购买意愿影响因素（精选12篇）
购买意愿影响因素 篇1
因特网的迅猛发展伴随着因特网使用者数量的不断增加, 2009年我国已经超过美国, 成为世界网民数量最多的国家。因特网的方便性、便于交流和即时互动的特性使其成为一个特殊的交易平台, 随着购物网站建设和交易模式的不断的完善, 使得网络交易的双方能够获取更多的公开信息, 对交易过程进行实时控制, 并且网络信用和交易流程日趋完善, 使得网络购物行为越来越普及。根据艾瑞咨询公司推出的《2008-2009年中国网络购物行业发展报告》显示, 中国网络购物已经进入高速增长期, 2008年网络购物交易规模接近1300亿元, 较2007年增长超过130%。在网络经济快速发展的时期, 探讨网络环境下消费者的特征、购买意图及其影响因素, 对于网络交易的商家制定有效的营销策略、促进销售增长、提高顾客满意都有着十分重要的理论意义和实践意义。
1 网络购物消费者的构成及其特点
1.1 网络消费人群的构成
中国互联网络信息中心 (CNNIC) 2008年6月在《2008年中国网络购物调查研究报告》中显示:网络购物消费者群体的年龄分布主要集中在18至30岁的年轻群体, 其中年轻的白领、在校大学生、企业职员占据了网络购物消费者群体的半数以上。网络消费者中男女比例几乎相同, 高学历的人群更倾向于网络购物, 大专学历以上的消费者占了网购消费者群体的比重高达85%。
1.2 网络消费的特点
(1) 消费的主动性。网络环境下的消费者会很主动地借助互联网平台去浏览、查询、搜索某些商家资料、产品信息和市场价格动态, 而这些信息也会去指导网络购物消费者的购买行为或者作为网络购物行为的知识储备和经验积累。
(2) 较强的选择性。互联网信息发布障碍较少, 因此其中有着丰富的信息, 并且由于网络商家的进入壁垒较低, 消费者能够通过搜索引擎, 快速、方便的找到价格较低的商品、信用较高的商家、新产品的特点等信息。
(3) 追求购物的乐趣。对于消费者而言, 网上购物不仅仅是满足实际的购物需求, 还可以通过网上购买的过程得到大量信息或娱乐情报, 结识新的朋友, 节省了体力, 也节约了时间。灵活的支付方式和快捷的送货上门服务, 让消费者体验到传统购物方式无法具备的乐趣。此外, 对于广大年轻的消费者朋友而言, 追求舒适、时尚的生活方式, 追捧新奇、时髦的消费产品永远是生活中的最大乐趣。
2 消费者的购买过程
网络消费者的购物过程大体可分为五个步骤, 依次分别是产生动机、收集信息、比较选择、购买决策和购后评价, 并且购后评价会直接影响网络消费者的重复购买。详见图1。
2.1 动机产生
网络消费者产生购买动机是网络购买过程的前提和开端, 网店可以通过视觉刺激和听觉刺激来激发消费者的购买欲望。对于网络营销企业来说最根本的是把握网络消费者的需求特征, 了解与自身所经营产品和服务相关的实际和潜在需求, 找到诱发消费者需求的切入点。
2.2 搜集信息
当网络消费者产生了购买动机以后, 理性的网络消费者会开始搜集与拟购买商品相关的信息。消费者关心的商品信息, 可能包括:有关商品的功能和特征的描述、商家之间的价格比较、商品的使用后评价、网店的信用信息、购买的保障措施、网络付款的方式、邮寄方式等。
2.3 比较选择
网络消费者在搜集了足够的商品和服务信息以后, 需要对获取的信息进行排序、筛选, 这是一个去伪存真、比较分析的过程。这个过程是为了之后的购买行为做的准备, 说服自己, 给自己提供足够的购买理由。网络消费者对信息的分析比较常常基于产品和服务的性能、价格、样式、品牌, 售后服务等要素。
2.4 购买决策
网络消费者在对产生购买意图的产品和服务进行了信息搜集并筛选出需要的信息以后, 转而进入到了购买决策阶段, 网络消费者是否会实施购买行动就在这个阶段实现。网络消费者在决定购买某种商品或服务前, 一般需要具备三个条件:首先, 建立对网店的信任。其次, 肯定网络支付过程的安全性。最后, 确定该商品确实满足了网络消费者的需要。
