一、绪论
（一）研究背景
汽车的刚性需求是推动中国汽车市场不断增长的动力之一。中国汽车产业未来将长时间保持强劲需求，竞争的结果将由产品的直接竞争，转向以产品为基础，企业从研发开始，一直到销售后服务竞争的产业链上。随着中国汽车市场的进一步发展，新车保有量不断增加，消费者换车需求彰显出来，未来二手车交易量与新车销量差距将进一步缩小。目前中国的二手车市场发展处于初期阶段，其主要特征为：二手车是一手车的衍生品，具有许多一手车的产品属性特征，但是水平不同;二手车与一手车的用户消费理念趋同，购买能力不足;一手车市场的发展决定了二手车市场的诞生，一手车市场的成熟决定了二手车市场的规模;二手车交易具有“重复性”特征，一手车只交易一次，而二手车可能交易数次;一手车交易双方是单向不可逆的，二手车交易双方是双向可逆的;二手车市场滞后于一手车市场启动，但规模会超过一手车;一手车应以需求为导向进行营销，而二手车要以产品为导向进行营销。
二、文献综述
（一）需求理论
马斯洛Maslow（1954）提出需求层次理论认为人们的行为是因为需求而产生动机，而人们的需求是有层次之分的。这个理论的假设是个体在高层次需求出现之前，先寻求低层次需求的满足。具体包括如下五种需求层次：
1.生理需求：人类不需要经过学习的需求，是生存所必须的最基本的需求。
2.安全需求：自我安全的保障，避免财产的损失，以及人们心理上追求的安全感。
3.社会需求：包括两个方面的内容。一方面是友爱的需求;另一方面是归属感的需求。
4.尊重需求：希望拥有稳定的社会地位，要求个人的能力和成就得到社会的承认。
5.自我实现的需求：自我实现的需求是最高层次的需要，是指实现个人理想和抱负，发挥个人的能力到最大程度，达到自我实现境界。
（二）学习理论
聂飞指出学习是经验的衍生品。因经验而产生的学习分为两种：一种是有计划的练习或训练而产生的学习;另一种是偶然的生活经历而产生的学习。
1.消费者学习的概念
杨文博认为消费者学习是后天习得的。通过学习，消费者可以获得丰富的知识和经验，提高了对环境的适应能力。同时，在学习的过程中，其行为也在不断地调整和改变。
2.消费者学习的要素
杨文博认为消费者学习是个体获取购买及消费知识和经验以用于未来相关行为的一个过程。
一是动机：能够对学习产生激励的作用。
二是提示：为动机提供了学习的线索。
三是反应：根据刺激和提示采取的行动。
四是强化：能够提高某种反应在未来特定情况下重复发生的可能性。
（三）个性理论
孔庆民、梁修庆认为个性是决定和折射个体如何对环境做出反应的内在心理特征。是认知、情感和行为综合的复杂组织。个性消费心理特征是在个人心理活动过程中经常表现出来的、稳定性的心理特点的总和，它使人具有一定的消费意识倾向性。
1.消费者个性的概念
籍兴指出消费者个性是某个人身上经常地、稳定地表现出来的心理特征的综合。所谓经常的、稳定的心理特征，是指以结构形成的在个体身上比较固定的特点。
2.消费者个性“大五模型”理论
Christal 和Tepus利用电脑对有关空军个性特征的成千上万份数据资料进行分析，结果发现所有的个性特征可以被归为这五种个性要素的集合，最终形成了人类个性的大五模型。大五模型将各种个性特征规划为神经质、外向性、开放性、和悦性以及谨慎性五个方面。由于人类个性特征的复杂性、抽象性等方面，大五模型是较为普遍被认同的个性结构。
（四）态度理论
1.消费者态度的概念
杨柳指出消费者态度是指消费者对客体、属性和利益的情感反应，即消费者对某件商品、品牌，或公司经由学习而有一致的喜好或不喜欢的反应倾向。购买者的态度与过去的经验或者周遭的资讯有着密切的关联。购买者的决策可能会受到影响而发生改变。
2.消费者态度的三成分理论模式
Hawkins et al提出三成分理论模式。态度是个人长期对特定事物的想法、价值观的取舍、诉诸行动的衡量取向。分别是认知、感觉和行为倾向三个方面组成。
一是认知：消费者产生的直接经验和信息结合的知识和感觉，就是消费者认为的特征，并且会采取某些特定性为产生的结果。
二是情感：消费者对于目标产生的情感。喜欢或者讨厌消费者的情绪对其正面或者负面都有增强的效果。
三是行为倾向：消费者对于目标产生的特定行为。通常称之为购买意愿，购买意愿的衡量通常都是用来解释消费者的行为。
（五）动机理论
Hawkins and Coney 认为动机是驱动人们付诸行动的理由。动机是直接驱使消费者实行某种购买活动的一种内部动力，反映了消费者在心理、精神和感情上的需求，实质上是消费者为达到需求采取购买行为的推动者。动机是消费者需求与其购买行为的中间环节，具有承前启后的作用。
（六）消费者购买行为
1.消费者购买行为的概念
Kotler认为消费者购买行为是人们满足欲望和需要而寻找、选择、购买、使用、评价及处置产品和服务时的过程活动。包括消费者主观心理活动和客观物质活动两个方面。
2.消费者购买行为的衡量因素
根据秦兆玮提出的衡量标准，结合本研究针对的消费者群体，采用信息搜寻意愿、产品购买评估、购买意愿决策三个因素进行衡量。
（七）研究假设
H1 动机对消费者购买一手车/二手车行为有影响
H2 态度对消费者购买一手车/二手车行为有影响
H3 学习因素在中国消费者动机与购买行为之间有影响
H4个性因素在中国消费者动机与购买行为之间有影响
H5人口统计变量因素对消费者购买行为具有差异性
三、研究方法设计
（一）抽样方法
本研究采用的抽样方法是简单随机抽样，研究发现的共性较好。考虑到总体中的所有元素，即中国地区的全部消费者群体。
（二）抽样对象
本研究以中国整体地区作为调查对象，以中国地区的全体消费者作为研究对象。本研究的抽样对象需要排除在中国地区的外国人样本。
（三）抽样大小
本研究的样本大小为400份样本。样本大小是以中国不同区域的消费者作为基础，根据Krejcie与Morgan提出的确保决策质量的样本规模表格，收集不同地区的统计结果并分析。
（四）抽样过程
根据抽样大小的确定，本研究采取网络问卷形式，通过网络问卷软件发放问卷。发放时间为2014年11月，收回420份问卷。有效问卷400份。
（五）研究工具
研究方法采用封闭式问卷法。第一部分为调查受访人的个人资料信息，主要包括性别、年龄、家庭状况、职业、教育程度、区属区域、家庭平均收入等方面。第二部分为各变量的具体量表，量表分为七个衡量尺度，包括重要程度的七级列表以及同意不同意的七级列表。
四、研究结果分析
（一）调查问卷信度分析
本研究通过网络问卷平台面向中国消费者市场共发放420份问卷，回收有效问卷400份。有效问卷回收率为95.2%。
本研究采用Cronbach’s Alpha系数信度测量工具。用来同一个因素内部各题项之间的一致性。在具体操作中，只要α系数达到0.6以上，该测量工具的信度就是可以接受的。利用数据统计软件进行分析，根据回收400份样本统计，23道变量题目全部的信度Cronbach’α值为0.957，由此可得，本研究的各变量的题项内部具有一致性和稳定性。
（二）调查问卷效度分析
根据以往的研究成果，KMO值越接近1，越适合做公共因子分析，一般当KMO大于0.7时，表明双项间的公共因子越多，如果KMO值小于0.5，就表示不适合做因子分析。根据数据显示，KMO值为0.955，表明数据十分适合做因子分析。而Bartlett近似卡方为9058.984，Sig值为0.000小于0.05，表明数据适合做因子分析，能够提取最少的因子同时又能解释大部分的方差。
（三）调查问卷结构因素排列分析
1.一手车
排序的平均综合得分计算方法为：选项平均综合得分=（Σ 频数×权值）/本题填写人次。根据需求的重要程度对购买一手车行为进行排序。汽车的安全性（6.72）和价格（6.19）是中国消费者选择购买一手车考虑的关键。
2.二手车
排序的平均综合得分计算方法为：选项平均综合得分=（Σ 频数×权值）/本题填写人次。根据需求的重要程度对购买二手车行为进行排序。汽车的安全性（6.76）和价格（6.01）是中国消费者选择购买二手车考虑的关键。
根据问卷中关于一手车/二手车的考虑因素的排序选择，对比一手车/二手车的关键因素得：不论购买一手车还是二手车，汽车的安全性和价格是消费者考虑的关键因素。其次，一手车的考虑因素更多倾向于外观设计和品牌，而二手车的考虑因素更多倾向于舒适度以及耗油量等方面。
（四）调查问卷心理特征因素相关性分析
1.动机因素与购买行为的相关性分析
通过统计软件分析得出动机因素和购买行为因素的相关性分析结果，通过400份样本统计，动机因素的均值是5.20，学习因素的均值是4.71，Pearson 系数为0.551**，说明两者正向相关。Sig值小于0.05，说明具有显著性。由此得出动机因素和购买行为因素在0.01的水平上显著相关。
2.态度因素与购买行为的相关性分析
通过统计软件分析得出态度因素和购买行为因素的相关性分析结果，通过400份样本统计，态度因素的均值是5.31，购买行为因素的均值是4.71，Pearson 系数为0.574**，说明两者正向相关。Sig值小于0.05，说明具有显著性。由此得出态度因素和购买行为因素在0.01的水平上显著相关。
3.学习因素与购买行为的相关性分析
通过统计软件分析得出学习因素和购买行为因素的相关性分析结果，通过400份样本统计，学习因素的均值是4.99，购买行为因素的均值是4.71，Pearson 系数为0.554**，说明两者正向相关。Sig值小于0.05，说明具有显著性。由此得出学习因素和购买行为因素在0.01的水平上显著相关
4.个性因素与购买行为的相关性分析
通过统计软件分析得出个性因素和购买行为因素的相关性分析结果，通过400份样本统计，个性因素的均值是4.35，购买行为因素的均值是4.71，Pearson 系数为0.677**，说明两者正向相关。Sig值小于0.05，说明具有显著性。由此得出个性因素和购买行为因素在0.01的水平上显著相关。
（五）调查问卷心理特征因素回归分析
1.动机、态度与购买行为的回归分析
通过统计软件的分析得出态度、动机和购买行为的回归分析结果，通过400份样本统计，由此可得模型的相关系数为0.590，调整后的决定系数为0.345，说明解释变异度达到34.5。模型拟合度检验结果表明，当回归方程包含不同的自变量时，F值为105.941，其显著性概率值为0.000，小于0.01，说明具有显著性。因此，最终回归方程的拟合效果很好。系数模型可得购买行为是因变量，态度、动机为自变量的回归分析结果，结果显示动机、态度对购买行为有显著的正面影响，显著性值均小于0.05，其中，态度对购买行为的影响最大，标准化回归系数为0.374。根据回归结果可以建立购买行为的预测模型为：购买行为 = 1.607+0.239*动机+0.351*态度。
2.动机和购买行为的回归分析
通过统计软件的分析得出动机和购买行为的回归分析结果，通过400份样本统计，由此可得模型的相关系数为0.574，调整后的决定系数为0.329，说明解释变异度达到32.9%。模型拟合度检验结果表明，当回归方程包含不同的自变量时，F值为195.283，其显著性概率值为0.000，小于0.01，说明具有显著性。因此，最终回归方程的拟合效果很好。系数模型可得购买行为是因变量，动机为自变量的回归分析结果，结果显示动机对购买行为有显著的正面影响，显著性值均小于0.05，标准化回归系数为0.574。根据回归结果可以建立购买行为的预测模型为：购买行为 = 1.855+0.539*动机。
3.态度和购买行为的回归分析
通过统计软件的分析得出态度和购买行为的回归分析结果，通过400份样本统计，由此可得模型的相关系数为0.551，调整后的决定系数为0.302，说明解释变异度达到30.2%。模型拟合度检验结果表明，当回归方程包含不同的自变量时，F值为173.274，其显著性概率值为0.000，小于0.01，说明具有显著性。因此，最终回归方程的拟合效果很好。系数模型可得购买行为是因变量，态度为自变量的回归分析结果，结果显示态度对购买行为有显著的正面影响，显著性值均小于0.05，标准化回归系数为0.551。根据回归结果可以建立购买行为的预测模型为：购买行为 = 1.888+0.544*态度。
4.动机、学习、个性和购买行为的回归分析
