《企業(yè)直播帶貨對消費者購買決策的影響》16000字論文

企業(yè)直播帶貨對消費者購買決策的影響1.緒論 .緒論隨著社會經(jīng)濟不斷發(fā)展與時代的進(jìn)步，全球視角下消費升級成為常態(tài)。“互聯(lián)網(wǎng)+金融”大背景下，網(wǎng)絡(luò)購物這一模式飛速發(fā)展，進(jìn)而帶動大量消費者將主要購物渠道轉(zhuǎn)移到線上。網(wǎng)絡(luò)消費背后蘊含的巨大市場潛力已經(jīng)充分顯露出來。在這種情況下，企業(yè)被迫對新形勢下的消費者心理與行為進(jìn)行研究分析，對營銷方式和手段進(jìn)行改革與創(chuàng)新，基于網(wǎng)絡(luò)環(huán)境開發(fā)一系列營銷方式（張麗芳，王志遠(yuǎn)，2022）。然而，消費者作為買方，有權(quán)選擇更好、更令自己滿意的商品和企業(yè)。企業(yè)在網(wǎng)絡(luò)營銷活動中必須謹(jǐn)慎行動，考慮消費者的態(tài)度和喜好，若做出錯誤的營銷活動，就可能遭受消費者的拋棄。因而，對企業(yè)而言十分重要的一點是（劉子軒，陳雅婷，2023）：不同的網(wǎng)絡(luò)營銷行為會對消費者的購買意愿產(chǎn)生怎樣的影響？本文希望對上述問題作出一定的研究，并基于研究結(jié)果給出一定的建議。編制技術(shù)路線圖如圖1-1所示。緒論緒論研究背景研究目的與意義研究內(nèi)容與方法文獻(xiàn)綜述國內(nèi)研究現(xiàn)狀國外研究現(xiàn)狀成果整理分析研究假設(shè)與模型構(gòu)建提出假設(shè)模型構(gòu)建問卷設(shè)計與數(shù)據(jù)收集變量測量問卷設(shè)計研究結(jié)論與展望數(shù)據(jù)收集實證分析描述性統(tǒng)計信效度檢驗相關(guān)與回歸分析調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)論與建議局限與展望圖1-1技術(shù)路線

2.文獻(xiàn)綜述在移動網(wǎng)絡(luò)時代的大背景下，消費者的心理與行為由于消費與交流載體的劇烈變化而不可避免地產(chǎn)生變化，諸如追求個性、注重品牌但忠誠度低、主動性增強、重視線上口碑、易受誘導(dǎo)等（左景軒，?？〗?，2021）。同時，消費者也存在前所未有的不安全感受：金子睿，洪浩宇（2018）指出，網(wǎng)絡(luò)營銷商家相比線下商家更難取得顧客的信任。消費者在線下門店所能感受到的店鋪裝潢、服務(wù)質(zhì)量與產(chǎn)品特色等特征能夠在相當(dāng)大的程度上幫助其進(jìn)行判斷，這在某種程度上證明進(jìn)而促進(jìn)消費者的購買行為（林俊豪，何雅瀾，2020）。而通過網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行購物時，消費者所能感受到的信息相比線下大大缺失了。這些信息的缺失導(dǎo)致消費者作出購買決策的難度大大提升。這既要求輸入數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確無誤，也依賴于分析結(jié)構(gòu)的合理性、技術(shù)手段的前沿性以及研究方法的正確性。還需考慮外部因素的干擾，以保證研究過程的可控性和可重復(fù)性，為結(jié)論的廣泛認(rèn)可提供可靠支撐。同時，相關(guān)的法規(guī)條文和管理機制尚在不斷完善中，消費者的合理訴求想要得到滿足具有比較大的難度[3]。何子軒，趙天佑（2020）認(rèn)為，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展與廣泛運用使企業(yè)與消費者之間的聯(lián)系日益便捷，成本也越來越低，兩者之間不再是簡單的生產(chǎn)者與被動購買者關(guān)系，消費者越發(fā)渴望參與到企業(yè)的生產(chǎn)流程中，將自己的感受與期待傳遞給企業(yè)（吳明杰，孫浩淼，2022）?；趯οM者心理、行為與偏好的研究，企業(yè)能夠作出相應(yīng)的營銷活動。郭子瑜，梁俊逸（2015）認(rèn)為，面對消費者越來越即時性與個性化的消費需求，單個的企業(yè)難以快速響應(yīng)，難免造成潛在的顧客流失與經(jīng)濟損失。因而，企業(yè)需要整合上下游企業(yè)構(gòu)建完善而優(yōu)質(zhì)的供應(yīng)鏈，這些行為透露出一些意圖以高效快捷地滿足相應(yīng)的消費者需求[5]。石昊宇，熊馨月（2018）通過對以零食電商為代表的企業(yè)的分析研究指出，面對網(wǎng)絡(luò)消費環(huán)境下忠誠度不高的消費者，企業(yè)可以通過實施多品牌戰(zhàn)略來降低品牌風(fēng)險并提升被消費者選購的幾率(韓怡倩,羅奇羽,2019)。多品牌戰(zhàn)略的關(guān)鍵在于，這在某種程度上證明企業(yè)各品牌之間相互獨立但又保有著一定的關(guān)聯(lián)性。不同品牌屬于同一門類，但處在不同的細(xì)分賽道，各自擁有屬于自己的代表性產(chǎn)品。本研究通過引入新的視角和方法論，對既有理論進(jìn)行了豐富和完善，為未來研究奠定了更為堅固的基礎(chǔ)，并開辟了廣闊的探索空間。這就要求企業(yè)細(xì)分市場，這在某種程度上映射明確不同品牌的品牌特色與品牌定位[6]。孫藝萌,邱瑞安（2018）通過AISAS模型與問卷調(diào)查假設(shè)檢驗得出，營銷信息的來源類型會影響消費者對其的態(tài)度與接受程度。與來自企業(yè)的營銷信息相比，消費者更傾向于接受并分享來自身邊家人朋友的營銷信息（吉昊穹，庾聽荷，2023）。這告訴企業(yè)，在營銷時應(yīng)該重視消費者的情感體驗。若要提升營銷效果，應(yīng)該重視消費者之間口口相傳的渠道，往往會比傳統(tǒng)方式有更好的效果[7]。這一初期結(jié)論將在未來研究中接受進(jìn)一步檢驗，以期更全面地揭示該現(xiàn)象的基本特性及其潛在影響因素，確保設(shè)計的可靠性和普遍適用性。何志羽,鄭雅茜（2018）基于消費者的個性化消費訴求提出，企業(yè)應(yīng)該在商品設(shè)計生產(chǎn)中提高消費者的參與度，改變從前企業(yè)生產(chǎn)后消費者被動購買的模式，這在某個角度上證明了基于網(wǎng)絡(luò)技術(shù)從產(chǎn)品的前期設(shè)計到后期生產(chǎn)均與消費者產(chǎn)生互動，提升其參與感，同時也有助于提升產(chǎn)品質(zhì)量(楊澤天,成睿文,2020)。分析文獻(xiàn)，我們可以看出目前國內(nèi)外學(xué)者對網(wǎng)絡(luò)消費中生發(fā)出的各種現(xiàn)象進(jìn)行了比較全面的研究，從中我們可以看到許多針對企業(yè)營銷和消費者行為的有益建議。

