消費者創(chuàng)新性對移動購物行為的影響機制研究——基于計劃行為理論視角

劉遺志， 湯定娜

（中南財經(jīng)政法大學 工商管理學院，湖北 武漢430073）

一、引 言

據(jù)中國互聯(lián)網(wǎng)信息中心（CNNIC）《中國移動互聯(lián)網(wǎng)調(diào)查研究報告》顯示，截至2014年6月，我國手機網(wǎng)民規(guī)模達5.27億，較2013年底增加2699萬人，手機網(wǎng)民規(guī)模首次超越傳統(tǒng)PC網(wǎng)民規(guī)模。其中，手機網(wǎng)絡(luò)購物用戶規(guī)模達20 499萬人，網(wǎng)民使用率為38.9%，年增長率為168.5%，移動購物正經(jīng)歷跨越式發(fā)展［1］。同時，隨著電商巨頭渠道下沉，縣級市及農(nóng)村物流體系的規(guī)劃和完善以及移動互聯(lián)網(wǎng)訪問門檻低等因素必將進一步促進移動購物市場的快速發(fā)展。因此，對消費者移動購物接受行為的研究具有現(xiàn)實意義。

移動購物衍生并從屬于移動商務(wù)，是移動商務(wù)一個更高的發(fā)展層次。由于移動購物出現(xiàn)較晚，學者們對它的研究相對較少。國內(nèi)現(xiàn)有研究主要基于技術(shù)接受模型（TAM）、價值接受模型（VAM）、創(chuàng)新擴散理論（IDT）以及理性行為理論（TRA）等理論來研究消費者信息技術(shù)采納和解釋等問題，而基于計劃行為理論的相關(guān)研究卻并不多見。事實上，由于移動購物行為是一種理性的購物行為，而且此行為還會受諸多客觀條件制約。因此，計劃行為理論適合解釋和預(yù)測移動購物采納行為。同時，計劃行為理論認為人格特質(zhì)、對事物的信念、工作特性和情境等外生變量都會對人的行為態(tài)度、主觀規(guī)范及控制行為認知產(chǎn)生影響。移動購物對于很多消費者來說還屬于新事物，而創(chuàng)新型消費者對新事物抱有更加積極的態(tài)度，對新事物的知覺控制感也較強，容易接受和采用新事物。因此，本文基于計劃行為理論，開發(fā)了消費者創(chuàng)新性影響移動購物行為機制模型，試圖通過調(diào)研數(shù)據(jù)，實證檢驗此模型對消費者移動購物行為的解釋力和預(yù)測力。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

消費者創(chuàng)新性反映了消費者個人比其他人更早接受市場創(chuàng)新的程度以及對待新鮮事物的態(tài)度。創(chuàng)新型消費者是企業(yè)新產(chǎn)品或新信息系統(tǒng)的重要用戶群，在他們所處的生活圈中往往扮演意見領(lǐng)袖的角色，有助于企業(yè)擴散新產(chǎn)品或新信息系統(tǒng)。盡管目前學術(shù)界還沒有形成對消費者創(chuàng)新性一致認同的概念，但它已經(jīng)被不同程度地應(yīng)用于多個學科當中。就營銷研究領(lǐng)域而言，消費者創(chuàng)新性被廣泛地應(yīng)用于新產(chǎn)品采用、擴散以及品牌延伸等相關(guān)研究［2］。同時，隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的快速發(fā)展，國內(nèi)外許多學者嘗試從不同學科和視角研究消費者創(chuàng)新性對網(wǎng)絡(luò)購物行為的影響。盡管如此，就目前國內(nèi)外現(xiàn)有文獻來看，消費者創(chuàng)新性對于顯著區(qū)別于傳統(tǒng)網(wǎng)絡(luò)購物的移動購物行為的相關(guān)研究明顯不足。因此，研究消費者創(chuàng)新性對移動購物行為的影響具有一定的理論意義。

