理性中的非理性—网络强迫性购买行为的形成机理研究

理性中的非理性—网络强迫性购买行为的形成机理研究

理性中的非理性—网络强迫性购买行为的形成机理研究 朱研付红桥付士暄

【摘 要】 随着互联网日新月异的发展，中国大学生逐渐成为了网络购物的主体。本文基于刺激—机体—反应的理论框架，探讨双十一情境下，抢购氛围与大学生网络强迫性购买行为之间的关系，并给网络商家提供合适的管理启示，同时给大学生消费者提供合理的网购建议。

【关键词】 S-O-R模型 抢购氛围 时间压力 焦虑 强迫性购买 引 言

随着中国网络购物不断发展，中国青年报在20XX年进行过一次社会调查， 2580人中71.1%“网购成瘾”，25.6%有“比较严重”的“网购瘾”，45.5%“有一点网购上瘾”。网友曾自嘲“购物一时爽，看完账单泪两行”和“购物车满人欢笑，此日过后内战急”。本研究基于S-O-R理论框架，分析大学生网络强迫性购买行为机制。这不仅具有理论意义，且有助于电商商家寻找差异化竞争的突破口，同时也让大学生主体了解自己的购买行为机制，形成更合理的购买行为。 一、理论基础与研究假设

（一）刺激-机体-反应（S-O-R）理论

刺激-机体-反应（S-O-R）理论最开始研究环境对人类行为的影响，后来又被运用到研究传统商店环境对消费者购买意愿的影响。现在，S-O-R模型已经被运用到研究网络购物环境对消费者的影响。 （二）抢购氛围与感知时间压力

在网络购物中，商家营造的抢购氛围通过影响消费者的认知和情感对其购买决策参与度和购买意向产生影响。赵占波（20XX）表明电商商家通过制造限时限量抢购氛围会影响人们对产品的感受，最后会影响网购消费者的行为[1]。当限时促销营造抢购氛围时，大学生消费者因担心自己想购买的物品被其他购买者抢购而产生心理负担，逼迫自己在有限的时间里做出决定。而此时在收集信息的过程中过于强化自己的购买意愿，加上网络商品的可选選项过多而导致选择困难，最终强烈的购买欲望得不到遏制，进一步增强大学生消费者感知到的时间压力。

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因此，本研究提出假设：

H1：抢购氛围将正向影响消费者感知时间压力 （三）感知时间压力与网络强迫性购买行为

当消费者进行购物时，感知时间压力将对人们购买商品时的决策判断、产品的满意度、产品的偏好和评价及购后行为产生重要的影响[2]，并且感知时间压力往往会导致消费者产生许多非理性的购买行为，感知时间压力来源是独立的影响系统，它在多数情况下作为独立的中介变量影响消费者的购买行为。因此，本文提出了以下假设：

H2：感知时间压力将正向影响网络强迫性购买行为 （四）焦虑与感知时间压力、网络强迫性购买行为

消费者通过消费物品来消除或缓解焦虑感。在双十一来临时，尽管大学生们较理性，可是由于时间紧迫和抢购氛围诱惑，购买行为存在很多不确定性，且为了融入大学生群体缓解身份焦虑感，随之购买欲望增加，大学生们通过购买物品来满足欲望和缓解焦虑。因此，本研究提出假设：

H3：焦虑会正向调节消费者感知时间压力导致的网络强迫性购买行为 结合假设H1、H2和H3，基于以上理论假设，我们得出研究模型如图1所示。 二、研究设计 （一）量表设计

本研究结合现有成熟量表，并根据大学生的特性设计李克特5级量表，1代表“完全不同意”，5代表“完全同意”。 （二）数据收集

本研究的调查对象是全国各地的在校大学生，本文采取线上发布问卷，此次调查进行了15天，共收到278份答卷，经过筛选后，最后获得有效问卷262份。样本特征如下，在男女性别比例中，本次调查对象女性占了60%以上超过男性;年级分布中，调查对象大一大二大三大四分布较均匀;月生活费比较中，月生活费1001～1500元的学生人数占比62.9%，占据了大部分，其次是1501～20XX元和1000元及以下的区段，这个分布情况符合《20XX中国校园市场发展报告》中大学生月均生活费达1423元的情况。 三、数据分析

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（一）信度与效度检验

本研究通过验证性因子分析对问卷的测量题项进行信度与效度的检验。结果如表1所示，各个潜变量的Cronbach α值和组合效度（composite reliability，CR）值是0.735到0.836之间（均高于0.7），这表明量表具有良好的信度。 因子载荷和平均抽取方差（Average Variance Extracted，AVE）来检验量表的聚合效度。从表1可以看出，变量的AVE的值都高于0.5;各个题项在0.001显著水平下，标准负载都高于0.7，这个结果说明量表是具有良好的聚合效度。 判别效度是通过比较变量之间的相关系数和潜变量的AVE值来检验。通过表2反映，各变量AVE值的平方根（表中对角线上的加粗数字）均大于该变量与其他变量的相关系数，这说明量表具有良好的判别效度。 （二）共同方法偏差检验

本问卷对象统一，这样容易造成共同方法偏差，本研究参考温忠麟等（20XX）提出的卡方准则[3]，通过将共同方法偏差当作独立的潜变量放进结构方程模型检验，同时将所有的测量变量负载到这个共同方法偏差潜变量，进行前后模型的比较，来判断其拟合度，最终达到检验共同方法偏差问题。

具体操作是，设控制前模型M1的自由度为df1，卡方值为χ1，控制后模型M2的自由度为df2，卡方值为χ2。由于M1和M2为相互嵌套模型，这两个模型的比较需要根据他们的卡方值的差异进行判定，并根据样本量的大小选取不同的显著水平：如果N>=150时，α=0.01;N>=200时，α=0.001;N>=250时，α=0.0005;N>=500时，α=0.0001。本研究样本为262，故取α=0.0005为显著水平。检验结果（见表3）表明，控制前后的df差值是1，卡方的差值是6.618，α=0.0xxxx>0.0005，这说明将共同方法偏差因素加入之后，模型并未得到显著改善，据此可以判断，测量中的共同方法偏差不显著。 （三）假设检验

本文采用SmartPLS软件对模型的假设进行了检验，模型检验结果如图2所示。

本文所设假设均得到证明，如表4所示。 四、讨论和分析 （一）研究结论

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