唐妍

摘要：文章結合表演式營銷理論及沖動性購買理論，引入品類調節(jié)和感知風險兩個調節(jié)變量，通過設計兩個實驗探討了不同產品類型場景下，直播平臺短視頻內容表演性對在線沖動性購買的影響機制。具體而言，對于享樂型產品，高內容表演性比起低內容表演性更容易引發(fā)消費者在線沖動性購買，對于實用型產品，低內容表演性比起高內容表演性更容易引發(fā)消費者在線沖動性購買。當感知到低風險時，內容表演性的增加會導致在線沖動性購買性的增加，當感知到高風險時，內容表演性的增加會抑制在線沖動性購買。研究結論是對消費者購買決策理論的豐富和補充，也為直播賬號短視頻運營中如何進行有效制定內容策略提供了有益的指導。

關鍵詞：短視頻內容表演性；在線沖動性購買；品類調節(jié)；風險感知

一、引文

短視頻是直播電商平臺中品牌展示、主播打造人設的基礎陣地，同時也是直播間開播時高效的引流工具。與平面圖片、單純的文字比起來，短視頻更具瀏覽、點贊、收藏、轉發(fā)、下單、咨詢等高喚醒和促交易行為。短視頻在展示產品營銷信息時，通過極富渲染力的表演性內容展現(xiàn)，將消費者帶入真實使用場景，直擊消費痛點，提升購買意愿?；诖硕桃曨l對消費者的購買決策有著深刻的影響。通過對之前的文獻進行梳理短視頻內容表演性中信息源的特征包括重復性、互動性、娛樂性和視覺吸引力四個維度（王新新，2021）。短視頻帶貨本身即是一種表演，在其中加入對比、懸念、轉折、誤會、夸張、重復、鋪墊與呼應劇情等成分（安妮，2020）。 表演式營銷用了戲劇的技巧，以其生動的表達方式和技巧正在營銷領域大放異彩（莊園園，2018）。

沖動性購買始終是消費者行為研究中的活躍部分，那么短視頻內容的表演性是促進還是抑制人們的沖動性購買呢？內容表演性的刺激是一種較為復雜的情緒，因而，與沖動性的購買行為并不呈直線相關。Lastel and Loman（1997）的研究結果顯示，商品類別和認知風險是影響消費者的購物行為的兩大重要因素。一是已有的文獻和研究沒有全面揭示品類對消費者沖動性購買行為過程的影響；二是已有的關于短視頻表演屬性如何對消費者沖動性購買行為機制進行影響的理論探索尚不夠深入、全面和系統(tǒng)。針對已有的理論和實證分析的缺陷，本文擬采用兩個情境實驗，旨在考察處于各種不同品類情景中時，短視頻表演屬性是通過怎樣的心理機制對消費者的沖動性購物行為產生影響的作用機理。

此外，從“風險感知”的視角還可以進一步證實，不同產品品類的消費者購買決策過程中，其內部驅動因素存在著差別。也為直播短視頻有效引發(fā)消費者購買行為理論提供了有益指導。本文將進一步完善消費者購買的相關研究，并為如何更好地激發(fā)直播賬號有效引導消費者購買行為的研究奠定基礎。

二、文獻綜述與假設演繹

（一）短視頻內容表演性和在線沖動性購買的交互作用

隨著數(shù)字技術的迅猛發(fā)展，短視頻已滲透到各種電商平臺，并在消費者購買決策中的作用日益重要（Seixeira等，2018）。在 Instagram 上，帶有短視頻的產品比平面圖片更多（Kampbell，2019）。毋庸置疑，短視頻已成為消費者觸達真實的重要渠道，對于陌生產品和新技術產品尤甚；（Roggeveen 等，2016）。伴隨直播平臺對短視頻的指標要求，短視頻的創(chuàng)作者會在各種互動數(shù)據(jù)上發(fā)力，即通過提升瀏覽、點贊、轉發(fā)、評論、下單等數(shù)量來提升粉絲數(shù)量和撬動更多免費流量 （陳閔、林風，2021）。本文所研究的短視頻內容表演性所指的消費者在觀看視頻時信息源的特征包括重復性、互動性、娛樂性和視覺吸引力都較好，即認為短視頻內容表演性比較豐富。