3.研究假設(shè)與模型構(gòu)建3.1研究假設(shè)的提出3.1.1企業(yè)直播帶貨對消費者購買意愿的影響直播帶貨這一模式近年來在多個平臺，多種渠道火熱發(fā)展。不同于傳統(tǒng)營銷方式通過廣告等方式將產(chǎn)品介紹給消費者，直播帶貨將主播推到臺前，通過與觀眾的互動交流使其了解產(chǎn)品信息，從而提升其購買意愿。陳亦凡,楊清揚等（2021）認(rèn)為，直播帶貨中主播營造的良好互動氛圍與產(chǎn)品的優(yōu)惠力度等均能正向影響消費者的購買意愿。直播間的互動效果、直播過程中提供的專門服務(wù)等均能夠提升消費者的感知價值，進(jìn)而提升消費者的購買意愿。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)（張明遠(yuǎn)，黃雅婷，2022）：H1：企業(yè)直播帶貨正向影響消費者購買意愿H1a：主播專業(yè)性正向影響消費者購買意愿H1b：主播互動性正向影響消費者購買意愿3.1.2廣告代言對消費者購買意愿的影響朱華偉等（2021）認(rèn)為，明星代言人憑借自身較高的知名度與個人魅力吸引消費者的注意，提高消費者對品牌的認(rèn)可度，進(jìn)而促進(jìn)其購買行為。同時，明星代言人能夠提高品牌知名度，在這等情況下并有助于塑造獨特的品牌形象。同時，也能憑借明星的關(guān)注度而提升產(chǎn)品的關(guān)注度（鄧博宇，郝立新，2019）。遵循這種理論框架進(jìn)行調(diào)研可獲知據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：H2：廣告代言正向影響消費者購買意愿H2a:代言人知名度正向影響消費者購買意愿H2b：代言人契合度正向影響消費者購買意愿3.1.3視覺設(shè)計水平對消費者購買意愿的影響周思遠(yuǎn),李欣怡等（2021）認(rèn)為，購物并不是消費者瀏覽網(wǎng)店的唯一目的，越來越多的消費者希望在購物的過程中獲得良好的體驗。網(wǎng)店視覺所營造的觀感是否令人感到美觀舒適是影響消費者選擇店鋪和產(chǎn)品的關(guān)鍵因素(郭子豪，劉雅靜,2022)。同時，網(wǎng)店通過頁面布局、圖片介紹與文字引導(dǎo)等途徑可以降低消費者對購物信息的理解難度，從而影響網(wǎng)店給消費者留下的的情感印象，綜合以上所做的分析內(nèi)容進(jìn)一步影響到消費者的購買意愿(張宇婷,劉凡,2022)[23]。為了考察方案在各種環(huán)境下的適用情況，本文還選取了幾種典型的使用案例，針對每個案例調(diào)整系統(tǒng)設(shè)置，不僅證實了方案的合理性和可行性，也為后續(xù)研究提供了重要參考。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：H3：視覺設(shè)計水平正向影響消費者購買意愿3.1.4網(wǎng)絡(luò)評論對消費者購買意愿的影響張宇翔,王澤彬等（2017）認(rèn)為，在線評論本身和對同類商品的評價都顯著正向影響消費者購買意愿。鑒于上述分析得出在線評論和同類商品評價的數(shù)量越多、質(zhì)量越高，其對購買意愿的影響也越大[24]。崔健安,喬英等（2021）同樣指出，評論質(zhì)量、評論數(shù)量、評論時效性和評論者資深度均能夠正向影響消費者購買意愿[25]。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：H4：網(wǎng)絡(luò)評論正向影響消費者購買意愿3.1.5企業(yè)履行社會責(zé)任對消費者購買意愿的影響蔣雅婷,陳秀珍等（2016）指出，與不履行社會責(zé)任的企業(yè)相比，履行社會責(zé)任的企業(yè)更能獲得消費者的認(rèn)可與支持，這也意味著企業(yè)履行社會責(zé)任能顯著影響消費者對企業(yè)的態(tài)度，在這樣的大環(huán)境之下進(jìn)而正向影響消費者購買意愿[26]。林俊杰,孫婉清等（2021）認(rèn)為，企業(yè)參與公益事業(yè)、履行社會責(zé)任往往會引起消費者的共鳴。優(yōu)化設(shè)計過程中，本文特別強調(diào)了經(jīng)濟合理性與方案的可復(fù)制性，相較于初步規(guī)劃，在多個維度上進(jìn)行了改良與調(diào)整。消費者對履行社會責(zé)任的企業(yè)更加認(rèn)可，因而也對其產(chǎn)品具有更高的購買意愿(陶哲瀚,葉慧玲,2019)[27]。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：H5：企業(yè)履行社會責(zé)任正向影響消費者購買意愿3.1.6品牌知名度的調(diào)節(jié)作用ZYZ等（2018）的研究表明，品牌知名度高的商品，其各方面的性能更為突出，消費者在購物網(wǎng)站上給出的評價也更高，進(jìn)而影響了潛在的其他消費者的購買意愿[28]。張麗芳，王志遠(yuǎn)（2019）認(rèn)為，對小企業(yè)而言，積極引導(dǎo)消費者給出正向的產(chǎn)品評價可以使?jié)撛谙M者在有購買需求時第一時間想到該企業(yè)的產(chǎn)品。在此現(xiàn)實背景下企業(yè)的品牌知名度越低，網(wǎng)絡(luò)上的負(fù)面口碑對消費者對品牌印象的負(fù)面影響效果越大，但與此同時，消費者中的良好口碑對其品牌產(chǎn)生的正面影響效果也越大[29]。為奠定一個堅實的研究基礎(chǔ)，本文本階段研究成果廣泛搜集并詳細(xì)審閱了國內(nèi)外相關(guān)領(lǐng)域的經(jīng)典與最新文獻(xiàn)。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)（左景軒，?？〗?，2021）：H6：品牌知名度在企業(yè)營銷方式與消費者購買意愿之間起調(diào)節(jié)作用3.2理論模型構(gòu)建針對消費者對企業(yè)營銷的好惡態(tài)度建立模型。自變量為企業(yè)采取的營銷活動方式，其中自變量包含以下幾點：直播帶貨、廣告代言、視覺設(shè)計、網(wǎng)絡(luò)評論和社會責(zé)任（金子睿，洪浩宇，2021）；調(diào)節(jié)變量為品牌知名度；因變量為消費者購買意愿。編制理論模型如圖3-1所示。企業(yè)的營銷方式企業(yè)的營銷方式消費者購買意愿品牌知名度直播帶貨視覺設(shè)計網(wǎng)絡(luò)評論社會責(zé)任廣告代言圖3-1理論模型

4.問卷設(shè)計與收集4.1變量定義與測量4.1.1變量的定義在編制量表與進(jìn)行問卷調(diào)查之前，必須弄清楚所研究變量的具體定義。前文已經(jīng)詳細(xì)闡述了研究涉及的各變量，在這里本文結(jié)合相關(guān)文獻(xiàn)對其進(jìn)行定義與整理，以表格的方式呈現(xiàn)如下（林俊豪，何雅瀾，2020）。表4-1變量定義一級變量二級變量變量定義直播帶貨主播專業(yè)性主播對產(chǎn)品的了解程度、直播間掌控能力等業(yè)務(wù)能力主播互動性主播與消費者交流的頻率與效果廣告代言代言人知名度代言人為大眾所了解的程度代言人契合度代言人與品牌或產(chǎn)品特征的相符合程度視覺設(shè)計水平-網(wǎng)站或網(wǎng)店頁面設(shè)計的美觀與易用程度網(wǎng)絡(luò)評論-產(chǎn)品評論對消費者選購的有用程度社會責(zé)任-企業(yè)履行社會責(zé)任為消費者所感知的程度品牌知名度-商品的品牌為大眾所了解的程度消費者購買意愿-消費者選購商品或服務(wù)時發(fā)生購買行為的可能性4.1.2直播帶貨的測量直播帶貨作為近年來新興的商業(yè)模式，由主播作為與觀眾直接接觸者，掌控著直播間大局，對銷售業(yè)績負(fù)主要的責(zé)任。因而，帶貨主播的業(yè)務(wù)能力直接影響著營銷效果，這也是企業(yè)應(yīng)該考量的非常重要的因素（何子軒，趙天佑，2020）。