通过统计软件的分析得出动机、学习、个性和购买行为的回归分析结果，通过400份样本统计，由此可得模型的相关系数为0.733，调整后的决定系数为0.534，说明解释变异度达到53.4%。模型拟合度检验结果表明，当回归方程包含不同的自变量时，F值为153.490，其显著性概率值为0.000，小于0.01，说明具有显著性。因此，最终回归方程的拟合效果很好。系数模型可得购买行为是因变量，动机、个性、态度为自变量的回归分析结果，结果显示对购买行为有显著的正面影响，显著性值均小于0.05。根据回归结果可以建立购买行为的预测模型为：购买行为 0.617+0.224*动机+0.104*学习+0.549*个性。
（六）调查问卷心理特征因素结果综述
根据人口统计变量的统计，结合调查问卷结构交叉性分析得出以下结果。
一是不同性别的消费者选择购买汽车的类型不具有差异性。
二是不同年龄的消费者选择购买汽车的类型不具有差异性。
三是不同区域的消费者选择购买汽车的类型不具有差异性。
四是不同可支配收入的消费者选择购买汽车的类型不具有差异性。
综上所述：人口统计变量对于中国消费者心理行为选择购买汽车的类型不具有差异性。
本研究主要基于消费者心理行为理论的理论框架，探讨消费者心理行为理论中“态度”、 “动机”与购买行为理论中的维度，在回顾文献的基础上，制定了调查问卷量表，在经过相关性分析及回归分析得出以下结果，
动机对消费者购买一手车/二手车行为有影响，正相关。
态度对消费者购买一手车/二手车行为有影响，正相关。
学习因素在中国消费者动机与购买行为之间有影响，正相关。
个性因素在中国消费者动机与购买行为之间有影响，正相关。
五、研究结论
动机是消费者心理行为理论的基础性因素。本研究的结果表明，消费者的动机对购买一/二手车有正面影响。即消费者的动机越强烈，其购买意愿越高;反之，消费者的动机不强烈，则购买意愿越低。说明分析结果与本研究的动机因素模型理论相一致。
态度作为消费者心理行为理论中一个非常重要的因素，它反映了人们对执行某种行为的正面（积极）或负面（消极）的感受或评价。本文的研究结果表明，消费者行为态度对购买一/二手车有正向影响，即消费者持有的态度越积极，其购买意向越高;反之，消费者对一/二手车持有态度越消极，其购买意向越低。说明分析结果与本研究的态度因素理论相一致。
学习是消费者心理行为理论里的另一个因素，它是指个人在是否采取某特定行为时，感受到此行为所涉及到的社会习俗和群体压力。本文的研究结果表明，消费者行为规范对购买一/二手车有正向影响，即消费者学习能力越高，那么消费者产生试用或者研究产品的能力就越强，从而激发消费者的购买意愿;反之，若学习能力越低，消费者产生试用或者研究产品的能力就越弱，从而削弱消费者的购买意愿。由此说明分析结果与本研究的学习因素理论相一致。
个性是一个区别于他人的，在不同环境中显现出来的，相对稳定的，影响人的外显和内隐性行为模式的心理特征的总和。本文通过研究发现，一个人的个性越鲜明，对于购买一/二手车的购买意愿影响越大。说明分析结果与本研究的个性因素理论相一致。
本研究的人口统计变量因素包括性别、年龄、婚姻状况、职业、教育程度、所选区域、可支配月收入等方面。在统计过程中选取其中性别、年龄、所在区域、可支配月收入四个因素进行分析，结果分析发现，人口统计变量对于中国消费者购买一手车或者二手车的影响不具有差异性。
1 研究背景
随着现代旅游业的发展，越来越多的旅游者对参与性、新奇性的旅游产品，尤其是对如旅游主题公园等类型的旅游产品产生了较强的吸引力。上海2010年世博会，是中国举办的首届世界博览会，自2010年5月1日开始，到10月31日结束，吸引了众多的旅游者参观，带动了区域的旅游发展。传统观念上理解，旅游购买行为是在旅游者购买心理的支配下产生的，受到多种环境因素的影响。国外学者Gilhert（1997）[1]从个人决定因素和外部决定因素两个方面进行分析，个人因素包括个体性别、年龄特征、个性特征、对旅游的态度、受教育水平、所处的家庭阶段以及相关群体、旅游者的职业特征、旅游动机、旅游知觉、信仰等能直接影响旅游者产生旅游购买行为以及能够采取旅游消费行动的源自旅游者自身的因素；外部因素包括外部刺激因素，旅游者所处的社会群体、文化类型、旅游企业的宣传促销、旅游的社会影响力等间接对旅游购买行为产生影响的各种因素；对这两项因素归结为文化因素、身体因素、情感因素、个人发展因素、社会角色与地位因素五个方面的细分因素加以总结。Gary Armstrong和Philip Kotler 在《营销学导论》（Marketing：An Introduction）[2]一书中将影响旅游购买行为的因素分为文化因素、社会因素、个体因素、心理因素。国内很多学者也从不同的角度对影响旅游购买行为的要素进行了方方面面的研究，保继刚（1987）[3]基于北京市居民的旅游动机、旅游决策以及旅游地类型偏好等方面进行了实证研究；苗长虹（2006）[4]通过采用问卷调研，根据所得数据，运用因子分析、聚类分析等方法，分析了城市居民出游动机。本文借鉴已有的研究成果，对广东省旅游者在上海世博会期间以及到现在的旅游购买行为开展研究。
2 研究方法
本文采用问卷随机抽样的方法获得原始数据，调研时间分别为2010年5月到8月，2011年2月到7月以及2012年5月，调研地域区域中心城市，分别为广州市、深圳市、汕头市、珠海市，每次共计发放调研问卷330份，第一次得到有效调研问卷294份，第二次得到有效调研问卷273份，第三次得到有效调研问卷267份，总有效率分别为89.09%、82.7%、80.9%。
2.1 分析方法 本文采用因子分析法，结合运用SPSS19.0软件进行数据分析。因子分析法作为统计分析的一种有效方法，广泛应用于社会学、统计学的各个领域。因子分析法的主要目的是运用几个潜在、随机变量去描述多个变量。运用因子分析法来研究上海世博会对广东省旅游者购买行为的影响，就是要从影响旅游购买行为的多个变量中，找出公共因子，加以命名，计算因子得分进行分析。
2.2 影响要素分析 本文在总结学者实证研究的基础上，对采用的测量指标进行归纳，结合旅游购买行为的特点，整理总结出了测量旅游购买行为影响所需的测量指标。从个体的角度看，文化与亚文化、角色与家庭、个性特征、参照个体构成了影响旅游购买行为的个体要素；从群体的角度看，文化与亚文化、参照群体、社会阶层构成了群体影响旅游购买行为的群体要素。参照菲利普·科特勒的研究，文化与亚文化、角色与家庭以及参照群体等对旅游购买行为的影响显著，据此，结合部分专家的观点，得到旅游购买行为影响因素的要素。分别为：X1文化差异，X2文化内涵，X3家庭生命周期，X4个体生活方式，X5过去购买经验， X6总预算，X7他人购买行为，X8时间距离，X9交通便利性，X10口碑宣传，X11天气气候，X12社会地位。
2.3 计算分析 通过调研问卷所得的原始数据，运用SPSS19.0软件，进行KMD和Bartlett（巴特莱特）检验，得到KMD抽样适度检验值0.863>0.8，表明各要素间信息重叠度较大，适合做因子分析，在巴特莱特检验中，卡方统计值为176.376，单位根检验为62，相伴概率为0，适合对原始数据进行因子分析。根据SPSS19.0，得到相关矩阵前三个特征值分别为λ1=8.17，λ2=4.36，相应的贡献率分别为72.62%，21.37%，累计贡献率为93.99%。旋转后的因子载荷矩阵见表1。
通过表1的计算结果来看，X10口碑宣传，X11天气气候，X1文化差异，X4个体生活方式，X6总预算，X8时间距离，X9交通便利性在第一个因子上载荷较大，这些要素反映了影响旅游者购买行为的个体因素和对旅游购买的态度，因此，将F1命名为个体与时空要素；X3家庭生命周期，X7他人购买行为，X12社会地位，X2文化内涵在第二个因子上载荷较大，这些要素反映了旅游者在社会中的角色、地位以及社会反映，因此，将F2命名为群体要素。
3 比较分析
根据上述计算过程，采用回归计算公式，F（旅游购买行为影响要素）=（W1F1+W2F2+…+WmFm）/（W1+W2+…+Wm ），Wi（i=1，2，…，m）为旋转前或旋转后因子的方差贡献率，计算上海世博会对广东省各个城市旅游者购买行为的影响大小，分值越大，表明上海世博会对该城市旅游者的旅游购买行为的影响越大。计算结果见表2。
4 结论与启示
4.1 结论
4.1.1 上海世博会对广东省旅游者购买行为的影响较大。通过城市之间的排序可以看出，上海世博会作为一项在中国境内举办的规模较大的活动，受到了广东省旅游者的较大的关注，并引发了较大规模的集体旅游购买行为。旅游者在花费总预算、时间距离、天气气候等指标上都表现出了较大的积极性，充分表明了上海世博会的吸引力。旅游者通过口碑传播，使得参加旅游的人数在2010年达到最大值。
4.1.2 广东省旅游者购买行为受到区域城市发展影响较大。通过表2可以看出，上海世博会对广州市的旅游者的购买行为产生了最大的影响，表明广州市的旅游者选择赴上海参观旅游的人数量和人次均比广东省的其他城市的旅游者多，而排在前6位的城市均为广东省经济发展和社会发展较为有活力的城市，可以看出，旅游购买行为受到经济条件的影响。通过表1可以看出，有部分旅游者想通过集中的展览，了解异国的风俗文化和有代表性的事件，表现出一定的文化性。因此，区域城市的发展程度越好，该区域的旅游者购买行为所关注的中心就越集中，并能够更好的表现出该区域旅游者的群体购买特征。
4.1.3 广东省旅游者购买行为因上海世博会的落幕呈现出较大的下降趋势。随着上海世博会的落幕，广东省旅游者关注的中心和重点出现了较大的转移，集中性选择赴上海的旅游者数量大减，但上海世博会带来的社会影响和经济影响仍然存在，尤其是中国馆仍对旅游者具有较强的吸引力，呈现出“集中—分散”选择的趋势。通过对表2的对比研究发现，对旅游购买行为的影响较大的城市的旅游者分散选择旅游购买行为的趋势比影响较小的城市的旅游者的要大得多。
4.2 启示
4.2.1 分析旅游购买行为，形成核心旅游竞争力。旅游购买行为的产生，既受到内部因素的影响，也受到外部刺激因素的影响。上海世博会作为一个重要的大型事件，对旅游者的购买行为产生了重要的影响。从基于旅游供给者的“卖方”看，应该着力研究两个方面的事项，一是进行旅游购买行为分析，重点分析哪些因素能够刺激旅游购买行为的产生，并对这些因素进行详细的细分和分类，在此基础上，生产受旅游者欢迎的旅游产品，再次是有针对性的选择旅游客源，并对旅游客源进行有效的市场细分，以便能够运用有效的旅游营销手段作用于特定旅游市场，达到旅游效益的最大化。二是对提供的旅游供给产品进行系统规划、系统开发和系统营销，以便形成系统的旅游吸引物，提升旅游目的地以及城市的形象，并对影响旅游目的地形象的事件进行评估、控制、管理，逐步形成良性循环，以便能够获得坚实的旅游竞争力。世博会首次在中国上海举办，引起了全世界的关注，也引发了众多媒体的宣传和报道，传播了上海城市形象、市民精神风貌，为上海这座城市赢得了巨大的轰动效应，使未到过上海的旅游者了解了上海世博会的影响力，使到过的旅游者强化了对上海的旅游形象认知，为旅游者购买行为的产生提供了有效的外部刺激因素。
4.2.2 重视区域旅游购买力研究，构造区域化发展模式。上海世博会对区域旅游经济的影响比较大，能够带动区域旅游业的发展，带动区域旅游基础设施的发展，能够提升区域旅游经济圈的竞争能力。区域旅游经济发展应重视区域旅游购买力研究，也即将区域旅游者作为形成区域旅游购买力的研究重点，研究除了像上海世博会这样重大的旅游活动事项外的区域旅游购买力，探讨其形成的方式方法，以便能够形成旅游购买力的区域化发展，上海世博会带动了长三角区域的资金、技术、物流等等相关产业的发展，使得该区域的旅游购买力得到了较大的提升。因此，形成区域化的旅游购买力，能够从很大程度上减少旅游业自身由于“平季、淡季”而形成的旅游购买真空，对区域的旅游经济发展起到较大的促进作用。为此，构造良好的区域旅游环境、开发和管理区域的旅游项目，形成有效的旅游购买力“兴奋点”、重视区域旅游可持续发展、形成良好的社会、经济和文化效益，是促进旅游购买力区域化发展的有效措施。
参考文献：
[1]龙鸥.来黔国内游客旅游消费行为研究.贵州大学硕士学位论文，2009.
[2]Gary Armstrong，Philip Kotler著，何志毅改编.Marketing：An
Introduction[M].中国人民大学出版社，2006（1）：105-113.
[3]蔡君林.大陆与港台游客赴澳门旅游消费行为比较实证研究.厦门大学硕士论文，2009.