消費者移動購物采納行為是由行為意向引發(fā)的，行為意向又由行為態(tài)度所決定。目前很多學者對態(tài)度、意向和行為三者關(guān)系進行了研究并總結(jié)出了一些理論模型，其中較為成熟的理論有TRA和TPB。理性行為理論（TRA）認為，個人行為完全被個人意愿所控制，它無法解釋那些非個人意愿所能控制的行為。在對理性行為理論進行修正的基礎(chǔ)上，Ajzen提出了計劃行為理論（TPB）［3］。和理性行為理論不同的是，Ajzen認為人的行為并非完全由個體意志所能控制，它還會受到其他因素（如購物技能和獲得方式等）的制約。因此，Ajzen在理性行為理論的基礎(chǔ)上增加了知覺行為控制變量作為影響行為意向的前置因素。計劃行為理論的應(yīng)用十分廣泛，大多數(shù)研究通過考察計劃行為理論各要素來預(yù)測和解釋個體行為［4］。伴隨新媒體走進人們的日常生活，有一部分研究者們開始運用計劃行為理論來預(yù)測和解釋消費者在線行為。黎志成等指出，計劃行為理論不但能解釋復(fù)雜條件下的個體行為，還能預(yù)測信息技術(shù)系統(tǒng)采納者的行為意向及實際行為［5］。

通過上述分析可知，計劃行為理論適合解釋和預(yù)測理性且受客觀條件制約的移動購物行為。因此，本文基于計劃行為理論，實證研究了消費者創(chuàng)新性對移動購物行為的影響，以期幫助移動商務(wù)企業(yè)解釋和預(yù)測消費者移動購物行為，針對創(chuàng)新型消費群體采取相應(yīng)的營銷策略促使他們采納移動購物方式，從而通過他們的示范效應(yīng)帶動更多沒有移動購物經(jīng)驗的消費者加入移動購物群體。

移動購物態(tài)度是指消費者喜歡或不喜歡移動購物的程度，移動購物是一種新型的購物方式，能滿足消費者求新求變的需要，容易受到消費者的追捧。消費者創(chuàng)新性特質(zhì)越強，采納移動購物的態(tài)度就越積極。因此，消費者創(chuàng)新性對移動購物態(tài)度的影響是正向的。由此，可以提出以下假設(shè)。

H1：消費者創(chuàng)新性與移動購物態(tài)度呈顯著正相關(guān)。

消費者移動購物主觀規(guī)范是指消費者決定是否采納移動購物行為所感知到的社會壓力，亦即相關(guān)群體對消費者是否采納移動購物行為所產(chǎn)生影響的大小。移動購物具有新穎性和新潮性，可以在一定程度上反映消費者對新生事物的態(tài)度，是現(xiàn)代消費者是否具有創(chuàng)新特質(zhì)的標志之一。消費者是否采納移動購物行為所感知到的社會壓力來源于拒絕采納移動購物可能會被周圍已采納移動購物的同事、朋友等相關(guān)群體認為是落后和守舊的。消費者創(chuàng)新特質(zhì)越強，就越容易感受到拒絕采納移動購物所帶來的非議。因此，消費者創(chuàng)新性和移動購物主觀規(guī)范呈正向相關(guān)。由此，可以提出以下假設(shè)。

H2：消費者創(chuàng)新性與移動購物主觀規(guī)范呈顯著正相關(guān)。

消費者移動購物的知覺控制是消費者進行移動購物的可能性和難易程度。相對其他購物方式，移動購物具有時尚性和比較優(yōu)勢，這會促使創(chuàng)新型消費者長期關(guān)注移動購物并主動準備進行移動購物所需的知識和技能。消費者創(chuàng)新性越強，消費者為移動購物所做的準備也會越充分，消費者進行移動購物的知覺控制感也就越強。因而，消費者創(chuàng)新性對移動購物知覺控制的影響是正向的。由此，本文可以提出以下研究假設(shè)。