本文選取主播專業(yè)性與主播互動性作為兩個代表性的測量維度。由此可見一斑比本文所研究的更具針對性，但就主播專業(yè)性這一維度而言，與本文的需要較為契合。綜上，本研究直播帶貨相關(guān)的測量題項如下表所示（吳明杰，孫浩淼，2022）。表4-2直播帶貨測量題項測量變量編號測量題項主播專業(yè)性ZZ1我認(rèn)為該主播了解自己所推薦的產(chǎn)品信息ZZ2我認(rèn)為該主播具有專業(yè)的直播技能ZZ3我認(rèn)為在該領(lǐng)域中，該主播是富有經(jīng)驗的主播互動性ZH1我愿意通過彈幕/評論與主播互動交流ZH2我感到自己、主播以及其他觀眾之間都存在親近感ZH3我所觀看的直播內(nèi)容能讓我有效參與進(jìn)去4.1.3廣告代言的測量廣告代言這一維度具有較多具體方向可以探究。但相比廣告氛圍、消費者感知等等方面，廣告中的代言人是消費者直接感受到的重要要素。因此，選取代言人作為其代表維度進(jìn)行測量更為明顯，也更為直接。本文借鑒了郭子瑜，梁俊逸（2016）在相關(guān)研究中使用的量表，這在一定程度上闡明了并依據(jù)研究需要對相關(guān)題項進(jìn)行了修訂與優(yōu)化，使其更具適用性（石昊宇，熊馨月，2021）[31]。通過引入更為新穎的設(shè)計思路，它實現(xiàn)了效率的大幅提高與錯誤率的明顯降低，從而大幅度提升了整體的可實現(xiàn)程度。綜上，本研究廣告代言相關(guān)的測量題項如下表所示。表4-3廣告代言測量題項測量變量編號測量題項代言人知名度DZ1我認(rèn)為代言人具有較高知名度DZ2我認(rèn)為代言人具有較多的媒體報道DZ3我認(rèn)為代言人具有較高的社會關(guān)注度代言人契合度DQ1代言人的形象與其代言的產(chǎn)品相符DQ2代言人的性格與其代言的產(chǎn)品相符DQ3代言人與其代言產(chǎn)品具有較高的相關(guān)性4.1.4視覺設(shè)計水平的測量隨著網(wǎng)絡(luò)購物、移動購物不斷發(fā)展，店鋪與網(wǎng)站頁面的設(shè)計水平越來越被消費者所看重，消費者希望購物過程不僅僅是選擇和購買，也能有視覺的愉悅和享受。這在一定程度上呈現(xiàn)視覺設(shè)計水平這一項主要針對消費者購買過程中瀏覽官方網(wǎng)站、網(wǎng)店等時，在其中感受到的視覺體驗。這些前瞻性的研究也將引發(fā)更多學(xué)者和研究機構(gòu)的關(guān)注與參與。本研究高度重視跨領(lǐng)域的整合應(yīng)用，引入了經(jīng)濟學(xué)、社會學(xué)等領(lǐng)域的理論資源與分析手段，旨在構(gòu)建一個全面且多面的研究體系。綜上，本研究視覺設(shè)計水平相關(guān)的測量題項如下表所示(韓怡倩,羅奇羽,2019)。表4-4視覺設(shè)計水平測量題項測量變量編號測量題項視覺設(shè)計水平SS1網(wǎng)站/網(wǎng)店設(shè)計新穎美觀，讓我的視覺感到愉悅SS2網(wǎng)站/網(wǎng)店具有豐富的圖片視頻等互動設(shè)置SS3網(wǎng)站/網(wǎng)店提供的信息清楚具體，可以讓我輕松地進(jìn)行選購4.1.5網(wǎng)絡(luò)評論的測量消費者閱讀網(wǎng)絡(luò)評論主要在購買商品前。由于網(wǎng)購并不能直接觸摸到商品，因而消費者缺少對商品特點與質(zhì)量、使用體驗的了解。在這種情況下對產(chǎn)品的使用評價就成了幫助消費者選購的重要信息來源(孫藝萌,邱瑞安,2020)。評論的質(zhì)量、真實性都是衡量產(chǎn)品評論有用程度的重要指標(biāo)。這在一定意義上透露了本文主要借鑒吉昊穹，庾聽荷（2020）的研究，其量表中各題項都較為符合本研究的實際需要，此外本文也對上述量表進(jìn)行了一定的修訂[33]。綜上，本研究網(wǎng)絡(luò)評論相關(guān)的測量題項如下表所示。表4-5網(wǎng)絡(luò)評論測量題項測量變量編號測量題項網(wǎng)絡(luò)評論WP1產(chǎn)品評價內(nèi)容豐富且全面WP2產(chǎn)品評價內(nèi)容真實且客觀WP3產(chǎn)品評價為我提供了大量有用的信息4.1.6社會責(zé)任的測量針對企業(yè)履行社會責(zé)任的維度，本文主要借鑒了何志羽,鄭雅茜等（2016）學(xué)者研究消費者響應(yīng)與企業(yè)慈善方式的成果。在這等背景下引用對企業(yè)的態(tài)度和企業(yè)慈善活動的歸因等測量題項，并根據(jù)本研究的需要加以整合與修訂，使其更為易用[26]。綜上，本研究社會責(zé)任相關(guān)的測量題項如下表所示(楊澤天,成睿文,2020)。表4-6社會責(zé)任測量題項測量變量編號測量題項社會責(zé)任SZ1我認(rèn)為該企業(yè)對社會作出了積極的貢獻(xiàn)SZ2與其他企業(yè)相比，我對該企業(yè)更認(rèn)同SZ3我認(rèn)為該企業(yè)的慈善活動是可信任的4.1.7品牌知名度的測量關(guān)于品牌知名度的測量，本文主要借鑒楊一鳴（2019）、劉麗娜等（2018）學(xué)者的研究，并根據(jù)本研究的需要加以整合與修訂，得出以下量表(陳亦凡,楊清揚,2019)[28,29]。表4-7品牌知名度測量題項測量變量編號測量題項品牌知名度PZ1我認(rèn)為該品牌具有較高知名度PZ2我認(rèn)為該品牌為大眾所熟知PZ3我認(rèn)為該品牌在同類型品牌中較為知名4.1.8消費者購買意愿的測量關(guān)于消費者購買意愿的測量，學(xué)術(shù)界已有較為成熟的測量量表，不同文章來源的相關(guān)題項大致相同。借助跨學(xué)科的協(xié)同與合作，本文不僅集合了多樣化的思考方式和策略，還實現(xiàn)了技術(shù)與理論的深度融合，為復(fù)雜科學(xué)問題的解決提供了創(chuàng)造性的方案。在這里本文借鑒張明遠(yuǎn)，黃雅婷（2020）與鄧博宇，郝立新（2021）的研究，并在其基礎(chǔ)上做一些整合與修訂，使之更符合本文的研究需要[33,34]。綜上，本研究消費者購買意愿相關(guān)的測量題項如下表所示。

表4-8消費者購買意愿測量題項測量變量編號測量題項消費者購買意愿GY1我會考慮購買該產(chǎn)品GY2我很有可能會購買該產(chǎn)品GY3我傾向于購買該產(chǎn)品GY4我會向周圍朋友推薦購買該產(chǎn)品4.2問卷設(shè)計本文采用問卷調(diào)查的方式進(jìn)行數(shù)據(jù)的收集。基于上述量表編制問卷。調(diào)查問卷主要包括以下三個部分(周思遠(yuǎn),李欣怡,2022)。（1）問卷說明這一部分主要介紹問卷的調(diào)查目的、調(diào)查內(nèi)容，并對問卷匿名性與信息保密性作出說明，以期消除被調(diào)查者疑慮并使其安心作答，保證問卷的真實性。（2）被調(diào)查者基本信息該部分包括被調(diào)查者的性別、年齡、學(xué)歷、收入與網(wǎng)購經(jīng)驗。（3）問卷主體該部分基于上述量表編制。問卷采用五級李克特量表，調(diào)查對象根據(jù)自身感受對各題項進(jìn)行程度的選擇，在這等場景下從一分到五分表示非常不同意、不同意、一般、同意、非常同意(郭子豪，劉雅靜,2022)。4.3數(shù)據(jù)收集本研究采用線上調(diào)研的方式，通過問卷星編制問卷，在微信、QQ、網(wǎng)絡(luò)論壇等渠道發(fā)放問卷。問卷調(diào)查自2021年12月18日開始，歷時兩周完成。共回收問卷357份，剔除無效問卷后，得到有效問卷280份，問卷有效率為78.43%。