一、引言
从1994年到2010年底人民币对美元升值22%，同期人民币的购买力却不断下降，国内通胀率从-0.7%上升到3.3%。根据购买力平价理论，一国货币的币值与购买力成正比。人民币汇率严重偏离购买力平价理论的背景下，该理论是否适用于人民币币值的决定，国内外很多学者对此都产生了怀疑。
对对该理论持怀疑态度文章较多。如张晓朴（2000）选取1979—1999年间中美两国的月度数据，计量分析得出购买力平价理论不适用于人民币汇率；张志柏（2005）以相对购买力平价法估值人民币汇率，提出购买力平价的适用性因素众多。
本文结合1994年至2010年人民币兑美元汇率的月度数据，估算出人民币名义汇率对购买力平价理论的偏离度，并且通过协整检验对该理论的适用性进一步分析。
二、实证分析
（一）模型建立及数据选取
根据相对购买力平价理论，汇率变动是由两国货币购买力水平变化引起的，用公式表示为Et/E0=（Pt/P0）/（Pt*/P0*）（1）
其中E0和Et分别表示基期和t期的名义汇率，P0、P0*和Pt、Pt*分别表示国内外价格。
两国货币的偏离值可以表示为：Ct=（Et-PPPEt）/PPPEt*100%（2）
其中Ct表示偏离度，PPPEt表示汇率的理论值。偏离率小于零则说明人民币被高估，相反大于零则说明被低估。
k表示偏差调整系数，则有：Et=k（Pt/Pt*）（3）
对各序列取对数，并整理得：et=α+β1P-β2P*+μ（4）
本文选取1994年至2010年间中美两国月度数据。采用CPI数据代替两国的物价水平。中国的CPI数据来着历年统计年鉴，美国的CPI选取城镇居民消费价格指数，来源于美联储，该两组CPI数据都以上年同期价格为基期。两国的名义汇率则源于中国统计年鉴。
（二）中美购买力平价理论汇率的估算
本文采用1994年1月作为基期，计算到出人民币兑美元的理论汇率，最后由（2）式得出其与官方汇率的偏离值。结果见图1。
从图1可以看出由相对购买力平价公式估算出的理论汇率与官方公布的名义汇率并不能很好的吻合，而且偏离率较大，平均值为33.51%（人民币存在低估现象）。
（三）购买力平价模型的计量检验
对变量序列做ADF单位根检验，以确定其是否同阶单整。这里ADF检验均采用一阶滞后，带有趋势项和常数项的方程来进行，检验结果如表1。
协整结果表明5%的显著性水平上，所有的统计量值均小于显著水平值，人民币名义汇率与中美两国的物价指数间无协整关系。购买力平价理论得不到实证支持，仅依靠该理论是不可能成为决定人民币均衡汇率的。
三、结论
本文通过1994至2010年的中美两国的月度数据进行实证分析，表明购买力平价理论确实无法解释人民币名义汇率的变动。
购买力平价理论对人民币汇率适用性不强的原因，本文认为除了该理论自身的局限外，处于经济转轨过程中的中国各项经济要素也要考虑在内，如中国高速发展的经济环境；人民币的升值预期等。
参考文献：
[1]张晓朴，购买力平价思想的最新演变及其在人民币汇率中的应用，世界经济，2000（9）
中图分类号:F304文献标识码:A文章编号:1672-3309(2010)03-0011-04
消费者作为安全农产品的消费主体,其购买行为直接影响到安全农产品生产者的生产行为和安全农产品市场的发展。因此,剖析消费者安全农产品购买行为及其影响因素有助于刺激安全农产品消费。
一、 消费者安全农产品购买行为理论模型构建
本文在借鉴国内外学者关于消费者安全农产品购买行为研究成果的基础上,结合信息不对称理论、人的行为的有限理性假设和杜生贝里相对收入假设,构建了消费者安全农产品购买行为理论模型,并通过变量分析提出了有待检验的理论假设。
(一)模型提出的理论基础
西蒙最早提出“有限理性”概念,他认为(1961)“人在主观上追求理性,但只能在有限的程度上做到这一点”。1970年,阿克洛夫(Akerlof)在《“柠檬”市场:质量、不确定性与市场机制》中首次分析了交易双方的“不对称信息”对市场效率的影响,即我们称之为“逆向选择”(adverse selection)的情形,它揭示了不对称信息可能导致市场失灵。信息不对称现象同样作用于安全农产品市场。杜生贝里认为,每一个人的消费行为不仅受自身收入的影响,而且受到周围人消费行为及其收入和消费相互关系的影响,这就是消费的“示范效应”。继杜生贝里之后,西方经济学家在分析人们消费支出的社会性质时采用了“关系集团”的概念。
(二)理论模型构建
消费者安全农产品购买选择行为是在相当复杂的框架内进行的,受到很多变量的影响。根据安全农产品市场信息不对称假设和阿克洛夫不对称信息下逆向选择理论,本文认为:首先,信息因素会对消费者的购买选择行为产生重要影响。其次,基于人的行为的有限理性理论和杜生贝里相对收入理论,本文认为消费者的个人特征、价格因素、消费环境因素以及关系集团因素等对消费者购买安全农产品的行为也会产生很大影响,因此,本文把这些因素一同列入安全农产品消费者购买选择行为模型中。 基于上述分析,我们构建了消费者安全农产品购买行为的理论模型。如图1所示。
(三)变量分析于研究假设
1、消费者人口统计特征变量与研究假设
消费者作为消费行为的决策者和执行者,其自身特征直接影响其购买行为。
①消费者年龄。年龄在一定程度上是一种经历的代表,年龄大的消费者可能经历的与农产品质量安全相关的事件比较多,这可能促使其更注重农产品的质量安全,从而较多地购买安全农产品。因此,本文提出以下假设:
H1a:消费者年龄对消费者安全农产品购买行为产生正向影响。
②消费者学历。理论上消费者受教育年限越长即学历越高,获取的农产品质量信息越多,对农产品质量安全问题认识越透彻,其安全农产品消费行为应该表现的越积极。基于上述分析,本文提出假设:
H1b:消费者学历对消费者安全农产品购买行为产生正向影响。
③家庭人均月收入。在农产品消费上,收入增长产生的结果是,消费者不仅关注农产品数量上的满足,而更多的倾向于农产品质量方面的满足。基于此,本文假定:
H1c:家庭人均月收入对消费者安全农产品购买行为产生正向影响。
2、信息变量与研究假设
在安全农产品市场上由于信息严重不对称,消费者不能掌握安全农产品的具体质量,这样消费者不得不对农产品的质量进行推测,结果消费者只愿意以平均质量的预期价格购买安全农产品,而这一价格往往低于高质量安全农产品的预期售价。最终,生产高质量安全农产品的农户因为无法接受交易价格而退出市场。消费者只购买到平均质量以下的安全农产品。当前,消费者对安全农产品信息了解的不足以及由此引发的较高的信息需求程度是否会阻碍其对安全农产品的购买,有待实证检验。因此,本文提出假设:
H2a:消费者信息了解程度对消费者安全农产品购买行为产生正向影响。
H2b:消费者信息需求程度对消费者安全农产品购买行为产生负向影响。
3、安全农产品价格与研究假设
价格是影响消费者购买选择行为的重要因素之一。杨金深等(2005)通过调查得出,无公害蔬菜的价格高是影响消费的主要原因。张秀芳(2007)通过调查表明,消费者对蔬菜价格的敏感度相当高,对优质蔬菜价格的心理预期和经济承受能力有限。基于前人研究,本文认为,市场信息不完全的情况下,安全农产品的市场价格同样是影响消费者购买行为的一个重要因素,消费者收入水平既定时,安全农产品价格越高消费者对其购买意向越小。因此,本文假设:
H3:安全农产品价格对消费者安全农产品购买行为产生反向影响。
4、消费环境变量与研究假设
由于信息不对称和消费者的有限理性,安全农产品消费者的行为还会受到消费环境的影响。因此,本文假设:
H4:消费环境对消费者安全农产品购买行为产生正向影响。
5、其他变量与研究假设
①关系集团。安全农产品产业相对来说属于新兴产业,消费者对安全农产品的认知程度还比较低,对安全农产品的消费还属于起步阶段。此时,消费者所属“关系集团”的建议和行动可能会自觉不自觉地影响消费者的行为。另外,由于消费者信息的缺乏和有限理性,他们试图搜寻信息的时候,一个比较可靠的途径可能就是其关系集团的宣传和建议。因此,在理论上安全农产品消费的“示范效应”应该表现的比较明显。现实中是否如此,有待实证检验。因此,本文提出假设:
H5a:关系集团对安全农产品消费者的购买选择行为产生正向影响。
②渠道条件。消费者的消费行为在一定程度上也取决于消费的渠道条件。消费者购买产品的渠道是否完善对其购买行为产生影响。现实中,渠道条件是否会对消费者购买安全农产品的行为产生影响,有待实证检验。因此,本文假设:
H5b:渠道条件对消费者安全农产品的购买行为产生正向影响。
二、消费者安全农产品购买行为模型实证检验――以河北省为例
本部分在调研数据的基础上,基于前面提出的理论模型,对消费者安全农产品购买行为进行计量分析,旨在考察影响消费者安全农产品购买行为的因素。分析所用的统计软件主要为SPSS16.0。
(一)消费者安全农产品购买行为与其影响因素的相关分析
本研究采用双变量相关分析来检验消费者安全农产品购买行为与可能影响因素之间是否存在相关关系。分析结果如表1所示。
相关分析结果表明:在消费者人口统计特征变量中,家庭人均月收入影响消费者购买行为,消费者家庭人均月收入水平越高,消费者越倾向于购买安全农产品。而消费者年龄和消费者学历对消费者安全农产品购买行为没有显著影响。消费者对信息的了解程度与其安全农产品购买行为显著正相关,消费者的信息需求程度与其购买行为负相关。说明消费者对安全农产品信息越了解,掌握的相关知识越丰富,其对安全农产品信息需求越少,越愿意购买安全农产品。安全农产品价格与消费者安全农产品购买行为显著负相关。表明安全农产品价格越高,消费者购买积极性越低。消费环境对消费者安全农产品消费行为产生正向影响。周围人的购买行为与消费者安全农产品购买行为正向相关。这说明,消费者周围人的购买行为和建议会对其购买行为产生影响。渠道条件与消费者安全农产品购买行为显著相关。
(二)消费者安全农产品购买行为模型的二元逻辑回归
尽管相关分析对假设关系进行检验时具有统计显著性,但综合考虑这些因素时,由于变量间的相互作用,变量是否为消费者安全农产品购买行为的原因变量有待进一步考察。本部分运用二元逻辑回归对概念模型进行实证检验。
1、变量定义
根据相关分析结果,模型可以用以下函数表达式表示:
Y=F(X1,X2,X3,X4,X5,X6,X7)+μ
其中,X1代表消费者家庭人均月收入,X2代表消费者信息了解程度,X3代表消费者信息需求程度,X4代表安全农产品价格,X5代表消费环境,X6代表周围人购买行为,X7代表渠道条件,μ代表随机干扰项,Y代表消费者购买行为。表2给出了模型中各个变量的具体定义。
2、模型估计过程与结果分析
利用SPSS16.0软件对消费者购买行为进行二元逻辑回归,首先采取解释变量全部强行进入的方法进行检验。检验结果和模型的拟合情况见表3。
表3显示了当前所得模型中各个回归系数方面的指标。可以看出,由于渠道条件的Wald检验概率P值大于显著性水平0.10,不应拒绝0假设,认为该回归系数与0没有显著差异,它与LogitP的线性关系是不显著的,不应保留在方程中,由于方程包含了不显著的解释变量,因此该模型是不可用的,应重新建模。
在新建模型中,解释变量的筛选采用基于条件参数似然估计的后向筛选策略,部分分析结果如表4所示。
表4显示了解释变量筛选过程和各解释变量的回归系数检验结果。可以看出,最终的模型(第二步)中剔除了原模型中的渠道条件变量,包含了了解程度、信息需求、价格、周围人购买行为、消费环境和收入变量,所包含变量各自回归系数显著性检验的Wald观测值所对应的概率P值都小于显著性水平,因此意味着它们与LogitP的线性关系显著,应保留在方程中。因此,本研究最终得出的消费者安全农产品购买行为模型为:
Y=F(X1,X2,X3,X4,X5,X6)+μ
影响消费者安全农产品购买行为的因素为消费者家庭人均月收入、消费者信息了解程度、信息需求程度、安全农产品价格、消费环境和关系集团。
三、对策建议
(一)减小价格与收入对消费者安全农产品消费的约束
安全农产品属于收入弹性比较大的产品,当消费者收入水平提高时其对安全农产品的消费会随之增加。调研结果显示,被调查者在安全农产品信息可获得前提下依然选择不购买的多数家庭人均月收入水平低于1000元。因此,提高低收入消费者的可支配收入是促进安全农产品消费的有效途径。
安全农产品价格偏高是阻碍安全农产品消费的另一主要因素。降低安全农产品价格是扩大其消费的最直接、最有效途径。降低安全农产品价格可以从两方面入手:一是生产者自主降低生产成本。生产者可以通过运用先进科学技术、扩大生产规模、成立安全农产品合作社等方式降低安全农产品的生产成本,进而降低安全农产品价格。另一方面,各级政府可以对安全农产品生产进行适当的直接或间接补贴,通过补贴增加安全农产品生产者供给安全农产品的利润,提高生产者的生产积极性,增加安全农产品供给,随着安全农产品供给增加其价格会相对降低。
(二)优化安全农产品消费环境
笔者认为,应优化安全农产品消费环境,促进安全农产品消费。消费政策的制定和执行可以很好地引导消费者的购买行为。如果政府给予消费者安全农产品消费补贴,如发放安全农产品消费券等,可以在一定程度上拉动安全农产品消费。
(三)加强消费者之间的交流与合作
实证表明,安全农产品消费存在 “示范效应”,消费者所属关系集团的建议和行动对消费者安全农产品购买行为影响显著。因此,消费者应加强彼此之间的交流与合作。首先,消费者应互相交流消费经验。对于自身经历的农产品安全事件要进行总结并告诫周围消费者,以防止类似事件的再次发生。而对于那些经常购买安全农产品的消费者,当他们认为安全农产品消费给他们带来利益的时候,应及时把安全农产品消费的好处告之其周围消费者。其次,消费者应共同分享相关信息。信息共享可以降低消费者搜寻信息的成本进而促进对安全农产品的消费。消费者之间交流与合作的这种非正式制度会在一定程度上促进安全农产品消费。(责任编辑:吴之铭)
参考文献:
[1] 周洁红.生鲜蔬菜质量安全管理问题研究――以浙江省为例[D].浙江:浙江大学,2005:103-104.
