【電商直播對(duì)消費(fèi)者生鮮農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買(mǎi)意愿的影響因素探究16000字（論文）】

第[10]。本文在總結(jié)以往學(xué)者研究成果的基礎(chǔ)上，得出結(jié)論，與傳統(tǒng)的電子商務(wù)單向信息傳輸?shù)膱D文相比，電商直播具有產(chǎn)品展示，社交互動(dòng)，用戶體驗(yàn)和銷售邏輯等諸多優(yōu)勢(shì)。電商直播將會(huì)是一種極為高效的網(wǎng)絡(luò)銷售模式。（三）研究方法與研究結(jié)構(gòu)1.研究方法文獻(xiàn)研究法：通過(guò)提煉相關(guān)文獻(xiàn)觀點(diǎn)作為研究的理論基礎(chǔ)并進(jìn)行延申的方法。問(wèn)卷調(diào)查法：使用問(wèn)卷量表選取隨機(jī)人群作答來(lái)得到可靠數(shù)據(jù)的方法。實(shí)證分析法：使用SPSS軟件對(duì)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)分析并探究出影響因變量的各個(gè)因素的方法。2.研究結(jié)構(gòu)第一部分：在查找了國(guó)內(nèi)外相關(guān)理論研究文獻(xiàn)后在緒論部分歸納總結(jié)了他們的研究現(xiàn)狀并介紹了本文的研究背景與方法。第二部分：對(duì)生鮮農(nóng)產(chǎn)品的電商直播市場(chǎng)進(jìn)行觀察并搜集相關(guān)資料后，總結(jié)了這個(gè)新興市場(chǎng)的發(fā)展現(xiàn)狀并進(jìn)行了簡(jiǎn)要分析。第三部分：在搜查、匯總相關(guān)信息的資料后開(kāi)始探究電商直播下消費(fèi)者生鮮農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買(mǎi)意愿的影響因素，先對(duì)其7大變量進(jìn)行定義，然后對(duì)照研究變量進(jìn)行相關(guān)假設(shè)，最后經(jīng)過(guò)SPSS軟件對(duì)收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析后得出分析結(jié)論。第四部分：由分析出的數(shù)據(jù)結(jié)論來(lái)對(duì)假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證，再提出針對(duì)電商直播下生鮮農(nóng)產(chǎn)品的銷售策略。研究背景與目的研究背景與目的國(guó)內(nèi)外研究現(xiàn)狀電商直播下生鮮農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)展影響因素的回歸分析實(shí)證分析各個(gè)分析的結(jié)論策略建議圖SEQ圖\*ARABIC1研究框架

二、電商直播下生鮮農(nóng)產(chǎn)品網(wǎng)購(gòu)市場(chǎng)發(fā)展（一）傳統(tǒng)生鮮農(nóng)產(chǎn)品網(wǎng)購(gòu)市場(chǎng)的概況中國(guó)生鮮電商市場(chǎng)發(fā)展迅速，2019年中國(guó)生鮮電商市場(chǎng)交易規(guī)模突破兩千多億，生鮮電商市場(chǎng)潛力大，未來(lái)仍呈快速增長(zhǎng)趨勢(shì)。自去年疫情以來(lái)消費(fèi)者越來(lái)越喜歡在線上購(gòu)買(mǎi)生鮮產(chǎn)品，用戶更多地開(kāi)始使用生鮮電商平臺(tái)?！靶鹿谝咔椤庇绊懴?，消費(fèi)者線上消費(fèi)提升，其中生鮮消費(fèi)的表現(xiàn)最為亮眼。2020年2月份中國(guó)網(wǎng)上購(gòu)物APP月活躍用戶增速前十平臺(tái)均為生鮮電商平臺(tái)和醫(yī)藥平臺(tái)。這是因?yàn)槭芤咔槠陂g交通運(yùn)輸業(yè)和零售業(yè)停滯的影響，線下的消費(fèi)遭受重創(chuàng)，而線上尤其是適合近距離運(yùn)輸?shù)纳r消費(fèi)卻不減反增，成為了疫情期間零售行業(yè)最大的亮點(diǎn)。表SEQ表\*ARABIC4表SEQ表\*ARABIC4生鮮電商GMV經(jīng)過(guò)疫情期間的居家隔離，許多消費(fèi)者的網(wǎng)購(gòu)生鮮的習(xí)慣已經(jīng)養(yǎng)成，超7成用戶網(wǎng)購(gòu)生鮮每周1次以上。根據(jù)CNNIC和36氪研究院的數(shù)據(jù)可以知道疫情爆發(fā)后有71.5%的用戶都開(kāi)始了平均每周一次以上的生鮮網(wǎng)購(gòu)，并且三月份之后仍然保持了網(wǎng)購(gòu)生鮮的習(xí)慣，比疫情發(fā)生前增長(zhǎng)了3.3%。表SEQ表\*ARABIC5表SEQ表\*ARABIC52020年中國(guó)生鮮電商用戶購(gòu)買(mǎi)頻次中國(guó)的生鮮電商市場(chǎng)在發(fā)展初期主要是垂直類的地域性生鮮平臺(tái)。經(jīng)過(guò)一段時(shí)間的發(fā)展期后，市場(chǎng)開(kāi)始受到資本的關(guān)注，大型電商平臺(tái)相繼進(jìn)場(chǎng)，他們開(kāi)始急于加強(qiáng)市場(chǎng)的供應(yīng)鏈和物流等基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，并為行業(yè)帶來(lái)了新的O2O零售模式，這給生鮮電商市場(chǎng)吸引到了更多的關(guān)注，行業(yè)開(kāi)始快速發(fā)展，開(kāi)始出現(xiàn)了傳統(tǒng)生鮮電商平臺(tái)，如天貓生鮮、京東到家等。傳統(tǒng)生鮮電商說(shuō)是利用互聯(lián)網(wǎng)科技通過(guò)電商平臺(tái)的總倉(cāng)庫(kù)和子倉(cāng)庫(kù)等傳統(tǒng)快遞方式向給消費(fèi)者配送生鮮產(chǎn)品。它們的主要商業(yè)模式有城市中心倉(cāng)和前置倉(cāng)等。而它們的產(chǎn)品品類主要以水果為主,水產(chǎn)海鮮、肉禽蛋等品類也在逐漸擴(kuò)充。物流配送方式有下單后2小時(shí)達(dá)、當(dāng)日達(dá)或次日達(dá)等。表SEQ表\*ARABIC表SEQ表\*ARABIC62020年6月生鮮及新零售平臺(tái)活躍用戶數(shù)（二）傳統(tǒng)生鮮農(nóng)產(chǎn)品網(wǎng)購(gòu)市場(chǎng)的瓶頸隨著互聯(lián)網(wǎng)巨頭逐漸入局生鮮電商行業(yè)，使得行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)愈發(fā)激烈，進(jìn)入發(fā)展的瓶頸期。并且由于2020年初突發(fā)的新冠疫情使傳統(tǒng)生鮮農(nóng)產(chǎn)品網(wǎng)購(gòu)市場(chǎng)又面臨了新的挑戰(zhàn)：各省市疫情期間的交通管制迫使運(yùn)輸調(diào)整線路，導(dǎo)致路途變遠(yuǎn)、運(yùn)輸時(shí)間增長(zhǎng)造成大量原材料受損；許多電商平臺(tái)都出現(xiàn)了供應(yīng)不足，熱門(mén)產(chǎn)品長(zhǎng)期缺貨的現(xiàn)象，以次充好的情況時(shí)有發(fā)生；且疫情期間因?yàn)閲?guó)家相關(guān)部門(mén)對(duì)物價(jià)采取了強(qiáng)制管制的措施讓各電商平臺(tái)生鮮價(jià)格無(wú)法明顯上漲，所以人力、運(yùn)營(yíng)等成本的增加也更加壓縮了單次訂單的利潤(rùn)空間。由此可見(jiàn)，在暴發(fā)疫情之前，生鮮電商行業(yè)就已經(jīng)開(kāi)始洗牌。