電商主播個人屬性對消費者購買意愿的影響研究

劉穎 李玉萍

摘 要：基于SOR模型，本文選擇電商主播為研究變量，通過研究電商主播的魅力、推薦、展示和互動屬性對消費者的認知態(tài)度和情感態(tài)度的影響作用，最終探討其對消費者購買意愿的影響。通過對294份調(diào)查數(shù)據(jù)進行實證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)主播的展示屬性會對消費者的認知態(tài)度產(chǎn)生影響，進而影響消費者的購買意愿;主播的魅力和互動屬性會對消費者的情感態(tài)度產(chǎn)生影響，進而影響消費者的購買意愿。

關鍵詞：電商主播屬性;認知態(tài)度;情感態(tài)度;消費者購買意愿

一、問題的提出

隨著5G技術的飛速發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)購物的發(fā)展速度和穩(wěn)定性得到了極大的提升，根據(jù)中國互聯(lián)網(wǎng)絡信息中心（CNNIC）發(fā)布的第49次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》，可以看到截至2021年12月，我國網(wǎng)民規(guī)模達到了10.32億，網(wǎng)絡購物用戶規(guī)模達到了8.42億，占網(wǎng)民整體的 81.6%。從2017年到2021年的五年時間里，我國網(wǎng)絡購物用戶規(guī)模增加了3.08億，增長率為57.9%，網(wǎng)絡購物的使用率從69.1%提升到了81.6%。

從新型冠狀病毒在2020年初暴發(fā)的時候開始，全國上下的新冠疫情防控方針就是居家隔離，減少與外界接觸，以防止人與人之間相互感染，線下實體店紛紛關閉，缺少了線下這一重要的銷售渠道，企業(yè)必須創(chuàng)新其營銷方式，通過電子商務進行線上營銷成為企業(yè)在新冠肺炎疫情防控期間生存的重要方式。也正是因為這樣，居民消費需求特別是線下消費需求受到抑制，但電子商務卻異?；馃?，尤其是電商直播對商家銷售的助力作用更為明顯，直播已經(jīng)成電商營銷標配，并且順勢迎來二次爆發(fā)。

由于電商直播產(chǎn)生時間較短，并且受之前直播行業(yè)亂象的不良影響，在電商直播剛剛興起時并不被學術界看好，所以，學術界對于電商直播的研究時間較短，研究內(nèi)容也并不深入，有相當一大部分研究集中在電商直播的定義界定、直播模式的研究、模式優(yōu)勢以及劣勢等定性研究，對于電商直播的實證研究較少，單獨對于電商直播情境下的電商主播屬性，現(xiàn)階段在這一方面的調(diào)查研究或者報告性研究都相對缺乏。

因此，對電商直播中電商主播的個人屬性是如何對消費者的購買意愿產(chǎn)生影響的研究就顯得尤為重要，作為將商家和消費者聯(lián)系起來的中介——電商主播，就必須對其進行深入的研究。

二、理論模型與研究假設

1.電商主播個人屬性對消費者認知態(tài)度和情感態(tài)度的影響

電商主播個人屬性分別為主播魅力屬性、主播推薦屬性、主播展示屬性和主播互動屬性。

（1） 電商主播魅力屬性對認知態(tài)度和情感態(tài)度的影響

電商主播魅力屬性有三個子維度：外形、聲音和性格。

關于主播魅力屬性對消費者認知態(tài)度的影響，本人暫時還未從已有的研究中發(fā)現(xiàn)相關的表述，因此對于主播魅力屬性對認知態(tài)度是否產(chǎn)生影響暫不進行假設。

Eagly等（1991）研究得出，人把魅力和個性聯(lián)系在一起，也就是說，有魅力就是一個可愛的個性特征。陳欣等（2010）指出個人對自己的外表和體型的認識可以激發(fā)積極的情感。Vilnai-Yavetz（2010）指出消費者會先被銷售人員的外在吸引，外貌的作用比身高還大，同時穿戴整齊，看起來干凈的銷售人員會讓客戶感到快樂。

當消費者被主播的屬性所影響的時候，第一個想到的就是主播的形象，大部分的消費者都會從主播的長相、聲音、直播的過程中的性格來判斷，如果主播的形象符合他們的預期，那么他們就會覺得主播很有吸引力，覺得直播很有價值。

（2） 電商主播推薦屬性對認知態(tài)度和情感態(tài)度的影響

電商主播的推薦屬性三個子維度：專業(yè)性、客觀性和專屬性。

劉娟（2015）在發(fā)現(xiàn)對于社會化媒體網(wǎng)站，則需要更多的擁有專業(yè)知識的人，或是通過論壇的話題來進行推廣。主播的專業(yè)性主要表現(xiàn)在對產(chǎn)品的了解和對客戶的個性化服務上，以及通過向顧客的推薦，通過自己的專業(yè)視角和客觀的評論，為用戶提供更好的產(chǎn)品和服務。銷售人員的高質(zhì)量服務和專業(yè)的展示能減少顧客的認知風險。