1引言
近年来企业一直在关注顾客满意、顾客忠诚、顾客关系管理及关系营销，保留顾客、提高顾客忠诚度、促使顾客重复购买的研究也成为营销学界关注的焦点。对饭店企业来说，拥有一批忠诚的顾客是饭店盈利的重要保证，也是饭店成功的重要目标，而顾客重复购买行为使顾客忠诚的主要衡量指标之一。
为了有效地预测和促进顾客的重复购买，饭店企业就要了解和把握饭店影响顾客重复购买行为的关键影响因素。顾客满意战略就曾经很流行，因为人们相信保持顾客的关键是顾客满意，促进顾客重复购买行为的关键也是顾客满意。但是在现实生活中往往会出现满意的顾客转换饭店品牌，甚至中断购买，而不满意的顾客却表现出很高的重复购买行为，因此这也说明顾客满意战略不是保持顾客的唯一途径，饭店顾客的重复购买行为受很多因素的影响。本文从影响消费者行为的各项因素出发，尝试着对饭店顾客重复购买的影响因素进行实证研究。
2文献回顾
2.1顾客重复购买行为
重复购买对营销管理来说很重要，在消费者行为的整个研究历史中对消费者的重复购买研究投入了大量的精力，但是已有的研究中关注顾客重复购买意向的占大多数，重复购买行为的研究相对较少，且重复购买行为、品牌承诺和品牌忠诚经常在文献中被交替使用，其定义并不明确。SimonKnox和DavidWalker（2001）认为重复购买行为是一个自明的术语，在一定程度上简单来说是指消费者在体验某种品牌后重新购买相同的品牌。JacobJacoby和DavidB.kyner（1973）认为品牌忠诚与重复购买行为的潜在本质是不同的。
2.2顾客重复购买行为的影响因素
国内外很多学者对重复购买行为的影响因素进行了分析：Ehrenberg（1988）发展了随机预测模型，其潜在的哲学假设是在某一既定的品牌的渗透和购买频率下，重复购买水平是稳定的，而且不容易被任何确定的自变量所改变。Jacoby和Olson（1970）认为影响消费者重复购买行为的因素是多重的，但是并没有对多重的影响因素继续展开深入的研究。我国学者王琴（2002）认为，转移成本不仅有效地锁定了顾客，并且阻止了新的供应商的进入，它是维系重复购买顾客的重要因素。王月兴（2002）在区分顾客忠诚的内在态度取向和外在重复购买行为两个维度的基础上，对顾客忠诚的驱动因素及其作用作了较为全面深入的分析。路晓伟、蒋馥（2004）利用定量方法，对重复购买行为、交叉购买行为等对客户和企业得益的影响进行了深入研究，得出重复购买行为对企业和客户都会带来巨大收益。陈顺（2004）定性分析了饭店品牌是吸引旅游者重复购买饭店服务产品的一个主要的决定性因素，但没有从定量的角度给予证明。
根据以上学者的研究可知，之前对顾客重复购买行为影响因素的研究还是主要集中在品牌、顾客忠诚等方面，并没有从多个方面进行系统的研究，得出综合的影响因素，而对饭店这样一个特定的行业来说，顾客的重复购买行为研究就更是缺乏。相比其他行业来说，饭店顾客的重复购买行为对饭店的盈利和发展更为重要，因此笔者从饭店业出发，运用实证的方法对顾客重复购买的行为进行研究具有理论和实际的意义。
3研究方法与数据收集
3.1研究方法——因子分析法
因子分析的基本思想是根据相关性大小将变量分组，使得同组内的变量之间的相关性较高，不同组的相关性变量较低。每组变量代表一个基本结构，用一个不可观测的综合变量表示，这个基本结构称为公因子。其核心是用较少的互相独立的因子反映原有变量的绝大部分信息。因子分析的功能是找出少数几个因子替代原来的变量进行分析，简化观测系统，使得出的结论更有针对性。鉴于影响饭店顾客重复购买行为的因素纷繁复杂，在此笔者采用因子分析的统计方法进行研究，希望可以找出几个主要的、有代表性的影响因素，给饭店的经营者有针对性的启示。通过文献回顾和对有过重复购买经历的一部分顾客的访谈，笔者将饭店顾客重复购买行为影响因素归纳为如下，见表1。
表1饭店顾客重复购买行为影响因素的选取依据
影响因素
选取依据
衡量标准
品牌偏好
Ehrenberg、保继刚 等；访谈内容分析
推荐意愿、品牌兴趣、价值观等
预期质量
访谈内容分析
预期环境和设施质量、预期服务质量等
之前购买经历
科拉克、黄福才 等；访谈内容分析
之前购买是否满意、是否值得付出时间和金钱等
感知便利
位置便利、服务便利等
转移障碍
王琴、Hogg等；访谈内容分析
转移成本、更换成本、替代性等
个性心理
访谈内容分析
是否追求新奇、是否容易受影响等
3.3调查对象与问卷回收
本研究的调查对象为有过饭店重复购买经历的顾客，调查主要通过选择武汉的四家大型酒店（五月花大酒店、江城明珠豪生酒店、东方大酒店、华天酒店）的顾客现场调查方式和通过E-mail进行网络进行在线调研。本研究于2009年9月到2009年10月发放问卷417份，截至到2009年11月13日共回收问卷343份，其中有过饭店重复购买经历的问卷为245份，除去那些可信度比较低或信息不真实的问卷，真正的有效问卷为227份，有效回收率为54.4%。
4研究发现与讨论
4.1样本的描述性统计
本研究所选取样本的基本情况如下，性别：男性占53.6%，女性占46.4%；年龄：25-29岁的人占28.3%，30-39岁的人占47.4%，40-49岁的人占31.3%，24岁以下和50岁以上的人分别占1.2%和1.8%；学历：本科学历的人占54.2%，研究生以上学历的占29.7%。大专及以下学历的为16.1%；职业：公务员占24.2%，公司职员占53.4%，教育及科教工作者占15.3%，在校学生5.8%，其他职业占1.3%。重复购买次数：2次的占39.8%，3次的占25.3%，4次的占16.2%，5次的占12.5%，6次及以上的占6.2%。
4.2样本的数据可靠性
在因子分析前，本研究先进行了Bartlett球体检验及KMO样本测度，以检验各变量之间是否具有相关性。只有当相关性较高的时候，才适合做因子分析。采用SPSS13.0统计软件，统计结果显示，巴特利特球度检验统计量的观测值相应的概率p接近0。说明数据相关系数不是单位矩阵。KMO是用于比较观测相关系数值与偏相关系数值的一个指标，其值越接近1，表明对这些变量进行因子分析的效果越好，本研究中的KMO值为0.760，可知原有变量适合进行因子分析。
表2巴特利特球度检验和KMO检验
KMOandBartlett'sTest
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.
.760
Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square
1487.044
df
435
Sig.
.000
（4）顾客的感知便利会影响其重购决定。感知便利包括顾客的入住、退房效率、电话和网上预定及24小时服务的提供。饭店应该提高员工的工作效率，减少顾客入住及退房等候的时间，还要运用现代信息技术，方便异地顾客的网上和电话预定。（5）顾客的个性心理会影响其重购决定。顾客的个性是不同的，重购的心理也是不同的，因为有的顾客可能是由于自身的惰性，不愿意改变习惯，从而发生重购行为。而有的顾客即使很满意，由于其容易受外人或其他饭店促销的影响，从而改变其重购的决定。（6）顾客之前的购买经历会影响其重购决定。顾客之前的购买经历对顾客重复购买行为的影响是重大，之前满意的经历往往是顾客重购行为发生的最直接的原因。
在激烈的市场竞争环境中，饭店企业一直在想办法提高顾客的回头率，强调顾客的满意，但现实表明，表示满意的顾客也经常会转换品牌，甚至中断购买，这意味着通过顾客满意调查不能很好地预测顾客的重复购买。本文的研究表明影响顾客重复购买行为发生的因素是多样的，因此饭店的经营者应该不断提高自身的管理水平，改善其基础设施质量，提高服务人员的素质和服务质量，从多个方面努力，尽量使顾客的购买变成一次愉悦的经历。同时还要针对不同顾客的个性特征提高那个性化的产品，满足顾客的不同需求，促使他们重复购买行为的发生。
本研究虽对饭店顾客的重复购买行为影响因素进行了探索性的研究，但因研究对象和收集数据的局限，未能深入揭示其他的一些影响因素；另外，饭店顾客重购的影响因素到底和一般顾客重购的影响因素有何不同，也是今后需要研究的问题。
参考文献
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7 路晓伟,蒋馥.中企业和客户双赢机制的理论分析[J].上海管理科学,2004,(3):18-20.