而突如其來(lái)的疫情加快了行業(yè)洗牌的速度，也激發(fā)了生鮮電商行業(yè)存在已久的矛盾，如供應(yīng)鏈冗長(zhǎng)復(fù)雜、原材料損耗大、品控難以控制、盈利困難等核心問(wèn)題逐步開(kāi)始爆發(fā)，所以許多企業(yè)進(jìn)入了發(fā)展的瓶頸期，只能尋找新的機(jī)遇，但是疫情的爆發(fā)帶來(lái)了許多挑戰(zhàn)的同時(shí)也給生鮮行業(yè)帶來(lái)了機(jī)遇。（三）生鮮農(nóng)產(chǎn)品網(wǎng)購(gòu)市場(chǎng)的發(fā)展方向直播+電商模式正在興起。某天一位淘寶人氣主播正在為某生鮮農(nóng)產(chǎn)品公司進(jìn)行直播帶貨，在短短半小時(shí)內(nèi)成交額就高達(dá)400多萬(wàn)元，而更加可貴的是，作為生鮮食品的銷售，這場(chǎng)直播之后還沒(méi)有發(fā)生任何物流及售后問(wèn)題。由此，電商直播強(qiáng)大的帶貨銷售能力可見(jiàn)一斑。電商直播同時(shí)具有了電子商務(wù)銷售和流媒體兩種屬性，它是將電子商務(wù)營(yíng)銷作為基礎(chǔ)目標(biāo)，利用網(wǎng)絡(luò)直播作為工具運(yùn)行的一種“所見(jiàn)即所得”的商業(yè)模式。這種商業(yè)模式將電商直播商品信息內(nèi)容及形式呈現(xiàn)的更加豐富，可以將潛在的消費(fèi)者與產(chǎn)品聯(lián)系在一起。在直播間中主播根據(jù)觀看用戶提出的需求有針對(duì)性地介紹產(chǎn)品相關(guān)信息來(lái)進(jìn)行產(chǎn)品的推銷。除了人氣主播給直播間帶來(lái)的巨額流量外，直播間內(nèi)的各種產(chǎn)品線索，如直播商品列表，折扣信息，商品詳情頁(yè)鏈接等都可以讓用戶快速高效地了解到產(chǎn)品的全面信息。在表現(xiàn)形式上，直播間的各種內(nèi)容都是通過(guò)視覺(jué)來(lái)呈現(xiàn)的，相比與傳統(tǒng)電商的圖文展示更加生動(dòng)立體，可以讓產(chǎn)品的原始樣貌得到最大程度的還原，大大地提高了用戶在線上選購(gòu)產(chǎn)品時(shí)的體驗(yàn)。因?yàn)樵趥鹘y(tǒng)電商模式下生鮮農(nóng)產(chǎn)品的銷售已經(jīng)陷入了瓶頸，而直播電商則為農(nóng)業(yè)帶來(lái)了新的機(jī)遇，所以許多地方的政府和電商平臺(tái)也都在積極地鼓勵(lì)農(nóng)戶們開(kāi)始自己的直播帶貨之旅。在2018年的雙12購(gòu)物節(jié)期間，包括四川省農(nóng)副產(chǎn)品基地在內(nèi)的全國(guó)八個(gè)主要產(chǎn)業(yè)帶都在淘寶直播平臺(tái)上開(kāi)展了連續(xù)12天填的直播帶貨，帶動(dòng)店鋪銷售額與之前相比提升了200%以上。2019年的3月30日，淘寶啟動(dòng)了“鄉(xiāng)村直播計(jì)劃”，宣布將在100個(gè)縣中培養(yǎng)草根的農(nóng)民主播，并打造脫貧為IP的欄目帶，以幫助貧困的農(nóng)村地區(qū)通過(guò)直播的方式推薦介紹家鄉(xiāng)的生鮮農(nóng)產(chǎn)品來(lái)帶動(dòng)脫貧。我國(guó)主要的消費(fèi)群體隨著經(jīng)濟(jì)時(shí)代的發(fā)展變遷也在逐漸發(fā)生變化，現(xiàn)在消費(fèi)的主力軍大多是八零九零后，他們的消費(fèi)需求與習(xí)慣也與以前的人們有所不同，他們有著對(duì)更高生活品質(zhì)的追求，這大大提高了他們對(duì)消費(fèi)品質(zhì)與體驗(yàn)的標(biāo)準(zhǔn)。表表SEQ表\*ARABIC72019年中國(guó)用戶網(wǎng)購(gòu)生鮮產(chǎn)品時(shí)看重的因素?cái)?shù)據(jù)來(lái)源：艾瑞咨詢研究院在之后的時(shí)間里線上購(gòu)買(mǎi)生鮮農(nóng)產(chǎn)品的現(xiàn)象會(huì)因?yàn)橐苿?dòng)網(wǎng)購(gòu)用戶規(guī)模的不斷增加而變得越來(lái)越普遍，并且由于年輕人對(duì)網(wǎng)絡(luò)直播的興趣也非常大，消費(fèi)者對(duì)電商直播購(gòu)買(mǎi)生鮮的需求也將不斷擴(kuò)大，所以直播+電商的模式在將會(huì)就會(huì)是生鮮農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)的一個(gè)大的發(fā)展方向。三、研究設(shè)計(jì)與實(shí)證分析（一）研究設(shè)計(jì)1.變量設(shè)計(jì)本文梳理了電商直播以及生鮮農(nóng)產(chǎn)品網(wǎng)購(gòu)市場(chǎng)的發(fā)展和研究后，以消費(fèi)者購(gòu)買(mǎi)理論研究為基礎(chǔ)，將商家專業(yè)性、價(jià)格優(yōu)惠、內(nèi)容趣味性、互動(dòng)性、意見(jiàn)領(lǐng)袖，消費(fèi)者感知功能價(jià)值和消費(fèi)者購(gòu)買(mǎi)意愿作為研究變量。對(duì)于各個(gè)變量的解釋如下。（1）商家專業(yè)性更具有專業(yè)性的商家會(huì)使消費(fèi)者更愿意在其直播間進(jìn)行購(gòu)買(mǎi)。由于生鮮產(chǎn)品保鮮期短且損耗率高，有多年生鮮農(nóng)產(chǎn)品銷售經(jīng)驗(yàn)的商家就會(huì)擁有更完善的供應(yīng)鏈和物流服務(wù)保證生鮮產(chǎn)品的新鮮度以及高品質(zhì)，同時(shí)專業(yè)性強(qiáng)的生鮮電商商家銷量更高也不會(huì)大量囤貨，產(chǎn)品品質(zhì)能得到更好的保障。（2）價(jià)格優(yōu)惠對(duì)產(chǎn)品進(jìn)行打折促銷等的價(jià)格優(yōu)惠是各大商業(yè)模式通用的營(yíng)銷方法，但對(duì)于直播電商模式來(lái)說(shuō)它可以設(shè)置獨(dú)特的直播間專屬或者主播專屬價(jià)格優(yōu)惠，以獨(dú)家特有和折扣力度大的價(jià)格讓利來(lái)刺激消費(fèi)者的購(gòu)買(mǎi)神經(jīng)。（3）內(nèi)容趣味性單純的購(gòu)物已經(jīng)不能滿足如今的大部分消費(fèi)者，他們?cè)讷@得基本的購(gòu)買(mǎi)物質(zhì)需求后也更希望獲得精神上愉悅。這也是電商直播的一大優(yōu)勢(shì)。趣味性的直播內(nèi)容,更能挑起消費(fèi)者的購(gòu)買(mǎi)欲望。（4）互動(dòng)性互動(dòng)性在電商直播中發(fā)揮著重要的作用，同時(shí)它也是網(wǎng)絡(luò)直播中最顯著的特征，直播間的消費(fèi)者們可以通過(guò)實(shí)時(shí)彈幕的形式與主播進(jìn)行互動(dòng)，使消費(fèi)者與主播、消費(fèi)者與消費(fèi)者都有互動(dòng)交流，大大提升消費(fèi)者的參與感。（5）意見(jiàn)領(lǐng)袖電商主播就是消費(fèi)者購(gòu)物的意見(jiàn)領(lǐng)袖，主播通常因?yàn)樽约涸谌穗H傳播網(wǎng)絡(luò)中活躍，對(duì)消費(fèi)者有一定的影響力，他們可以通過(guò)自己的行為來(lái)影響消費(fèi)者的購(gòu)買(mǎi)意愿本文中電商主播作為意見(jiàn)領(lǐng)袖，是通過(guò)對(duì)生鮮產(chǎn)品有更多的了解和經(jīng)驗(yàn)，通過(guò)其專業(yè)度，知名度等來(lái)影響消費(fèi)者的購(gòu)買(mǎi)行為。（6）感知功能價(jià)值消費(fèi)者在直播間通過(guò)接收各種信息所能感知到的關(guān)于產(chǎn)品的性能，用途，質(zhì)量等價(jià)值就是消費(fèi)者的感知功能價(jià)值，它會(huì)直接地影響到消費(fèi)者的購(gòu)買(mǎi)意愿。（7）購(gòu)買(mǎi)意愿消費(fèi)者對(duì)某種產(chǎn)品或服務(wù)進(jìn)行購(gòu)買(mǎi)的主觀行為和可能性就是消費(fèi)者的購(gòu)買(mǎi)意愿。本研究對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的定義是消費(fèi)者對(duì)電商直播的內(nèi)容進(jìn)行觀看后對(duì)直播間介紹的產(chǎn)品進(jìn)行購(gòu)買(mǎi)行為或分享行為的可能性。2.假設(shè)模型（1）模型本文采用了比較成熟的ＳＯＲ模型，結(jié)合電商直播的特點(diǎn)進(jìn)行分析研究，以互動(dòng)性、產(chǎn)品價(jià)格優(yōu)惠、內(nèi)容趣味性、商家專業(yè)性、意見(jiàn)領(lǐng)袖等因素作為因變量，以消費(fèi)者感知功能價(jià)值作為中介變量，以購(gòu)買(mǎi)意愿作為結(jié)果的因變量，探索它們之間的關(guān)系，最終得到對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買(mǎi)意愿影響的結(jié)論。直播刺激直播刺激S