5.實證分析5.1描述性統(tǒng)計分析表5-1樣本描述性統(tǒng)計分析樣本統(tǒng)計特征類別頻次百分比性別男15756.07%女12343.93%年齡18歲以下72.5%18~25歲15354.64%26~35歲7727.5%36~45歲113.93%46~55歲2910.36%55歲以上31.07%學(xué)歷高中及以下2910.36%?？?415.71%本科18064.29%碩士及以上279.64%月收入/生活費2000元及以下9132.5%2000元~3500元7526.79%3500元~5000元4616.43%5000元~6500元227.86%6500元~8000元134.64%8000元及以上3311.79%網(wǎng)購經(jīng)驗（年）1年以下155.36%1~3年4215%3~5年9433.57%5~8年7225.71%8年及以上5720.36%從該表可以看出，問卷調(diào)查的被調(diào)查者中，男性有157人，占比56.07%，女性有123人，占比43.93%，男性的數(shù)量多于女性。從年齡特征來看，18歲以下有7人，占比2.5%，18~25歲有153人，占比54.64%，26~35歲有77人，占比27.5%，36-45歲有11人，占比3.93%，46-55歲有29人，占比10.36%，55歲以上有3人，占比1.07%。由此可見，從這些步驟可以領(lǐng)悟到被調(diào)查者主要是18到35歲之間的年輕群體。從學(xué)歷來看，高中及以下有29人，占比10.36%，?？朴?4人，占比15.71%，本科有180人，占比64.29%，碩士及以上有27人，占比9.64%。由此可見，被調(diào)查者多數(shù)為?？萍耙陨险撸急冗_(dá)到90%左右。從月收入或生活費的角度來看，2000元及以下有91人，占比32.5%，2000元~3500元 有75人，占比26.79%，3500元~5000元有46人，占比16.43%，5000元~6500元有22人，占比7.86%，6500元~8000元有13人，占比4.64%，8000元及以上有33人，占比11.79%。由此可見，被調(diào)查者中有較多的學(xué)生，這些跡象表明了此外部分高收入群體可能是擁有較高學(xué)歷的群體。網(wǎng)購經(jīng)驗的方面，1年以下有15人，占比5.36%，1~3年有42人，占比15%，3~5年有94人，占比33.57%，5~8年有72人，占比25.71%，8年及以上有57人，占比20.36%。由此可見，多數(shù)被調(diào)查者都有三年以上的網(wǎng)購經(jīng)驗(張宇婷,劉凡,2022)。5.2信效度檢驗5.2.1信度檢驗表5-2量表的信度分析結(jié)果變量題項項已刪除的α系數(shù)Cronbachα系數(shù)總Cronbachα系數(shù)主播專業(yè)性ZZ10.7940.8090.926ZZ20.714ZZ30.702主播互動性ZH10.8770.884ZH20.803ZH30.830代言人知名度DZ10.8930.902DZ20.846DZ30.837代言人契合度DQ10.8720.903DQ20.820DQ30.890視覺設(shè)計水平SS10.7310.810SS20.719SS30.773網(wǎng)絡(luò)評論WP10.8090.860WP20.807WP30.794社會責(zé)任SZ10.8290.871SZ20.791SZ30.833品牌知名度PZ10.8700.920PZ20.862PZ30.918消費者購買意愿GY10.8320.857GY20.794GY30.769GY40.874我們需要知道，Cronbachα系數(shù)值如果在0.8以上，則說明量表的信度非常好；信度系數(shù)在0.7以上，也在可以接受的范圍；由此可以察覺系數(shù)值如果在0.6以上，則該量表應(yīng)進(jìn)行修訂，但仍不失其價值；如果低于0.6，則說明量表出現(xiàn)較大問題，需要重新設(shè)計題項(葉偉明,陳靜嫻,2020)。從研究設(shè)計到數(shù)據(jù)收集、分析，每一步都嚴(yán)格遵循科學(xué)方法論原則，力求過程的標(biāo)準(zhǔn)化與透明化。從表中數(shù)據(jù)來看，各變量的Cronbachα系數(shù)值都在0.8以上，這說明各題項都具有較高的信度。各變量題項項已刪除的α系數(shù)值并未明顯高于各變量的Cronbachα系數(shù)值，這說明各題項信度較好，無需進(jìn)行刪除(王宇軒,劉雅欣,2023)。5.2.2效度檢驗表5-3量表的效度分析結(jié)果變量題項因子載荷系數(shù)KMO值Bartlett球形度檢驗（Sig.）主播專業(yè)性ZZ10.8130.7020.000ZZ20.866ZZ30.873主播互動性ZH10.8790.7340.000ZH20.923ZH30.907代言人知名度DZ10.8920.7430.000DZ20.923DZ30.928代言人契合度DQ10.9100.7340.000DQ20.940DQ30.898視覺設(shè)計水平SS10.8590.7130.000SS20.866SS30.834網(wǎng)絡(luò)評論WP10.8810.7360.000WP20.882WP30.890社會責(zé)任SZ10.8860.7360.000SZ20.908SZ30.882品牌知名度PZ10.9380.7470.000PZ20.943PZ30.905消費者購買意愿GY10.8210.7930.000GY20.885GY30.912GY40.746效度分析用于分析測量題項的設(shè)計是否合理，主要通過因子分析進(jìn)行研究。KMO值，方差解釋率值，憑借已有成果可得出推導(dǎo)結(jié)果因子載荷系數(shù)值等指標(biāo)是進(jìn)行效度分析的重要判斷指標(biāo)。KMO值用于判斷信息提取的適合程度，檢驗是否適合因子分析，通常以大于0.6作為標(biāo)準(zhǔn)(李語嫣,陳云濤,2020)。這一驗證過程也為后續(xù)研究指明了方向，即在已證實有效的理論框架下，可以更加深入地探討未被充分理解的因素與已有文獻(xiàn)結(jié)論的一致性，標(biāo)志著前期研究構(gòu)思的穩(wěn)健性得到了實證的支撐。數(shù)據(jù)的KMO值各項均大于0.6，這說明數(shù)據(jù)能夠被有效地提取信息，其適合進(jìn)行因子分析。研究將各題項按照研究預(yù)期分為9個因子。這9個因子的方差解釋率值分別為9.992%,9.676%,9.408%,9.296%,9.172%,8.527%,8.362%,8.175%,7.723%，旋轉(zhuǎn)后累積方差解釋率為80.331%，大于50%，這意味著研究項的信息量可以被有效地提取出來。各項的因子載荷系數(shù)絕對值均大于0.4，依據(jù)該理論框架研究可推導(dǎo)出這意味著因子和研究項對應(yīng)關(guān)系與研究的預(yù)期相符，說明各題項和因子之間有對應(yīng)關(guān)系(張曉彤,劉美靜,2021)。針對每一個潛在的干擾因素本文都進(jìn)行了深入的探討，并嘗試通過理論分析和實證檢驗來量化其可能的影響程度。