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一、文献回顾
对消费者购买行为进行分类的研究成果非常丰富。本文试图将其归类，认为可以划分为定性方法与定量方法，也可以划分为外部线索方法与内部线索方法。现简述如下：
1.定性方法与定量方法
(1)定性方法。定性方法是指利用消费者购买行为的本质区别来划分，它的基础是已有的理论研究成果，不需要进行定量分析。例如众多营销学教科书中将消费者的购买动机划分为求廉、求实、求名、求美、求新、求同、好胜、炫耀、便利和偏爱等类型。丁志华（2005）根据消费者对商品的价格和价值认知程度的不同，将消费者购买行为划分为价格型、价值型、忠诚型和便利型四类。李国庆（2006）根据品牌知觉中的涉入度、知觉品牌差异和享乐消费与实用消费这三个因素将消费者购买行为划分为冲动购买、习惯性购买、寻求多样化购买、忠诚购买、减少失调购买、影响购买、促销反应购买和复杂购买八种。
(2)定量方法。所谓的定量方法，就是利用消费者购买行为的数据资料，通过一定的数据处理技术，从而得到的消费者购买行为分类结果。
例如张干群（2004）对江苏三所大学的668名大学生进行问卷调查，从而得到大学生消费行为的八种类型：攀比炫耀型、市场流行型、他人主导型、张扬个性型、小心谨慎型、鲁莽冲动型、调解情绪型和勤俭节约型。
2.外部线索方法与内部线索方法
(1)外部线索方法。所谓的外部线索方法，指的是从消费者行为的外部观察，从而推断购买行为的类型。这类方法与定性方法较为相似，区别在于定性方法是以现有理论为标准来划分消费者行为，而外部线索方法则不一定，它或者以现有理论为标准，或者以经验为标准。例如在通用的市场细分方法中，根据地理环境、人口统计指标等将消费者划分为若干类型。
(2)内部线索方法。内部线索方法是指从消费者行为规律的内部入手，从而得到购买行为的分类结果。这种方法大多是定量分析，但是也有一部分是定性分析，它的关键是从消费者的心理角度进行分析。例如张红明（2005）以心理结构的分化与组合过程及人的精神追求的阶段的区分作为标准，将消费体验行为划分为感官体验、情感体验、成就体验、精神体验和心灵体验五类。王龙（2004）按照消费者需求的个性化以及需求表诉的强弱把消费者互联网购买行为划分为四类：确定型、偏好型、习惯型和简单型。总结上述研究成果，本研究主张从外部线索入手，利用定量分析方法，对消费者购买行为进行分类。这样做的好处是能够摆脱对现有理论的依赖，直接分析消费者行为本身，这样得到的结论更具有说服力。
二、研究设计
本研究的关键在于如何对消费者购买行为进行分类。围绕这个主题，本研究拟分为以下几个步骤:
1.量表设计。数据的收集将通过问卷调查这种方式,所以需要设计量表。量表采用里克特5级语义方法计分。量表的问项则通过查阅文献后确定，并经过初试后最终定稿。
2.样本抽取。一般考虑随机抽样，但是为了便于操作，可以考虑分层抽取样本。样本量应该大于500。
3.数据分析。这是本研究的关键。拟采用因子分析方法，就数据分析数据，得到聚类的结果。
4.结论解释。最后，针对因子分析的结论，结合实际进行解释。
三、实验数据
1.数据来源。刘金平、张松鹤（2003）进行的“汽车品牌跟踪研究”。该研究的目的在于根据生活方式对汽车消费者进行分类。根据刘金平（2003）的报道，该项研究采取分层抽样的方法选取了北京、广州、上海、成都、沈阳、西安、厦门和大连共8个城市，并根据其代表性分配样本量，依次为441、390、391、329、304、131、131和248份。该研究设计了“汽车品牌跟踪研究问卷”，主要采用里克特式5级量表法计分。该量表根据生活方式的经典量表设计了45个问句。
2.数据分析。分半信度检验结果为：整体信度系数为0.8601，前半部分的α-系数为0.8105，后半部分的α-系数为0.8301。前十个因子的累计解释能力达到47.72%。这对于大样本、个体差异较大的测试来说是可以接受的。即决定抽取10个公共因子。为了使因子载荷较为集中，以便于公共因子发挥解释能力，对因子载荷实施最大方差旋转。
3.因子命名与解释。然后，根据各公共因子所代表的项目，对上述10个公共因子进行命名。
中图分类号：F27
文献标识码：A
文章编号：16723198（2015）12006902
随着电子商务的不断发展，我国网民的互联网应用商务化程度迅速提高，中国互联网络信息中心（CNNIC）第35次《中国互联网络发展状况统计报告》显示，截至2014年年底，我国网民规模达到6.49亿，手机网民规模超过5.57亿，电子商务市场规模达到12.3万亿，如淘宝天猫2014年“双十一”一天就成交571亿元。网络购买逐渐成为一种消费新趋势，而当消费者在购买决策前首先会到网络上浏览已购买者对产品的使用经验和评论，同时也会在收到产品后对商品发表自己的评论和看法。在线评论成为消费者了解产品特征的一个主要渠道，是影响消费者购买决策重要因素之一。
电子商务的火爆使得学术界也逐渐关注消费者购买行为的影响因素。一些学者就从网站视觉吸引力（SanJos-Cabezudo et al.，2009）、价格（Kim & Benbasat，2009）、第三方认证标（Huetal，2010）、在线商店评论（Utz et al.，2011）、产品呈现方式（Mavlanova & Benbunan-Fich，2010）、网店声誉（San-Martin& Camarero，2012）等外部线索研究这些因素对消费者在线购物行为的影响，国内学者也从个人信任倾向、顾客的感知价值、第三方认证和感知风险等方面进行研究（易法敏，范高峰（2010）；肖阿妮，韩玉伟（2011）），在线评论对购买决策的影响也逐渐引起学者的重视。郝媛媛，叶强，李一军（2010）讨论了在线影评对消费者观看电影决策的影响。张燕萍，周朋程（2013）分析了在线顾客评论的质量、效价及数量对大学生购买决策的影响，指出评论质量和效价对消费者购买决策有显著正相关影响。贾建忠，戴兰玲（2014）构建了在线评论对购买决策的影响模型。从现有的研究文献可以看到，一些学者的研究发现在线评论对消费者的购买决策有重要影响，并构建了理论模型来分析，但是没有具体分析在线评论如何影响购买决策，因此本文将具体分析在线评论对购买决策的影响机理，并通过问卷调查进行实证研究。
1 模型假设
随着支付手段的便捷，物流快递的快速发展，越来越多的消费者选择网络购买，然而由于网络商品的虚拟性，用户对网购商品无法实际体验，因此网络商品质量的好坏，使用性能等就完全依赖于已购客户的在线评论来了解，因此在线评论将对消费者的购买决策起重要影响。
当一商品的好评数量越多时，消费者对该商品的质量性能等越认可，从而能更加影响其他消费者的购买决策。因此提出假设：
H1：好评数量与购买决策行为正相关。
当商品的差评特别是有关商品质量方面的差评容易引起其他消费者的反感，因此提出假设：
H2：差评与购买决策负相关。
我国电子商务中一般要求消费者在购买商品成功后一定时间内必须对商品进行评价，而且这个时间要求比较短，因此消费者很难在短期内对商品做出正确评价，从而导致评价出现片面性，有时候可能会误导购买决策，而追加评论则是在商品使用一段时间后才对商品性能、质量等进一步进行评价，此时消费者非常了解商品性能了，因而评价将更加有说服力。提出假设：
H3：追加评论与购买决策正相关。
2 模型构建与数据收集
2.1 消费者购买信心指数
消费者在购买决策时主要通过其对产品的质量、价格以及店家的服务、物流，用户的评价等各个方面综合考虑决定，因此我们在讨论消费者购买决策时引入购买信心指数来表示，信心指数高则购买的可能性高，信心指数低，购买的可能性也低。购买信心指数的构建依据美国密歇根大学消费者信心指数的算法。将消费者对产品的质量、价格、售后服务以及店家的信誉、服务、物流和第三方认证等进行评分，评分采用李斯特5级量表表示，分数越高，则表示该用户对该项目的认可程度越高，最后消费者购买信心指数按照公式（1）计算。
消费者购买信心指数=1.0*CA%+0.5*A%-0.5*S%-1.0*DS%（1）
其中，CA表示完全同意，A表示同意，S表示不同意，DS表示完全不同意，因此CA%就表示对问卷中的每一道题目完全认同比例。例如问卷共有在线购物相关问题10个，其中某消费者对其中的问题回答是7个完全同意，2个同意和一个完全不同意，则CA%=0.7，A%=0.2，DS%=0.1，因此该消费者购买信心指数为：1.0*0.7+0.5*0.2-0.5*0-1*0.1=170%。
消费者购买信心指数值越大，说明消费者对该商品越有信心，从而越有可能做出购买的决策。该数值大小反映了消费者对在线购买的信心大小，因而可以用来反映消费者的购买行为决策。
2.2 消费者购买决策模型
通过前面的分析，可以看出消费者做出购买决策时综合考虑了产品质量、价格、服务、物流等多种因素的结果，因此我们构建购买决策模型：
index=β0+β1×Praise+β2*Bad-review+β3*Add-comment+β4*Credit+β5*Service+β6*Logistic+ε（2）
其中：index表示消费者购买信心指数，Praise表示好评，Bad-review表示差评，Add-comment表示追加评论，Credit表示信用度，Service表示服务态度，Lodistic表示物流。
2.3 数据收集与效度检验
为研究消费者网络购买决策的影响因素，我们设计了《消费者购买决策影响因素调查问卷》，并对农大校园内及校园周围的学生、居民进行发放，问卷总共设计了17个问题，涉及到信用度、商家服务态度、物流以及在线评论中好评、差评和追加评论等问题，问卷采用李斯特五分法。问卷共发放312份，正式调查完成后，回收了278份问卷，其中删除了30份无效问卷，有效样本数为248份，有效回收率为92.6%。数据收集完毕后，所有数据均被输入到SPSS软件中进行分析。
参与本次调查中的男性占29%，女性占71%，而且他们大多数都有过网购经历，其中有59.3%的人有有10次以上的网购经历，另有37.1%的参与者有1到10次网购经历。学历分布为本科占86.2%、硕士占10.7%、其他7.1%，这与调查在校园内及周边进行有关，也与中国互联网络热点调查报告中高教育程度的消费者比较容易接受网上购物的结论吻合。在这些调查中可以发现消费者在进行网络购买时，有76.8%的消费者会经常浏览商品的在线评论，并根据评论情况进行购买决策。而只有0.8%的消费者购买商品时没有浏览在线评论。
问卷信度是指问卷所获得的数据与其平均值的差异程度。一般常用的信度指标有内部一致性（internal consistency），它表示观测项目（问卷的问题项）之间的内部一致性或同质性，常用克隆巴赫一致性系数（Cronbachα）来测量，Cronbachα的值一般是介于0和1之间，越接近于1，说明信度越高。在本次问卷中各因素的Cronbachα值为0.79，表明该量表信度较好（见表1）。
3 实证分析
首先对问卷进行KMO检验和Bartlett球形检验，KMO检验系数为0.779，大于0.5，而且Bartlett的球形检验表明：Bartlett值为883.321，P
采用主成分因子分析对问卷进行因子分析，以特征根大于或者等于1为因子萃取原则，得到6个特征根大于1的因子，累计解释方差达到63.495%。由旋转因子载荷矩阵（表3）可以提取出相应6个主成分：差评数量、追加评论、好评数、评论内容、服务与物流、信息渠道。
通过对差评、追加好评、好评数、在线评论内容、店家服务、物流等因素对购买决策进行相关分析，结果如表4。
相关系数结果显示差评、好评数、追加评论、在线评论内容、物流快递、店家服务态度正相关，因此商家在实际经营过程中应该重视这些方面的管理，特别是对购买决策影响比较大的差评、追加评论方面的管理，采取措施来促进消费者的购买决定。
4 结论与建议
通过对在线评论中差评追加评论等的实证研究发现：差评、追加差评与消费者负相关，而好评数、追加好评、在线评论内容则与购买决策正相关，在这些影响因素中，追加评论和差评对购买决策的影响最大。
对于差评的影响，商家应该通过提高服务水平来减少服务方面引起的差评，从而提高好评度来吸引顾客的注意，从而进一步增加消费者的购买决策。
而针对追加评论的影响，商家可以采取一些措施来鼓励消费者多给出积极正面的追加评论，比如可以对有一定实质内容的追加评论进行优惠券奖励，吸引更多顾客发表对商品进行使用以后的用后体验报告，特别是正面的评价，以此向消费者传达商品质量信息，提高消费者的购买信心。
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1.定性方法与定量方法
(1)定性方法。定性方法是指利用消费者购买行为的本质区别来划分，它的基础是已有的理论研究成果，不需要进行定量分析。例如众多营销学教科书中将消费者的购买动机划分为求廉、求实、求名、求美、求新、求同、好胜、炫耀、便利和偏爱等类型。丁志华（2005）根据消费者对商品的价格和价值认知程度的不同，将消费者购买行为划分为价格型、价值型、忠诚型和便利型四类。李国庆（2006）根据品牌知觉中的涉入度、知觉品牌差异和享乐消费与实用消费这三个因素将消费者购买行为划分为冲动购买、习惯性购买、寻求多样化购买、忠诚购买、减少失调购买、影响购买、促销反应购买和复杂购买八种。
