1. 引言
随着互联网技术的飞速发展和普及，人们的购物方式发生了翻天覆地的变化。近年来，直播带货作为一种新兴的销售模式，以其直观、互动的特点迅速走红，成为电商领域的新宠。特别是在疫情期间，直播带货更是凭借其独特的优势，实现了爆发式的增长，这种销售模式不仅为商家提供了一个全新的销售渠道，也为消费者带来了更为丰富和便捷的购物体验。然而，直播带货的兴起也伴随着一系列问题的出现。其中，最为核心的问题便是：哪些因素会影响消费者的购买意愿？特别是在大学生这一年轻消费群体中，他们的购买决策过程受到哪些思想因素的影响？
大学生作为新时代的青年，他们对于新鲜事物有着极高的接受度和好奇心。直播带货作为一种新兴的购物方式，自然吸引了大量大学生的关注和参与。然而，大学生在消费观念、经济能力等方面都有其特殊性，这使得他们在直播带货中的购买行为也呈现出独特的特点。因此，本研究以大学生为研究对象，深入探讨思想因素对他们直播带货购买意愿的影响。通过实证研究，我们期望能够揭示出影响大学生购买意愿的关键因素，为商家提供有针对性的营销策略建议，同时也为大学生消费者提供更加理性、科学的购物指导。这一研究不仅具有理论价值，更有着广泛的实践意义。
2. 文献综述
(一) 直播带货购买意愿的相关研究
龚潇潇等(2019) [1]采用SOR范式来考察直播场景氛围对冲动购买意愿的影响，发现氛围线索促进了消费者的心流体验，并间接作用于购买意愿。刘忠宇等(2020)采用扎根理论考察了网红直播带货购买意愿的影响因素，作者认为网红主播特征可能是直播带货消费的驱动力，如风格人设、专业程度等[2]。叶舜雅(2021) [3]采用技术接受模型的研究发现，产品竞争力和平台易用性显著影响了消费者的购买意愿，感知风险起到了负面影响。朱永明和黄嘉鑫(2020) [4]探讨了平台示能性对直播带货购买意愿的积极影响。孟陆等(2020) [5]比较了不同网红信息源特征的作用，可以得到内容一致性可以调节社会临场感对购买意愿的积极作用，作者还区分了网红信息源的不同特性，为主播带货发展提出了建议。韩召(2022) [6]考察了明星代言和主播代言对购买意愿的影响差异，作者设计的实验分析结果表明，主播带货相比明星起到了更显著的作用。
(二) 电商直播特征的相关研究
Dhanesh和Duthler (2019) [7]认为，电商主播是一种微型虚拟人物，其在电商直播平台中通过个人特殊才艺展示来形成个人身份形象塑造，并运用这一个人形象来吸引追随者来买单，而且追随者会因为信任主播而对推荐产品形成信任。韩箫亦(2020) [8]采用扎根理论进行研究，发现电商网红主播的个人知名度会促进消费者的内在感知，并促进购买意愿。高云慧(2020) [9]考察了电商直播中冲动性购买的影响因素，其发现主播专业性、互动性和影响力可以促进消费者的感知愉悦性，并促进消费者的冲动性购买行为。
(三) 文献述评
在直播带货的研究中，不少学者都从网红主播的角度来提炼影响因，更多侧重于直播带货整体消费者行为的研究，没有区分研究对象的细分群体。本文将立足于以往文献成果的基础之上，选择了大学生群体作为调查对象，构造了大学生群体直播带货购买意愿行为理论，通过结构方程模型来验证假设关系，填补现有的研究空白点。
3. 理论分析
(一) 娱乐性
首先，直播带货的感知娱乐性能够增强大学生的参与感和沉浸感。在直播带货过程中，主播通过实时互动、产品展示、分享使用心得等方式，为观众营造了一个生动有趣的购物环境。这种娱乐性的体验让大学生更加投入地参与到直播中，从而更容易产生对主播和产品的信任感。例如，一些主播会采用游戏、抽奖等方式与观众互动，这些活动不仅增加了直播的趣味性，也使得大学生在参与过程中逐渐建立起对主播的好感与信任。
其次，感知娱乐性有助于降低大学生的感知风险。在直播带货中，主播通常会详细展示产品的外观、功能和使用方法，甚至通过实际使用来验证产品的效果。这种透明化的展示方式减少了产品的信息不对称性，让大学生能够更全面地了解产品，从而降低购买风险。当大学生认为购买风险较低时，他们更有可能产生购买意愿。
最后，直播带货的感知娱乐性还能够激发大学生的积极情绪。积极的情绪状态会使人更加乐观和自信，从而更容易做出购买决策。在直播带货过程中，主播的幽默言辞、与观众的轻松互动以及产品的有趣展示都可能引发大学生的积极情绪反应。这种情绪反应不仅提升了直播的吸引力，还促使大学生更加积极地看待产品和主播，进而增强购买意愿。
研究假设1a：直播带货娱乐性对消费者信任产生正向影响；
研究假设1b：直播带货娱乐性对购买意愿产生正向影响。
(二) 互动性
