基于計劃行為理論的新零售品牌購買行為分析

郝思舜 吳奕霖 張思凡 蔣梓萱 鄭昕遙

【摘要】隨著電商紅利的漸趨飽和新零售趨勢成為實體經(jīng)濟的新浪潮，瑞幸咖啡順應互聯(lián)網(wǎng)時代的新零售方式產(chǎn)生，成為我國咖啡行業(yè)最先嘗試該營銷模式的品牌。計劃行為理論是基于消費者行為模式和意向關(guān)系的理論模型，因此本文將基于計劃行為理論模型，利用問卷調(diào)查法、回歸性分析等研究方法分析消費者購買新零售品牌的行為意向

【關(guān)鍵詞】計劃行為理論?購買行為?回歸性分析

一、引言

近年來，傳統(tǒng)咖啡的銷售模式已經(jīng)無法滿足消費者的需求，當前處于傳統(tǒng)咖啡行業(yè)的轉(zhuǎn)型期，推動了咖啡市場新浪潮的興起。而瑞幸咖啡作為一家新零售專業(yè)咖啡率先進入咖啡行業(yè)新浪潮，嘗試用互聯(lián)網(wǎng)思維重新定義咖啡消費，通過線上數(shù)據(jù)化經(jīng)營和線下無限場景空間引流相結(jié)合的咖啡新零售模式，打破傳統(tǒng)咖啡行業(yè)的經(jīng)營理念和銷售模式，達到產(chǎn)品、價格、便利性的最優(yōu)平衡。新零售狀態(tài)下的咖啡是移動的、即時的、觸手可得的，因此能將用戶的需求隨時喚醒，產(chǎn)生粘性，本研究基于此，以瑞幸咖啡為代表去考察消費者對于新零售品牌的購買行為。

二、研究模型與假設

理性行為理論主張：?行為意向直接影響行為，而行為意向則受行為態(tài)度和主觀規(guī)范的直接影響。后來，阿耶茲質(zhì)疑該理論的基本預設，指出個體是否開展某一行為并非全憑自己的意志控制，很多行為會受制于機會、資源、技能、他人合作等各種條件。他由此引入知覺行為控制的概念，以解釋和預測非完全意志行為。計劃行為理論主張：?行為意向直接影響行為，知覺行為控制也可能直接影響行為，而行為意向則同時直接受行為態(tài)度、主觀規(guī)范與知覺行為控制的影響。這些關(guān)系均為正相關(guān)關(guān)系：?一方面，當其他條件相同時，行為態(tài)度越積極，主觀規(guī)范越強烈，知覺行為控制越強烈，就越有可能導致行為意向;?另一方面，當其他條件相同時，行為意向越強烈，就越有可能導致實際行為。

本文根據(jù)計劃行為理論提出模型，見圖一。

根據(jù)提出模型，我們做了以下假設。

H1：消費者的行為態(tài)度正向影響消費者的購買意向

H2：消費者的主觀規(guī)范正向影響消費者的購買意向

H3：消費者的知覺行為控制正向影響購買者的購買意向

H4：消費者的行為意向正向影響消費者給購買行為

三、研究方法

（一）樣本來源與分析方法

瑞幸咖啡作為一家新零售專業(yè)咖啡，結(jié)合線上數(shù)據(jù)化經(jīng)營和線下無限場景空間引流，達到產(chǎn)品、價格、便利性的最優(yōu)均衡，其消費者主要集中在18～30歲的青年群體，以白領(lǐng)和大學生居多，基于此數(shù)據(jù)，本研究的樣本選取集中在大學生及其他年輕人群體。本調(diào)查通過網(wǎng)絡進行，本次調(diào)查共收回192份樣本，去除掉作答時間過短（少于30秒）的部分樣本，最終收取到171份有效樣本。

在數(shù)據(jù)分析方法上，本文主要采用SPSS20統(tǒng)計軟件進行統(tǒng)計分析，對問卷進行信度分析和回歸性分析，對相關(guān)假設進行檢驗。

（二）變量測量

本研究所使用的調(diào)查問卷共有5個變量，分別為行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制、行為意向以及購買行為。本研究中所使用的變量均來自于已有的文獻，并根據(jù)本研究的研究情景對這些變量進行了相應調(diào)整。采用里克特量表測量，1～5代表的程度從最低到最高，1代表完全不同意或非常少，5代表完全同意或非常多。

對于消費者行為態(tài)度的測量，本文參考了George的研究;購買行為參考了Bagozzi等人的研究;主觀規(guī)范、知覺行為控制的測量參考了Taylor和Todd的量表;行為意向的測量參考了Shimp和Kavas的研究。