商家專業(yè)性價(jià)格優(yōu)惠內(nèi)容趣味性互動(dòng)性意見(jiàn)領(lǐng)袖消費(fèi)者認(rèn)知O反應(yīng)R消費(fèi)者感知功能價(jià)值購(gòu)買(mǎi)意愿圖圖SEQ圖\*ARABIC2研究模型（2）假設(shè)基于以上研究模型做出如下假設(shè)如表8所示表SEQ表\*ARABIC8研究假設(shè)編號(hào)假設(shè)內(nèi)容H1商家專業(yè)性對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿會(huì)有顯著的正向影響H2價(jià)格優(yōu)惠對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿會(huì)有顯著的正向影響H3內(nèi)容趣味性對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿會(huì)有顯著的正向影響H4互動(dòng)性對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿會(huì)有顯著的正向影響H5意見(jiàn)領(lǐng)袖對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿會(huì)有顯著的正向影響H6商家專業(yè)性對(duì)感知功能價(jià)值會(huì)有顯著的正向影響H7價(jià)格優(yōu)惠對(duì)感對(duì)知功能價(jià)值會(huì)有顯著的正向影響H8內(nèi)容趣味性對(duì)感知功能價(jià)值會(huì)有顯著的正向影響H9互動(dòng)性對(duì)感知功能價(jià)值會(huì)有顯著的正向影響H10意見(jiàn)領(lǐng)袖對(duì)感知功能價(jià)值會(huì)有顯著的正向影響H11感知功能價(jià)值對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿會(huì)有顯著的正向影響H12感知功能價(jià)值在商家專業(yè)性對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的影響中會(huì)發(fā)揮中介作用H13感知功能價(jià)值在價(jià)格優(yōu)惠對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的影響中會(huì)發(fā)揮中介作用H14感知功能價(jià)值在內(nèi)容趣味性對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的影響中會(huì)發(fā)揮中介作用H15感知功能價(jià)值在互動(dòng)性對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的影響中會(huì)發(fā)揮中介作用H16感知功能價(jià)值在意見(jiàn)領(lǐng)袖對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的影響中會(huì)發(fā)揮中介作用3.量表設(shè)計(jì)本文采用了問(wèn)卷調(diào)查法對(duì)研究數(shù)據(jù)收集并整理。本文的量表是依據(jù)前文提取出的各個(gè)變量以及提出的相關(guān)假設(shè)進(jìn)行設(shè)計(jì)的，完成好量表后就形成了完整的調(diào)查問(wèn)卷，問(wèn)卷開(kāi)頭首先向調(diào)查者解釋了為什么要調(diào)查電商直播對(duì)消費(fèi)者生鮮農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買(mǎi)意愿產(chǎn)生的影響，明確了調(diào)查目的同時(shí)也向他們介紹了本文的研究課題。問(wèn)卷更是重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)了會(huì)保護(hù)調(diào)查者的隱私，以此來(lái)減少他們的擔(dān)憂，使他們能真實(shí)地對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行填寫(xiě)。接著開(kāi)始統(tǒng)計(jì)被調(diào)查者的基本個(gè)人信息，對(duì)他們的特征進(jìn)行了解；同時(shí)設(shè)置甄別題型，以是否觀看過(guò)電商直播為條件篩選受訪者，這樣可以確保獲得準(zhǔn)確的問(wèn)卷數(shù)據(jù)。問(wèn)卷的主體部分主要是測(cè)量研究的各個(gè)變量，問(wèn)卷利用了李克特5度量表測(cè)量受訪者的態(tài)度來(lái)保證測(cè)量的科學(xué)有效，其中１為“非常不同意”，５為“非常同意”，逐級(jí)增加對(duì)同意的程度。量表的設(shè)計(jì)如下。表SEQ表\*ARABIC9商家專業(yè)性量表變量名編號(hào)問(wèn)項(xiàng)商家專業(yè)性A1商家有更專業(yè)的供應(yīng)鏈物流會(huì)讓我更相信他們生鮮農(nóng)產(chǎn)品的新鮮度A2越專業(yè)的商家直播可以讓我更精準(zhǔn)地買(mǎi)到適合自己的生鮮農(nóng)產(chǎn)品A3越專業(yè)的商家直播越能吸引我的購(gòu)買(mǎi)表SEQ表\*ARABIC10產(chǎn)品價(jià)格優(yōu)惠量表變量名編號(hào)問(wèn)項(xiàng)價(jià)格優(yōu)惠B1直播間內(nèi)的獨(dú)家優(yōu)惠價(jià)格可以吸引我B2直播間限時(shí)搶購(gòu)時(shí)會(huì)刺激我的購(gòu)買(mǎi)意愿B3直播間定期發(fā)放優(yōu)惠券會(huì)吸引我購(gòu)買(mǎi)表SEQ表\*ARABIC11內(nèi)容趣味性量表變量名編號(hào)問(wèn)項(xiàng)內(nèi)容趣味性C1觀看電商直播讓我緩解壓力C2越有趣的直播內(nèi)容越能吸引我購(gòu)買(mǎi)表SEQ表\*ARABIC12互動(dòng)性量表變量名編號(hào)問(wèn)項(xiàng)互動(dòng)性D1有產(chǎn)品相關(guān)的問(wèn)題可以直接問(wèn)主播D2可以通過(guò)彈幕一起討論商品D3可以參與抽獎(jiǎng)和搶購(gòu)獨(dú)家優(yōu)惠券表SEQ表\*ARABIC13意見(jiàn)領(lǐng)袖量表變量名編號(hào)問(wèn)項(xiàng)意見(jiàn)領(lǐng)袖量E1主播人氣越大我越信任E2主播在生鮮農(nóng)產(chǎn)品行業(yè)內(nèi)越有影響力我越信賴他的推薦E3主播的直播帶貨技巧越好我對(duì)生鮮農(nóng)產(chǎn)品越感興趣表SEQ表\*ARABIC14感知功能價(jià)值量表變量名編號(hào)問(wèn)項(xiàng)感知功能價(jià)值F1我認(rèn)為直播間推薦的生鮮農(nóng)產(chǎn)品更加新鮮F2我認(rèn)為直播間的生鮮農(nóng)產(chǎn)品更加可口F3我認(rèn)為直播間的生鮮農(nóng)產(chǎn)品更加正宗表SEQ表\*ARABIC15購(gòu)買(mǎi)意愿量表變量名編號(hào)問(wèn)項(xiàng)購(gòu)買(mǎi)意愿G1觀看電商直播后我愿意購(gòu)買(mǎi)生鮮農(nóng)產(chǎn)品G2觀看電商直播后我愿意繼續(xù)了解觀看直播并考慮下次在直播間購(gòu)買(mǎi)生鮮農(nóng)產(chǎn)品G3觀看電商直播后我愿意推薦其他人購(gòu)買(mǎi)直播間產(chǎn)品（二）實(shí)證分析本次調(diào)查共發(fā)放了211份問(wèn)卷，剔除了從未觀看過(guò)電商直播的23份無(wú)效數(shù)據(jù)后，最終獲得了有效問(wèn)卷188份，有效率為89.1%。