网店临场感对消费者网店使用态度影响效应研究

武瑞娟

（天津理工大学管理学院，天津 300384）

网店临场感对消费者网店使用态度影响效应研究

武瑞娟

（天津理工大学管理学院，天津 300384）

为了探讨网店临场感对消费者网店使用态度的影响效应，使用SPSS19.0软件和LISREL8.70软件，对209名学生的网店浏览体验进行分析.通过因子分析、简单线性回归分析和分层多元回归分析.结果发现：网店临场感对消费者网店使用态度有显著正向影响；在网店临场感与消费者态度关系中，认知愉快起完全中介作用；在网店临场感和认知愉快关系中，网店可用性起调节作用，网店易用性不起调节作用.

网店临场感；消费者；网店；态度；认知愉快；可用性；易用性

一些研究指出，网店的优势在于向消费者提供时间和空间的便利性，其劣势在于消费者无法亲自接触、仔细观察并试用产品[1].然而，随着科技的快速发展，这一劣势被逐渐消除.大量的信息、逼真的图片、3D技术的发展使消费者在网店购物时，感觉如同在实体店购物，这种感觉就是网店临场感[2].那么，这种网店临场感是否会影响消费者对网店的态度，如果有影响，其内在机制和边界条件是什么呢？这些问题正是本文想要探讨的问题.本文在前期研究的基础上，提出认知愉快是网店临场感对消费者态度产生影响的重要机制.此外，研究还进一步探讨了在网店临场感与认知愉快关系中的边界条件：网店可用性和网店易用性.为了探讨这些变量之间的关系，本文通过实证调研的方法，对209名学生在凡客诚品网的浏览体验进行分析，并得出研究结论.

1 研究假设

1.1 网店临场感对消费者态度的影响作用

网店临场感是指通过电脑向消费者提供了一种“身临其境”的感觉.临场感会让消费者感觉到对一个产品了解得更多，并且对这个产品的感觉更好[3].本文认为网店临场感会使消费者对网店产生较好的态度，原因在于网店临场感包含产品的模拟感觉信息（生动性，vividness）和产品交互水平（交互性，interactivity）[4-5].网店信息越具生动性，消费者感觉到网店产品的数量和质量与实体店铺越相似；网店的交互性越高，消费者越感觉到与实体店铺互动类似.基于此，本文认为H1：网店临场感对消费者态度有显著正面影响.网店临场感越强，消费者对网店的态度越好.

1.2 认知愉快在网店临场感与消费者态度关系中的中介作用

认知愉快来自于理解或创造象征性内容[6]，认知愉快与人们的想象有关.借鉴Song等[1]研究中使用的意识-情感-价值（consciousness-emotion-value，CEV）模型，在CEV模型中，意识不仅指关于产品的认知或信念，还包括消费者在购买或产品使用过程中创造的许多心理事件，如幻想或想象等.临场感就是消费者在网店购物时关于自己身处何处的一种想象，这种想象会激发消费者的情感，如认知愉快，进而使消费者感觉良好、高兴或满足.基于此，本文认为H2：认知愉快会中介网店临场感对消费者态度的影响效应.

1.3 网店可用性的调节作用

网店可用性指的是网店帮助消费者提高其工作表现的程度[7].网店可用性会调节网店临场感对认知愉快的影响效应，原因在于网店可用性中的信息至关重要.Song等[1]研究指出，与产品有关的不同类型信息，如文本信息、产品图像等均会刺激消费者的心象和幻想.信息质量越高，提供所需信息的能力越强，消费者被刺激起的想象就会越清晰、越具体，这样消费者的认知愉快也越高.因此，本文提出H3：网店可用性调节网店临场感对认知愉快的影响效应.网店可用性越强，网店临场感对认知愉快的影响越会显著增强.

1.4 网店易用性的调节作用

网店易用性指的是消费者在使用网店时无需付出努力的程度[7].当消费者感觉到网店向消费者展示的文本信息或图片非常容易阅读和理解时，消费者对信息的处理会相对流畅，对与产品有关的想象较容易形成，认知愉快就会提高.因此，本文认为H4：网店易用性调节网店临场感对认知愉快的影响效应.网店易用性越强，网店临场感对认知愉快的影响效应越会增强.

2 变量及样本

2.1 变量

研究中的自变量为网店临场感，其测量参照了Song等[1]研究中使用的量表.因变量态度参照Yoo等[8]研究中的量表问项.中介变量认知愉快量表参照Fiore[9]研究中使用的问项.调节变量可用性和易用性量表均参照Loiacono等[10]研究中使用的量表.控制变量包括环境反应性、购买经历和卷入.环境反应性量表参照Eroglu等[11]研究中使用的量表；购买经历通过直接询问回答者“过去是否有在凡客网购买的经历”，回答者可以直接回答“有”或“无”；测量卷入，对于高卷入，即带着购买任务进行浏览的情境，对于低卷入，即只浏览，没有购买目标的情境.最后，本文询问了回答者的人口特征问题，包括性别和年龄.