2.5 购后评价
网络消费者的购买行为是一个动态的循环过程, 网络购物的消费体验可能会促使消费者继续进行网络购物。如果网络消费者对此次消费经历非常满意, 那么在下次购买类似产品的过程中, 他们很可能会简单地依然选择上次购买的商铺。
3 影响消费者购买行为的因素
(1) 个性化的动机。随着经济的发展, 消费需求日趋个性化, 这使得以往在规模化生产中被埋没的个性, 在今天得以张扬。网络购物可以使消费者超越时空的界限, 选择更多种类、不同价格、更多款式、更多风格的产品来满足个性化的需求。
(2) 寻求方便和价格便宜的动机。网络消费者之所以选择网络购物的一个重要原因是网络为交易双方提供了一个便利的平台, 以网络为渠道将购物网站、网络店铺和消费者以最经济和便利的方式连接在一起。消费者只需轻动鼠标就能完成信息查询、交流咨询和购买过程, 使他们可以轻轻松松把握流行。
(3) 追求新奇动机。以往调查发现18~35岁的年轻人是网络购物的最主要的群体, 他们使用网络频率最高, 且敢于尝试新事物, 追求新奇的动机十分明显。在他们的推动下, 网络上的时尚产品层出不穷。
(4) 自由选购动机。网上购物可以是一件很休闲的事情, 可以根据自己的需要随意挑选商品。试想一下:一边喝着咖啡, 一边慢慢浏览着自己感兴趣的商品, 悠然地点击鼠标, 选购自己钟爱的产品, 这不是很惬意的事情吗?
(5) 文化因素。文化因素对网络消费行为影响极深, 它通过影响社会的各个阶层和家庭, 进而影响到每个人及其心理活动。不同文化下对于网络购物的看法也是不同的, 一般来讲, 西方人比东方人更愿意进行网络购物。
(6) 社会因素。调查数据显示, 受朋友的影响而选择网上购物的人数最多, 占41.8%, 其次是网络广告和其它媒体的广告。可见, 消费者选择网上购物受朋友和网络广告的影响最大, 其他因素还包括网络消费者对信息的利用和依赖程度的差异。
(7) 技术因素。网络技术的发展、电子支付方式的完善以及多媒体技术的应用, 使得网络购物越来越方便、快捷和安全。调查表明, 绝大多数消费者 (50.90%) 选择通过第三方的支付工具支付货款, 选择通过网上银行支付的占20.1%, 而只有14.5%的消费者选择货到付款。说明中国目前的针对个人的电子商务从支付方式的角度讲已经处于由初期向高级转变的阶段了。
(8) 网上商店吸引消费者购买的因素。有调查数据显示, 网店吸引消费者的首要因素是其信用水平 (38.2%) , 其次是产品的价格因素 (29.1%) , 而网上商店店名的知名度只占调查比例9%, 还有一些其他因素也影响着网络消费者的购买和选择, 如产品的质量、物流的配送以及店主和消费者进行沟通的技巧和产品包装的样式等细节方面。
(9) 网络消费者的购买风险。购后的满意与否不但直接影响着网店的好评度, 更加深远的影响着消费者的下一次购买。网店经营者在客户接收到产品之后以及客户用过一段时间产品之后要实时的和客户沟通, 询问客户产品的使用的效果, 加强和客户的沟通。
摘要：因特网的迅速发展, 影响着人们的信息获得和交流方式的同时, 也影响着消费者的消费习惯和消费模式。把握消费者网络购物的心理机制, 发现其影响因素, 是摆在学术界和网络商铺经营者面前的一个急需解决的问题。本研究旨在通过分析网络消息者的购买机制和过程, 发现影响购买决策的因素。
关键词：网络,购买意愿,消费者,影响因素
参考文献
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[5]徐琳.网络口碑可信度影响因素的实证研究[J].财贸研究, 2007, (5) .