H3：消費者創(chuàng)新性與移動購物知覺控制呈顯著正相關(guān)。

在TPB模型中，人對具體某項行為的態(tài)度會影響其行動意圖。移動購物行為大多數(shù)情況下是理性且受客觀條件制約的購物行為，消費者對移動購物態(tài)度越積極，采納移動購物的意愿也會越強烈。消費者對技術(shù)的態(tài)度越積極，就越有可能成為電子渠道的最先采用者，也越有信心通過在線渠道進行購物。因而，消費者移動購物態(tài)度與移動購物意向呈正相關(guān)。由此，可以提出以下假設(shè)。

H4：消費者移動購物態(tài)度對移動購物意向具有顯著的正向影響。

在TPB模型中，人對具體某項行為的主觀規(guī)范會與其行動意向呈顯著的正相關(guān)。消費者感知到相關(guān)群體促使其進行移動購物的壓力越大，消費者采納移動購物的意向就會越強烈。因而，消費者移動購物主觀規(guī)范對移動購物意向呈正相關(guān)。由此，可以提出以下假設(shè)。

H5：消費者移動購物主觀規(guī)范對移動購物意向具有顯著的正向影響。

在TPB模型中，人對具體某項行為的知覺控制與其行動意圖呈顯著正相關(guān)。消費者認為自身進行移動購物的能力和條件越好，感知資源越豐富，所遇障礙越少，那么消費者的知覺行為控制感越高，采納移動購物的意向和行為就會越強烈。因而，消費者移動購物知覺控制與移動購物意向和行為的關(guān)系呈正相關(guān)。由此，可以提出以下假設(shè)。

H6：消費者移動購物知覺控制對移動購物意向具有顯著的正向影響。

H7：消費者移動購物知覺控制對移動購物行為具有顯著的正向影響。

通常情況下，人的實際行動都是由人的行為意向所引起，移動購物行為是移動購物意向的行動表達。消費者移動購物意向越強烈，消費者就越有可能采納移動購物行為。因而，消費者移動購物行為意向?qū)σ苿淤徫镄袨榈挠绊懯钦虻摹Ｓ纱?，可以提出以下假設(shè)。

H8：消費者移動購物行為意向?qū)σ苿淤徫镄袨榫哂酗@著的正向影響。

移動購物行為通常情況下是一種有目的的理性購物行為，消費者通過移動購物追求新體驗和價值最大化。同時，消費者還會意識到這一行為并非完全受主觀意愿的控制，還會受到諸多客觀條件的制約，如進行移動購物行為所需的技術(shù)和資源等。因此，本研究基于計劃行為理論，結(jié)合消費者創(chuàng)新性提出本文研究模型。對于理性且受客觀條件制約的移動購物行為，消費者創(chuàng)新性對其作用機制如下：通過移動購物采納態(tài)度、移動購物主觀規(guī)范和移動購物知覺控制的中介作用影響移動購物意向，進而影響移動購物行為。