Bansal 和 Voyer（2000）以及Paul（1998）發(fā)現(xiàn)，消費者在了解產(chǎn)品的時候更傾向于咨詢專業(yè)人士，因為他們在領域內(nèi)更專業(yè)，可以更好地挑選商品，更容易讓消費者相信他們的選擇。

（3） 電商主播展示屬性對認知態(tài)度和情感態(tài)度的影響

電商主播的展示屬性有兩個子維度：沖擊性和創(chuàng)新性。

關于電商主播展示屬性對消費者認知態(tài)度的關系，Skadberg和Kimmel（2004）的研究表明，用戶的購買體驗在網(wǎng)絡平臺上變得更加豐富，購物體驗也更加愉快。國內(nèi)學者郭國慶（2012）驗證了消費者滿意度與感知價值會受到購物網(wǎng)站的交互性的正向影響。韓蕭亦提出電商主播的展示屬性的強弱對消費者興奮感、價值感和信任感的大小有著重要作用。

關于電商主播展示屬性對消費者情感態(tài)度的關系，電商主播以新穎、逼真的方式呈現(xiàn)商品，吸引了廣大消費者的眼球。主播的表演具有很強的沖擊力，可以幫助顧客間的交流，能拉近主播和顧客的距離，讓顧客對主播的商品產(chǎn)生更多的好感。

（4） 電商主播互動屬性對認知態(tài)度和情感態(tài)度的影響

電商主播互動屬性包括三個子維度：有效性、即時性、兼顧性。

Mudambi（2012）研究發(fā)現(xiàn)，消費者獲得的信息越多，對信息的理解越深，就越能影響到消費者的購買意向。姚曦（2021）在對電商直播的服務場景氛圍線索研究中發(fā)現(xiàn)消費者與主播之間的“面對面”積極互動會讓消費者產(chǎn)生依戀和依賴，深入影響顧客忠誠和購買意愿。

電商直播情境下，平臺會利用直播畫面展示商品，并在直播間中通過彈幕推送、購買鏈接分享、點贊等與消費者進行實時互動。同時，主持人還會向消費者展示商品、分享使用體驗，并在評論區(qū)、彈幕中與消費者進行交流，了解消費者的需求和困惑，為消費者提供更多的商品真實資訊。消費者之間也可以在留言區(qū)自由發(fā)表言論，分享產(chǎn)品的購買和使用感受，通過主播對其他消費者疑問的解答，也可以更全面地對產(chǎn)品和品牌有所了解。

2.消費者認知態(tài)度和情感態(tài)度對購買意愿的影響

（1） 認知態(tài)度對消費者購買意愿的影響

劉增金（2013）指出消費者對感興趣、想要購買的商品信息會持續(xù)搜索，這是受到了搜尋行為的影響。KIM（2013）認為，人們對物品相關信息的掌握情況對消費者最后的購買決策有非常重要的影響，人們對物品的認知程度越高，對物品的認知水平越高，購買的可能性也就越高。

認知態(tài)度是消費者接受商品相關信息后產(chǎn)生的內(nèi)心感受。這種認知態(tài)度會對消費者的購買行為產(chǎn)生重要的影響，隨著直播行業(yè)的發(fā)展和成熟，消費者已經(jīng)成為了一個特殊而活躍的群體，直播平臺上的內(nèi)容也越來越豐富，形式也多種多樣，在主播直播過程中，消費者認知態(tài)度通過逐漸感知商品影響消費者購買意愿。

（2） 情感態(tài)度對消費者購買意愿的影響

Lee 等（2018）通過研究發(fā)現(xiàn)，體育合作產(chǎn)品的品牌態(tài)度對顧客的購買意愿有明顯的影響。趙娜（2018）探討了微信社群嵌入對用戶購買意愿的影響，結(jié)果顯示消費者態(tài)度對其購買意愿有明顯的影響。占輝斌（2018）發(fā)現(xiàn)消費者對于茶葉地理標志產(chǎn)地的態(tài)度會對消費者的購買意向產(chǎn)生顯著的影響。電商主播在直播的過程中讓消費者感受到富有感染力的熱情狀態(tài)，讓消費者喜歡上主播從而引導消費者對主播推薦的產(chǎn)品產(chǎn)生興趣，提高消費者的購買意愿。