5.3相關(guān)分析5.3.1直播帶貨與消費者購買意愿的相關(guān)性分析表5-4直播帶貨與消費者購買意愿的相關(guān)性分析表變量指標(biāo)消費者購買意愿主播專業(yè)性相關(guān)系數(shù)0.382**p值0.000主播互動性相關(guān)系數(shù)0.421**p值0.000*p<0.05**p<0.01從上表可知，利用相關(guān)分析研究消費者購買意愿和直播帶貨的相關(guān)關(guān)系。由于直播帶貨在本研究中分為主播專業(yè)性和主播互動性兩個二級變量，因而研究消費者購買意愿分別和主播專業(yè)性,于此特定環(huán)境不難看出其端倪主播互動性之間的相關(guān)關(guān)系，使用Pearson相關(guān)系數(shù)來表示相關(guān)關(guān)系的強弱情況(薛宇峰,馬思敏,2021)。本文從成本效益的角度考量，新方案有效削減了實施與維護(hù)的成本，避免了資源的浪費，提升了經(jīng)濟效益。具體分析可知：消費者購買意愿和主播專業(yè)性之間的相關(guān)系數(shù)值為0.382，在0.01水平上顯著，這說明消費者購買意愿和主播專業(yè)性之間有著顯著的正相關(guān)關(guān)系。消費者購買意愿和主播互動性之間的相關(guān)系數(shù)值為0.421，在0.01水平上顯著，這說明消費者購買意愿和主播互動性之間有著顯著的正相關(guān)關(guān)系(李宇浩,王婧怡,2023)。

5.3.2廣告代言與消費者購買意愿的相關(guān)性分析表5-5廣告代言與消費者購買意愿的相關(guān)性分析表變量指標(biāo)消費者購買意愿代言人知名度相關(guān)系數(shù)0.399**p值0.000代言人契合度相關(guān)系數(shù)0.426**p值0.000*p<0.05**p<0.01從上表可知，利用相關(guān)分析研究消費者購買意愿和廣告代言的相關(guān)關(guān)系。由于廣告代言在本研究中分為代言人知名度和代言人契合度兩個二級變量，因而研究消費者購買意愿分別和代言人知名度，代言人契合度之間的相關(guān)關(guān)系，使用Pearson相關(guān)系數(shù)來表示相關(guān)關(guān)系的強弱情況(羅思琪,王文彬,2021)。5.3.3視覺設(shè)計水平與消費者購買意愿的相關(guān)性分析表5-6視覺設(shè)計水平與消費者購買意愿的相關(guān)性分析表變量指標(biāo)消費者購買意愿視覺設(shè)計水平相關(guān)系數(shù)0.411**p值0.000*p<0.05**p<0.01從上表可知，利用相關(guān)分析研究消費者購買意愿和視覺設(shè)計水平之間的相關(guān)關(guān)系，使用Pearson相關(guān)系數(shù)來表示相關(guān)關(guān)系的強弱情況。具體分析可知(李婷怡,周雅涵,2023)：消費者購買意愿和視覺設(shè)計水平之間的相關(guān)系數(shù)值為0.411，在0.01水平上顯著，這說明消費者購買意愿和視覺設(shè)計水平之間有著顯著的正相關(guān)關(guān)系。5.3.4網(wǎng)絡(luò)評論與消費者購買意愿的相關(guān)性分析表5-7網(wǎng)絡(luò)評論與消費者購買意愿的相關(guān)性分析表變量指標(biāo)消費者購買意愿網(wǎng)絡(luò)評論相關(guān)系數(shù)0.457**p值0.000*p<0.05**p<0.01從上表可知，給定這些條件可以推知其情況利用相關(guān)分析研究消費者購買意愿和網(wǎng)絡(luò)評論之間的相關(guān)關(guān)系，使用Pearson相關(guān)系數(shù)來表示相關(guān)關(guān)系的強弱情況(趙海龍,劉瑞琪,2020)。本文通過引進(jìn)更加新穎的設(shè)計思路，它實現(xiàn)了效率的提高和錯誤率的降低，從而大幅度提升了項目的成功率。具體分析可知：消費者購買意愿和網(wǎng)絡(luò)評論之間的相關(guān)系數(shù)值為0.457，在0.01水平上顯著，這說明消費者購買意愿和網(wǎng)絡(luò)評論之間有著顯著的正相關(guān)關(guān)系。5.3.5社會責(zé)任與消費者購買意愿的相關(guān)性分析表5-8社會責(zé)任與消費者購買意愿的相關(guān)性分析表變量指標(biāo)消費者購買意愿社會責(zé)任相關(guān)系數(shù)0.515**p值0.000*p<0.05**p<0.01從上表可知，利用相關(guān)分析研究消費者購買意愿和社會責(zé)任之間的相關(guān)關(guān)系，使用Pearson相關(guān)系數(shù)來表示相關(guān)關(guān)系的強弱情況(謝志杰，李夢琪,2017)。本研究特別強調(diào)跨學(xué)科整合的作用，吸納多領(lǐng)域知識，以拓寬研究視野并深化理解。跨學(xué)科的研究路徑使本文得以更全面地把握研究對象的復(fù)雜性與多樣性，揭示那些單學(xué)科視角難以捕捉的新現(xiàn)象。具體分析可知：消費者購買意愿和社會責(zé)任之間的相關(guān)系數(shù)值為0.515，在0.01水平上顯著，這說明消費者購買意愿和社會責(zé)任之間有著顯著的正相關(guān)關(guān)系。

5.4回歸分析5.4.1直播帶貨與消費者購買意愿的回歸分析表5-9直播帶貨與消費者購買意愿的回歸分析表非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)tpR2調(diào)整R2VIFB標(biāo)準(zhǔn)誤差常數(shù)1.7890.17010.5500.000**0.2230.217-主播專業(yè)性0.2220.0554.0390.000**1.262主播互動性0.2440.0475.2380.000**1.262因變量：消費者購買意愿F(2,277)=39.765,p=0.000D-W值：1.827*p<0.05**p<0.01將主播專業(yè)性,主播互動性作為自變量，將消費者購買意愿作為因變量進(jìn)行回歸分析。得出模型公式為：消費者購買意愿=1.789+0.222*主播專業(yè)性+0.244*主播互動性(程思遠(yuǎn)，蔣夢琪,2017)。模型R方值為0.223，在本文的研究框架下考慮了這一情形說明主播專業(yè)性與主播互動性可以解釋消費者購買意愿22.3%的變化原因。模型通過了F檢驗(F=39.765，p=0.000<0.05)，說明主播專業(yè)性與主播互動性中至少有一項會影響消費者購買意愿。模型的各項VIF值都是小于5的，說明不存在共線性問題。數(shù)據(jù)收集階段，本文不僅依賴單一的數(shù)據(jù)源，而是結(jié)合了多種來源的數(shù)據(jù)，以此來增強數(shù)據(jù)的可靠性和互補性，并通過標(biāo)準(zhǔn)化流程減少采集誤差?，F(xiàn)有結(jié)果支持以下推論模型的D-W值為1.827，在2附近，這說明模型沒有自相關(guān)性，模型的構(gòu)建是比較合理的(程子和，蔣欣怡,2017)。具體分析可知：主播專業(yè)性的回歸系數(shù)值為0.222(t=4.039，p=0.000<0.01)，這說明主播專業(yè)性會顯著正向影響消費者購買意愿。主播互動性的回歸系數(shù)值為0.244(t=5.238，p=0.000<0.01)，于此類相似情境可以推知其可能趨勢這說明主播互動性會顯著正向影響消費者購買意愿?？