（二）品類的調節(jié)作用

品類差異對沖動性購買使消費者差別對待不同信息。產品類型的劃分標準具有多重性（Selson，1972；Gtkinson，Rosenthal，2014）， 以功能和購買動機維度，可以劃分為實用品與享樂品（Botti，Mcgill，2011）。在一般情況下，對實用型產品和享樂型產品的購買動機有明顯的不同。當人們在購買實用物品時候，會更加重視商品的品質和客觀價值，并以此來對商品是否能夠滿足功利的訴求進行心理分辨。消費者在選擇享樂品時，會更加重視商品的設計和體驗感，并以此對商品所能帶來的正面情緒和享受體驗形成心理判定（Kivetz，Zheng，2017）。然而，一定要明確的是，因為商品的產品類別是由顧客建構的，而不是只取決于其自身的特征，因此，在實用品與享樂品之間不存在非此即彼的關系（Batra，Ahtola，1991）。在此基礎上，將可以引發(fā)用戶沖動購物的商品分為實用品和享樂品（Klsen等，2015）。因此，本研究認為，品類效用可以調節(jié)短視頻內容表演性對于消費者沖動性購物意愿的作用。由此，得出研究假說1、2。

H1：對于享樂型產品，短視頻內容的高表演性會促進人們的在線沖動性購買傾向。

H2：對于實用型產品，短視頻內容的低表演性會促進人們的在線沖動性購買傾向。

（三）感知風險的中介效應

在消費行為研究中，感知風險是一個活躍領域，自從 Bauer（1960）首先將他引進之后，這一理念就一直在被進一步地強化。Cox 和 Rich（1964）與傳統(tǒng)線下購買場景相比，在線消費者會對不確定性和風險性更敏感，感知風險對線上購物行為有顯著影響（Chen 等，2019）。對于風險承受能力和承擔風險的價值考量需要消費者更多的判斷時間，即表明感知風險會調節(jié)短視頻內容表演性對沖動性購買的影響。 在感知風險較高的情況下，短視頻的高內容表演性讓消費者無法清晰判斷能否承擔新產品風險（Lynn，2019），這時對感知風險較大的選項會放棄。而在感知風險較低的情況下，短視頻的高表演性會減少商品研究和信息研究搜索（Leatty，Smith，2019）。認知閉合會導致直覺啟發(fā)式?jīng)Q策，沖動性購買更多發(fā)生在這種情境下（Surray，1983）。此外，短視頻的高表演性會降低焦慮等一系列負面情緒（Aminilari，Pakath，2015）。因此，消費者夸大感知力的可能性大增，對風險敏感性降低；從而提高了消費者沖動性購買意愿。短視頻內容表演性對于消費者在線沖動購物傾向則可以通過消費者的感知風險來調節(jié)。為此，文章提出了研究假定3、4。

H3：感知風險較低時，短視頻的高內容表演性會促進在線沖動性購買傾向。

H4：感知風險較高時，短視頻的高內容表演性會抑制在線沖動性購買傾向。

綜上所述，本文采用兩個實驗，探討了“品類選擇”與“感知風險”兩個維度下，短視頻內容表演性對網(wǎng)絡下消費者的沖動性購物決策的邊界條件，本文進行了詳細分析并給出了一個具體的研究框架，如圖1所示。

三、實驗1：品類效用的調節(jié)

實驗1的基本目標旨在檢驗短視頻內容表演性對網(wǎng)絡沖動性購買意愿的調節(jié)作用是否受到品類效應的影響，即對H1、H2進行假設，包含預實驗和正式實驗。

（一）預實驗

預實驗通過前期實驗篩選出適宜的實驗產品，并對實驗材料在短視頻內容表演性豐富度方面證明其有效性。第一步，尋找合適的實驗品。參考消費心理學、消費行為學等領域，對實用型產品與享樂型產品進行的實驗結果，選取了8個實用型商品：電腦、護發(fā)素、電飯煲、紙巾等。選擇了8種享受式產品：眼霜、糖果、閱讀平板、精油等（Fine-rean等，2015）。然后，通過在線調查，根據(jù)參試者的產品熟悉程度和關注度，對不同的產品進行排序。根據(jù)147個調查對象的有效問卷結果，整理出消費者認為最實用產品，排名第一的是護發(fā)素，排名第二的是電腦。排名第一的享樂型產品是糖果，第二是眼霜。對以上四種商品在實際生活中的成本和使用的頻率進行綜合考慮之后，將護發(fā)素和眼霜作為正式實驗所要用的實用型產品與享樂型產品。