(2)定量方法。所谓的定量方法，就是利用消费者购买行为的数据资料，通过一定的数据处理技术，从而得到的消费者购买行为分类结果。
例如张干群（2004）对江苏三所大学的668名大学生进行问卷调查，从而得到大学生消费行为的八种类型：攀比炫耀型、市场流行型、他人主导型、张扬个性型、小心谨慎型、鲁莽冲动型、调解情绪型和勤俭节约型。
2.外部线索方法与内部线索方法
(1)外部线索方法。所谓的外部线索方法，指的是从消费者行为的外部观察，从而推断购买行为的类型。这类方法与定性方法较为相似，区别在于定性方法是以现有理论为标准来划分消费者行为，而外部线索方法则不一定，它或者以现有理论为标准，或者以经验为标准。例如在通用的市场细分方法中，根据地理环境、人口统计指标等将消费者划分为若干类型。
(2)内部线索方法。内部线索方法是指从消费者行为规律的内部入手，从而得到购买行为的分类结果。这种方法大多是定量分析，但是也有一部分是定性分析，它的关键是从消费者的心理角度进行分析。例如张红明（2005）以心理结构的分化与组合过程及人的精神追求的阶段的区分作为标准，将消费体验行为划分为感官体验、情感体验、成就体验、精神体验和心灵体验五类。王龙（2004）按照消费者需求的个性化以及需求表诉的强弱把消费者互联网购买行为划分为四类：确定型、偏好型、习惯型和简单型。总结上述研究成果，本研究主张从外部线索入手，利用定量分析方法，对消费者购买行为进行分类。这样做的好处是能够摆脱对现有理论的依赖，直接分析消费者行为本身，这样得到的结论更具有说服力。
二、研究设计
本研究的关键在于如何对消费者购买行为进行分类。围绕这个主题，本研究拟分为以下几个步骤:
1.量表设计。数据的收集将通过问卷调查这种方式,所以需要设计量表。量表采用里克特5级语义方法计分。量表的问项则通过查阅文献后确定，并经过初试后最终定稿。
2.样本抽取。一般考虑随机抽样，但是为了便于操作，可以考虑分层抽取样本。样本量应该大于500。
3.数据分析。这是本研究的关键。拟采用因子分析方法，就数据分析数据，得到聚类的结果。
4.结论解释。最后，针对因子分析的结论，结合实际进行解释。
三、实验数据
1.数据来源。刘金平、张松鹤（2003）进行的“汽车品牌跟踪研究”。该研究的目的在于根据生活方式对汽车消费者进行分类。根据刘金平（2003）的报道，该项研究采取分层抽样的方法选取了北京、广州、上海、成都、沈阳、西安、厦门和大连共8个城市，并根据其代表性分配样本量，依次为441、390、391、329、304、131、131和248份。该研究设计了“汽车品牌跟踪研究问卷”，主要采用里克特式5级量表法计分。该量表根据生活方式的经典量表设计了45个问句。
2.数据分析。分半信度检验结果为：整体信度系数为0.8601，前半部分的α-系数为0.8105，后半部分的α-系数为0.8301。前十个因子的累计解释能力达到47.72%。这对于大样本、个体差异较大的测试来说是可以接受的。即决定抽取10个公共因子。为了使因子载荷较为集中，以便于公共因子发挥解释能力，对因子载荷实施最大方差旋转。
3.因子命名与解释。然后，根据各公共因子所代表的项目，对上述10个公共因子进行命名。
一、引言
随着我国经济快速发展，网络经济日益成熟，在2015年6月中国互联网信息中心的2014年网络购物市场研究报告中网络零售交易额达到了2.79万亿元，同比增长49.7%。这使得网络经济环境下，网上购物逐步成为人们的主要消费方式之一。而对消费者购物决策影响因素的研究也日趋增加，其中 Alexandru M. Degeratu（2000）等人研究发现当网络商品提供的信息较少时品牌对消费者的购买决策具有更为重要的影响，而在网络情境中价格敏感度会更高，商品的感官属性对消费者的购买决策影响较低。而台湾学者 Ming-HuiHuang（2003）研究了网络信息的复杂性和新颖性对消费者网上购物的影响，其结论是：信息的新颖性对改变消费者态度和吸引消费者有正效应作用，而信息的复杂性则有负效应作用。以往学者注重对消费者购买行为的特定方面的影响，大多从理论角度出发，来分析影响消费者购买行为的因素。本文通过在天猫网中随机收集了50个的普洱茶销售信息，利用因子分析法建立评价模型，来分析研究哪些因素会对消费者在网购过程中购买决策产生影响，最终得出结论，以便于为消费者购买决策提供参考。本文从以下几个方面进行分析：第二部分介绍了本研究样本的数据来源及研究变量的选择；第三部分对数据结果进行分析；第四部分得出结论并进行总结。
二、研究的数据来源与变量选取
（一）数据来源
进入21世纪，中国已成为世界茶产量第一大国、茶出口第三大国，国内外市场需求稳定增长。而茶作为世界三大饮料之一，已经为多数中国人所接受和喜爱，茶已成为社会生活中不可缺少的健康饮品。特此本文选择普洱茶为研究对象，随机收集了在默认的综合排序下的50个天猫中普洱茶销售信息，由于普洱茶在天猫中有21535件相关商品，在排除了一些异常值后，得到了50个店铺关于普洱茶的销售信息作为数据来源。
（二）变量选取
由于在天猫商城中呈现的商品种类繁多且信息齐全，如商品价格、销售量、运输费、商品收藏量、商品库存、评价等。使得消费者在商城上的可选择性、可比较性的难度增加，筛选有用信息则成为消费者购物决策的重要方式。本文将可能对消费者网上购物决策产生影响的因素尽量考虑在内，然后结合本研究的样本和数据来源逐一进行排除，以便选取最能够体现本研究的变量。在数据获取过程中发现大部分商品均免邮，卖家已将邮费包含于价格之中，因此可将普洱茶运费排除；在普洱茶购买页面呈现的信息中如信用、开店时间等，由于店铺与店铺之间并无太大差异，因此将卖家的信息剔除；由于普洱茶具有可保存性，因此不考虑商家库存的影响；此外支付方式和服务条款在不同网络商店中都存在且没有太大差异也一并排除。
在合理排除以上信息的基础上，由于天猫网提供最近一个月的成交记录，因此本文仍以一个月作为研究模型，初步选取了商品的价格、商品收藏数、月销量、评分次数、差评次数、中评次数、好评次数、评价分数、促销情况、追加评论数等作为变量。其中价格为普洱茶的直接定价数值；月销量为该普洱茶在一个月内的销售量；收藏数为这款普洱茶消费者收藏的数量；评分次数为消费者为普洱茶打分的次数；差评次数选取买家所给1～5分中1分的次数；中评数选取买家所给1～5分中3分的次数；好评数选取买家所给分值1～5分中5分的次数；追加评论数为买家再次评论的次数；评价分数则为买家给出的宝贝是否符合描述的分数，按1～5分计算；促销根据是否有促销情况作为依据，有降价促销则值为1，反之为0。
三、研究结果与分析
1.数据检验。运用SPSS统计软件中的KMO检验和Bartlett球形检验的检验方法对数据的效度进行检验，以此来判断数据是否适合用于分析。一般要求，KMO值大于0.7才能进行因子分析。或者Bartlett球形检验能够通过显著性水平检验，从而说明适合做因子分析。从表1可以看出，KMO值=0.770且P=0，所以本文的变量适合做因子分析。
2.因子分析。本文使用SPSS22. 0 统计软件对该指标体系及数据进行了因子分析处理。
第一步：指标的定义X1 ―价格；X2 ―月销量；X3―收藏量；X4―店铺关注量；X5―评分；X6―评分次数；X7―好评次数；X8―中评次数；X9―差评次数；X10―评价次数；X11―追加评价数；X12―促销（是否促销，是1否0）。
第二步：利用软件计算相关矩阵；求出相关矩阵特征值如表2。
第三步：按照特征根大于1的要求选取公因子。而在本研究中有四个满足条件的特征值，它们对样本方差的累计贡献率达到了85.380%，能够代表了大部分样本的信息。
3.提取公共因子。根据方差最大化进行旋转， 在旋转后的因子载荷矩阵中的元素从大到小排序，根据元素在公因子中所占的比重大小提取得到四个公共因子。
根据表3，可以看出公共因子F1在X6（评分数），X7（好评次数），X8（中评次数），X9（差评次数）上的载荷比较大，该因子可以称为普洱茶卖家得分满意度因子；公因子F2在X3（收藏）X10（评价次数）X11（追加评论）上载荷比较大，该因子可以称为普洱茶买家评价满意度因子；公因子F3在X4（店铺关注）上的载荷比较大，该因子可以称为普洱茶买家关注度因子；公因子F4在X1（价格）上的载荷比较大，该因子可以称为普洱茶价格满意度因子。
4.因子得分函数分析。根据表3的因子旋转载荷和表4的得分系数矩阵可知4个因子得分函数：
F1=0.008X1+0.108X2-0.099X3+0.037X4-0.106X5+0.238X6+0.237X7+0.24X8+0.238X9-0.063X10-O.08X11-0.046X12；
F2=-0.068X1-0.009X2+0.362X3+0.13X4-0.028X5-0.059X6-0.059X7-0.068X8-0.079X9+0.338X10+0.354X11-0.042X12；
F3=0.455X1-0.384X2+0.093X3+0.599X4-0.111X5+0.043X6+0.039X7-0.005X8-0.04X9+0.096X10+0.101X11-0.001X12；
F4=0.516X1+0.041X2+0.042X3-0.167X4+0.404X5+0.007X6+0.009X7+0.049X8+0.085X9+0.049X10-0.088X11-0.659X12；
分析第一主因子的得分系数可知，店铺收藏量、评分、评价次数、追加评论、促销为负数，其余因子的系数为正数。这证明了店铺评价次数、追加评论、收藏量、评分、和促销相关协调，商家开展促销活动，通过宣传促销商品来吸引消费者浏览网页，增加收藏量。因此当第一主因子的得分越低，店铺收藏量、评分、评价次数、追加评论、促销相关协调，反之当得分越高，其余因子相关协调对消费者购买决策有较大影响作用。
分析第二主因子的得分系数可知，收藏量、评价次数、关注量、追加评论的系数为正数，其余8因子为负数。所以当第二主因子得分越高，证明收藏量、评价次数、关注量、追加评论为相互作用且影响较大，反之当其得分越低则证明另外8个因子为相互作用且影响较大，此时卖家应提高商品的收藏量和关注量，从而促进商品的销售。
分析第三主因子的得分系数可知，中评次数、差评次数、评分、促销情况、月销量系数为负，其余因子的系数为正数。这可以看出，中评次数、差评次数、月销量、评分、促销情况为相互协调，此时卖家应关注中差评出现的原因，了解并及时拟定让消费者满意的补救方案。
分析第四主因子的得分系数可知，促销、追加评论、关注量的系数为负数，其余因子的系数为正数。说明当第四主因子的得分越低时，关注量、追加评论、促销为相互作用且影响较大，反之得分越高则证明另外9个因子为相互作用且对消费者购买决策影响较大。
四、结论
本文以普洱茶购买为例，通过在天猫网搜集默认综合排序下前50的普洱茶销售信息，建立了评价模型，对天猫中普洱茶商品呈现的价格、销量、评价等信息进行了实证分析，具体分析了在网络购物中哪些信息因素会对消费者网购决策产生影响。
结合因子分析法在进行消费者网上购物决策影响因素研究方面不仅仅避免了单指标评价的片面性，而且还克服了主观判断法中赋权重有较大偏差的缺点，同时还能应用统计分析软件方便有效的计算出结果，有很好的应用价值。
根据数据研究分析看，本文首先利用累积方差贡献率提取出四个主因子，并通过旋转后的因子载荷矩阵对四个主因子命名。其次，文章利用因子得分矩阵求出4个因子得分函数，并通过得分函数简单分析了各个因子与主因子之间的关系和影响。最后得出结论，消费者在网上购买商品时影响购买决策的主要因素是商品价格满意度、商品的买家关注度、商品的买家评价满意度、商品卖家得分满意度四个方面，四个因素相互协同且影响着消费者网上购买决策。
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一、引言
随着空气、土地、水污染等环境问题不断凸显，社会公众普遍感到日常生活面临环境污染带来的威胁。随着环境保护意识的增强，社会公众的消费观念也在逐步发生改变，绿色产品日益受到消费者关注，例如有机水果、有机蔬菜、环保家具、节能家用电器以及新能源汽车等。消费者购买绿色产品，不仅可以获取产品本身的使用价值，还可以获取亲环境购买行为产生的虚拟价值――心理需求的满足。广义虚拟经济理论认为，可以把人的需求抽象为生理需求和心理需求，虚拟价值适应了人对产品的心理需求，使用价值、虚拟价值同时存在于大量的商品和服务之中（林左鸣，2010）。相较于传统产品，绿色产品的购买行为往往受到更多虚拟价值的驱动，体现为对环境保护、可持续发展责任的个人承担。因为消费者对绿色产品、绿色消费的关注，绿色购买行为已然成为研究热点。
绿色购买行为受到不同因素的影响，包括态度、感知行为控制等。Balderjahn等（1988）认为预测个人环保行为最强的因素便是态度；另外，个体是否实施绿色购买行为很大程度上取决于其感知行为控制，即机会和资源等因素的获得，如技能、与他人的合作等（stern，2000），也有研究表明，消费者产品知识会影响消费者的行为（Lu等，2016）。关于产品知识的作用，研究发现并不一致。W者Kaufmann等（2012）和Chen Jiang（2013）的研究表明，产品知识和绿色购买意向显著相关。而Kim等（2012）则指出，产品知识对购买行为并无显著影响。现有研究主要分析了产品知识对绿色购买行为的直接影响作用，学者们也许忽略了这样一个事实，即产品知识可能是一个很重要的调节变量，它会调节态度、感知行为控制与绿色购买意愿之间的关系。然而，尚未有研究对产品知识的调节作用展开探讨。