本文研究模型如圖1所示。

圖1 研究模型

三、模型變量與數(shù)據(jù)收集

1.模型變量

本問卷除了人口統(tǒng)計變量之外，共設(shè)置了18個指標，如表1所示。按照Hirschman的建議［6］，消費者創(chuàng)新性的測量包括三個方面：接受度、信息收集和獲取，分別對應(yīng)指標X11、X12和X13。計劃行為理論受到了Bagozzi的質(zhì)疑［7］，理由是它只測量了工具性態(tài)度，而忽視了情感性態(tài)度。因此，本文從工具性成份和情感性成份兩方面對態(tài)度進行測量，其中用X21測量消費者對移動購物行為的工具性態(tài)度，用X22和X23測量消費者對移動購物行為的情感性態(tài)度［8］。Sheera等研究認為［9］，計劃行為理論中的主觀規(guī)范并不能很好地體現(xiàn)社會對個人行為的作用，理由是個人的社會壓力很難直接來源于是否順從他人意愿。因此，本文采用Cialdini對主觀規(guī)范的劃分［10］：個人規(guī)范、示范性規(guī)范和指令性規(guī)范，其中個人規(guī)范又包含道德規(guī)范和自我認同二個維度。根據(jù)研究的實際情況，本文認為移動購物行為純屬個人購物方式，并不涉及道德品質(zhì)。因此，本文不對道德規(guī)范進行測量。如表1所示，本文分別用X31、X32和X33來體現(xiàn)自我認同、示范性規(guī)范和指令性規(guī)范。根據(jù)Ajzen對知覺行為控制的劃分［11］，用X41、X42來測量消費者進行移動購物時的自我效能感，用X43來測量消費者進行移動購物時的控制力。Gollwitzer研究認為［12］，人的行為意向可以劃分為前后兩個階段：動機的形成和計劃的形成。因此，本文采用X51和X52測量動機形成階段中消費者移動購物意向的強烈程度和用X53來測量計劃形成階段中消費者移動購物意向的強烈程度。由于人的行為具有連貫性的特點，本文采用PAVLOU對網(wǎng)絡(luò)購物行為進行測量［13］，用X61、X62和X63來測量移動購物行為。最后，對模型所有題項均采用Likert7級量表進行衡量，受調(diào)查者選擇1（非常不同意）到7（非常同意）對各問題進行打分。

2.數(shù)據(jù)收集

中國互聯(lián)網(wǎng)信息中心（CNNIC）《中國移動互聯(lián)網(wǎng)調(diào)查研究報告》顯示，截至2014年6月，我國手機網(wǎng)民以年齡30歲以下的年輕用戶為主體，占總體網(wǎng)民的比重達60%。在年輕用戶群體中，又以學生群體規(guī)模最大，在總體手機網(wǎng)民中的占比達24.9%。同時，大學生群體的創(chuàng)新意識相對比較強烈，他們?nèi)菀讓π迈r事物產(chǎn)生好感，也愿意接受和嘗試新鮮事物。因此，本文選取大學生作為研究樣本具有一定的合理性。本調(diào)研于2014年4月至5月在中南財經(jīng)政法大學和桂林電子科技大學兩所高校共發(fā)放問卷310份，收回269份，剔除無效樣本27份，最后得到有效樣本數(shù)為242份。在此次被調(diào)查對象中，男生人數(shù)為129人，占總樣本人數(shù)的53.3%；年齡在25歲以下的人數(shù)為187人，占總樣本人數(shù)的77.3%；?？粕?、本科生和研究生人數(shù)分別為55人、128人和59人；手機上網(wǎng)頻率以“每天多次”和“每天一次”為主，分別占總樣本人數(shù)的81.4%和14%。

四、研究結(jié)果

1.信度分析

采用Cronbach’sα系數(shù)和組合信度（CR）檢驗有效問卷的信度。表1顯示了所有變量的Cronbach’sα系數(shù)在0.818～0.858之間，所有系數(shù)都超過了0.7的標準，表明量表的內(nèi)部一致性良好。同時，表1還顯示了6個變量的CR值均在0.8以上，超過0.6的標準，表明量表具有良好的組合信度。

表1 測量模型的驗證性因子分析

2.效度分析

采用收斂效度和區(qū)別效度來檢驗研究模型的效度。表1顯示了量表中所有指標的標準負載均大于0.7，各因子的平均抽取方差（average variance extracted，AVE）均高于0.6，說明本量表具有良好的收斂效度。采用驗證性因子分析（CFA）對研究模型的6個因子之間的區(qū)別效度進行檢驗，對各種嵌套模型的擬合度進行檢測。表2顯示了6個因子模型的X2／df為0.97，小于3；GFI和AGFI分別為0.950，0.928，均大于0.9；RMR為0.050，剛好處于臨界點；CFI為0.986，大于0.9，表明了6個因子模型對數(shù)據(jù)擬合程度最好。同時，表2還表明了6個因子之間的區(qū)別效度良好。