現(xiàn)就以上的分析論述，提出如下假設觀點：

H1：主播魅力屬性正向影響消費者情感態(tài)度。

H2：主播推薦屬性正向影響消費者認知態(tài)度。

H3：主播推薦屬性正向影響消費者情感態(tài)度。

H4：主播展示屬性正向影響消費者認知態(tài)度。

H5：主播展示屬性正向影響消費者情感態(tài)度。

H6：主播互動屬性正向影響消費者認知態(tài)度。

H7：主播互動屬性正向影響消費者情感態(tài)度。

H8：主播推薦屬性通過影響消費者認知態(tài)度進而正向影響購買意愿。

H9：主播展示屬性通過影響消費者認知態(tài)度進而正向影響購買意愿。

H10：主播魅力屬性通過影響消費者情感態(tài)度進而正向影響購買意愿。

H11：主播互動屬性通過影響消費者情感態(tài)度進而正向影響購買意愿。

3.研究模型

本文的研究模型如下圖所示。

研究模型圖

三、假設檢驗

1.研究設計與樣本情況

（1） 測量量表

由于主播的魅力屬性、推薦屬性、展示屬性和互動屬性是韓蕭亦在2020年提出的全新概念，在之前研究中還沒有現(xiàn)成的量表可用，韓蕭亦通過扎根理論開發(fā)出了全新的量表。本文采用韓蕭亦提出的量表，對電商主播個人屬性的部分進行測量。關于認知態(tài)度、情感態(tài)度以及消費者購買意愿的本文參考了前人的經(jīng)驗，結(jié)合本文的研究內(nèi)容進行了合理的改動。

（2） 樣本情況

本次問卷調(diào)查主要是通過線上社交平臺進行發(fā)放，比如 QQ、微信、微博、小紅書等。填寫問卷的群體以19歲-30歲的青年為主，學歷多為本科，因為筆者層次受限，所以能接觸到的群體有所限制，調(diào)查對象的所在地區(qū)多為江蘇省、吉林省和寧夏回族自治區(qū)。

本研究共發(fā)放調(diào)查問卷294份，針對問卷中第6題“是否聽說過/觀看過電商直播”設置為篩選問題，選擇“沒聽說過”則判定為無效問卷，無效問卷共32份，因此有效問卷共262份，有效率為89.11%。

2.信度與效度檢驗

（1） 電商主播個人屬性與消費者購買意愿的信度分析

主播的魅力、推薦、展示、互動四大屬性的信度系數(shù)分別為0.922，0.919，0.914，0.927，均大于0.9，消費者購買意愿的信度系數(shù)值為0.917，大于0.9，CITC值均大于0.4，因而說明研究數(shù)據(jù)信度質(zhì)量很高，可用于進一步分析。

（2） 電商主播個人屬性與消費者購買意愿的效度分析

主播的魅力、推薦、展示還有互動四大屬性的共同度值（公因子方差）均高于0.4，KMO值均大于0.6，因子旋轉(zhuǎn)后累積方差解釋率均大于50%，消費者購買意愿的所有研究項對應的共同度值均高于0.4，KMO值為0.758，大于0.6，旋轉(zhuǎn)后累積方差解釋率為85.951%，大于50%，都說明回收的數(shù)據(jù)可以被有效提取信息。

3.實證研究結(jié)果

（1） 相關性分析

從上表可知，利用相關分析去研究主播魅力屬性和主播推薦屬性，主播展示屬性，主播互動屬性，購買意愿，認知態(tài)度，情感態(tài)度共6項之間的相關關系，使用Pearson相關系數(shù)去表示相關關系的強弱情況。

具體分析可知：主播魅力屬性與主播推薦屬性，主播展示屬性，主播互動屬性，購買意愿，認知態(tài)度，情感態(tài)度共6項之間全部均呈現(xiàn)出顯著性，相關系數(shù)值分別是0.608，0.613，0.476，0.508，0.520，0.512，并且相關系數(shù)值均大于0，意味著主播魅力屬性與主播推薦屬性，主播展示屬性，主播互動屬性，購買意愿，認知態(tài)度，情感態(tài)度共6項之間有著正相關關系。

（2） 回歸分析

①電商主播個人屬性與認知態(tài)度的回歸影響分析

從上表可知，將主播魅力屬性，主播推薦屬性，主播展示屬性，主播互動屬性作為自變量，而將認知態(tài)度作為因變量進行線性回歸分析，從上表可以看出，模型公式為：

認知態(tài)度=0.165 + 0.096*主播魅力屬性 + 0.044*主播推薦屬性 + 0.172*主播展示屬性 + 0.621*主播互動屬性

模型R方值為0.716，意味著主播的魅力、推薦、展示互動屬性可以解釋認知態(tài)度的71.6%變化原因。通過F檢驗發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)值為161.998，p值小于0.05，也說明主播魅力屬性，主播推薦屬性，主播展示屬性，主播互動屬性中至少一項會對認知態(tài)度產(chǎn)生影響關系，另外模型中VIF值全部均小于5，意味著不存在著共線性問題，最終分析可知：