为此，本研究基于计划行为理论探究了产品知识在态度、感知行为控制与绿色购买意向之间的调节作用，并尝试从产品类别视角探索产品知识的调节作用。由Copeland（1923）提出的产品分类理论可知，商品分为便利品、选购品、特殊品三类，而Holton（1958）则认为便利品和选购品的本质区别在于，付出搜寻成本的同时，消费者从产品和价格对比中所获得的效用不同。本研究主要对便利品和选购品展开了分析。有研究表明消费者的购买行为在一定程度上受到产品类别的影响（姚卿等，2015），研究者们也对不同类别的绿色产品购买行为进行了探索，但却尚未发现基于绿色产品类别探索产品知识对购买意向调节作用的研究。具体而言，本文研究目标如下：（1）基于计划行为理论，探究产品知识在态度与绿色购买意向间的调节作用。（2）基于计划行为理论，探讨产品知识在感知行为控制与绿色购买意向间的调节作用。（3）基于产品分类理论进一步检验不同产品类别下，产品认知对购买意愿的调节作用。
二、文献回顾及假设
（一）文献回顾
1.产品知识
关于产品知识，Barrutia和Gilsanz（2013）指出，消费者知识直接影响消费者对产品属性及其评价标准的认知，进而产品知识会影响消费者的信息搜集和处理能力及方式。Betty和Smith（1987）把产品知识定义为消费者对于某项特定产品所感知到的知识以及对于此项产品的了解。Daein和Mitchell（1986）则认为产品知识应该包括与产品直接相关的具体的知识、与产品不直接相关的间接知识和消费者情感。基于此，本文将产品知识分为产品的具体标签信息、产品的了解程度、消费者的情感对公共机构的信任感三个维度。
2.绿色购买态度
绿色购买态度是指消费者绿色购买行为喜爱或者不喜爱程度的一种评估。有学者发现态度对绿色购买意向有积极的影响（Morris和Venkatesh，2000；Nysveen等，2005）。态度往往分为认知性态度和情感性态度，这两种成分都非常重要（Bagozzi等，2001）。Chan（2001）认为环保意识、价格敏感度也在很大程度上影响人们的态度。因此，本研究中不仅涉及态度的认知性成分，还涉及态度的情感性成分、环保意识、价值敏感度。
3.感知行为控制
Gonzalo和Asuncion（2007）认为感知行为控制是消费者在实施某一行为前，凭借其认知情况或个人经验，对实施这一行为难度和阻碍加以判断。感知行为控制与消费者过去的行为经验相关，感知行为控制反映了实际控制的条件，同时与绿色消费行为的外部资源相关，包括经济刺激、配套设施等。具体到绿色购买行为，感知行为控制包括消费者是否容易搜寻、较高价格以及购买习惯等。
4.绿色购买意向
绿色购买意向是指消费者购买绿色产品的意愿（shen等，2013），是对产品相关环保属性或特点的考虑。Chen和Chang（2012）将绿色购买意向定义为消费者愿意购买环境友好型产品的可能性。Roe等（2001）认为绿色购买意向是消费者为了保护环境或者不破坏环境去购买绿色产品，从而实现可持续发展的程度。具体地，Chan（2001）从消费者考虑购买污染少的产品、愿意因为生态原因而转换产品品牌以及基于绿色视角考虑产品，这三个方面来衡量绿色购买意向。
现有研究对产品知识、产品类别如何影响绿色购买行为意向并未形成共识。基于此，本研究主要将产品知识作为调节变量，探索产品知识在态度与感知行为控制对绿色购买意向影响中的调节作用。
（二）研究假设
1.态度与绿色购买意向
多数研究认为绿色购买态度会影响绿色购买意向。Fraj和Martinez（2007）的研究结果表明，环境态度对生态行为有显著地影响。态度反映个体的生态意识，是个体购物、消费选择的最重要因素（chyong等，2006）。随着环境意识的不断加强，真正关心环境问题的人更倾向于绿色购买以防止更多污染，越来越多的消费者持有积极的购买态度，意识到有责任去购买绿色产品。基于此，本研究提出以下假设：
H1：绿色购买态度对绿色购买意向存在显著的正向影响作用。
2.感知行为控制与绿色购买意向
当消费者认为自己所掌握的资源与技能越多，感知行为控制就越强，就越有利于实施该行为；反之，消费者认为自己所掌握的资源与技能越少，感知行为控制就越弱，消费者就难以有效地采取该行为。Kraft等（2005）指出感知行为控制是消费者完成某行为的信心，信心依赖于对自己所拥有的能力、时间、成本等的感知。计划行为理论指出感知行为控制能够作用于意愿。Hagger等（2002）在实证研究中也发现了感知行为控制对行为意愿的影响。基于此，本研究提出以下假设：
H2：感知行为控制对绿色购买意向存在显著的正向影响作用。
3.产品知识的调节作用
产品知识是消费者购买绿色产品的前提，知识会使其对所购买的产品有一定程度的了解，从而影响态度，进而影响购买意愿。Synodinos（1990）曾提出，增加产品知识会促进消费者对绿色产品的购买意愿。Chang（2015）认为传播式信息对绿色购买意向也有积极的影响。对于高绿色购买态度的个体，在认识到自己产品知识较低时，会积极主动地搜寻信息，不断提升自己的认知水平，以利于绿色产品的购买，因而其绿色购买意愿与具有高产品知识时相差不大；而低绿色购买态度的个体则不同，他们对环境不太关心，对绿色产品的购买不偏爱，这类消费者可能会表现出更少的绿色购买意愿，并且与高产品知识时具有较大差异。基于此，本研究提出以下假设：
H3：产品知识对购买态度与绿色购买意向之间的关系具有调节作用。
选购品是指顾客在购买前会对产品的功能、质量、价格等基本方面进行反复比较，愿意花费较多时间对比后才决定购买的产品。相对于便利品，消费者对选购品具有更高的信息涉入度，即消费者对选购品的信息注意、理解和精细加工的程度更大，消费者便会更理性、客观地对待信息本身（Lim和Quester，2010）。这时可以预期，消费者不容易出现因已有购买态度所导致的故意偏好性拒绝。对于便利品，消费者对产品知识较少地注意、理解和精细加工，通常会比较感性、主观地对待产品信息。这种情形下，可以预期消费者容易出现由已有购买态度所导致的故意偏好性拒绝。据此，提出如下假设：
H4：相较于便利品，产品知识对选购品绿色购买态度与购买意向之间的调节作用更为显著。
良好的感知行为控制可以增加绿色消费行为的积极因素，减少阻碍因素，从而提升消费者绿色消费行为意愿。当消费者产品知识较高时，能更好地理解从事绿色购买行为的积极、正确性，包括利己与利他两方面，即使感知行为控制较低的个体，也会表现出较多的绿色购买意愿；而当消费者处于产品知识较低的水平时，只有感知行为控制较高的消费个体才会思考自身行为对环境的积极作用，有可能产生绿色购买意愿，而感知行为控制低的消费个体则倾向于认为绿色购买行为需要克服很大障碍，会给自己带来较大负面作用，譬如损失精力或者金钱。换言之，在产品知识较高的情况下，感知行为控制对绿色购买意愿的预测作用较小；而在产品知识较低时，感知行为控制对绿色购买意愿的预测作用较大。基于此，本研究提出以下假设：
H5：产品知识对感知行为控制与绿色购买意向之间的关系具有调节作用。
便利品是指消费者经常或者随时需要的，不需要花费很多时间、金钱及精力去购买的物品。因此，消费者对便利品产品知识的介入程度较低，消费者也不需要谨慎地对便利品各种属性的重要性做出判断（Lu，2012）。这时可以预期消费者不容易因为时间、金钱等影响感知行为控制的因素拒绝购买绿色产品；当消费者面临选购品时，为避免风险往往对产品知识的介入程度较高，以准确地对产品属性及重要性做出判断，这种情形下，消费者可能会因为产品信息搜寻、理解的困难而导致感知行为控制较低，不利于产生购买绿色意向。据此，提出如下假设：
H6：相较于便利品，产品知识对选购品感知行为控制与购买意向之间的调节作用更为显著。
三、研究设计
（一）问卷设计
首先列出8种不同类别的绿色产品，让调查对象选择其最熟悉的一类。然后进入意向、态度、感知行为控制量表进行作答。本研究所编制的问卷主要根据国内外有关绿色购买的相关文献，在这些文献中选择适合本研究使用的量表，进行问卷编制。绿色购买意向主要参考Bagozzi等（2001）的量表。绿色购买态度主要参考Gleim等（2013）的研究设计。感知行为控制主要参考Fielding等（2008）的量表。产品知识主要参考Gleim等（2013）的研究设计。本研究使用采用李克特（Likert）七级量表进行测量，从1-7分别表示了被试的态度从非常不同意到非常同意。构建了15个指标的影响因素框架，如表1所示，来设计本文的量表和调查问卷并进行实证研究。
后期进行分类研究讨论时，根据消费者选择商品类别的不同，进一步对问卷进行分类。把问卷分为两类：一类是购买便利品，如绿色食品、洗涤剂、节水龙头、电池、再生纸等这类消费者经常使用、购买的产品；另一类是节能家用电器及新能源汽车等这类在购买之前，消费者要进行反复比较，才能做出购买决策的。其中便利品问卷份数为166份，选购品问卷份数为140份。
（二）数据收集
本研究采用问卷调查法收集数据，通过问卷星问卷后，运用互联网形式进行收集。最终发放问卷360份，收回问卷345份，回收后进行筛选，剔除漏选、多选及矛盾问卷，有效问卷为306份，有效回收率为88.7%。其中，男性占41%，女性占59%；年g在25周岁及以下的填答者占到了54.9%，文化程度为本科及以上者占92.8%，月收入水平在4000元以下的约占63%，4000元以上的约占37%。
四、数据分析
（一）信度和效度分析
本量表是在参考大量国内外文献后并结合国外学者的成熟量表提出来的，因此量表具有良好的内容效度，并直接应用Amos22.0软件对样本数据进行了验证性因子分析。通过表2可知，删除GP13和PBC2测项后，各指标的因子载荷大于0.5，各因子的组合信度（CR）都大于0.7，并且各变量的平均提炼方差（AVE）均大于0.5。符合Hair等（2006）对效度的评定标准：标准化因子载荷系数要大于0.5、组合信度（cR）要大于0.7以及平均提炼方差（AVE）要大于0.5。因此，可判定量表具有良好的收敛效度。
将各潜变量的AVE的算术平方根与该潜变量和各潜变量的相关系数进行比较，结果表示绿色购买意向、绿色购买态度、产品知识、感知行为控制各自AVE的算术平方根均大于其他潜在变量的相关系数，表明潜在变量的区别效度良好，具体如表3所示。
对量表内部结构与实际数据的一致性程度即适配度进行检测，拟合的主要适配度检验指标见表4。验证性因子分析模型，卡方自由度比为1.827小于2，表示假设模型的适配度佳。RMSEA为0.052
（二）绿色购买态度与绿色购买意向的关系
为了考察产品知识的调节作用，在做调节效应分析时，通常要将自变量和调节变量做中心化变换，即变量减去其均值（Aiken和West，1991）。然后建立绿色购买态度、产品知识及绿色购买意向的关系模型。运用回归分析对调节模型进行检验，回归分析时，先放人控制变量，再放入自变量和调节变量，最后放入交互项，以预测因变量（Baron和Kenny，1986）。分析结果见表5。
由表6的模型1可看到，绿色购买态度对绿色购买意向具有显著的正向影响（β=0.715，p
由表5的模型2和模型3可看出：（1）绿色购买态度对绿色购买意向具有显著的正向预测作用。（2）产品知识在绿色购买态度对绿色购买意向的影响中具有调节作用（β=-0.241，p
（三）感知行为控制与绿色购买意向的关系
同样，将自变量感知行为控制与调节变量产品知识中心化处理后。建立感知行为控制、产品知识及绿色购买意向的调节关系模型。由表6的模型1可看到，感知行为控制对绿色购买意向具有显著的正向影响（β=0.696，p
由表6的模型2和模型3可看出：（1）感知行为控制对绿色购买意向有着正向的预测作用。（2）产品知识在感知行为控制对绿色购买意向的影响中具有调节作用（β=-0.189，p
（四）便利品与选购品中产品知识的调节作用
以上研究发现，产品知识在绿色购买态度和感知行为控制对绿色购买行为意向的影响中有着显著的调节作用。在此基础上，进一步根据消费者购物经历的商品种类的不同，进一步对问卷进行分类。其中经常购买绿色便利品的有效问卷为166份，经常购买绿色选购品的有效问卷为140份。
问卷按绿色便利品和绿色选购品分类后，同样将绿色购买态度、产品知识中心化。分别建立便利品下的绿色购买态度、产品知识和绿色购买意向的关系模型及选购品下的绿色购买态度、产品知识和绿色购买意向的调节关系模型。分析结果见表7。
由表7的模型1可看到，无论在便利品还是选购品中，绿色购买态度对绿色购买意向都具有显著的正向影响。说明绿色购买态度越高，绿色购买意愿越强烈。由表7的模型2和模型3可看出：（1）无论是便利品还是选购品，绿色购买态度对绿色购买意向具有显著的正向预测作用。（2）无论是便利品还是选购品，产品知识在绿色购买态度对绿色购买意向的影响中具有调节作用。无论对便利品还是选购品，产品知识都有着显著的调节效应。当产品知识较低时，消费则的购买态度对其绿色购买意向的影响作用更明显，进一步分类比较，相对于便利品，产品知识选购品绿色购买态度与购买意向之间的调节作用更为显著，假设H4成立。
