摘 要：電商平臺等網(wǎng)絡(luò)購物方式越來越普及，消費者自主追求更深層次的購買意愿得到滿足。新時代背景下，電子商務(wù)逆勢增長，有力地支撐了穩(wěn)增長、促消費、保就業(yè)、惠民生等。本文基于電子商務(wù)平臺消費視角，構(gòu)建消費者信任傾向-電子商務(wù)特性-購買意愿模型，采用電子問卷調(diào)查的方式收集數(shù)據(jù)，并運用SPSS軟件和AMOS結(jié)構(gòu)方程模型，探求電子商務(wù)特性對信任傾向和購買意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。結(jié)果表明，在12條調(diào)節(jié)假設(shè)中，信息過載性和功能兼容性在其中7條假設(shè)得到驗證，其余5條假設(shè)未得到驗證。

關(guān)鍵詞：電子商務(wù)；信任傾向；購買意愿；信息過載性；功能兼容性；調(diào)節(jié)效應(yīng)

本文索引：項丹.電子商務(wù)特性對消費者信任傾向和購買意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)研究[J].中國商論，2023（11）：-054.

中圖分類號：F063.2 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2023）06（a）--04

1 引言

隨著中國社會經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展，人們消費水平的不斷提升和互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的迅猛進步，面對面的線下購買模式已經(jīng)不能滿足人們?nèi)找嫱⒌南M需求和快節(jié)奏的生活方式。同時，電子商務(wù)日趨成熟和完善，顛覆了傳統(tǒng)的消費渠道，引領(lǐng)了消費者的購買意愿涌向電子商務(wù)平臺等購買渠道。商務(wù)部發(fā)布的《中國電子商務(wù)報告（2021）》顯示，2021年全國電子商務(wù)交易額達到42.3萬億元，同比增長19.6%。以上數(shù)據(jù)表明，電子商務(wù)已然成為不可小覷的、拉動內(nèi)需的平臺，有力地支撐了穩(wěn)增長、促消費、保就業(yè)、惠民生等。在當前時代背景下，探究不同電子商務(wù)特性對信任傾向和購買意愿影響機制的調(diào)節(jié)作用十分有意義。

本文基于消費者行為理論和電子商務(wù)相關(guān)理論模型，將消費者信任傾向、電子商務(wù)特性和購買意愿納入同一個理論分析框架，深入探究三者之間的內(nèi)在作用機理，將信息過載性和功能兼容性作為電子商務(wù)消極特性的兩個維度，分別對其調(diào)節(jié)作用展開深度分析。另外，采用結(jié)構(gòu)方程模型Ping（1996）的方法探究信息過載性、功能兼容性對信任傾向與購買意愿的調(diào)節(jié)作用，驗證理論假設(shè)并得出相應(yīng)結(jié)論。

2 文獻研究

2.1 信任傾向的相關(guān)研究

本文參考Lee和Turban（2001）[1]、Grabnner和Kaluseha（2003）[2]的研究，將消費者信任傾向區(qū)分為電商平臺信任傾向、個人信任傾向及網(wǎng)絡(luò)環(huán)境和制度信任傾向。

本文基于Fogg等（1999）[3]、馮煒（2010）[4]的研究，將電商平臺信任傾向定義為消費者對某一電商平臺能夠按照信任主體期望維護其利益的信心，以及基于這種信心信任主體所表現(xiàn)出的各種積極行為意向。

本文基于Kini和Choobineh（1998）[5] 、陳莎（2013）[6]的研究，將個人信任傾向定義為消費者作為信任主體，基于以往生活經(jīng)驗和社會認知程度所形成的一種基本的人格特質(zhì)，是信任他人的一般性意愿。

2.2 購買意愿的相關(guān)研究

本文采納Dodds和Zeithaml（2002）的觀點，將電商平臺購買意愿分為重復(fù)購買意愿和公開推薦意愿。重復(fù)購買意愿是指消費者對該平臺的連續(xù)使用意愿，消費者未來會再次在該平臺購買商品。公開推薦意愿是指消費者對該平臺的產(chǎn)品經(jīng)過購買和使用，會推薦給他人的一種主觀意愿。

2.3 電子商務(wù)特性的相關(guān)研究

本文將電子商務(wù)特性聚焦于信息過載性和功能兼容性。信息過載性定義為信息的數(shù)量或產(chǎn)生的速度超過個人所能接受和處理的范圍。功能兼容性定義為網(wǎng)站系統(tǒng)設(shè)計中包含多選功能和應(yīng)用所帶來的技術(shù)方便性和全能性。

3 理論模型和研究假設(shè)