偨Y(jié)分析可知：主播專業(yè)性,主播互動性均會對消費者購買意愿產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。假設(shè)H1，H1a，H1b成立。5.4.2廣告代言與消費者購買意愿的回歸分析表5-10廣告代言與消費者購買意愿的回歸分析表非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)tpR2調(diào)整R2VIFB標(biāo)準(zhǔn)誤差常數(shù)1.6200.1719.4760.000**0.2470.241-代言人知名度0.2330.0484.8930.000**1.171代言人契合度0.2540.0455.6840.000**1.171因變量：消費者購買意愿F(2,277)=45.380,p=0.000D-W值：1.873*p<0.05**p<0.01將代言人知名度,代言人契合度作為自變量，將消費者購買意愿作為因變量進(jìn)行線性回歸分析。得出模型公式為：消費者購買意愿=1.620+0.233*代言人知名度+0.254*代言人契合度(程浩宇，蔣夢琳,2021)。這在一定程度上確認(rèn)了模型R方值為0.247，說明代言人知名度與代言人契合度可以解釋消費者購買意愿24.7%的變化原因。模型通過了F檢驗(F=45.380，p=0.000<0.05)，說明代言人知名度與代言人契合度中至少有一項會影響消費者購買意愿。數(shù)據(jù)收集階段，本文集成了多種數(shù)據(jù)來源，提升了數(shù)據(jù)的可靠性和驗證效果，同時應(yīng)用標(biāo)準(zhǔn)化流程最小化數(shù)據(jù)采集中的主觀誤差。模型的各項VIF值都小于5，從這些結(jié)果中反映說明不存在共線性問題。模型的D-W值為1.873，在2附近，這說明模型沒有自相關(guān)性，模型的構(gòu)建是比較合理的(程頂遠(yuǎn)，蔣雅琳,2021)。具體分析可知：代言人知名度的回歸系數(shù)值為0.233(t=4.893，p=0.000<0.01)，說明代言人知名度會顯著正向影響消費者購買意愿。代言人契合度的回歸系數(shù)值為0.254(t=5.684，p=0.000<0.01)，從這些指標(biāo)中呈現(xiàn)說明代言人契合度會顯著正向影響消費者購買意愿。總結(jié)分析可知：代言人知名度,代言人契合度均會對消費者購買意愿產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。假設(shè)H2，H2a，H2b成立(梁欣怡,李杰群,2022)。5.4.3視覺設(shè)計水平與消費者購買意愿的回歸分析表5-11視覺設(shè)計水平與消費者購買意愿的回歸分析表非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)tpR2調(diào)整R2VIFB標(biāo)準(zhǔn)誤差常數(shù)1.7800.1889.4840.000**0.1690.166-視覺設(shè)計水平0.3920.0527.5180.000**1.000因變量：消費者購買意愿F(1,278)=56.522,p=0.000D-W值：1.839*p<0.05**p<0.01將視覺設(shè)計水平作為自變量，將消費者購買意愿作為因變量進(jìn)行線性回歸分析。模型公式為：從這些特征中反映消費者購買意愿=1.780+0.392*視覺設(shè)計水平。模型R方值為0.169，說明視覺設(shè)計水平可以解釋消費者購買意愿16.9%的變化原因。模型通過了F檢驗(F=56.522，p=0.000<0.05)，說明視覺設(shè)計水平會影響消費者購買意愿。模型的D-W值為1.839，在2附近，這無疑反映出現(xiàn)實說明模型沒有自相關(guān)性，模型的構(gòu)建比較合理。具體分析可知：視覺設(shè)計水平的回歸系數(shù)值為0.392(t=7.518，p=0.000<0.01)，說明視覺設(shè)計水平會顯著正向影響消費者購買意愿(劉晨曦,李馨雨,2020)?？偨Y(jié)分析可知：視覺設(shè)計水平會對消費者購買意愿產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。假設(shè)H3成立。

5.4.4網(wǎng)絡(luò)評論與消費者購買意愿的回歸分析表5-12網(wǎng)絡(luò)評論與消費者購買意愿的回歸分析表非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)tpR2調(diào)整R2VIFB標(biāo)準(zhǔn)誤差常數(shù)1.8670.15611.9950.000**0.2090.206-網(wǎng)絡(luò)評論0.4060.0478.5720.000**1.000因變量：消費者購買意愿F(1,278)=73.486,p=0.000D-W值：1.812*p<0.05**p<0.01將網(wǎng)絡(luò)評論作為自變量，將消費者購買意愿作為因變量進(jìn)行線性回歸分析。得出模型公式為：在此類背景下消費者購買意愿=1.867+0.406*網(wǎng)絡(luò)評論。模型R方值為0.209，這說明網(wǎng)絡(luò)評論可以解釋消費者購買意愿20.9%的變化原因(李雅雯,張浩銘,2020)。模型通過了F檢驗(F=73.486，p=0.000<0.05)，說明網(wǎng)絡(luò)評論會影響消費者購買意愿。模型的D-W值為1.812，在2附近，說明模型沒有自相關(guān)性，這在某種程度上昭示了模型的構(gòu)建比較合理。為保障研究結(jié)論的可靠性和權(quán)威性，本文首先進(jìn)行了廣泛的國內(nèi)外文獻(xiàn)綜述，系統(tǒng)地整理了當(dāng)前領(lǐng)域的研究動態(tài)和理論支持。具體分析可知：網(wǎng)絡(luò)評論的回歸系數(shù)值為0.406(t=8.572，p=0.000<0.01)，說明網(wǎng)絡(luò)評論會顯著正向影響消費者購買意愿(田晶晶,張偉鵬,2022)?？偨Y(jié)分析可知：網(wǎng)絡(luò)評論會對消費者購買意愿產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。假設(shè)H4成立。