第二步，驗證實驗材料在短視頻內容表演性豐富度方面是否具有有效性。參照 Gershoff和 Frels（2015）的試驗情景設計，以展示短視頻的各個數(shù)據(jù)為出發(fā)點，開啟高、低短視頻內容表演性。試驗情景設定為：假定你有意采購一款護發(fā)素（眼霜），而直播平臺某主播以短視頻形式為你推介一款商品。低短視頻內容表演性的描述為：“與市場上的同類產品比較，這款產品不但能夠滿足你的使用需要，而且擁有豐富的場景交互數(shù)據(jù)。”高視頻場景交互的說明為：“與平臺上的同類視頻比較，該短視頻不但能夠滿足你的使用需要，而且還擁有很高的短視頻內容表演性數(shù)據(jù)?！北敬晤A實驗擬以一所大學的60名學生（男性25名，女性35名，年齡均值20.82歲，標準差0.695）為研究對象，實驗對象以隨機方式分為兩個小組。將實驗對象請入實驗室，由設計者向其講解實驗過程，然后為實驗對象展示有關的短視頻，并讓受試者根據(jù)7點 Likert量表對短視頻的成績進行打分。1分代表非常不贊同，7分代表非常贊同。被試者需對短視頻本身進行評價：? “您認為該短時內的內容表演性對該款短視頻傳播及交易的影響程度如何？”；“您認為該短視頻的場景互動如何？”（1分代表非常低，7分代表非常高）。這一數(shù)據(jù)的分析顯示，在兩個小組中的不同研究對象對短視頻內容表演性的評分并無明顯差別[M高=4．933 vs．M低=4．867，t（58）=0．264，p＞0．05]。且高短視頻內容表演性組對重要程度和評分顯著高于低短視頻內容表演性組[M高=5．367 vs．M低=4．233，t（58）=4．262，p＜0．001；M高=5．657 vs．M低=3．500，t（58）=0．023，p＜0．001]。由此證明，這兩組材料對于商品類短視頻內容表演性在正式實驗中得到了有效的控制。

（二）正式實驗

實驗1旨在檢驗短視頻的內容表演性與商品品類是否會共同作用于網(wǎng)絡下消費者沖動購物行為。正規(guī)實驗的操作過程、實驗材料都與預實驗相似，區(qū)別只是實驗對象在觀看了有關的短視頻后，要首先填寫消費者產品沖動性購買意愿的量表，測量量表以 SIwman等（2017）的研究為依據(jù)，如“我認為該視頻中的商品是讓人產生購買沖動的”。之后，用一系列與本實驗無關的公開問題，如“你為什么會選擇購買該產品？”來檢驗受試者的思維認識，并防止受試者對實驗目的進行推測。此外，實驗對象對于短視頻的關注程度與他們對短視頻的評判水平也存在著差異，因此，實驗對象必須完成短視頻關注與短視頻判斷水準的量表（Sunlap等，2020；Mostafa，2020）。最后，被試者填寫了自己的基本信息，并得到了相應的獎勵。在排除了一些帶有異常和缺失的數(shù)據(jù)之后，這個試驗一共收集到了194份有效問卷。

（三）實驗結果

1. 測量結果的可靠性分析。使用Cronbach's alpha系數(shù)對各個量表的信度水平進行了測試，結果表明，在短視頻判斷Cronbach's alpha系數(shù)中，產品購買沖動性為0.917、0.916、0.890，都比0.70的基準值要大，說明了這個量表擁有較高的可信度水平。研究發(fā)現(xiàn)，不同類型的受試者對短視頻關注程度與短視頻評判基準的判定之間沒有明顯的差別[F （1180）=0.322，P>0.05，F(xiàn)（1190）=0.659， P>0.05]。