首先，感知互动性能够提升大学生的参与感和归属感。在直播带货的过程中，观众可以通过弹幕、评论等方式与主播进行实时互动，提出问题、分享心得或者参与讨论。这种高度的互动性让观众感觉自己不仅是信息的接收者，还是直播内容的一部分，从而增强了他们对直播的参与感和归属感。对于大学生而言，这种互动体验让他们更加投入和关注直播内容，进而提高了对主播和产品的信任度。
其次，互动性有助于建立透明的信息交流环境。在直播带货中，主播会及时回应观众的疑问和反馈，这种双向沟通有助于消除信息的不对称性，让消费者更加了解产品的特点和优势。对于大学生来说，他们通常具有较高的信息素养和批判性思维，通过互动获取更多产品信息，能够降低他们的感知风险，增加对产品的信任感，进而提升购买意愿。
研究假设2a：直播带货互动性对消费者信任产生正向影响；
研究假设2b：直播带货互动性对购买意愿产生正向影响。
(三) 内容质量
首先，高质量的内容能够提升大学生的信任度。在直播带货过程中，如果主播能够提供准确、详细且有用的产品信息，大学生消费者会更倾向于相信主播的专业性和可靠性。例如，当主播能够清晰地解释产品的功能、使用方法以及实际效果时，大学生会更容易对产品产生信任感。这种信任感不仅来源于产品信息的透明度，还源于主播对产品的深入了解和专业展示。
其次，内容质量直接影响大学生的购买决策。高质量的内容往往能够更全面地展示产品的特点和优势，从而帮助大学生更准确地评估产品的价值。当大学生认为产品能够满足他们的需求并具有高性价比时，他们的购买意愿自然会增强。此外，精心策划和制作的直播带货内容还能够提升大学生的观看体验，使他们在享受娱乐的同时，更容易产生购买冲动。
研究假设3a：直播带货内容性对消费者信任产生正向影响；
研究假设3b：直播带货内容性对购买意愿产生正向影响。
(四) 主播吸引力
主播在直播带货过程中，不仅仅是展示产品，更是在塑造自己的个人品牌形象。一个具有吸引力和专业度的主播，能够通过其言行举止传递出可靠、专业的形象，从而增强观众的信任度。对于大学生群体而言，他们更倾向于信任那些展现出专业素养和真诚态度的主播，这种信任感进而会转化为对产品的信任。具有吸引力的主播往往更擅长与观众互动，营造轻松愉快的直播氛围。这种互动性不仅提升了观众的参与感，还使得直播内容更加生动有趣。大学生群体注重体验与互动，一个能够积极回应观众、分享使用体验的主播，无疑会增加他们对产品的兴趣和购买意愿。
研究假设4a：直播带货吸引力对消费者信任产生正向影响；
研究假设4b：直播带货吸引力对购买意愿产生正向影响。
(五) 消费者信任
在消费者行为学中，感知风险是指消费者在购买过程中对可能遭受损失的预期。当大学生对直播带货产生信任时，他们会认为购买的产品或服务是可靠和高质量的，从而降低了购买决策中的感知风险。这种信任感可以减少他们对产品性能、质量、售后服务等方面的担忧，进而更愿意进行购买。
另外，在信息不对称的市场环境中，消费者往往需要花费大量时间和精力去搜集信息、评估产品。然而，当消费者对某个直播带货的主播或品牌产生信任时，他们会倾向于接受主播或品牌的推荐，从而简化了购买决策的过程。对于大学生群体来说，这种简化的决策过程更符合他们追求效率和便捷的消费心理。
研究假设5：消费者信任对购买意愿产生正向影响。
4. 实证研究
(一) 研究设计
在实证研究中，本文将采用问卷量表来对各个变量进行测度，互动性(Ridings等，2002) [10]、娱乐性(Ridings等，2002) [10]、内容性(Bansal等，2000) [11]、主播吸引力(Ngoenchai等，2019) [12]、消费者信任(Ridings等，2002) [10]和购买意愿(谭羽利等，2017) [13]均采用了成熟的量表设计，使用7点李克特量表进行测度。在问卷发放中，经过预调研后修改了题项问句，通过随机抽样法在微信、QQ、新浪微博、抖音、小红书等平台发放问卷，问卷平台是问卷星，问卷发放时间是2024年6月1日~6月10日。在去除无效问卷后，总共回收了194分有效调查问卷，问卷有效率是83.62%。下图(见图1)中显示了受访者的地区来源，可以看到大部分受访者均是上海地区的大学生，考虑到上海是直播带货消费的重要地区，所以可以认为调查样本具有一定的代表性。
Figure 1. Sample source of the questionnaire
图1. 问卷调查的样本来源
(二) 信度和效度分析
在完成数据收集后，分别通过信度和效度检验来考察量表设计的合理性，在KMO和Bartlett球形检验结果中(见表1)，KMO值是0.953，Bartlett球形检验统计值是4992.898，达到了1%的显著性水平，说明指标适合进行因子分析。