5.4.5社會責(zé)任與消費者購買意愿的回歸分析表5-13社會責(zé)任與消費者購買意愿的回歸分析表非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)tpR2調(diào)整R2VIFB標(biāo)準(zhǔn)誤差常數(shù)1.5710.1639.6480.000**0.2650.263-社會責(zé)任0.4800.04810.0180.000**1.000因變量：消費者購買意愿F(1,278)=100.369,p=0.000D-W值：1.814*p<0.05**p<0.01將社會責(zé)任作為自變量，將消費者購買意愿作為因變量進(jìn)行線性回歸分析。得出模型公式為(孫鵬飛,李夢琪,2020)：這一研究成果也為相關(guān)領(lǐng)域的實際操作提供了有益的參考。通過對關(guān)鍵問題的深度挖掘，本文不僅揭示了現(xiàn)象背后的根本原因，這些發(fā)現(xiàn)有助于更科學(xué)地配置資源、提升決策的效率和質(zhì)量，推動行業(yè)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。消費者購買意愿=1.571+0.480*社會責(zé)任。模型R方值為0.265，說明社會責(zé)任可以解釋消費者購買意愿26.5%的變化原因。模型通過了F檢驗(F=100.369，p=0.000<0.05)，這在一定層面上傳達(dá)說明社會責(zé)任會影響消費者購買意愿。模型的D-W值為1.814，在2附近，說明模型沒有自相關(guān)性，模型的構(gòu)建比較合理。具體分析可知：社會責(zé)任的回歸系數(shù)值為0.480(t=10.018，p=0.000<0.01)，這說明社會責(zé)任會顯著正向影響消費者購買意愿(孫玉龍,郭婷婷,2019)。例如本文運用最新數(shù)據(jù)技術(shù)來發(fā)掘數(shù)據(jù)中的潛在規(guī)律，或借助決策樹模型來預(yù)測未來走向。這些前沿方法為深刻洞察復(fù)雜現(xiàn)象提供了堅實支撐，并助力揭示海量數(shù)據(jù)背后隱藏的深層聯(lián)系。總結(jié)分析可知：企業(yè)履行社會責(zé)任會對消費者購買意愿產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。假設(shè)H5成立。5.5調(diào)節(jié)作用分析由于本研究設(shè)置的調(diào)節(jié)變量僅品牌知名度一項，這在某種程度上證明因而關(guān)于調(diào)節(jié)作用的數(shù)據(jù)分析就是研究品牌知名度在企業(yè)營銷方式與消費者購買意愿之間的調(diào)節(jié)作用，具體數(shù)據(jù)分析結(jié)果如下。表5-14品牌知名度在企業(yè)營銷方式與消費者購買意愿之間的調(diào)節(jié)作用分析表模型1模型2模型3BtpBtpBtp常數(shù)3.160107.2830.000**3.160107.1790.000**3.148101.4220.000**企業(yè)營銷方式1.01017.9500.000**0.99215.9790.000**0.99316.0140.000**品牌知名度0.0320.6800.4970.0521.0540.293企業(yè)營銷方式*品牌知名度0.0781.2260.221R20.5370.5380.540調(diào)整R20.5350.5340.535F值F(1,278)=322.191,p=0.000F(2,277)=161.016,p=0.000F(3,276)=108.040,p=0.000ΔR20.5370.0010.003ΔF值F(1,278)=322.191,p=0.000F(1,277)=0.463,p=0.497F(1,276)=1.504,p=0.221因變量：消費者購買意愿*p<0.05**p<0.01調(diào)節(jié)作用是研究變量X對變量Y產(chǎn)生影響時，是否會受到調(diào)節(jié)變量Z的干擾。我們將調(diào)節(jié)作用分為三個模型來進(jìn)行研究。這在一定程度上闡明模型1包括自變量，也即企業(yè)營銷方式。模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入調(diào)節(jié)變量，也即品牌知名度(劉嘉凱,龔佳麗,2021)。模型3在模型2的基礎(chǔ)上加入自變量與調(diào)節(jié)變量的乘積項，作為兩者的交互項。本文依據(jù)既有的理論體系，構(gòu)建了此次的框架模型，無論是在信息流動機制還是數(shù)據(jù)分析策略上，都體現(xiàn)了對前人智慧的尊重與繼承，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行了創(chuàng)新與發(fā)展。我們首先研究模型1。這些行為透露出一些意圖模型1的意義在于告訴我們當(dāng)不存在調(diào)節(jié)變量時自變量（即企業(yè)營銷方式）對因變量（即消費者購買意愿）的影響情況。觀察表格，我們了解到企業(yè)營銷方式呈現(xiàn)出顯著性(t=17.950,p=0.000<0.05)。這說明企業(yè)營銷方式會顯著影響消費者購買意愿(陳瑞鵬,劉文浩,2024)。這種一致性不僅再次確認(rèn)了早期研究的結(jié)論，也為當(dāng)前理論體系增加了新的證據(jù)。通過詳細(xì)的研究設(shè)計、數(shù)據(jù)搜集及分析策略，本文成功地重現(xiàn)了前人研究的重要發(fā)現(xiàn)，并以此為基礎(chǔ)進(jìn)行了更深層次的探究。調(diào)節(jié)效應(yīng)的判斷方法有多種，本研究以查看模型3中交互項，即自變量與調(diào)節(jié)變量的乘積項顯著性的方式來分析調(diào)節(jié)效應(yīng)。觀察表格可知，企業(yè)營銷方式與品牌知名度的交互項并未呈現(xiàn)顯著性(t=1.226,p=0.221>0.05)。同時從上述對模型1的研究已知，企業(yè)營銷方式會顯著影響消費者購買意愿。這在某種程度上證明這說明調(diào)節(jié)變量品牌知名度處于不同水平時，企業(yè)營銷方式對消費者購買意愿的影響幅度均保持一致。在思想脈絡(luò)方面，本研究遵從了章教授所強調(diào)的整體性和邏輯連貫性?？偨Y(jié)分析可知：品牌知名度在企業(yè)營銷方式與消費者購買意愿之間無顯著調(diào)節(jié)作用。假設(shè)H6不成立。5.6假設(shè)檢驗結(jié)果統(tǒng)計根據(jù)上述實證分析的研究結(jié)果，具體假設(shè)檢驗結(jié)果如下表所示。由表中我們可以看出假設(shè)H6不成立，關(guān)于其不成立的原因是值得討論的。第一種可能原因是統(tǒng)計樣本存在問題，這在某種程度上映射如樣本量不足、樣本范圍過小，不具有代表性等等。第二種可能的原因是品牌知名度在企業(yè)營銷方式與消費者購買意愿之間確實不起調(diào)節(jié)作用(李宇浩,王婧怡,2023)。這種多重視角不僅提升了對研究對象內(nèi)部機制的認(rèn)識，也為解決實際問題提出了更為具體的建議。表5-15假設(shè)檢驗結(jié)果研究假設(shè)驗證結(jié)果假設(shè)H1：企業(yè)直播帶貨正向影響消費者購買意愿成立假設(shè)H1a：主播專業(yè)性正向影響消費者購買意愿成立假設(shè)H1b：主播互動性正向影響消費者購買意愿成立假設(shè)H2：廣告代言正向影響消費者購買意愿成立假設(shè)H2a:代言人知名度正向影響消費者購買意愿成立假設(shè)H2b：代言人契合度正向影響消費者購買意愿成立假設(shè)H3：視覺設(shè)計水平正向影響消費者購買意愿成立假設(shè)H4：網(wǎng)絡(luò)評論正向影響消費者購買意愿成立假設(shè)H5：企業(yè)履行社會責(zé)任正向影響消費者購買意愿成立假設(shè)H6：品牌知名度在企業(yè)營銷方式與消費者購買意愿之間起調(diào)節(jié)作用不成立6.研究結(jié)論本研究探討的是網(wǎng)絡(luò)營銷環(huán)境下消費者行為與企業(yè)營銷的相互關(guān)系。