2．M研究發(fā)現(xiàn)，短視頻內容表演性豐富度與商品類別之間的互動關系，會對消費者的在線沖動性購物產生影響。兩因素方差回歸分析發(fā)現(xiàn)，短視頻的表現(xiàn)性豐富度與商品品類之間存在著顯著交互作用[ F（1，190）=24.304，p<0.001]，假設H1得到驗證，因此，本項目提出“品類特征對顧客的沖動性采購具有顯著的交互效應”的科學假說是成立的。獨立樣本 T檢驗的結果進一步顯示，在享樂型產品方面，高短視頻內容表演性相對于低短視頻內容表演性，更容易引發(fā)消費者的沖動性購買[M高=5.451vs. M低=4.643，t（95）=3.786，p<0.001]。在實用型產品方面，低短視頻內容表演性，相對于高短視頻內容表演性，更容易激起顧客的購物沖動[M低=5.427vs. M高=4.510，t（95）=-3.295，p<0.001]。圖2顯示了該解析的結果。據(jù)此 H1 和 H2 得到驗證，短視頻內容表演性，與商品品類對消費者的網(wǎng)絡沖動性消費有一定的作用。

四、實驗2：風險感知的中介

（一）預實驗

預實驗通過前期實驗篩選出適宜的實驗品，并對實驗品在調控表現(xiàn)性豐富度方面的效果進行驗證。第一步，對娛樂和實用兩種類型的商品進行篩選。為使實驗成果更具普遍性，本研究參照靳菲和朱華偉（2015）關于產品類別的研究啟動方式，也就是針對同樣的研究目標，將其分為實際使用場景和娛樂功能場景兩個部分，考慮到產品價格，購買頻率及消費者的參與度等因素，在前期研究中，選取一款和使用者的日常生活聯(lián)系比較緊密，同時又具有一定的實用性和趣味性的腕表，來進行一系列的宣傳，以此來展現(xiàn)該腕表的各種特征。最終，這一實用的標語就是“精確時間，一脈相承”。享樂型的廣告詞是“戴在手腕上的時髦”。

本文選取了來自一所大學的40名學生為受試者。實驗對象被分為兩個小組，分別朗讀對應的廣告文字。在讀過相關的實驗資料后，被試需要在7點 Likert量表上對產品的特征進行打分（1分為享受品，7分為實用品）。在驗證過程中，還測定了消費者的購買意向（1表示極少，7表示極多）及支付價格區(qū)間。支付價格區(qū)間是在抖音和快手網(wǎng)站上通過搜尋的方式確定的，經(jīng)過查詢和比較，大部分的腕表都在100～800元。為此，在預實驗中設置了定價范圍：200元或更低的、200～400元、400～600元、600～800元這四個選項。結果表明，享樂組的成績顯著低于實用組[M享樂=3.23，M實際=4.85，t（38）=5.326，P<0.001]；此外，兩種不同種類的商品在對顧客的購物誘惑上沒有顯著差異[M享受=3.43 vs M實用=3.45，t（38）=0.883，p>0.05]，而且實驗對象愿意為此商品支付的價格都在200～400元，用卡方檢驗顯示，PearsonChi-Square值為0.667，p>0.05。從而證明了以實驗材料為產品類別進行生產作業(yè)的有效性。

第二步，針對短視頻場景內容表演性，設計相關的實驗，以驗證其有效性效果。本研究選取一所大學內的40名學生為受試者，將受試者隨機分配到高短視頻內容表演性組和低短視頻內容表演性組并觀看相應的短視頻材料。與實驗1的預實驗過程類似，在看完短視頻之后，被試需要在7點 Likert量表上進行評估：該短視頻是否具有短視頻內容表演性、產品的重要性。通過對兩組受試者在短視頻內容的表演性方面的得分進行了統(tǒng)計，發(fā)現(xiàn)兩組受試者在得分上沒有明顯的差別[M高=4.943vs. M低=4.877，t（58）=0.263，p>0.05]，并且在重要程度和環(huán)保程度方面，高短視頻內容表演性組的得分明顯比低短視頻內容表演性組的得分要高[M高=5.366vs. M低=4.233，t（58）=4.361，p<0.001）；Mhigh=5.667，Mlow=3.500，t（58）=0.023，P<0.001]。由此證明，這兩種素材對于商品類短視頻內容表演性，的在正式實驗中得到了有效的控制。