购买意愿影响因素 篇2
.582 3 项目总计统计
删除项目后的标度平均值 删除项目后的标度方差 校正后项目与总分相关性平方多重相关 项目删除后的克隆巴赫系数 成就型玩家.变得强 7.33 2.630.380.147.494
成就型玩家.积攒金钱物品 7.54 2.633.415.172.444
成就型玩家.尽快升级 7.48 2.593.375.142.503
由表可见，成就型玩家调查表，总体克朗巴哈信度系数为0.581，符合通用标准，问卷的内部信度优良，均为对同一概念的测量。同时，删除任意变量后，克朗巴哈信度系数均有所下降，因此，所有问卷问题均不可删除。
KMO 和巴特利特检验 KMO 取样适切性量数。
.631
Bartlett 的球形度检验 上次读取的卡方 66.599 自由度 3 显着性.000
由表可见，各变量的Bartlett球形度检验，显着性sig<0.05，表明各变量具有相关性；KMO偏相关系数=0.631，系数符合通用标准。
公因子方差
初始值 提取 成就型玩家.变得强 1.000.532
成就型玩家.积攒金钱物品 1.000.580
成就型玩家.尽快升级 1.000.522
提取方法：主成份分析。
总方差解释 组件 初始特征值 提取载荷平方和 总计 方差百分比 累积 % 总计 方差百分比 累积 % 1 1.634 54.474 54.474 1.634 54.474 54.474.715 23.834 78.308.651 21.692 100.000
提取方法：主成份分析。
由表可见，主成分共提取了54.474%的变异，公因子提取情况良好。
2、社交型玩家可靠性分析及公因子提取
可靠性统计 克隆巴赫系数 基于标准化项目的克隆巴赫系数 项数.522
.524 3 项目总计统计
删除项目后的标度平均值 删除项目后的标度方差 校正后项目与总分相关性平方多重相关 项目删除后的克隆巴赫系数 社交型玩家.结识其他玩家 7.15 2.623.369.136.371
社交型玩家.帮助其他玩家 7.24 2.581.323.108.442
社交型玩家.帮会一员 7.32 2.519.318.104.452
由表可见，社交型玩家调查表，总体克朗巴哈信度系数为0.522，符合通用标准，问卷的内部信度优良，均为对同一概念的测量。同时，删除任意变量后，克朗巴哈信度系数均有所下降，因此，所有问卷问题均不可删除。
KMO 和巴特利特检验 KMO 取样适切性量数。
.611
Bartlett 的球形度检验 上次读取的卡方 48.506 自由度 3 显着性.000
由表可见，各变量的Bartlett球形度检验，显着性sig<0.05，表明各变量具有相关性；KMO偏相关系数=0.611，系数符合通用标准。
公因子方差
初始值 提取 社交型玩家.结识其他玩家 1.000.563
社交型玩家.帮助其他玩家 1.000.493
社交型玩家.帮会一员 1.000.482
提取方法：主成份分析。
总方差解释 组件 初始特征值 提取载荷平方和 总计 方差百分比 累积 % 总计 方差百分比 累积 % 1 1.538 51.269 51.269 1.538 51.269 51.269.773 25.750 77.019.689 22.981 100.000
提取方法：主成份分析。
由表可见，主成分共提取了51.269%的变异，公因子提取情况良好。
3、玩家类型对购买意愿的重要性分析 模型摘要b b
模型 R R平方 调整后的 R平方 标准估算的错误 Durbin-Watson(U)1.531a
.282
.270.878 2.133
a.预测变量：（常量），成就型玩家, 避世型玩家, 投机型玩家, 社交型玩家 b.因变量：购买意愿.估计我在未来会购买游戏物品 ANOVAa a
模型平方和 自由度 均方 F 显着性 1 回归 73.068 4 18.267 23.688.000b b
残差 185.847 241.771
总计 258.915 245
a.因变量：购买意愿.估计我在未来会购买游戏物品 b.预测变量：（常量），投机型玩家, 避世型玩家, 成就型玩家, 社交型玩家 由表可见，模型拟合度R2=0.282，拟合欠佳，但独立性DW>2，表明残差间相互独立，且AVOVA表中的显着性sig <0.05，显示建立的模型具有意义。