Table 1. KMO and Bartlett’s test
表1. KMO和Bartlett检验
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. |
0.953 |
Bartlett’s Test of Sphericity |
Approx. Chi-Square |
4992.898 |
df |
210 |
Sig. |
0.000 |
下表中(见表2)列示了各个指标在最大方差法下得到旋转后成分矩阵，表中提取6个公因子，在去除因子载荷低于0.4的指标后，可以得到所有指标的因子载荷高于0.6。因此，验证性因子分析中得到模型具有良好的建构效度。
Table 2. Rotated component matrix
表2. 旋转后成分矩阵
|
Component |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
互动性1 |
0.805 |
|
|
|
|
|
互动性2 |
0.793 |
|
|
|
|
|
互动性3 |
0.772 |
|
|
|
|
|
互动性4 |
0.736 |
|
|
|
|
|
娱乐性1 |
|
|
0.732 |
|
|
|
娱乐性2 |
|
|
0.783 |
|
|
|
娱乐性3 |
|
|
0.786 |
|
|
|
内容质量1 |
|
|
|
|
0.684 |
|
内容质量2 |
|
|
|
|
0.688 |
|
内容质量3 |
|
|
|
|
0.692 |
|
主播吸引力2 |
|
|
|
|
|
0.710 |
主播吸引力3 |
|
|
|
|
|
0.594 |
消费者信任1 |
|
0.627 |
|
|
|
|
消费者信任2 |
|
0.647 |
|
|
|
|
消费者信任3 |
|
0.744 |
|
|
|
|
消费者信任4 |
|
0.793 |
|
|
|
|
购买意愿1 |
|
|
|
0.676 |
|
|
购买意愿2 |
|
|
|
0.775 |
|
|
购买意愿3 |
|
|
|
0.774 |
|
|
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. a. Rotation converged in 7 iterations.
下表中(见表3)呈现了克隆巴赫系数、组合信度和AVE指标的测算结果，可以得到各个指标均能通过阈值，处于理想区间内，说明6个变量都具有良好的信度和收敛效度，适合进行结构方程模型分析。
Table 3. Reliability test
表3. 信度检验
变量 |
Cronbach’s α |
CR |
AVE |
互动性 |
0.758 |
0.851 |
0.554 |
娱乐性 |
0.724 |
0.821 |
0.564 |
内容质量 |
0.715 |
0.810 |
0.614 |
主播吸引力 |
0.762 |
0.866 |
0.630 |
消费者信任 |
0.725 |
0.784 |
0.591 |
购买意愿 |
0.738 |
0.755 |
0.577 |
(三) 结构方程模型的回归结果
首先，互动性对消费者信任的路径关系，估计值为0.033 (见表4)，但其对应的P值为0.392，远大于0.1，说明这个路径关系在统计上并不显著。这意味着在这个模型中，互动性对消费者信任的影响并不明显。接下来，娱乐性影响消费者的路径关系在0.1%的置信水平上显著，系数值为0.218。这表明娱乐性对消费者信任有很强的正面影响。在现实中，如果产品或服务更具娱乐性，消费者更容易对其产生信任感。
Table 4. Regression results of structural equation model
表4. 结构方程模型的回归结果
路径关系 |
Estimate |
S.E. |
C.R. |
P |
消费者信任 |
<--- |
互动性 |
0.033 |
0.039 |
0.857 |
0.392 |
消费者信任 |
<--- |
娱乐性 |
0.218*** |
0.033 |
6.514 |
0.000 |
消费者信任 |
<--- |
内容质量 |
0.285** |
0.088 |
3.255 |
0.001 |
消费者信任 |
<--- |
主播吸引力 |
0.321*** |
0.092 |
3.478 |
0.000 |
购买意愿 |
<--- |
消费者信任 |
0.474*** |
0.096 |
4.932 |
0.000 |