（二）正式實驗

試驗2的目標是短視頻內容表演性豐富度和商品類型會對消費者風險感知造成影響。在消費取向方面，也就是通過風險感知的中介作用來調節(jié)購物意向。為提高研究結果的外在有效性，通過一間研究機構收集到不同年齡、不同職業(yè)、不同學歷的受試者（男性89人，女性119人， M年齡=32.72，SD=5.24）。通過在線問卷調查形式進行，問卷由六部分組成：卷首語、短視頻、短視頻內容表演性的操縱材料、產品類型的操縱材料（廣告語）、測量題目、人口統(tǒng)計信息與感謝語。

首先，將對受試者隨機設置A、B、C、D 4個實驗情境，A情境為高短視頻內容表演性——享樂型產品、B情境為低短視頻內容表演性——享樂型產品、C情境為低短視頻內容表演性——實用型產品、D情境為低短視頻內容表演性——實用型產品。

其次，在了解了相關的實驗背景資料之后，A、 B兩組實驗對象被要求填寫“購買沖動性”及“品類效用”量表，前者采用于實驗1中的“沖動性購買”量表，后者采用的量表參照 Lin等（2017年）等人的研究，C、D組被試在“購買沖動”“風險感知”兩個維度上進行了問卷調查，根據(jù) Lin et al.（2017）實驗結果，在研究情景的基礎上，對問卷調查的部分內容進行了適當?shù)恼{整。每一位參加考核的人，都會得到一個3～5元的紅包。為了減少實驗對象個人無關情緒因素對實驗結果產生干擾項，本次實驗除了通過填寫“沖動性購買”及“風險感知”量表，還要求實驗對象回答問卷內的關注情緒問題，須如實回答。本次研究共獲得了287個有效的問卷調查。

（三）實驗結果

1. 測量結果的可靠性分析。采用Cronbach's alpha系數(shù)檢驗，對每個量表的信度水平進行了檢測，得出產品購買意愿、短視頻內容關心、短視頻內容知識Cronbach's alpha因子為0.751、0.916、0.950，自身表達風險感知，功利風險感知的Cronbach's alpha因子為0.750、0.831，均大于0.70基準值，說明本量表具有較高的可信度。通過調查可以看出，在兩個小組中，不同組的實驗對象對，保護問題的關注程度、環(huán)保知識水平?jīng)]有顯著差異[F（1283）=3.150，P>0.05，F(xiàn)（1293）=0.354，P>0.05]。四組受試者的精神狀況無顯著性差別， F（1283）=0.594（P>0.05），P（1283）。

2. 短視頻內容表演性與商品種類對消費者風險感知的影響。獨立樣本 T檢驗的結果顯示，在享樂型產品中，高短視頻內容表演性，相比于低的短視頻內容表演性，會引發(fā)更多更強烈的風險感知[M高=5.815vs. M低=5.109，t（72）=4.642，p<0.001]。在實用類型的商品中，與高短視頻內容表演性相比，低短視頻內容表演性會引發(fā)更多的消費者對功利收益的認知[M低=5.523vs.M高=4.726，t （71）=-5.795，p<0.001]。假設H3、H4可被證實。另外，通過對兩個變量 ANOVA分析得出的結論表明，對短視頻內容表演性，與產品類型在購買意愿上的交互影響顯著[F（1，283）=86.032，p<0.001]，并且，獨立樣本T檢驗的結果還進一步表明，在享樂型產品方面，高短視頻內容表演性，相比于低短視頻內容表演性，更容易引發(fā)消費者的產品購買意向[M高=5.860vs. M低=4.962，t（142）=6.963，p<0.001]。在實用型產品方面，低短視頻內容表演性，相較于高短視頻內容表演性，更容易刺激出消費者的購買意向[M低=5.638vs. M高=4.878，t（142）=-6.136，p<0.001]。又一次驗證了H1和H2。表1中列出了詳細的分析報告。