表3顯示了對角線黑體數(shù)字所顯示的各個因子AVE平方根均大于相應(yīng)的相關(guān)系數(shù)，說明量表具有較好的區(qū)別效度。

表2 區(qū)別效度的分析結(jié)果

表3 因子AVE值平方根與因子間相關(guān)系數(shù)矩陣

模型的擬合指數(shù)見表4，除了AGFI略小于0.9以外，重要的擬合指標都位于可接受建議值的范圍內(nèi)，可見理論模型與實證數(shù)據(jù)具有較高的擬合度。

表4 模型擬合指數(shù)推薦值及實際值

3.假設(shè)檢驗

采用結(jié)構(gòu)方程模型對研究模型進行檢驗，結(jié)果如表5所示。從表5可知，表中8個假設(shè)有2個沒有通過檢驗。消費者創(chuàng)新性對移動購物態(tài)度（β＝0.337，T＝4.299）、移動購物知覺控制（β＝0.347，T＝4.553）影響顯著，H1和H3得到支持，表明了消費者創(chuàng)新程度越高，對移動購物接受態(tài)度就明顯，為進行移動購物所需技能和資源的準備也越充分。消費者創(chuàng)新性對移動購物主觀規(guī)范（β＝0.113，T＝1.496）影響并不顯著，H2沒有得到支持，表明消費者創(chuàng)新程度越高，對拒絕采納移動購物所帶來非議的壓力并不十分明顯。移動購物態(tài)度和移動購物知覺控制對移動購物意向（β＝0.174，T＝2.216；β＝0.242，T＝3.175）具有顯著影響，假設(shè)4和假設(shè)6得到了支持，這表明消費者移動購物態(tài)度越積極，購物技術(shù)越好，掌握資源越多，移動購物意向就越明顯。移動購物主觀規(guī)范對移動購物意向（β＝0.071，T＝0.996）正向影響并不顯著，假設(shè)5沒有得到支持，表明周圍人的看法對創(chuàng)新型消費者的移動購意圖影響并不顯著。移動購物知覺控制和移動購物意向?qū)σ苿淤徫镄袨椋é拢?.278，T＝3.642；β＝0.285，T＝3.667）影響顯著，因此，假設(shè)7和假設(shè)8得到了支持，這表明消費者態(tài)度越積極，所掌握的資源越多，移動購物技能越好，就越有可能發(fā)生移動購物行為。

表5 結(jié)構(gòu)方程模型檢驗結(jié)果

4.中介檢驗

為了檢驗移動購物意向在對移動購物知覺控制和移動購物行為之間的中介作用，本文按照Mackinnon等對中介作用檢驗的建議［14］，采用Bootstrap方法來檢驗中介作用是否存在，通過檢驗95%的置信區(qū)間是否包含零來判斷效應(yīng)是否存在，即移動購物知覺控制通過移動購物意向到移動購物行為的間接效應(yīng)是否顯著異于零。Bootstrap方法的優(yōu)點在于不要求樣本數(shù)據(jù)呈正態(tài)分布，而通過反復(fù)抽取樣本的方法來估算置信區(qū)間（CI）。表6顯示了移動購物意向在移動購物知覺控制和移動購物行為之間的中介結(jié)果，結(jié)果顯示總效應(yīng)（CI＝［0.200，0.610］，［0.186，0.598］）、間接效應(yīng)（CI＝［0.026，0.176］，［0.018，0.157］）和直接效應(yīng)（CI＝［0.112，0.542］，［0.111，0.518］）均不包含零。因此，移動購物意向部分中介了移動購物知覺控制對移動購物行為的效應(yīng)。同時，表6還顯示了Total Effect／SE、Indirect Effect／SE和Direct Effect／SE的值分別為3.82、2.14和2.98，均大于1.96，也表明了移動購物意向在移動購物知覺控制和移動購物行為的關(guān)系中起到了部分中介作用。