四、數(shù)據(jù)分析

（一）信度和效度分析

信度是反映同一變量所有問項答案的一致性程度，通常用 Cronbach?α來衡量。在信度測試下，行為態(tài)度的信度系數(shù)為0.950，主觀規(guī)范的信度系數(shù)為0.852，知覺行為控制的信度系數(shù)為0.867，行為意向的信度系數(shù)為0.942，行為的信度系數(shù)為0.965，均高于0.8，總量表的信度系數(shù)為0.915。由此判定，本研究使用的量表具有較好的信度。

（二）回歸分析檢驗假設

對回歸效果進行檢驗。SPSS?軟件會自動進行回歸效果的統(tǒng)計檢驗，包括回歸方程的擬?合度檢驗、回歸方程的顯著性檢驗和回歸系數(shù)的顯著性檢驗。擬合度檢驗通常用復相關(guān)系數(shù) R2?來判斷，R2?越接近于 1，表明回歸直線的擬合程度越好;回歸方程的顯著性檢驗（F檢驗）和回歸系數(shù)的顯著性檢驗（t檢驗）都是計算樣本統(tǒng)計量的相伴概率P值，將其與給定的顯著水平α（即信度）值相比較。若 P<α，則表明在這一信度水平上，回歸方程的回歸系數(shù)有統(tǒng)計學意義;若P>?α，則表明在這一信度水平上，回歸方程的回歸系數(shù)無統(tǒng)計學意義。

檢驗H1假設：

線性關(guān)系顯著性檢驗：由表1可以看出回歸模型的回歸平方和122.105，均方差為 122.105;殘差平方和為 80.619，?均方差 0.474。統(tǒng)計量F=257.481，相伴概率值為?ρ =0.000<0.001（信度），說明回歸方程通過了顯著性檢驗，和行為態(tài)度之間有線性關(guān)系。

檢驗H2假設：

線性關(guān)系顯著性檢驗：由表 2?可以看出回歸模型的回歸平方和120.047，均方差為 120.047;殘差平方和為 82.676，?均方差 0.486。統(tǒng)計量 F=246.843，相伴概率值為ρ=0.000<0.001（信度），說明回歸方程通過了顯著性檢驗，和主觀規(guī)范之間有線性關(guān)系。

檢驗H3假設：

線性關(guān)系顯著性檢驗：由表 3?可以看出回歸模型的回歸平方和97.134，均方差為 97.134;殘差平方和為 105.589，?均方差 0.621。統(tǒng)計量

F=156.388，相伴概率值為?ρ =0.000<0.001（信度），說明回歸方程通過了顯著性檢驗，和知覺行為控制之間有線性關(guān)系。

檢驗H4假設：

線性關(guān)系顯著性檢驗：由表 4?可以看出回歸模型的回歸平方和111.582，均方差為 111.582;殘差平方和為 157.273，?均方差 0.925。統(tǒng)計量 F=120.612，相伴概率值為?ρ =0.000<0.00

1（信度），說明回歸方程通過了顯著性檢驗，和購買意向之間有線性關(guān)系。

回歸系數(shù)顯著性檢驗：由表5可以看出自變量都通過了回歸系數(shù)的顯著性檢驗（t?檢驗），說明具有回歸意義。由此可見，通過線性回歸可以驗證行為態(tài)度正向影響行為意向且影響較大、主觀規(guī)范正向影響行為意向且影響較大、知覺行為控制正向影響行為意向且影響較大、行為意向正向影響行為且影響較大。

五、結(jié)論

（一）主要結(jié)論

本文基于計劃行為理論研究消費者瑞幸咖啡購買行為意向，發(fā)現(xiàn)行為態(tài)度、主觀規(guī)范與知覺行為控制對瑞幸咖啡購買行為意向均有顯著影響，其中行為態(tài)度與主觀規(guī)范的影響效果更顯著。行為意向?qū)θ鹦铱Х鹊馁徺I行為也有顯著影響。本文的研究結(jié)論進一步體現(xiàn)消費者對于瑞幸咖啡的購買意向受行為態(tài)度與主觀規(guī)范影響較大。所以瑞幸咖啡品牌在營銷過程中可以將賣點更傾向于受眾個人的體驗感，加強受眾對品牌的積極態(tài)度;在傳播過程中加強個人與周圍人的聯(lián)系，增添并增強受眾之間的紐帶，充分利用代言人的意見領(lǐng)袖作用，提高代言人與品牌的同時出鏡率。

（二）研究不足

在整理分析數(shù)據(jù)時我們發(fā)現(xiàn)，每個假設的擬合度都不夠高，最高僅到0.602，最低的甚至低于0.5。問卷發(fā)放時男女比例3：7，嚴重失衡，發(fā)放地區(qū)中有些地區(qū)品牌尚未普及，這些因素都可能對結(jié)果產(chǎn)生影響。

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