3． 消費者風險感知的中介效應檢驗。依照 Zhao等（2010）所建議的中間效應檢測流程，使用 Hayes所建議的 Bootstrap法來進行中間效應檢測，樣本量為5000，在95%置信區(qū)間下，選取 Model 4。表格2中列出了這些成果。更詳細地說，在享樂品方面，將短視頻內容表演性作為自變量，將線上沖動性購買作為因變量，將自身表達收益作為中間變量。通過數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)了風險感知的中介效應為0.307，置信區(qū)間為[0.130，0.461]，不包括0。針對實用品，將短視頻內容的表演性作為自變量，將線上沖動性購買作為因變量，將風險感知作為中間變量，通過分析統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，風險感知的中介效應為-0.278，置信區(qū)間為[-0.436，-0.153]，不包括0。這表明H3和H4的假設是可以得到有效驗證的。

五、結論、啟示與展望

（一）主要結論

伴隨著網(wǎng)絡購物規(guī)模的快速發(fā)展，網(wǎng)購的興起引起了眾多學者的廣泛關注（陳洋等，2018；周元元等，2017；趙占波等，2015；Wu et al.，2020）。現(xiàn)有的研究結果表明，短視頻的表演性，對消費者在線沖動購物意愿具有顯著的作用，但是這種作用又表現(xiàn)出兩面性，即消極的一面（Van Dillen等，2013；Sohn和Lee，2016；李志飛，2007） 與積極的一面（趙占波等，2015；盧長寶等，2012；Vermeir和Van Kenhove，2005）。已有的實驗結果無法說明其中的不一致性?；诖?，本文將通過對消費者在線購物中兩個主要的影響因素（感知價值和感知風險）的考察，將在線購物中兩個關鍵的變量（品類和感知風險）納入到在線購物過程中，并探索其對在線購物過程的調節(jié)效應，以期對已有文獻的不一致性做出合理的解釋。經(jīng)過兩個實驗，得到了如下重要結論：首先，短視頻內容表演性豐富度對在線沖動性購買傾向的影響會受到品類效用的調節(jié)，在高短視頻內容表演性條件下，人們會對享樂型有很大的愉悅感，而在短視頻內容表演性豐富度下，愉悅感會加快他們的認知過程，從而提高他們的網(wǎng)上沖動性購物意愿。反之，短視頻內容表演性低會使用戶感受到了“不公平不實惠”，對用戶造成的不良影響，進而產生了“放棄”行為。其次，在感知風險的作用下，用戶更多地依靠自己的直覺和經(jīng)驗做出選擇，從而提高用戶的沖動性購物意愿，進而提高用戶的購物意愿。而在高的感知風險下，消費者更有可能在心理上形成消極的影響，從而降低消費者的沖動消費意愿。

（二）營銷啟示

在傳統(tǒng)商超中，沖動購物占到了商品銷售額的很大比例，這些商品大部分是快速消費品（Abrahams，1997）。此外，在諸如電視、網(wǎng)上購物這樣的情景中，沖動性購買出現(xiàn)的次數(shù)比傳統(tǒng)的線下情景要多得多（Kacen& Lee，2002）。在直播平臺上，這種沖動性購買的比例也非常大，產品品類也十分廣泛，從知識付費到珠寶奢侈品。

本文將沖動性購買指定在信息量巨大的觀看短視頻消費場景中，并對當前在各種充滿戲劇性且人設突出的短視頻劇本進行了分析，為企業(yè)制定相關的營銷戰(zhàn)略提出了一些建議。第一，根據(jù)假設1的觀點，對于享樂型產品，短視頻表演性高，能夠提高消費者的沖動性購買意愿。假如企業(yè)以期通過短視頻內容的戲劇性促發(fā)消費者的沖動性購買時，要盡量凸顯出產品的享樂性，從而提升所出售的貨物的交易效用?！盎ㄎ髯印痹?021年度的“雙十一”大促中通過富有情趣和傳統(tǒng)文化特色的短視頻內容吸引并刺激了顧客，最終實現(xiàn)總銷量超過6億元，成為天貓“雙十一”化妝品排行榜上的冠軍（網(wǎng)易新聞，2021）。而在假設2中，對于某些實用性明顯的產品，則應把短視頻內容設計得更加實用和貼近問題情境，因為過高的內容表演性對消費者沖動性購買意愿將會產生一定的抑制作用。