建立便利品下的感知行为控制、产品知识与绿色购买意向的关系模型及选购品下的感知行为控制、产品知识与绿色购买意向的关系模型。采用层次分析法结果见表8。
由表8的模型1可看到，无论在便利品还是选购品中，感知行为控制对绿色购买意向都具有显著的正向影响。比起便利品，选购品中感知行为控制的影响强度更大。（β=0.682，p
五、结论
（一）研究结论
本研究的目的主要在于探讨购买态度、感知行为控制与绿色购买意愿的关系，并分别检验产品知识对上述关系的调节效果。研究结果显示：（1）购买态度、感知行为控制均对绿色购买意向有着显著的正向预测作用。（2）相比于产品知识较高的情形，产品知识较低时态度对绿色购买意愿的影更大；（3）相比于产品知识较高的情形，产品知识较低时感知行为控制对绿色购买意愿的影响更大；（4）相较于便利品，产品知识对于选购品购买意愿的调节作用更为突出。本研究发现与Fu和Elliott（2013）的结果一致，当消费者产品知识较低时，消费者的主观因素，譬如态度、感知行为控制对消费行为的解释力更强，而产品知识较高时，消费者变得更理性，态度对消费行为的影响便不那么显著了。
（二）实践启示
绿色购买行为有助于促进企业采纳绿色生产技术，采购绿色原材料，提供更多地绿色产品，政府，企业和消费者三方应相互协作以促进绿色购买行为。研究结果表明，绿色消费受到个体心理因素与外部因素的共同影响。高购买态度、高感知行为控制的居民会比低购买态度、低感知行为控制的居民表现出更多的绿色购买意愿。因此，政府部门在采取一系列措施促进绿色购买时，可以考虑完善绿色消费市场的基础设施，健全法律法规，对绿色产品进行价格补贴等以提高消费者的感知行为控制，譬如大力增加新能源汽车的充电桩等。同时，依据广义虚拟经济学理论，政府应当推进绿色主题宣传，倡导绿色生活方式，通过建立价值认同以强化消费者为迎合社会期望而进行绿色购买的心理需求。
1理论背景
11消费者涉入度概述
111涉入度定义
如今，国内市场营销领域正在逐步扩大，消费者的产品涉入度受到了越来越多的关注。涉入度的高低直接影响消费者的购买意愿。想要了解消费者的购买意愿，就必须研究消费者的涉入度。人们对涉入度研究起源于1947年Sherif和Cantril在文章中提到的，“自我涉入”是个人对任何刺激或者情境感受到与其自身的相关程度。
112涉入度影响因素
消费者涉入度是影响消费者购买行为的产品涉入程度，受到很多因素的影响，比如价格、兴趣、风险、情境等因素。Zaickowsky（1985）将产品涉入度的影响因素分为个人因素、产品或刺激因素以及情境因素。
个人因素：一件产品如果在使用时能够表现个人身份、地位、品位，消费者购买此类产品的涉入度会比较高。如果购买产品给自己使用的涉入程度比送礼给朋友会明显少很多。因此，只依照产品的涉入程度不能准确判断消费者的涉入程度，而需要再考虑导致其购买的因素。如果消费者对某一个产品特别感兴趣，便会主动搜集相关信息，这时，产品涉入程度就会高；当购买产品的兴趣比较弱时，会比较轻率地做出决定。
产品因素：其主要包括产品价格、产品认知风险、替代产品的相关信息等几个方面。产品涉入程度会受到产品价格的影响，假如消费者误购价格较高的产品，那么其所要承担的损失会很大。因此在购买该类产品时，消费者会收集更多的相关信息，保持谨慎的B度，这时产品的涉入程度较高；反之，对于价格较低的产品，消费者的涉入程度相对会比较低。
情境因素：情境因素是影响个消费者购买产品的暂时因素。情境因素涉及外在实体环境、采购社交环境、时间因素和行为目的。
通过问卷调查得出糖果是低涉入产品而电脑是高涉入度产品。所以，文章以糖果和电脑作为研究对象。
12冲动购买概述
121冲动购买定义
杜邦消费者购买研究所的研究人员在1950年开始对冲动性购买进行研究，得出冲动性购买是一个差值，即实际购买商品和计划购买商品间的差值，成为冲动性购买的基础。
TuyetMai（2003）[1]等将购买后果加入到了冲动性购买的定义中，认为冲动性购买是一种不计后果的购物行为，在整个购物过程中消费者的思考过程较短。
我国研究学者对冲动性购买概念的界定，是在国外学者研究的基础上提出的。李秀荣、梁承磊（2009）[2]通过梳理国外学者对冲动性购买的定义并结合其特征提出了冲动性购买是一种购买前没有考虑，由特定的环境激发的突发性而且不计后果的购买行为。
122冲动购买分类
在文献梳理过程中可以发现学者们对于冲动性购买的界定存在差异，造成差异最主要的原因是冲动性购买更多体现为消费者的内在的情感反应，不同的消费者对不同的商品有不同的情感反应。基于这个原因，很多学者为了使研究更加全面，按照不同的角度将冲动性购买进行了分类。
Stern（1962）根据购买商品的实际需求性、消费是否理性、购物经验、购物计划以及购物决策时间将冲动性购买行为分为四类：纯粹冲动购买、回忆性冲动购买、建议性冲动购买和计划性冲动购买。[3]纯粹冲动购买是一种不理性的购买行为，不符合一般的购物规律。回忆性冲动购买是消费者基于以往购买产品的经验和对产品的了解，在看到某一产品时会想到家庭需求或广告信息，从而产生购买行为。而建议性冲动购买是消费者并不了解相关产品，但是通过他人的介绍以及自己长期的购物经验，认为自己有必要购买，便会产生购买行为。计划性冲动购买是指消费者需要但不急需某产品，若商店在促销这类产品，消费者会不假思索地进行购买。同时，销售人员的态度也会影响消费者的冲动性购买行为。冲动性的消费者是认知控制较弱而且认知行为强，这种购买行为往往是不计后果的。
123冲动购买影响因素
事实表明：当消费者在不经意间接触到促销的信息，消费者往往会产生过度的购买行为，但是在众多的促销方式中，对于不同产品哪一种方式更佳还需要进一步分析。
Parboteeah（2005）通过研究发现产品表现出的象征意义通过与消费者情感进行契合，能更显著地影响消费者的冲动性购买行为，而产品类别也会影响消费者的冲动性购买行为。[4]
对于运费优惠这种促销方式，谁都不愿意花额外的运费，在大多数人看来这部分运费是附加在购物商品的价格上的。如果在平常的网络购物中，网络商家不提供商品运费的减免，消费者会选择去免运费的商家店里购买相同产品。不减免运费的做法在一般情况下会减少顾客浏览量，降低收益。
限时抢购往往是电商平台或者网络零售商在特定的时间对某类商品给予大幅度的价格优惠的促销策略。近几年，随着网络商家间的竞争的激烈程度，该类促销方式已经由原来的特定节日的特定时间拓宽到商家自定义的整点、店庆、“双十一”等。这种促销策略的效果往往是很明显的，设定的时间一结束，就可以立刻看到销售额。
优惠券优惠是指电商通过网络平台给消费者发放的可以购买特定商品时用于抵减购物金额的限时电子凭证。相较于传统的优惠券，电子优惠券发放方便、成本低、数量可控，受到了商家们的青睐。
抢红包是最近几年新兴的网络促销活动，消费者可以在特定的时间内领取商家发放的红包，同时在购物后网络商家也会给消费者发一定量的红包，来刺激消费者二次消费。抢到的现金红包可以直接抵减购物所需付的金额。
2分析方法
我们主要研究：①消费者的产品涉入度是否会干扰促销策略对网络冲动购买的影响；②不同促销策略对消费者冲动购买行为的影响。
文章涉及到的主要关系有：
（1）消费者的产品涉入度和冲动购买意图的关系。产品涉入反映了消费者基于个人的潜在需求、价值观和兴趣对某产品的认知相关的程度，会对消费决策造成的影响，当消费者的产品涉入程度高时，表示消费者对某种产品具有高度的兴趣，面对该种产品的刺激较容易产生愉悦或者兴奋的反映。因此，提出了以下的假设：
H1：消费者的产品涉入干扰对促销对网络冲动购买行为的影响。
（2）促销策略和冲动购买意图的关系。有学者研究表明，促销活动带给消费者的节省程度越大，会使消费者更容易产生消费者冲动购买行为。消费者面对量多优惠，运费优惠，限时抢购，优惠券优惠，红包优惠，折扣更容易产生冲动性购买行为，尤其是意料之外的降价或者优惠信息更容易让消费者抵挡不了购物冲动。文章试图研究量多优惠，运费优惠，限时抢购，优惠券优惠，红包优惠，折扣对消费者网络冲动购买的刺激作用，因此，提出如下假设：
本次研究一共包含四个部分。第一个部分是关于高低涉入度产品的研究，共4个题项；第二部分是网络促销中常见的6种方式的测量，一共18个题项；第三部分是关于冲动购买意图的问项，共4个问项；最后一部分是关于消费者基本信息的调查，包括了消费者是否有网上购物经历、性别、年龄、月平均生活消费额以及购物频率。
3分析和检验结果
31低涉入度产品
311因子分析
在本次问卷调查中，采用较多的变量来衡量事物多方面的特征。较多的变量在提供丰富信息的同时也导致了信息的重叠现象，增加了问题的分析的复杂性。文章利用因子分析中的主成分分析和最大方差旋转法。对文章的42个问题进行探索性的因子分析，用来判断是否存在其他的关系因子，同时也可以检验现有的问卷是否需要调整。经过分析，对问卷问项的顺序进行一定的调整。根据spss的处理结果可以发现，KMO值为0879接近1，即适合做因子分析。Bartlett球形度检验的原假设为相关系数矩阵为单位矩阵，Sig值为0000，小于显著水平005，因此拒绝原假设表示变量之间存在相关关系，适合做因子分析。
通过spss分析得到可知，每个因子只有少数几个指标的因子载荷较大，因此可以根据上表分类，第一个因子与“优惠券优惠”“红包优惠”和“折扣”指标的相关性最强。第二个因子与“量多优惠”“运费优惠”指标的相关性最强。第三个因子与“产品涉入度”相关性最强。但在问卷的第二问中存在题目设置的问题，产生了偏差，所以将该题设去掉。第四个因子与“限时抢购”相关性最强。第五个因子与“购买意图”的相关性最强。
312方差分析
利用方差分析，研究三大类促销方式对冲动购买的影响的大小关系。单因素方差分析的结果，观察可知组间平方和是21357，组内平方和是706097，其中组间平方和的F值为9840，相应概率为0000，小于显著水平，因此认为不同的促销手段对消费者冲动购买的影响是不同的。
如图1所示给出了各组的平均值图，可以很清楚地看出不同的促销方式对不同的冲动购买行为的影响。可见，第二类的促销方式对消费者冲动购买的影响最小，而第三类对消费者冲动购买的影响是最大的。
32高涉入度产品
321因子分析
根据处理结果可以发现，KMO值为0899，接近1，即适合做因子分析。Bartlett球形度检验的原假设为相关系数矩阵为单位矩阵，Sig值为0000，小于显著水平005，因此拒绝原假设表示变量之间存在相关关系，适合做因子分析。
通过spss分析可知，每个因子只有少数几个指标的因子载荷较大，因此可以根据上表分类，第一个因子与“限时抢购”“优惠券优惠”“红包优惠”指标的相关性最强。第二个因子与“量多优惠”“运费优惠”指标的相关性最强。第三个因子与“冲动购买意图”指标的相关性最强。第四个因子与“产品涉入度”指标的相关性最强，其中第二个问题的设置有问题，所以将该题设舍去。第五个因子与“折扣”指标的相关性最强。
322方差分析
利用方差分析，研究三大类促销方式对冲动购买的影响的大小关系。通过spss分析可知组间平方和是64805，组内平方和是512725，其中组间平方和的F值为46576，相应概率为0000，小于显著水平，因此认为不同的促销手段对消费者冲动购买的影响是不同的。
如图2所示给出了各组的平均值图，可以很清楚地看出不同的促销方式对不同的冲动购买行为的影响。可见，第一类的促销方式对消费者冲动购买的影响最小，而第三类对消费者冲动购买的影响是最大的。4结论
通过文章分析可以得出：在互联网飞速发展的今天，企业要想在众多的竞争对手中取得成功，就必须针对合适的商品，采用正确的促销方式。不论是高涉入度还是低涉入度产品，消费者都更注重价格问题，但是不同的是，对于低涉入度产品，消费者更注重的是购买的越多价格越便宜，而对于高涉入度产品，消费者往往只会购买少量，更注重单件产品价格上的优惠。针对消费者的这一特点，企业就应该采用正确的促销方式，满足客户的需求，让顾客产生冲动购买欲望。
参考文献：
[1]Tuyet Mai N T，Jung K，Lantz G，et alAn exploratory investigation into impulse buying behavior in a transitional economy：a study of urban consumers in Vietnam[J].Journal of International Marketing，2003，11（2）：13-35
[2]李秀荣，梁承磊冲动性购买行为之概念界定[J].东岳论丛，2009（6）：137-139
[3]陈旭，周梅华电子商务环境下消费者冲动性购买形成机理研究[J].济与管理，2010，24（12）：19-22
[4]Stern HThe significance of impulse buying today[J].The Journal of Marketing，1962：59-62
[5]Parboteeah D VA model of online impulse buying：an empirical study[J].Electronic Theses，2005〖FL）0〗〖CSX%0，0，0，50〗〖CDH01154〗〖CSX〗
（上接P80）