根据研究中涉及的变量及各变量之间的关系，本文总结的概念框架图如图1所示.

图1 概念框架图Fig.1 Conceptual framework

2.2 样本

本文选择凡客网（www.vancl.com）作为测试网站.选择凡客网原因在于本研究主要样本为学生样本，凡客网主要定位于年轻人，既提供男性产品，又提供女性产品，因此，凡客网提供的产品恰好适合本研究的样本.

正式研究的具体实施步骤为：在大学校园向学生们分发问卷，请他们登陆凡客网，并回答问卷中的问题.

研究共发放问卷300份，回收问卷247份，其中有效问卷209份，问卷回收率为82.33%，有效率为69.67%.样本基本特征描述如表1所示.

表1 样本特征描述Tab.1 Sample characteristics

3 实证分析

3.1 信度检验

表2列示了各量表的Cronbach α系数，所有量表的信度系数均在0.8以上，由此可判定量表具有较高的信度.

表2 量表信度检验结果Tab.2 Result of scale reliability

3.2 效度检验

对所有量表进行的验证性因子分析发现，网店临场感的第5题项，可用性的第4和第5题项其因子载荷均小于0.5，因此，将这3个问项删除.删除后，验证性因子分析结果显示：χ2=1 700.84，df=480，χ2/df= 3.54（χ2/df在2～5之间说明数据与模型的拟合可接受），p<0.001，RMSEA=0.071（RMSEA的值在0.05～ 0.08之间说明数据与模型是合理的拟合），SRMR= 0.073<0.08，CFI=0.91>0.90，NNFI=0.93>0.90，这些指标说明本研究数据与验证性因子分析模型的拟合度较好.

验证性因子分析结果如表3所示.

由表3可见，所有题项的标准化载荷，组合信度和平均提炼方差均达到要求，说明本研究使用的量表有较好的收敛效度.

判别效度检验如表4所示.

评估判别效度的标准主要是比较因子本身的AVE值的算术平方根是否大于该因子与其他因子的相关系数.由表4可知，各因子AVE值的算术平方根均大于其与其他因子的相关系数，说明量表的判别效度亦较好.

3.3 分析结果

本文首先分析了网店临场感对消费者态度的影响效应.线性回归分析结果显示：网店临场感对消费者态度有显著正向影响效应（β=0.542，t=9.285，p< 0.001）.这一结果表明，H1获得证实.

为了检测认知愉快的中介作用，本文建立了3个模型.

表3 验证性因子分析结果Tab.3 Result of confirmatory factor analysis

表4 判别效度检验Tab.4 Discriminant validity test

式中：Y为因变量消费者网店态度；X为自变量网店临场感；c为自变量的回归系数；e11为误差；M为中介变量认知愉快；a为自变量的回归系数；e12为误差；c′为自变量回归系数；b为中介变量回归系数；e13为误差.

中介作用要求模型（1）中自变量对因变量影响显著，模型（2）中自变量对中介变量影响显著，如果将自变量和中介变量进入一个模型（3）中，自变量对因变量的影响作用全部由中介变量解释，如果自变量影响仍然显著，则进行sobel检验.

认知愉快中介作用检测如表5所示.

表5 认知愉快中介作用检测Tab.5 Test of mediating role of cognitive pleasure

表5显示，当网店临场感和认知愉快进入一个模型中时，认知愉快对消费者态度的影响效应为边缘显著，p=0.094.本文进一步进行了sobel检验，得出z值为1.83，该值大于0.97，p<0.05.因此，认知愉快在网店临场感与消费者态度关系中起完全中介作用，这一结果验证了本文提出的H2.

研究采用分层多元回归方法检测调节变量的作用，用3个模型来分析数据.模型1检查了控制变量（购买经历、卷入、环境反应性）的作用，模型2在模型1的基础上增加了自变量（网店临场感）和调节变量（可用性和易用性），模型3在模型2的基础上增加了自变量与调节变量的交互作用.

建立的回归模型如下：

模型1：

式中：y1为模型1中消费者网店态度的观测值；a1为常数项；xc1、xc2和xc3分别为购买经历、卷入和环境反应性3个控制变量；b11、b12和b13分别代表3个控制变量的回归系数；e1为误差.

模型2：

式中：y2为模型2中消费者网店态度的观测值；a2为常数项；b21、b22和b23分别为3个控制变量的回归系数；b24代表自变量的回归系数；xm1和xm2分别为可用性和易用性2个调节变量；b25和b26分别代表2个调节变量的回归系数；e2为误差.

模型3：

式中：y3为模型3中消费者网店态度的观测值；a3为常数项；b31、b32和b33分别为3个控制变量的回归系数；x1为自变量（网店临场感）；b34为自变量的回归系数；b35和b36分别为2个调节变量的回归系数；b37和b38分别为2个交互项（自变量与2个调节变量乘积，x1m1和x2m2）的回归系数；e3为误差.