第二，消費者的感知風險和信任對消費者的網(wǎng)上購物行為有顯著的影響。在內容設計上，商家習慣使用內容富的表演性的短視頻，卻很可能忽略了消費者感知風險的作用。根據(jù)假設3和4的研究發(fā)現(xiàn)，當感知風險降低時，短視頻內容表演性會提高消費者的沖動性購物傾向。而在具有較高信譽的成熟電商網(wǎng)站上，通過提高短視頻內容的表演性可以獲得更好的銷售結果。根據(jù)假設4的觀點，在高感知風險情境下，短視頻內容表演性，會對顧客的沖動性購物意愿產生較大的抑制影響。所以，在低知名度品牌、新產品及目標客戶群體處于低端的產品中，減少人們的感知風險，有助于提高沖動的購物行為。企業(yè)必須向消費者傳遞更加可信的資訊，如利用好產品的引薦作用，建立一個好的人設，這樣才能降低購買行為的風險。

（三）局限與前景

本研究仍存在一些不足之處。本文僅考察了兩個主要的調節(jié)變量：品類調節(jié)和風險感知，未來研究可在此基礎上通過加入其他調節(jié)變量，深入分析短視頻表演性對沖動性消費的邊界作用機制。此外，本研究僅探討了這兩個調節(jié)變量的調節(jié)作用，并未探討短視頻的表演性如何對沖動性購買意愿產生的中介作用。后續(xù)的實驗結果還可以進一步探討這種中介效應與消費者內在心理機制，如個體的自我調控、情緒激發(fā)等。

參考文獻：

[1]周元元，胡楊利，張琴，等.時間壓力下你想聽什么？參照組影響對沖動購買的調節(jié)[J].心理學報，2017，49（11）：1439-1448.

[2]LIU C W，HSIEH A Y，LO S K，et al．What consumers see when time is running out：consumersbrowsing behaviors on online shopping websites when under time pressure[J]．Computers in Human Behavior，2006（70）：391－397．

[3]HOCH S J，LOEWENSTEIN G F．Time-inconsistent preferences and consumer self-control[J]．Journal of Consumer Research，1991，17（04）：492－507．

[4]趙占波，杜曉夢，梁帆，等．產品類型和時間壓力對消費者網(wǎng)絡沖動性購買傾向的影響[J]．營銷科學學報，2015（02）：118－132．

[5]SMITH D，PRUITT D，CARN-

EVALE P．Matching and mismatching： The effect of own limit，other＇s toughness，and time pressure on concession rate in negotiation[J]．Journal of Personality and Social Psychology，1982，42（05）：876－883．

[6]VAN DILLEN L F，PAPIES E K，HOFMANN W．Turning a blind eye to temptation：how cognitive load can facilitate self-regulation[J]．Journal of Personality and Social Psychology，2013，104（03）：427－443．

[7]BEATTY S E，F(xiàn)ERRELL E M．Impulsive buying：modeling its precursors [J]．Journal of Retailing，1998，74（02）：169－191．

[8]DOWLING G R，STAELIN R．A model of Perceived risk and intended risk-handing activity[J]．Journal of Consumer Research，1994，21（01）：119－134．

[9]ZEITHAML V A．Consumer perceptions of price，quality and value： a means-ends model and synthesis of evidence[J]．Journal of Marketing，1988，52（03）：2－22．

[10]CAO Y，GRUCA T S．The influence of pre- and post-purchase service on prices in the online book market [J]．Journal of Interactive Marketing，2004，18（04）：51－62．

[11]WU I L，CHIU M L，CHEN K W．Defining the determinants of online impulse buying through a shopping process of integrating perceived? risk，expectation-confirmation? model，and? flow? theory? issues[J/OL]．International? Journal? of? Information Management，2020[2021－06－07]．https：//doi．org/10．1016 /j．ijinfomgt．2020． 102099．