购买意愿 |
<--- |
互动性 |
0.188*** |
0.041 |
4.581 |
0.000 |
购买意愿 |
<--- |
娱乐性 |
0.164*** |
0.039 |
4.247 |
0.000 |
购买意愿 |
<--- |
内容质量 |
0.055 |
0.089 |
0.620 |
0.535 |
购买意愿 |
<--- |
主播吸引力 |
−0.039 |
0.097 |
−0.403 |
0.687 |
注：***、**、*、分别表示在0.1%、1%、5%的置信水平上显著｡
注：***、**和*分别表示在0.1%、1%和5%的置信水平上显著｡
Figure 2. Model path map
图2. 模型路径图
内容质量影响消费者信任的路径关系也在0.1%的置信水平上显著，系数值为0.285。这说明内容质量对消费者信任同样有着显著的正面影响。同时，“消费者信任<---主播吸引力”的路径关系系数值为0.321且非常显著，这表明主播的吸引力对消费者信任有很大的影响。在现实情况中，一个具有吸引力的主播或代言人能够显著提升消费者对产品的信任度。
另外，再来看购买意愿的路径关系，消费者信任影响购买意愿的路径关系系数值为0.474，且在0.1%的置信水平上显著，这说明消费者信任对购买意愿有着非常显著的正面影响，这表示消费者对产品或服务的信任度越高，他们越愿意进行购买。互动性和娱乐性对购买意愿的路径关系也都在0.1%的置信水平上显著，系数值分别为0.188和0.164 (见图2)。这表明互动性和娱乐性不仅影响消费者信任，还直接影响购买意愿，说明增加产品的互动性和娱乐性可能会直接提高消费者的购买意愿。
(四) 适配度检验
下表中(见表5)列示了结构方程模型的适配度指标，可以发现各个指标均能通过评价标准，说明内容因素对直播带货购买意愿影响模型的拟合效果良好。
Table 5. Evaluation of overall fitness of structural equation model
表5. 结构方程模型整体配适度评价
指标 |
绝对拟合度 |
简约拟合度 |
增值拟合度 |
GFI |
RMR |
RMSEA |
PNFI |
PGFI |
PCFI |
NFI |
IFI |
CFI |
评价标准 |
>0.9 |
<0.5 |
<0.06 |
>0.5 |
>0.5 |
>0.5 |
>0.9 |
>0.9 |
>0.9 |
模型 |
0.966 |
0.153 |
0.041 |
0.578 |
0.588 |
0.599 |
0.928 |
0.951 |
0.950 |
结论 |
合理 |
合理 |
合理 |
合理 |
合理 |
合理 |
合理 |
合理 |
合理 |
5. 结论与建议
(一) 研究结论
在这项研究中，总结了以往的文献和理论，提出了研究假设并设计了调查问卷，通过量表数据来验证假设的成立性。通过SPSS和AMOS软件的计算，得到信效度验证后，得到以下结论：(1) 娱乐性、内容质量、主播吸引力显著促进了大学生对直播带货平台的消费者信任；(2) 互动性、娱乐性和消费者信任显著促进了高校大学生对直播带货平台的购买意愿。
(二) 研究建议
首先，对于直播带货平台而言，提升内容的娱乐性至关重要。大学生作为年轻一代的消费者，他们更加注重消费过程中的愉悦体验。因此，平台应着重打造轻松、有趣的直播内容，通过增加互动游戏、趣味挑战等环节，吸引并留住大学生的注意力。这不仅能够显著增强他们对直播带货平台的信任感，还能有效激发他们的购买意愿。
其次，内容质量是建立消费者信任的关键因素。直播带货平台需要严格把控所售商品的质量，确保所提供的信息准确无误，避免虚假宣传和误导消费者。同时，主播在直播过程中也应提供专业、详尽的产品介绍和推荐，帮助大学生做出明智的购买决策。通过持续提供高质量的内容，平台能够逐渐树立起可信赖的形象，从而提升大学生的购买意愿。
再者，主播的吸引力对于增强消费者信任和购买意愿同样具有重要影响。平台在选拔和培养主播时，应注重他们的个人魅力、专业知识和表达能力。一个受欢迎的主播不仅能够吸引更多观众观看直播，还能通过与观众的互动交流，建立起深厚的情感联系，进而提升他们对直播带货平台的信任和忠诚度。
最后，互动性在促进大学生购买意愿方面也发挥着不可忽视的作用。直播带货平台应积极利用弹幕、评论等功能，鼓励观众参与讨论和提问，营造活跃的直播氛围。同时，主播也应及时回应观众的反馈和需求，让他们感受到被重视和尊重。通过增强互动性，平台能够与大学生建立起更加紧密的联系，提高他们的参与感和归属感，从而进一步激发他们的购买意愿。