主播的魅力屬性、展示屬性和互動屬性回歸系數(shù)分別為0.096，0.172，0.621，P值均小于0.05，說明主播的這三個屬性會對認知態(tài)度產(chǎn)生顯著的正向影響關系。

而主播的推薦屬性回歸系數(shù)值為0.044，p值大于0.05，意味著主播的推薦屬性并不會對認知態(tài)度產(chǎn)生影響關系。

假設H4，H6通過檢驗，假設H2未通過檢驗。

②電商主播個人屬性與情感態(tài)度的回歸影響分析

從上表可知，將主播魅力屬性，主播推薦屬性，主播展示屬性，主播互動屬性作為自變量，而將情感態(tài)度作為因變量進行線性回歸分析，從上表可以看出，模型公式為：

情感態(tài)度=0.103 + 0.224*主播魅力屬性-0.087*主播推薦屬性 + 0.134*主播展示屬性 + 0.639*主播互動屬性

模型R方值為0.564，意味著主播的魅力、推薦、展示和互動屬性可以解釋情感態(tài)度的56.4%變化原因。通過F檢驗發(fā)現(xiàn)F值為83.264，P值小于0.05，也說明主播的魅力、推薦、展示和互動屬性中至少一項會對情感態(tài)度產(chǎn)生影響關系，另外，針對模型的多重共線性進行檢驗發(fā)現(xiàn)，模型中VIF值全部均小于5，意味著不存在著共線性問題;

總結(jié)分析可知：主播魅力屬性，主播互動屬性的回歸系數(shù)值為0.224和0.639，P值均小于0.01，說明對情感態(tài)度產(chǎn)生顯著的正向影響關系。但是主播推薦屬性，主播展示屬性的回歸系數(shù)值-0.087和0.134，P值大于0.05，說明并不會對情感態(tài)度產(chǎn)生影響關系。因此假設H1，H7通過檢驗，而H3，H5未能通過檢驗。

（3） 中介效應分析

由上表可知：如果a和b顯著且c不顯著，則為完全中介。認知態(tài)度和情感態(tài)度在主播魅力屬性、主播互動屬性與消費者購買意愿之間呈現(xiàn)完全中介效應;在主播展示屬性與消費者購買意愿中，認知態(tài)度呈現(xiàn)完全中介效應;

消費者購買意愿和主播推薦屬性之間，a和b有一個不顯著，且a*b包括0，因此認知態(tài)度和情感態(tài)度的中介作用不顯著;情感態(tài)度對消費者購買意愿和主播展示屬性a和b不顯著，且a*b包括0，因此中介作用不顯著。

總結(jié)發(fā)現(xiàn)認知態(tài)度在主播魅力屬性、展示屬性和互動屬性中起到了完全中介作用，情感態(tài)度在主播魅力屬性和互動屬性中起到完全中介作用。假設H9，H10，H11通過檢驗，而H8未能通過檢驗。

四、結(jié)論與啟示

消費者的認知態(tài)度會受到主播的魅力、展示和互動屬性的正向影響，說明消費者在觀看直播時，主播的個人形象能夠讓消費者產(chǎn)生感同身受的感覺，通過主播與用戶的有效互動，可以讓用戶對商品的信息有一個更全面地認識，從而提升消費者對主播和產(chǎn)品的認識。這與現(xiàn)實情況也是相符合的，消費者更容易從視覺上對產(chǎn)品進行了解，對產(chǎn)品有了一定的了解后，主持人對商品的全方位展示會使消費者有更直觀的認知。親近感在與主播的交流中能夠影響消費者的情感態(tài)度，研究表明消費者對主播魅力屬性和主播互動屬性的感受讓消費者在觀看直播時能夠獲得代入感。

主播推薦屬性對消費者態(tài)度和購買意愿沒有產(chǎn)生影響。在本研究中主播的推薦屬性主要從專業(yè)性、客觀性和專屬性三個角度展開，當消費者傾向于主播時，會更加愿意相信他推薦的商品;而當消費者不傾向于主播時則不會如此。隨著產(chǎn)品頻繁爆雷和主播負面信息的出現(xiàn)，消費者對主播推薦的專業(yè)性產(chǎn)生了質(zhì)疑，降低了對直播中信息真實性的關注程度;某些主播在推廣產(chǎn)品時沒有站在客觀的、中立的視角做出推薦建議，過度夸大產(chǎn)品，導致消費者對主播推薦的態(tài)度趨于平淡。隨著直播平臺的發(fā)展，在這個過程中，也出現(xiàn)了很多問題。其中一個重要原因是缺乏專業(yè)性和針對性，主播必須及時了解最新的信息，并將自己掌握的知識與消費者的請情況結(jié)合起來，以便向消費者專業(yè)地推薦產(chǎn)品，而不是為了短期利益發(fā)布不實信息。

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