表6 MSI在MSPC和MSB之間的中介檢驗結(jié)果

五、研究結(jié)論與建議

本文基于計劃行為理論，就消費者創(chuàng)新性對移動購物行為的影響展開了實證研究，研究得出的具體結(jié)論如下：

（1）消費者創(chuàng)新性顯著影響移動購物態(tài)度和移動購物知覺控制。這表明創(chuàng)新型消費者渴望不同的購物體驗，興趣和獵奇心態(tài)會促使他們對移動購物有著積極的態(tài)度和成為移動購物的最先使用者。即使他們不太熟悉移動購物，也會努力收集和移動購物相關(guān)的信息，積極培養(yǎng)移動購物相關(guān)技能和準備所需資源，從而增強移動購物知覺控制感。

（2）本文的研究雖然證實了消費者創(chuàng)新性與移動購物主觀規(guī)范以及移動購物主觀規(guī)范與移動購物意向存在正向關(guān)系，但關(guān)系并不顯著。原因可能有二個：一是創(chuàng)新型消費者自我意識通常都較為強烈，他們并不十分在乎其他人對他們購物方式的評論；二是創(chuàng)新型消費者可能認為移動購物行為純屬購物方式，并不涉及道德品質(zhì)，因而他人評論對具有較高創(chuàng)新特質(zhì)的消費者影響不顯著。

（3）本文實證證實了消費者知覺控制會對移動購物行為產(chǎn)生顯著的正向影響，移動購物意向在消費者知覺控制和移動購物行為的關(guān)系中起部分中介作用。與傳統(tǒng)購物方式不同，移動購物行為是一種技術(shù)的接納和采用行為，它并不完全受個人的主觀愿望所控制，它還和消費者購物技能和進行移動購物所必需的資源有很大的關(guān)系。因此，知覺控制對移動購物渠道的采納起到了一個十分重要的作用。

（4）年輕和學歷較高的消費者具有較高的創(chuàng)新性，表3也顯示，大學生群體的創(chuàng)新性均值為5.41，顯著高于平均水平。因此，本文實證驗證了擁有良好教育背景的年輕群體普遍具有較高的創(chuàng)新性，對移動購物的態(tài)度也較為積極，知覺控制感也較強。因此，他們移動購物意圖和行為也較為強烈。

本文對移動商務(wù)企業(yè)的啟示主要體現(xiàn)在以下兩個方面：

（1）本文研究結(jié)果顯示，消費者創(chuàng)新性程度越高，他們對移動購物的態(tài)度也越積極，進行移動購物的知覺控制感也越強，就越有可能產(chǎn)生較為強烈的移動購物意圖和移動購物行為。因此，移動商務(wù)企業(yè)要能夠準確地識別出哪些消費群體創(chuàng)新程度較高，針對這部分人群采取相應(yīng)的策略，從而提高信息系統(tǒng)的市場接受度和擴散速度。移動商務(wù)企業(yè)可以在創(chuàng)新性人群較為集中的地方（如高校、公司白領(lǐng)聚集的地方），通過加強對移動購物相對優(yōu)勢的宣傳，提供快速和準時的個性化服務(wù)，強化移動購物是時尚生活的象征、加強對消費者購買安全和個人隱私的保護和免費試用等策略來增強消費者對移動購物的積極態(tài)度，從而刺激移動購物意向，促使他們采納移動購物。

（2）移動購物知覺控制不但會通過移動購物意圖影響移動購物行為，而且還會對移動購物行為產(chǎn)生直接影響，知覺控制在影響移動購物的因素中起著一個十分重要的作用。移動購物是一種新興信息技術(shù)的應(yīng)用，具有信息系統(tǒng)的共同特點，對于某些消費者，特別是對缺乏網(wǎng)絡(luò)購物經(jīng)驗或者手機上網(wǎng)經(jīng)驗的消費者來說并不是一件十分容易的事。因此，移動商務(wù)企業(yè)可以通過優(yōu)化流程、簡化操作、加強商品分類和界面的友好性等策略來增加信息系統(tǒng)的易用性，提高移動購物所需資源的易得性和培養(yǎng)消費者移動購物技能和習慣等策略來增加消費者的知覺控制感。參考文獻：

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