1.描述性統(tǒng)計(jì)分析為了較為全面地了解受訪者的情況，首先使用軟件SPSS25.0對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了描述性分析，分析結(jié)果如表16所示：表SEQ表\*ARABIC16描述性分析結(jié)果統(tǒng)計(jì)變量類型頻率百分比性別男4926.06%女13973.94%年齡18歲以下42.13%18-25歲10455.32%26-30歲5830.85%31-35歲2211.70%職業(yè)學(xué)生8042.55%上班族8042.55%自由職業(yè)2814.89%1000元以下2111.17%1000-2000元7740.96%月消費(fèi)水平2001-30006936.70%3001-5000105.32%5000以上115.85%電商直播生鮮農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買(mǎi)意愿是15079.79%否3820.21%分析數(shù)據(jù)顯示，男女比例為26.06%和73.94%；18歲以下占比2.13%，18－25歲占比最多，達(dá)55.32%，26－30歲占比30.85%，31-35歲占比11.7%，有一定的代表性。學(xué)生和上班族占比都是42.55％，在月消費(fèi)水平方面，1000元以下占比11.17%，1000-2000元占比40.96%，2001-3000元占比36.70%，3001-5000元占比5.32%，5000元以上占比5.85%。新冠疫情后消費(fèi)者的收入普遍下降，電商直播的用戶大多數(shù)為中低消費(fèi)人群，數(shù)據(jù)比較合理。在電商直播生鮮農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買(mǎi)意愿方面，有在直播間購(gòu)買(mǎi)農(nóng)產(chǎn)品意愿的占比79.79%，沒(méi)有的占比20.21%。受訪者總體有較強(qiáng)的購(gòu)買(mǎi)意愿，并且有較高的代表性。2.信度分析為了確保問(wèn)卷量表具有可靠性，要先對(duì)其進(jìn)行信度檢驗(yàn)，本文主要選取克隆巴赫系數(shù)進(jìn)行信度檢驗(yàn)?？寺“秃障禂?shù)的值在０－１之間，其數(shù)值越高，信度就會(huì)越強(qiáng)。若克隆巴赫系數(shù)的在0.6-0.7甚至低于0.6時(shí)，則說(shuō)明量表的內(nèi)部一致信度不足，需要對(duì)量表中的題目進(jìn)行適當(dāng)?shù)男拚蛣h減。本研究對(duì)自變量、中介變量，因變量分別進(jìn)行了測(cè)量，結(jié)果如表17所示：表SEQ表\*ARABIC17克隆巴赫系數(shù)信度檢驗(yàn)結(jié)果變量名測(cè)量題項(xiàng)刪除項(xiàng)后的α值整體的α值商家專業(yè)性A10.1610.692A20.659A30.804價(jià)格優(yōu)惠B10.8250.899B20.779B30.972內(nèi)容趣味性C1-0.762C2-互動(dòng)性D10.3020.680D20.746D30.645意見(jiàn)領(lǐng)袖E10.5170.571E20.747E3-.141a感知功能價(jià)值F10.9940.966F20.924F30.931購(gòu)買(mǎi)意愿G10.0990.635G20.731G30.443如表中數(shù)據(jù)所示，價(jià)格優(yōu)惠、感知功能價(jià)值兩個(gè)前因變量的整體α均大于0.8，處于非常理想的狀態(tài)，信度非常好，內(nèi)容趣味性的α值大于0.7，有比較良好的信度，這三個(gè)變量的題項(xiàng)無(wú)需更改。商家專業(yè)性、互動(dòng)性、意見(jiàn)領(lǐng)袖和購(gòu)買(mǎi)意愿四個(gè)變量的整體α值均小于0.7且意見(jiàn)領(lǐng)袖的阿爾法值甚至小于0.6，所以需要對(duì)這四個(gè)變量的的題項(xiàng)進(jìn)行修改。通過(guò)觀察表中數(shù)據(jù)可知，刪除掉對(duì)應(yīng)題項(xiàng)就可以使刪除后的阿爾法值均上升到0.7以上，故對(duì)題項(xiàng)的修改如下：刪除題項(xiàng)A3、D2、E2、G2及其數(shù)據(jù)。修改后商家專業(yè)性、互動(dòng)性、意見(jiàn)領(lǐng)袖和購(gòu)買(mǎi)意愿四個(gè)變量的整體α于0.7且商家專業(yè)性α值已經(jīng)大于0.8，信度良好。3.效度分析效度檢驗(yàn)是為了保證問(wèn)卷量表的有效性，即數(shù)據(jù)結(jié)果在多大程度上能夠反映出研究?jī)?nèi)容的真實(shí)特征。本文運(yùn)用了探索性因子分析對(duì)量表的效度進(jìn)行檢驗(yàn)。KMO檢驗(yàn)和巴特利特球狀檢驗(yàn)是進(jìn)行探索因子分析的前提，因?yàn)橹挥型ㄟ^(guò)了KMO檢驗(yàn)和巴特利特球狀檢驗(yàn)才能保證數(shù)據(jù)適合做因子分析。KMO檢驗(yàn)是用來(lái)檢驗(yàn)個(gè)變量間相關(guān)性和偏相關(guān)性的指標(biāo)，數(shù)值一般在0-1之間，一旦KMO值小于0.5，則說(shuō)明變量不適合做因子分析。巴特利特球狀檢驗(yàn)則是用來(lái)判斷各個(gè)變量間是否相互獨(dú)立，如果變量間均彼此獨(dú)立，就無(wú)法從中提取公因子，無(wú)法運(yùn)用因子分析法。巴特利特球狀檢驗(yàn)的標(biāo)準(zhǔn)是，如果顯著性值小于0.05就證明變量之間具有相關(guān)性，可以提取公因子，進(jìn)行因子分析。（1）各因變量題項(xiàng)效度檢驗(yàn)采用SPSS25.0對(duì)信任量表進(jìn)行KMO和巴特利特球形度進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表18至表22所示，商家專業(yè)性、價(jià)格優(yōu)惠、內(nèi)容趣味性、互動(dòng)性和意見(jiàn)領(lǐng)袖五個(gè)變量的KMO指數(shù)均大于0.500，表示可以做因子分析，巴特利特球形度檢驗(yàn)顯著性小于0.001，因此五個(gè)量表具有較好相關(guān)性，說(shuō)明適合做因子分析。表SEQ表\*ARABIC18商家專業(yè)性KMO和巴特利特檢驗(yàn)KMO取樣適切性量數(shù)。0.500巴特利特球形度檢驗(yàn)近似卡方120.232自由度1顯著性0.000表SEQ表\*ARABIC19價(jià)格優(yōu)惠KMO和巴特利特檢驗(yàn)KMO取樣適切性量數(shù)。0.636巴特利特球形度檢驗(yàn)近似卡方562.475自由度1顯著性0.000表SEQ表\*ARABIC20內(nèi)容趣味性KMO和巴特利特檢驗(yàn)KMO取樣適切性量數(shù)。0.500巴特利特球形度檢驗(yàn)近似卡方96.483自由度1顯著性0.000表SEQ表\*ARABIC21互動(dòng)性KMO和巴特利特檢驗(yàn)KMO取樣適切性量數(shù)。