[12]LI J，YANG R R，CUI J J，et al．Imagination matters when you shop online：The moderating role of mental simulation between materialism and online impulsive buying[J]．Psychology Research and Behavior Management，2019（12）：1071－1079．

[13]KOLLAT D，WILLETT R．Customer impulse purchasing behavior[J]．Journal of Marketing Research，1967，4（01）：21－31．

[14]PIRON F．Defining impulse purchasing[J]．Advances in Consumer Research，1991（18）：509－514．

[15]ROOK D．The buying impulse [J]．Journal of Consumer Research，1987，14（02）：189－199．

[16]AMOS C，HOLMES G R，KENESON W C．A meta-analysis of consumer impulse buying[J]．Journal of Retailing and Consumer Services，2014，21（02）：86－97．

[17]SVENSON O，EDLAND A．Change of preferences under time pressure：choices and judgements[J]．Scandinavian Journal of Psychology，1987，28（04）：322－330．

[18]STAYMAN D M，ALDEN D L，SMITH K H．Some effects of schematic processing on consumer expectations and disconfirmation judgments[J]．Journal of Consumer Research，1992，19（02）：240－255．

[19]MEYER K，RASCH T，SCHNOTZ W．Effects of animation's speed of presentation on perceptual processing and learning[J]．Learning and Instruction，2010，20（02）：136－145．

[20]LEE L Y，TALHELM T，ZHANG X，et al．Holistic thinkers process divided-attention tasks faster ：from the global / localperspective[J]．Current Psychology：A Journal for Diverse Perspectives on Diverse Psychological Issues，2021，21（01）：79－81.

[21]李壽欣，周穎萍．個體認知方式與材料復雜性對視空間工作記憶的影響 [J]．心理學報，2006（04）：523－531．

[22]MASUDA T，NISBETT R? E．Attending holistically versus analytically：comparing the context sensitivity of Japanese and Americans[J]．Journal of Personality and Social Psychology，2001，81（05）：922－934．

[23]FORSTER J，LIBERMAN N，K-

USCHEL S．The effect of global versus local processing styles on assimilation versus contrast in social judgment[J]．Journal of Personality and Social Psychology，2008，94（04）：579－599．

[24]BAUMGARTNER? H．An exploratory investigation of holistic and analytic modes? of product perception[J]．Advances? in Consumer Research，1993，20（01）：673－677．

[25]BRILEY D A，AAKER J L．When does culture matter？Effects of personal knowledge on the correction of culture-based judgments[J]．Journal of Marketing Research，2006，43（03）：395－408．

[26]BEATTY S E，SMITH S M．External search effort：an investigation across several product categories[J]．Journal of Consumer Research，1987，14（01）：83－95．

[27]丁師軍，王珊珊.移動社交化時代網(wǎng)紅經(jīng)濟興起的原因初探[J].今傳媒，2017（01）：43-44.

[28]萬方，徐冬陽，李佳虹，等.直播平臺、“網(wǎng)紅經(jīng)濟”與品牌延伸[J].品牌研究，2017（01）：10-16.

[29]董方.基于移動電商直播情境的消費者購買意愿研究[J].營銷界，2019（25）：137+162.

[30]吳宗霖.系統(tǒng)性思考在網(wǎng)紅電商營銷中的應用研究——以網(wǎng)紅服裝電商為例[J].現(xiàn)代商業(yè)，2017（09）：24-26.

[31]李藝濱，高杰，如梅措，羅中.淺析在線營銷直播影響下的消費者行為[J].經(jīng)貿實踐，2018（05）：161-162.

[32]劉建華.直播——品牌營銷新寵[J].小康（財智），2016（07）：72-73.

[33]王哲，宋含蕊，陳強強.直播營銷：新媒體時代的大趨勢[J].現(xiàn)代企業(yè)文化（上旬），2018（10）：104-105.

[34]譚暢，賈樺，杜港，蔣丹.淺析網(wǎng)絡直播的定義、特點、發(fā)展歷程及其商業(yè)模式[J].現(xiàn)代商業(yè)，2018，500（19）：165-168.

＊基金項目：教育部人文社會科學基金項目（21YJA630083）；陜西省社會科學基金項目（2021WT09）。

（作者單位：天津商務職業(yè)學院）