經(jīng)實證研究，得出如下結(jié)論：6.1直播帶貨與消費者購買意愿的關(guān)系經(jīng)過上文所述相關(guān)分析，得出消費者購買意愿和主播專業(yè)性之間的相關(guān)系數(shù)值為0.382，在0.01水平上顯著，這說明消費者購買意愿和主播專業(yè)性之間有著顯著的正相關(guān)關(guān)系。消費者購買意愿和主播互動性之間的相關(guān)系數(shù)值為0.421，在0.01水平上顯著，這說明消費者購買意愿和主播互動性之間有著顯著的正相關(guān)關(guān)系(羅思琪,王文彬,2021)。本研究不僅在理論上有貢獻(xiàn)，在實踐應(yīng)用方面同樣具有重要價值。盡管現(xiàn)階段的結(jié)果令人鼓舞，本文仍需認(rèn)識到科學(xué)研究的動態(tài)特性和復(fù)雜性，持續(xù)關(guān)注新出現(xiàn)的情況和挑戰(zhàn)，不斷調(diào)整和優(yōu)化研究策略。經(jīng)過上文所述回歸分析，得出主播專業(yè)性的回歸系數(shù)值為0.222(t=4.039，p=0.000<0.01)，這說明主播專業(yè)性會會顯著正向影響消費者購買意愿。主播互動性的回歸系數(shù)值為0.244(t=5.238，p=0.000<0.01)，這說明主播互動性會顯著正向影響消費者購買意愿。綜上所述，假設(shè)H1，H1a，H1b成立。于是我們得出直播帶貨顯著正向影響消費者購買意愿的結(jié)論，并且相比主播的專業(yè)能力，這在某個角度上證明了主播互動性能夠在更大程度上促進(jìn)消費者的購買(李婷怡,周雅涵,2023)。這可能是因為消費者在直播間中所感知的主播營造的情感氛圍對消費意愿有較大的提升作用，因而主播的互動能力就有了更大的影響。6.2廣告代言與消費者購買意愿的關(guān)系經(jīng)過上文所述相關(guān)分析，得出消費者購買意愿和代言人知名度之間的相關(guān)系數(shù)值為0.399，在0.01水平上顯著，這說明消費者購買意愿和代言人知名度之間有著顯著的正相關(guān)關(guān)系。本文將依據(jù)最終結(jié)論來確認(rèn)設(shè)計方案的合理性，結(jié)合相關(guān)文獻(xiàn)和已有研究成果，比較不同設(shè)計路徑的優(yōu)劣，以此展示本研究所采納設(shè)計的獨特意義及其對學(xué)術(shù)界的貢獻(xiàn)。消費者購買意愿和代言人契合度之間的相關(guān)系數(shù)值為0.426，在0.01水平上顯著，在這等情況下這說明消費者購買意愿和代言人契合度之間有著顯著的正相關(guān)關(guān)系。經(jīng)過上文所述回歸分析，得出代言人知名度的回歸系數(shù)值為0.233(t=4.893，p=0.000<0.01)，說明代言人知名度會顯著正向影響消費者購買意愿。代言人契合度的回歸系數(shù)值為0.254(t=5.684，p=0.000<0.01)，說明代言人契合度會顯著正向影響消費者購買意愿(程思遠(yuǎn)，蔣夢琪,2017)。綜上所述，假設(shè)H2，H2a，H2b成立。于是我們得出廣告代言顯著正向影響消費者購買意愿的結(jié)論，并且相比代言人知名度，遵循這種理論框架進(jìn)行調(diào)研可獲知消費者更關(guān)注代言人與產(chǎn)品之間是否契合。這不難理解，代言人和產(chǎn)品的契合程度與廣告效果息息相關(guān)，如果代言人與產(chǎn)品并不契合，那么廣告就并沒有太多的正向宣傳價值，往往還會起到反作用。6.3視覺設(shè)計水平與消費者購買意愿的關(guān)系經(jīng)過上文所述相關(guān)分析，得出消費者購買意愿和視覺設(shè)計水平之間的相關(guān)系數(shù)值為0.411，在0.01水平上顯著，綜合以上所做的分析內(nèi)容這說明消費者購買意愿和視覺設(shè)計水平之間有著顯著的正相關(guān)關(guān)系(程子和，蔣欣怡,2017)。通過詳細(xì)分析實際情況，本文發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有理論在特定條件下的應(yīng)用效果存在不同，這促使本文進(jìn)一步探索如何根據(jù)具體情況調(diào)整和優(yōu)化理論模型，以提高其實用性和指導(dǎo)意義。經(jīng)過上文所述回歸分析，得出視覺設(shè)計水平的回歸系數(shù)值為0.392(t=7.518，p=0.000<0.01)，說明視覺設(shè)計水平會顯著正向影響消費者購買意愿。綜上所述，假設(shè)H3成立。鑒于上述分析得出于是我們得出視覺設(shè)計水平顯著正向影響消費者購買意愿的結(jié)論。6.4網(wǎng)絡(luò)評論與消費者購買意愿的關(guān)系經(jīng)過上文所述相關(guān)分析，得出消費者購買意愿和網(wǎng)絡(luò)評論之間的相關(guān)系數(shù)值為0.457，在0.01水平上顯著，這說明消費者購買意愿和網(wǎng)絡(luò)評論之間有著顯著的正相關(guān)關(guān)系。經(jīng)過上文所述回歸分析，得出網(wǎng)絡(luò)評論的回歸系數(shù)值為0.406(t=8.572，p=0.000<0.01)，說明網(wǎng)絡(luò)評論會顯著正向影響消費者購買意愿。綜上所述，假設(shè)H4成立。于是我們得出網(wǎng)絡(luò)評論顯著正向影響消費者購買意愿的結(jié)論(程浩宇，蔣夢琳,2021)。6.5企業(yè)履行社會責(zé)任與消費者購買意愿的關(guān)系經(jīng)過上文所述相關(guān)分析，得出消費者購買意愿和社會責(zé)任之間的相關(guān)系數(shù)值為0.515，在0.01水平上顯著，在這樣的大環(huán)境之下這說明消費者購買意愿和社會責(zé)任之間有著顯著的正相關(guān)關(guān)系。經(jīng)過上文所述回歸分析，得出社會責(zé)任的回歸系數(shù)值為0.480(t=10.018，p=0.000<0.01)，這說明社會責(zé)任會顯著正向影響消費者購買意愿。綜上所述，假設(shè)H5成立。于是我們得出企業(yè)履行社會責(zé)任顯著正向影響消費者購買意愿的結(jié)論。6.6品牌知名度在企業(yè)營銷方式和消費者購買意愿之間的調(diào)節(jié)作用經(jīng)過上文相關(guān)分析，得出企業(yè)營銷方式與品牌知名度的交互項并未呈現(xiàn)顯著性(t=1.226,p=0.221>0.05)。在此現(xiàn)實背景下這說明調(diào)節(jié)變量品牌知名度處于不同水平時，企業(yè)營銷方式對消費者購買意愿的影響幅度均保持一致。因而，品牌知名度在企業(yè)營銷方式與消費者購買意愿之間無顯著調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H6不成立。關(guān)于其不成立的原因是值得討論的。第一種可能原因是統(tǒng)計樣本存在問題，如樣本量不足、樣本范圍過小，不具有代表性等等。第二種可能的原因是品牌知名度在企業(yè)營銷方式與消費者購買意愿之間確實不起調(diào)節(jié)作用。如果真實的原因是第二種，那么經(jīng)過思考，本文認(rèn)為該結(jié)果也有可以理解之處，并在此提出一些猜想：當(dāng)前，由此可見一斑大多數(shù)消費者已經(jīng)有了豐富的購物經(jīng)驗，對于品牌的敏感性也可能有所下降。因此相比大品牌