3.1 理論模型

本文引入電子商務(wù)特性作為調(diào)節(jié)變量，深入分析電子商務(wù)特性在消費者信任傾向?qū)οM者行為影響作用中的調(diào)節(jié)作用，理論模型如圖1所示。

3.2 研究假設(shè)

Ha：信息過載性負向調(diào)節(jié)電商平臺信任傾向與重復(fù)購買意愿之間的關(guān)系；

Hb：信息過載性負向調(diào)節(jié)電商平臺信任傾向與公開推薦意愿之間的關(guān)系；

Hc：信息過載性負向調(diào)節(jié)個人信任傾向與重復(fù)購買意愿之間的關(guān)系；

Hd：信息過載性負向調(diào)節(jié)個人信任傾向與公開推薦意愿之間的關(guān)系；

He：信息過載性負向調(diào)節(jié)網(wǎng)絡(luò)環(huán)境和制度與重復(fù)購買意愿之間的關(guān)系；

Hf：信息過載性負向調(diào)節(jié)網(wǎng)絡(luò)環(huán)境和制度與公開推薦意愿之間的關(guān)系；

Hg：功能兼容性負向調(diào)節(jié)電商平臺信任傾向與重復(fù)購買意愿之間的關(guān)系；

Hh：功能兼容性負向調(diào)節(jié)電商平臺信任傾向與公開推薦意愿之間的關(guān)系；

Hi：功能兼容性負向調(diào)節(jié)個人信任傾向與重復(fù)購買意愿之間的關(guān)系；

Hj：功能兼容性負向調(diào)節(jié)個人信任傾向與公開推薦意愿之間的關(guān)系；

Hk：功能兼容性負向調(diào)節(jié)網(wǎng)絡(luò)環(huán)境和制度與重復(fù)購買意愿之間的關(guān)系；

Hl：功能兼容性負向調(diào)節(jié)網(wǎng)絡(luò)環(huán)境和制度與公開推薦意愿之間的關(guān)系。

4 實證分析

本文最主要的數(shù)據(jù)采集方法是在線電子問卷調(diào)研。委托問卷調(diào)研平臺向全國范圍內(nèi)公開發(fā)放電子問卷，總計發(fā)放問卷380份，回收有效問卷266份。

4.1 問卷的設(shè)計

本文共涉及了3個主要變量，分別是信任傾向、購買意愿和電子商務(wù)特性。各變量測量的量表主要來源于已被驗證的國內(nèi)外成熟量表，采用李克特七級量表法對變量進行測量。

4.2 量表的信度檢驗和效度分析

4.2.1 信度檢驗

信任傾向量表、購買意愿量表和電子商務(wù)特征量表的CITC值分別在0.438～0.567、0.499～0.656、0.573～0.800，均大于0.36。

三張量表的整體Cronbach's α值分別為0.844、0.871和0.882，表示三張量表都具有較好的信度。根據(jù)Churchill（1979）[7]的定義，若α系數(shù)在0.8～0.9，則量表的內(nèi)在信度佳，說明問卷的內(nèi)部一致性很強。

4.2.2 效度檢驗

對三張量表分別進行探索性因子分析，各量表的KMO值和Bartlett球形度檢驗的顯著性水平都符合進行因子分析的要求，旋轉(zhuǎn)后的因子分布表明3張量表都具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

4.2.3 電子商務(wù)特性對信任傾向與購買意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

本文對調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗采納Ping（1996）調(diào)節(jié)效應(yīng)二階段估計的步驟和運作邏輯。鑒于篇幅所限，本文在信任傾向-信息過載性-購買意愿及信任傾向-功能兼容性-購買意愿共形成的12組調(diào)節(jié)關(guān)系中，選取假設(shè)Ha作為典型關(guān)系展開分析，其余11組調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果在文末一并匯總。

首先，對每一潛在變量挑選因素負荷量較高的3個指標，電商平臺信任傾向選取A11、A12和A15三個指標，信息過載性選取D11、D12和D13三個指標，進行中心化處理后重新命名為CA11、CA12、CA15、CD11、CD12、CD13。重復(fù)購買意愿選取C11～C15的平均數(shù)，重新命名為Y1。構(gòu)建信息過載性對電商平臺信任傾向與重復(fù)購買意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)構(gòu)方程模型（囊括調(diào)節(jié)變量、不囊括交互乘積項），如圖2所示。

圖2 信息過載性對電商平臺信任傾向與重復(fù)購買意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)構(gòu)方程模型