0.500巴特利特球形度檢驗(yàn)近似卡方80.888自由度1顯著性0.000表SEQ表\*ARABIC22意見(jiàn)領(lǐng)袖KMO和巴特利特檢驗(yàn)KMO取樣適切性量數(shù)。0.500巴特利特球形度檢驗(yàn)近似卡方87.316自由度1顯著性0.000如表23至表32所示，五個(gè)變量的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率分別為84.532％、85.072%、81.842%、79.725%、80.637%，且各題項(xiàng)因子載荷度都大于0.5，說(shuō)明各量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度。表SEQ表\*ARABIC23商家專業(yè)性總方差解釋成分初始特征值提取載荷平方和總計(jì)方差百分比累積%總計(jì)方差百分比累積%11.69184.53284.5321.69184.53284.53220.30915.468100.000提取方法：主成分分析法。表SEQ表\*ARABIC24商家專業(yè)性公因子方差公因子方差初始提取A11.0000.845A21.0000.845提取方法：主成分分析法。表SEQ表\*ARABIC25價(jià)格優(yōu)惠總方差解釋總方差解釋成分初始特征值提取載荷平方和總計(jì)方差百分比累積%總計(jì)方差百分比累積%12.55285.07285.0722.55285.07285.07220.40113.36698.43830.0471.562100.000提取方法：主成分分析法。表SEQ表\*ARABIC26價(jià)格優(yōu)惠公因子方差初始提取B11.0000.894B21.0000.942B31.0000.716提取方法：主成分分析法。表SEQ表\*ARABIC27內(nèi)容趣味性總方差解釋總方差解釋成分初始特征值提取載荷平方和總計(jì)方差百分比累積%總計(jì)方差百分比累積%11.63781.84281.8421.63781.84281.84220.36318.158100.000提取方法：主成分分析法。表SEQ表\*ARABIC28內(nèi)容趣味性公因子方差初始提取C11.0000.818C21.0000.818提取方法：主成分分析法。表SEQ表\*ARABIC29互動(dòng)性總方差解釋總方差解釋成分初始特征值提取載荷平方和總計(jì)方差百分比累積%總計(jì)方差百分比累積%11.59479.72579.7251.59479.72579.72520.40620.275100.000提取方法：主成分分析法。表SEQ表\*ARABIC30互動(dòng)性公因子方差初始提取D11.0000.797D31.0000.797提取方法：主成分分析法。表SEQ表\*ARABIC31意見(jiàn)領(lǐng)袖總方差解釋總方差解釋成分初始特征值提取載荷平方和總計(jì)方差百分比累積%總計(jì)方差百分比累積%11.61380.63780.6371.61380.63780.63720.38719.363100.000提取方法：主成分分析法。表SEQ表\*ARABIC32意見(jiàn)領(lǐng)袖公因子方差初始提取E11.0000.806E31.0000.806提取方法：主成分分析法。（2）感知功能價(jià)值及購(gòu)買(mǎi)意愿效度檢驗(yàn)采用SPSS25.0對(duì)信任量表進(jìn)行KMO和巴特利特球形度進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表33、表34所示，感知功能價(jià)值和購(gòu)買(mǎi)意愿的KMO指數(shù)均大于0.500，表示可以做因子分析，巴特利特球形度檢驗(yàn)顯著性小于0.001，因此兩個(gè)量表具有較好相關(guān)性，說(shuō)明可以做因子分析。表SEQ表\*ARABIC33感知功能價(jià)值KMO和巴特利特檢驗(yàn)KMO取樣適切性量數(shù)。0.716巴特利特球形度檢驗(yàn)近似卡方947.205自由度3顯著性0.000表SEQ表\*ARABIC34購(gòu)買(mǎi)意愿KMO和巴特利特檢驗(yàn)KMO取樣適切性量數(shù)。0.602巴特利特球形度檢驗(yàn)近似卡方413.53自由度1顯著性0.000如表35至表38所示，感知功能價(jià)值和購(gòu)買(mǎi)意愿的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率分別為93.752％、80.61%，且各題項(xiàng)因子載荷度均大于0.5，表明量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度。表SEQ表\*ARABIC35感知功能價(jià)值總方差解釋總方差解釋成分初始特征值提取載荷平方和總計(jì)方差百分比累積%總計(jì)方差百分比累積%12.81393.75293.7522.81393.75293.75220.1755.84399.59430.0120.406100.000提取方法：主成分分析法。表SEQ表\*ARABIC36感知功能價(jià)值公因子方差初始提取F11.0000.880F21.0000.970F31.0000.963提取方法：主成分分析法。表SEQ表\*ARABIC37購(gòu)買(mǎi)意愿總方差解釋總方差解釋成分初始特征值提取載荷平方和總計(jì)方差百分比累積%總計(jì)方差百分比累積%11.61280.6180.611.61280.6180.6120.38819.39100提取方法：主成分分析法。表SEQ表\*ARABIC38購(gòu)買(mǎi)意愿公因子方差初始提取G11.0000.806G31.0000.806提取方法：主成分分析法。4.相關(guān)性分析首先，分析各影響因素與因變量購(gòu)買(mǎi)意愿之間的相關(guān)性；然后，分析各影響因素與中介變量感知功能價(jià)值的相關(guān)性；最后，分析感知功能價(jià)值與購(gòu)買(mǎi)意愿之間的相關(guān)性。本研究采用皮爾遜相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)來(lái)對(duì)各變量進(jìn)行相關(guān)分析，利用軟件SPSS25.0進(jìn)行數(shù)據(jù)的處理。皮爾遜相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值是在0-1之間，相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值越大，則表示相關(guān)程度越強(qiáng)。但若變量間相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值大于0.8，就當(dāng)心會(huì)存在嚴(yán)重的共線性。（1）各影響因素與購(gòu)買(mǎi)意愿的相關(guān)分析各影響因素與購(gòu)買(mǎi)意愿的相關(guān)分析結(jié)果如表39所示。表SEQ表\*ARABIC39皮爾遜相關(guān)分析結(jié)果Pearson相關(guān)性1234567購(gòu)買(mǎi)意愿1感知功能價(jià)值.737**1商家專業(yè)性.177*.287**1價(jià)格優(yōu)惠.704**.546**0.1411內(nèi)容趣味性-.257**.340**.366**-0.1111--互動(dòng)性-0.014-.338**.249**.336**-0.1181-意見(jiàn)領(lǐng)袖.357**.727**.564**.231**.673**-0.0531注1）“**”在0.01級(jí)別（雙尾），相關(guān)性顯著；“*”在0.05級(jí)別（雙尾），相關(guān)性顯著。由表可知，各變量與購(gòu)買(mǎi)意愿的相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值均小于0.800，因此可以初步認(rèn)為各個(gè)變量之間不存在共線問(wèn)題。