最終結果具備意義。企業(yè)形象t值為7.972，p值為0.000（小于0.05），通過了水平為5%的顯著性檢驗，說明企業(yè)形象會對購買意愿產生影響;同時標準系數(shù)0.336大于0，說明該影響是正向的，驗證了假設H1。

（2）產品形象對購買意愿的回歸分析

針對上表3-3開展分析，R方實際數(shù)值為0.240，將其調整優(yōu)化為0.236，通過分析的開展，F(xiàn)值實際數(shù)值為53.977，p值實際數(shù)值為0.000，不足0.05，所以其有效通過了5%水平顯著性檢驗，可知此回歸分析具備相應成效，最終結果具備意義。模型內部自變量VIF具體數(shù)值均不足2，而其容差均大于0.1，由此可知自變量二者內部不具備顯著的共線性。

產品內在形象的t值為6.683，產品外在形象的t值為4.427，兩者p值均為0.000（小于0.05），通過了5%的顯著性檢驗，說明產品內在形象與外在形象均對購買意愿具有正向影響。除此之外，相對產品外在形象來說，產品內在形象更早進入模型，說明內在形象對購買意愿的影響較外在形象而言更為明顯，驗證了假設H2a。

（3）消費者形象對購買意愿的回歸分析

針對上表3-4開展分析，R方實際數(shù)值為0.262，將其調整優(yōu)化為0.257，通過分析的開展，F(xiàn)值實際數(shù)值為60.771，p值實際數(shù)值為0.000，不足0.05，所以其有效通過了5%水平顯著性檢驗，可知此回歸分析具備相應成效，最終結果具備意義。模型內部自變量VIF具體數(shù)值均不足2，而其容差均大于0.1，由此可知自變量二者內部不具備顯著的共線性。

環(huán)保意識的t值為6.977，產品涉入度的t值為5.639，p值都是0.000（小于0.05），通過了5%的顯著性檢驗，說明環(huán)保意識與產品涉入度對購買意愿都存在正向影響。除此之外，環(huán)保意識同產品涉入度相比更早進入模型，說明環(huán)保意識對購買意愿的影響更明顯。驗證了假設H3a和H3b。

（4）政府政策對購買意愿的回歸分析

針對上表3-5開展分析，R方實際數(shù)值為0.2246，將其調整優(yōu)化為0.224，通過分析的開展，F(xiàn)值實際數(shù)值為99.904，p值實際數(shù)值為0.000，不足0.05，所以其有效通過了5%水平顯著性檢驗，可知此回歸分析具備相應成效，最終結果具備意義。政府政策的t值為9.946，p值為0.000（小于0.05），通過了顯著水平為5%的顯著性檢驗，說明政府政策對購買意愿存在正向影響，驗證了假設H4。

4.結論

本文通過參考相關文獻研究成果，對第三章中有關新能源汽車購買意愿的理論模型進行了構建，針對消費者購買意愿的影響，從企業(yè)形象、產品形象、消費者形象、政府政策這四個方面進行了分析。對于研究數(shù)據(jù)，是以問卷調查的方式獲取收集的，通過使用一系列研究技術和方法，如相關分析、線性回歸分析等，得到以下5個結論：

（1）企業(yè)形象對新能源汽車購買意愿有顯著正向影響

（2）產品內在形象對新能源汽車購買意愿有顯著正向影響

（3）環(huán)保意識對新能源汽車購買意愿有顯著正向影響

（4）產品涉入度對新能源汽車購買意愿有顯著正向影響

（5）政府政策對新能源汽車購買意愿影響有顯著正向影響

參考文獻

[1]武珂，李繼志. 長沙市消費者新能源汽車購買意愿影響因素研究[J]. 時代汽車，2020，000（006）：112-116.

[2]諸超琦，鄧艷寧. 寧波市新能源汽車購買意愿影響因素研究[J]. 現(xiàn)代商貿工業(yè)，2021，v.42（03）：29-30.

[3]薛時杰. 國產新能源汽車消費者購買意愿影響因素研究[J]. 管理觀察，2020，No.768（25）：37-39.

[4]孔德永. 新能源汽車購買意愿及影響因素研究[J]. 現(xiàn)代營銷（經(jīng)營版），2018，No.304（04）：34-35.

[5]趙雪梅，耿艷軍. 合肥居民新能源汽車購買意愿及影響因素研究[J]. 信陽農業(yè)高等?？茖W校學報，2019，029（001）：48-51.