表1為電商平臺信任傾向、信息過載性影響重復(fù)購買意愿的實證結(jié)果匯總。對于整體模型的配適度指標：χ2/DF的值為0.629，小于3；GFI值為0.991，AGFI值為0.981，均大于0.9；RMSEA值為0.000，小于0.08，整體模型配適度指標符合要求，說明測量模型有效。由表1可知，電商平臺信任傾向與重復(fù)購買意愿之間的非標準化路徑系數(shù)是0.588（P﹤0.001），通過顯著性檢驗；信息過載性與重復(fù)購買意愿之間的非標準化路徑系數(shù)是-0.106（P﹤0.05），通過顯著性檢驗。

其次，構(gòu)建信息過載性對電商平臺信任傾向與重復(fù)購買意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)構(gòu)方程模型（囊括調(diào)節(jié)變量、交互乘積項），如圖3所示。CA11、CA12、CA15代表主效應(yīng)，CD11、CD12、CD13代表調(diào)節(jié)效應(yīng)， CA11、CA12、CA15，CD11、CD12、CD13兩組變量依次交乘，得到X1Z1～X3Z3共計9個交互乘積項，構(gòu)成第三個潛在變量。

再次，采用Ping（1995，1996）的二階段估計方法對交互作用項的因素負荷量及殘差加以固定。將圖2中CA11、CA12、CA15、CD11、CD12、CD13的非標準化路徑系數(shù)及殘差代入表2，輸出X1Z1～X3Z3共計9個交互乘積項的因素負荷量及殘差，輸入數(shù)據(jù)及輸出結(jié)果如表2所示，并將它們固定在囊括交互乘積項的結(jié)構(gòu)方程模型（見圖3）中。

最后，得到囊括交互乘積項的結(jié)構(gòu)方程模型非標準化路徑系數(shù)和顯著性水平，如表3所示。對于整體模型的配適度指標：χ2/DF的值為1.784，小于3；GFI值為0.939，AGFI值為0.900，均大于0.8；RMSEA值為0.054，小于0.08，整體模型配適度指標符合要求，說明測量模型有效。由表3可知，電商平臺信任傾向和信息過載性的交互乘積項對重復(fù)購買意愿具有顯著的正向影響（非標準化的路徑系數(shù)為0.104，P﹤0.05）。同時，電商平臺信任傾向?qū)χ貜?fù)購買意愿具有顯著的正向影響（非標準化的路徑系數(shù)為0.581，P﹤0.001）。由此表明，隨著信息過載性水平的提升，減弱了電商平臺信任傾向?qū)χ貜?fù)購買意愿的正向影響。信息過載性對電商平臺信任傾向與重復(fù)購買意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)存在，假設(shè)Ha得到驗證。

同樣，通過采納Ping（1996）調(diào)節(jié)效應(yīng)二階段估計的步驟和運作邏輯，對其余11組電子商務(wù)特性在信任傾向和購買意愿的調(diào)節(jié)效用進行檢定，結(jié)果表明假設(shè)Ha、Hb、He、Hi、Hj、Hk、Hl共計7條得到驗證，而 Hc、Hd、Hf、Hg、Hh共計5條假設(shè)未得到驗證。

5 結(jié)語

5.1 研究結(jié)論

電子商務(wù)特性（消極）對消費者信任傾向和購買意愿的關(guān)系具有顯著的負向調(diào)節(jié)作用，具體到每個變量分維度的研究結(jié)論如下：（1）信息兼容性分別對電商平臺信任傾向與重復(fù)購買意愿的關(guān)系、電商平臺信任傾向與公開推薦意愿的關(guān)系、網(wǎng)絡(luò)環(huán)境和制度信任傾向與重復(fù)購買意愿的關(guān)系具有負向調(diào)節(jié)作用；（2）功能兼容性分別對個人信任傾向與重復(fù)購買意愿的關(guān)系、個人信任傾向與公開推薦意愿的關(guān)系、網(wǎng)絡(luò)環(huán)境和制度信任傾向與重復(fù)購買意愿的關(guān)系、網(wǎng)絡(luò)環(huán)境和制度信任傾向與公開推薦意愿的關(guān)系具有負向調(diào)節(jié)作用。

5.2 對策建議

綜上所述，信息過載性和功能兼容性負向調(diào)節(jié)消費者信任和購買意愿的關(guān)系。根據(jù)本文的研究結(jié)論，相關(guān)電商企業(yè)要重視信息過載、信息冗余、過度推送、功能兼容等問題對自身企業(yè)的負面影響。以往電商企業(yè)總是追求大而全的多樣化功能，試圖通過信息推送達到提高消費者購買意愿的目的，但消費者面對海量搜索信息和推送廣告，反而產(chǎn)生了倦怠情緒和消極購買行為。相關(guān)電商企業(yè)應(yīng)反思自身的營銷策略是否得當，是否存在信息過載性和功能兼容性等新類型的電子商務(wù)消極特性。

參考文獻

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