價(jià)格優(yōu)惠、意見(jiàn)領(lǐng)袖2個(gè)影響因素與購(gòu)買(mǎi)意愿的相關(guān)系數(shù)分別是0.704和0.357，絕對(duì)值均大于0。300，且均在Ｐ＜0.01級(jí)別上顯著相關(guān)，因此，價(jià)格優(yōu)惠、意見(jiàn)領(lǐng)袖與購(gòu)買(mǎi)意愿都存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。此外，商家專業(yè)性的相關(guān)系數(shù)為0.177，在Ｐ＜0.05級(jí)別上顯著相關(guān)，因此，商家專業(yè)性與購(gòu)買(mǎi)意愿也存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。因此，初步驗(yàn)證了假設(shè)H1、H2、H5。而內(nèi)容趣味性和互動(dòng)性的相關(guān)系數(shù)分別為-0.257和-0.014，說(shuō)明內(nèi)容趣味性與購(gòu)買(mǎi)意愿存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系、互動(dòng)性與購(gòu)買(mǎi)意愿不存在顯著相關(guān)關(guān)系。故假設(shè)H3、H4不成立。（2）各影響因素與感知功能價(jià)值的相關(guān)分析各影響因素與感知功能價(jià)值的相關(guān)分析結(jié)果如表40所示。表SEQ表\*ARABIC40各影響因素與感知功能價(jià)值的相關(guān)分析變量皮爾遜相關(guān)性商家專業(yè)性.287**產(chǎn)品價(jià)格優(yōu)惠.546**內(nèi)容趣味性量表.340**互動(dòng)性-.338**意見(jiàn)領(lǐng)袖.727**注1）“**”在0.01級(jí)別（雙尾），相關(guān)性顯著；“*”在0.05級(jí)別（雙尾），相關(guān)性顯著。由表可知，各變量與感知功能價(jià)值的相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值均小于0.800，因此可初步認(rèn)為變量間不存在共線的問(wèn)題。商家專業(yè)性、價(jià)格優(yōu)惠、內(nèi)容趣味性和意見(jiàn)領(lǐng)袖4個(gè)影響因素與感知功能價(jià)值的相關(guān)系數(shù)分別是0.287、0.546、0.340、0.727，均在Ｐ＜0.01級(jí)別上顯著相關(guān)，因此，價(jià)格優(yōu)惠、意見(jiàn)領(lǐng)袖與購(gòu)買(mǎi)意愿均存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。因此，初步驗(yàn)證了假設(shè)H6、H7、H8、H10。而互動(dòng)性的相關(guān)系數(shù)為-0.338，說(shuō)明互動(dòng)性與感知功能價(jià)值存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，故假設(shè)H9不成立。（3）感知功能價(jià)值與購(gòu)買(mǎi)意愿的相關(guān)分析感知功能價(jià)值與購(gòu)買(mǎi)意愿的相關(guān)分析結(jié)果如表41所示。表SEQ表\*ARABIC41感知功能價(jià)值與購(gòu)買(mǎi)意愿的相關(guān)分析結(jié)果Pearson相關(guān)性感知功能價(jià)值購(gòu)買(mǎi)意愿購(gòu)買(mǎi)意愿1-感知功能價(jià)值.737**1注1）“**”在0.01級(jí)別（雙尾），相關(guān)性顯著；“*”在0.05級(jí)別（雙尾），相關(guān)性顯著。由表可知，感知功能價(jià)值與購(gòu)買(mǎi)意愿的相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值均小于0.800，因此可初步認(rèn)為變量間不存在共線的問(wèn)題。感知功能價(jià)值與購(gòu)買(mǎi)意愿的相關(guān)系數(shù)分別是0.737，均在Ｐ＜0.01級(jí)別上顯著相關(guān)，因此，感知功能價(jià)值與購(gòu)買(mǎi)意愿存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。因此，初步驗(yàn)證了假設(shè)H11。5.回歸分析最后通過(guò)回歸分析的方法，來(lái)對(duì)本文的研究假設(shè)和理論模型進(jìn)行進(jìn)一步的驗(yàn)證。首先，進(jìn)行各影響因素對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的回歸分析。然后，進(jìn)行各影響因素與感知功能價(jià)值的回歸分析。再次，進(jìn)行感感知功能價(jià)值與購(gòu)買(mǎi)意愿的回歸分析。最后，通過(guò)SPSS25.0軟件中的process插件的Bootstrap方法對(duì)感知風(fēng)險(xiǎn)的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)。（1）各影響因素對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的回歸分析為檢驗(yàn)各影響因素與購(gòu)買(mǎi)意愿的關(guān)系，以通過(guò)了相關(guān)性檢驗(yàn)的各個(gè)影響因素，即商家專業(yè)性、價(jià)格優(yōu)惠和意見(jiàn)領(lǐng)袖為自變量，以購(gòu)買(mǎi)意愿為因變量，構(gòu)建回歸模型1，利用SPSS25.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行多元回歸分析?；貧w分析結(jié)果如表42、表43所示。各影響因素與購(gòu)買(mǎi)意愿回歸模型摘要表SEQ表\*ARABIC42各影響因素與購(gòu)買(mǎi)意愿回歸模型摘要模型RR方調(diào)整后R方F標(biāo)準(zhǔn)估算的錯(cuò)誤1.733a0.5370.52971.0550.60247表SEQ表\*ARABIC43各影響因素與購(gòu)買(mǎi)意愿的回歸系數(shù)模型變量未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計(jì)B標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤Beta容差VIF1(常量)-0.3170.327--0.9690.334--商家專業(yè)性0.0440.0570.0460.7620.0000.6821.467價(jià)格優(yōu)惠0.8590.0670.65712.7390.0000.9461.057意見(jiàn)領(lǐng)袖0.3280.08780.2313.7330.0000.6581.519a.因變量：購(gòu)買(mǎi)意愿由表可知本次線性回歸模型的擬合度良好，R2=0.537,即各影響因素對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的解釋差異率為53.7%，意味著本次的運(yùn)算結(jié)果可以非常真實(shí)可靠地反映商家專業(yè)性、價(jià)格優(yōu)惠、意見(jiàn)領(lǐng)袖對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的影響情況。由于VIF全部小于5所以三個(gè)自變量之間不存在多重共線性。此外商家專業(yè)性（β=0.046,p<0.05）、價(jià)格優(yōu)惠（β=0.657,p<0.01）、意見(jiàn)領(lǐng)袖(β=0.231,p<0.01)對(duì)消費(fèi)者的購(gòu)買(mǎi)意愿均有顯著的正向影響。因此假設(shè)H1、H2、H5均成立。