为了检查自变量与调节变量的交互项，本文对所有变量均进行了均值中心化处理.该程序使每个变量的标准差未改变，但降低了多重共线性的问题，分析结果如表6所示.

表6 分层多元回归模型结果Tab.6 Result of hierarchical multiple regression model

由表6可见，模型2和模型3中，自变量网店临场感对认知愉快影响效应显著；调节变量可用性对认知愉快影响效应显著，易用性对认知愉快没有影响作用.

关于可用性的调节作用，模型3结果表明：在网店临场感与认知愉快关系中，可用性调节效应显著（p<0.05）.这一结果验证了本文提出的H3：网店可用性越强，临场感对认知愉快影响效应越显著.

关于易用性的调节作用，模型3结果显示：在网店临场感与消费者态度关系中，易用性调节作用不显著，这一结果表明H4没有获得支持.

4 结 论

本文通过209名学生对凡客诚品网浏览体验分析发现，网店临场感对消费者态度有显著影响效应，消费者网店临场感越强，对网店的态度越好；在网店临场感与消费者态度关系中，认知愉快起完全中介作用；在网店临场感与认知愉快关系中，网店可用性起调节作用；在网店临场感与认知愉快关系中，网店易用性不起调节作用.这些研究结果证实H1-H3，H4没有获得支持.

H4没有获得支持的原因可能在于，消费者认知愉快的主要来源在于由产品产生的想象的具体性和生动性，而具体性和生动性可能与信息的质量和数量（可用性）有关，与信息是否容易阅读和理解无关.可能在某种程度上，信息越容易理解，反而留给消费者想象的空间越小，想象无法丰富和生动，认知愉快也会很弱.因此，易用性的调节作用被否定.

[1] SONG K，FIORE A M,PARK J.Telepresence and fantasy in online apparel shopping experience [J].Journal of Fashion Marketing and Management，2007，11（4）：553-570.

[2]NAH F F H，ESCHENBRENNER B，DEWESTER D.Enhancing brand equity through flow and telepresence:A comparison of 2D and 3D virtual worlds[J].MIS Quarterly，2011，35（3）：731-747.

[3]SUH K S，CHANG S.User interfaces and consumer perceptions of online stores:The role of telepresence[J].Behaviour &Information Technology，2006，25（2）：99-113.

[4] FIORE A M，KIM J，LEE H H.Effect of image interactivity technology on consumer responses toward the online retailer [J].Journal of Interactive Marketing，2005，19（3）：38-53.

[5] FIORE A M，JIN H J，KIM J.For fun and profit：Hedonic value from image interactivity and responses towards an online store[J].Psychology&Marketing，2005，22（8）：669-694.

[6] FIORE A M，YAH X，YOH E.Effects of a product display and environmental fragrancing on approach responses and pleasurable experience[J].Psychology&Marketing，2000，17（1）：27-54.

[7] TZOU R C，LU H P.Exploring the emotional，aesthetic，and egonomic facets of innovative product on fashion technology acceptance model[J].Behaviour&Information Technology，2009，28（4）：311-322.

[8] YOO B，DONTHU N.Developing a scale to measure the perceived quality of an internet shopping site[J].Quarterly Journal of Electronic Commerce，2001，2（1）：31-47.

[9] FIORE A M.Effects of experiential pleasure from a catalogue environment on approach responses toward fashion apparel[J]. Journal of Fashion Marketing and Management，2002，6（2）：122-133.

[10]LOIACONO E T，WATSON R T，GOODHUE D L.WEBQUAL：An instrument for consumer evaluation of web sites [J].International Journal of Electronic Commerce，2007，11（3）：51-87.

[11]EROGLU S A，MACHLEIT K A，DAVIS L M.Empirical testing of a model of online store atmospherics and shopper responses[J].Psychology&Marketing，2003，20（2）：139-150.

Study on effects of online store telepresence on consumer attitude toward online store

WU Rui-juan
（School of Management，Tianjin University of Technology，Tianjin 300384，China）

In order to find the internal mechanism and boundary conditions between the relationship of online store telepresence and consumer attitude toward online store,209 students are recruited to record their online store experience.Factor analysis and regression analysis of SPSS 19.0 and LISREL 8.70 are used to verify the hypotheses.The result shows that online store telepresence and consumer attitude toward online store are positively significantly related.The effects of online store teleprence on consumer attitude are fully mediated by cognitive pleasure.In the relationship between online store telepresence and cognitive pleasure,online store usefulness is an important moderator.The effects of online store telepresence on cognitive pleasure are not moderated by online store ease of use.

online store telepresence；consumer；online store；attitude；cognitive pleasure；usefulness；ease of use

F713.55

A

1671-024X（2014）01-0065-05

2013-10-10

国家自然科学基金青年基金项目（71302004）；教育部人文社会科学研究青年基金项目（12YJC630239）

武瑞娟（1980—），女，博士，讲师.E-mail:jennie0212@sina.com