（2）各影響因素對(duì)感知功能價(jià)值的回歸分析為檢驗(yàn)各影響因素與感知功能價(jià)值的關(guān)系，以通過(guò)了相關(guān)性檢驗(yàn)的各個(gè)影響因素，即商家專業(yè)性、價(jià)格優(yōu)惠和意見(jiàn)領(lǐng)袖為自變量，以感知功能價(jià)值為因變量，構(gòu)建回歸模型2，利用SPSS25.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行多元回歸分析?；貧w分析結(jié)果如表44、表45所示。表SEQ表\*ARABIC44各影響因素與感知功能價(jià)值回歸模型摘要模型RR方調(diào)整后R方F標(biāo)準(zhǔn)估算的錯(cuò)誤2.839a0.7040.699145.5300.41987表SEQ表\*ARABIC45各影響因素與感知功能價(jià)值的回歸系數(shù)模型變量未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計(jì)B標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤Beta容差VIF2(常量)-0.6140.228--2.6890.008--商家專業(yè)性0.1540.0400.1883.8630.0000.6821.467價(jià)格優(yōu)惠0.4570.0470.4019.7140.0000.9461.057意見(jiàn)領(lǐng)袖0.9160.0610.74114.9690.0000.6581.519a.因變量：感知功能價(jià)值由表可知本次線性回歸模型的擬合度良好，R2=0.704,即各影響因素對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的解釋差異率為70.4%，意味著本次的運(yùn)算結(jié)果可以非常真實(shí)可靠地反映商家專業(yè)性、價(jià)格優(yōu)惠、意見(jiàn)領(lǐng)袖對(duì)感知功能價(jià)值的影響情況。由于VIF全部小于5所以三個(gè)自變量之間不存在多重共線性。此外商家專業(yè)性（β=0.188,p<0.05）、價(jià)格優(yōu)惠（β=0.401,p<0.01）、意見(jiàn)領(lǐng)袖(β=0.741,p<0.01)對(duì)消費(fèi)者的感知功能價(jià)值均有顯著的正向影響。因此假設(shè)H6、H7、H10均成立。（3）感知功能價(jià)值對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的影響為檢驗(yàn)感知功能價(jià)值與購(gòu)買(mǎi)意愿的關(guān)系，感知功能價(jià)值為自變量，以購(gòu)買(mǎi)意愿為因變量，構(gòu)建回歸模型3，利用SPSS25.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行多元回歸分析?；貧w分析結(jié)果如表46、表47所示。表SEQ表\*ARABIC46感知功能價(jià)值與購(gòu)買(mǎi)意愿的回歸模型摘要模型RR方調(diào)整后R方F標(biāo)準(zhǔn)估算的錯(cuò)誤3.737a0.5430.540220.9260.59520表SEQ表\*ARABIC47感知功能價(jià)值與購(gòu)買(mǎi)意愿的回歸系數(shù)模型變量未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計(jì)B標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤Beta容差VIF3(常量)-0.7690.224-3.4250.001--感知功能價(jià)值0.8640.0570.73714.8640.0001.0001.000a.因變量：購(gòu)買(mǎi)意愿由表可知本次線性回歸模型的擬合度良好，R2=0.543,即各影響因素對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的解釋差異率為54.3%，意味著本次的運(yùn)算結(jié)果可以非常真實(shí)可靠地反映感知功能價(jià)值對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的影響情況。此外感知功能價(jià)值(β=0.737,p<0.01)對(duì)消費(fèi)者的購(gòu)買(mǎi)意愿有顯著的正向影響。因此假設(shè)H11成立。（4）感知功能價(jià)值的中介效應(yīng)檢驗(yàn)使用SPSS25.0中的process插件的Bootstrap方法進(jìn)行感知功能價(jià)值的中介效應(yīng)檢驗(yàn)，在原始數(shù)據(jù)的樣本中有放回的抽取出5000個(gè)隨機(jī)樣本，它們?cè)?5%置信區(qū)間的中介效應(yīng)如表48所示。表SEQ表\*ARABIC48中介效應(yīng)顯著性分析路徑效應(yīng)95%置信區(qū)間上限下限商家專業(yè)性→感知功能價(jià)值→購(gòu)買(mǎi)意愿0.20210.30010.1011價(jià)格優(yōu)惠→感知功能價(jià)值→購(gòu)買(mǎi)意愿0.35830.44970.281內(nèi)容趣味性→感知功能價(jià)值→購(gòu)買(mǎi)意愿0.53670.70890.3419互動(dòng)性→感知功能價(jià)值→購(gòu)買(mǎi)意愿0.20210.30050.1025意見(jiàn)領(lǐng)袖→感知功能價(jià)值→購(gòu)買(mǎi)意愿1.04661.2660.8582利用Bootstrap方法進(jìn)行中介檢驗(yàn)時(shí)，如果置信區(qū)間沒(méi)有包含0，則中介效應(yīng)顯著。經(jīng)檢驗(yàn)，感知功能價(jià)值在商家專業(yè)性與購(gòu)買(mǎi)意愿的中介效應(yīng)顯著；感知功能價(jià)值在價(jià)格優(yōu)惠與購(gòu)買(mǎi)意愿的中介效應(yīng)顯著；感知功能價(jià)值在意見(jiàn)領(lǐng)袖與購(gòu)買(mǎi)意愿的中介效應(yīng)顯著。故假設(shè)H12、H13、H14、H15、H16成立?？偟难芯考僭O(shè)的檢驗(yàn)結(jié)果如表49所示表SEQ表\*ARABIC49研究假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果研究假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果H1:商家專業(yè)性對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿有顯著的正向影響成立H2:價(jià)格優(yōu)惠對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿有顯著的正向影響成立H3:內(nèi)容趣味性對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿有顯著的正向影響不成立H4:互動(dòng)性對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿有顯著的正向影響不成立H5:意見(jiàn)領(lǐng)袖對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿有顯著的正向影響成立H6:商家專業(yè)性對(duì)感知功能價(jià)值有顯著的正向影響成立H7:價(jià)格優(yōu)惠對(duì)感對(duì)知功能價(jià)值有顯著的正向影響成立H8:內(nèi)容趣味性對(duì)感知功能價(jià)值有顯著的正向影響成立H9:互動(dòng)性對(duì)感知功能價(jià)值有顯著的正向影響不成立H10:意見(jiàn)領(lǐng)袖對(duì)感知功能價(jià)值有顯著的正向影響成立H11:感知功能價(jià)值對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿有顯著的正向影響成立H12:感知功能價(jià)值在商家專業(yè)性對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的影響中發(fā)揮中介作用成立H13:感知功能價(jià)值在價(jià)格優(yōu)惠對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的影響中發(fā)揮中介作用成立H14:感知功能價(jià)值在內(nèi)容趣味性對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的影響中發(fā)揮中介作用成立H:15感知功能價(jià)值在互動(dòng)性對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的影響中發(fā)揮中介作用成立H16:感知功能價(jià)值在意見(jiàn)領(lǐng)袖對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿的影響中發(fā)揮中介作用成立（三）電商直播對(duì)生鮮農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買(mǎi)意愿的影響因素分析的結(jié)論本文通過(guò)對(duì)己有文獻(xiàn)和研究成果的分析，建立了電商直播情境下消費(fèi)者購(gòu)買(mǎi)意愿的理論模型，提出研究假設(shè)，通過(guò)SPSS信效度檢驗(yàn)和相關(guān)及回歸檢驗(yàn)，最終得到以下研究結(jié)論商家專業(yè)性和感知功能價(jià)值、購(gòu)買(mǎi)意愿的關(guān)系本研究證明，商家專業(yè)性會(huì)對(duì)感知功能價(jià)值和購(gòu)買(mǎi)意愿產(chǎn)生正向影響。假設(shè)H1、H6的驗(yàn)證成立能夠說(shuō)明，消費(fèi)者在觀看電商直播時(shí)商家的專業(yè)性將對(duì)感知功能價(jià)值產(chǎn)生正向影響，進(jìn)而影響購(gòu)買(mǎi)意愿。由此可以說(shuō)明商家在電商直播時(shí)展示越高的生鮮農(nóng)產(chǎn)品的專業(yè)性，直播間的用戶可以感受到越高的來(lái)自于產(chǎn)品的質(zhì)量和價(jià)值，從而提高購(gòu)買(mǎi)意愿。價(jià)格優(yōu)惠和感知功能價(jià)值、購(gòu)買(mǎi)意愿的關(guān)系本研究證明，價(jià)格優(yōu)惠會(huì)對(duì)感知功能價(jià)值和購(gòu)買(mǎi)意愿產(chǎn)生正向影響。假設(shè)H2、H7的驗(yàn)證成立能夠說(shuō)明，消費(fèi)者在觀看電商直播時(shí)產(chǎn)品的價(jià)格優(yōu)惠將對(duì)感知功能價(jià)值產(chǎn)生正向影響，進(jìn)而影響購(gòu)買(mǎi)意愿。由此可以說(shuō)明商家在電商直播時(shí)做出越高的、力度越大的產(chǎn)品價(jià)格優(yōu)惠時(shí)，越能刺激直播間的消費(fèi)者，讓他們感到物有所值，進(jìn)而購(gòu)買(mǎi)意愿也會(huì)更高。內(nèi)容趣味性和感知功能價(jià)值、購(gòu)買(mǎi)意愿的關(guān)系本研究證明，內(nèi)容趣味性會(huì)負(fù)向影響購(gòu)買(mǎi)意愿，內(nèi)容趣味性正向影響感知功能價(jià)值。通過(guò)對(duì)H3、H8假設(shè)的驗(yàn)證，得出結(jié)論：內(nèi)容趣味性負(fù)向影響購(gòu)買(mǎi)意愿。由此可以得出，電商直播更注重與將產(chǎn)品賣(mài)出去而不是單純的讓觀眾開(kāi)心。在消費(fèi)者觀看電商直播時(shí)，一味注重直播的節(jié)目效果和趣味性，只會(huì)讓觀眾像在看娛樂(lè)直播一樣觀看表演而不是通過(guò)展示了解商品并且購(gòu)買(mǎi)。內(nèi)容趣味性會(huì)對(duì)感知功能價(jià)值產(chǎn)生正向影響，說(shuō)明消費(fèi)者會(huì)對(duì)有趣的電商直播表演產(chǎn)生興奮愉悅的感覺(jué)，但是卻并沒(méi)有注重產(chǎn)品本身的價(jià)值，所以也沒(méi)有正向影響購(gòu)買(mǎi)意愿。互動(dòng)性和感知功能價(jià)值、購(gòu)買(mǎi)意愿的關(guān)系本研究證明，互動(dòng)性對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿沒(méi)有影響，互動(dòng)性負(fù)向影響感知功能價(jià)值。通過(guò)對(duì)H4、H9假設(shè)的驗(yàn)證，互動(dòng)性對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿沒(méi)有影響。所以人們?cè)谟^看電商直播時(shí)，互動(dòng)性高的人也不一定會(huì)有更高的購(gòu)買(mǎi)意愿?；?dòng)性負(fù)向影響感知功能價(jià)值，由此可以說(shuō)明消費(fèi)者在直播間與商家主播進(jìn)行越高頻率的互動(dòng)時(shí)代表他們對(duì)商品有更多的看法和意見(jiàn)，會(huì)對(duì)生鮮農(nóng)產(chǎn)品的的質(zhì)量、口感、新鮮度等功能價(jià)值的感知變?nèi)?。意?jiàn)領(lǐng)袖和感知功能價(jià)值、購(gòu)買(mǎi)意愿的關(guān)系本研究證明，意見(jiàn)領(lǐng)袖對(duì)感知功能價(jià)值和購(gòu)買(mǎi)意愿產(chǎn)生正向影響。H5、H10假設(shè)通過(guò)驗(yàn)證能夠證明，消費(fèi)者在電商直播情境下時(shí)主播的帶貨業(yè)務(wù)能力會(huì)對(duì)感知功能價(jià)值產(chǎn)生正向影響，進(jìn)而影響購(gòu)買(mǎi)意愿。由此可以說(shuō)明商家在電商直播時(shí)選用人氣越高的并且與生鮮農(nóng)產(chǎn)品行業(yè)越貼近的帶貨能力越高的主播時(shí)，越能刺激消費(fèi)者，讓他們對(duì)推薦的產(chǎn)品更信任，對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量的感知功能越強(qiáng)，從而提高購(gòu)買(mǎi)意愿。感知功能價(jià)值和購(gòu)買(mǎi)意愿的關(guān)系本研究證明，感知功能價(jià)值會(huì)對(duì)購(gòu)買(mǎi)意愿產(chǎn)生正向影響。假設(shè)H11通過(guò)驗(yàn)證能夠說(shuō)明，在觀看電商直播時(shí)消費(fèi)者對(duì)生鮮農(nóng)產(chǎn)品的外觀，口感，品質(zhì)及是否新鮮等功能價(jià)值的感知度越高，就會(huì)使他們的購(gòu)買(mǎi)意愿越強(qiáng)。四、電商直播下的生鮮農(nóng)產(chǎn)品銷售策略建議本文通過(guò)的以上的分析，結(jié)合研究結(jié)論，給生鮮農(nóng)產(chǎn)品商家在新的電商直播中的運(yùn)營(yíng)提出以下銷售策略及建議。（一）加強(qiáng)供應(yīng)鏈管理，增加商家專業(yè)性本研究證明，商家專業(yè)性正向影響感知功能價(jià)值和購(gòu)買(mǎi)意愿。生鮮農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)銷售最大的問(wèn)題就是運(yùn)輸與保存問(wèn)題，它們直接影響到了產(chǎn)品的質(zhì)量。首先在供應(yīng)鏈上游，加強(qiáng)生鮮農(nóng)產(chǎn)品采購(gòu)模式的本地化和標(biāo)準(zhǔn)化；加強(qiáng)供應(yīng)鏈中游環(huán)節(jié)的冷鏈物流相關(guān)設(shè)施建設(shè)，完善冷鏈物流體系，