由图可见，直方图显示残差基本呈正态分布；PP图显示残差基本与参考线重合，模型残差呈正态分布；残差散点图显示，残差在参考线附近波动一致，显示方差齐性，模型拟合良好。
系数a a
模型 非标准化系数 标准系数 t 显着性 共线性统计 B 标准错误 贝塔 容许 VIF 1（常量）
1.885
.357
5.284 .000
社交型玩家.176
.077.172
2.301 .022
.536
1.866 成就型玩家.079
.076.076
1.030 .304
.541
1.850 避世型玩家.250
.065.249
3.827 .000
.706
1.417 投机型玩家
.206
.074.183
2.777 .006
.688
1.453 a.因变量：购买意愿.估计我在未来会购买游戏物品 由表可见，购买意愿=1.885+0.176*社交型玩家+0.079*成就型玩家+0.25*避世型玩家+0.206*投机型玩家 其中，各变量的共线性容差均符合通用标准，对购买意愿有显着影响的变量重要性排序为：避世型玩家（贡献47.3%）、投机型玩家（贡献25.6%）、社交型玩家（贡献22.6%）。
二、消费价值 对购买意愿影响分析
1、外观彰显可靠性分析及公因子提取 可靠性统计
克隆巴赫系数 基于标准化项目的克隆巴赫系数 项数.644
.644 4 项目总计统计
删除项目后的标度平均值 删除项目后的标度方差 校正后项目与总分相关性平方多重相关 项目删除后的克隆巴赫系数 外观彰显.游戏角色看起来更漂亮 10.79 4.437.472.236.540
外观彰显.游戏角色装扮的更新潮时尚 11.02 4.730.447.228.560
外观彰显.其他玩家对我刮目相看 10.89 4.939.361.141.619
外观彰显.游戏中引人注目 10.97 4.803.418.180.580
由表可见，外观彰显调查表，总体克朗巴哈信度系数为0.644，符合通用标准，问卷的内部信度优良，均为对同一概念的测量。同时，删除任意变量后，克朗巴哈信度系数均有所下降，因此，所有问卷问题均不可删除。
KMO 和巴特利特检验 KMO 取样适切性量数。
.689
Bartlett 的球形度检验 上次读取的卡方 121.405 自由度 6 显着性.000
由表可见，各变量的Bartlett球形度检验，显着性sig<0.05，表明各变量具有相关性；KMO偏相关系数=0.689，系数符合通用标准。
公因子方差
初始值 提取 外观彰显.游戏角色看起来更漂亮 1.000.553
外观彰显.游戏角色装扮的更新潮时尚 1.000.524
外观彰显.其他玩家对我刮目相看 1.000.388
外观彰显.游戏中引人注目 1.000.475
提取方法：主成份分析。
总方差解释 组件 初始特征值 提取载荷平方和 总计 方差百分比 累积 % 总计 方差百分比 累积 % 1 1.940 48.499 48.499 1.940 48.499 48.499.796 19.902 68.401.713 17.837 86.238.550 13.762 100.000
提取方法：主成份分析。
由表可见，主成分共提取了48.499%的变异，公因子提取情况良好。
2、探索认知可靠性分析及公因子提取 可靠性统计 克隆巴赫系数 基于标准化项目的克隆巴赫系数 项数.631
.632 3 项目总计统计
删除项目后的标度平均值 删除项目后的标度方差 校正后项目与总分相关性平方多重相关 项目删除后的克隆巴赫系数 探索认知.为了去了解 7.09 2.604.442.196.531
探索认知.了解其他玩家 7.20 2.930.434.189.541
探索认知.对其所内含的机制好奇 7.04 2.774.445.198.525
由表可见，探索认知调查表，总体克朗巴哈信度系数为0.631，符合通用标准，问卷的内部信度优良，均为对同一概念的测量。同时，删除任意变量后，克朗巴哈信度系数均有所下降，因此，所有问卷问题均不可删除。
KMO 和巴特利特检验 KMO 取样适切性量数。
.650
Bartlett 的球形度检验 上次读取的卡方 87.007 自由度 3 显着性.000
由表可见，各变量的Bartlett球形度检验，显着性sig<0.05，表明各变量具有相关性；KMO偏相关系数=0.65，系数符合通用标准。
公因子方差
初始值 提取 探索认知.为了去了解 1.000.578
探索认知.了解其他玩家 1.000.567
探索认知.对其所内含的机制好奇 1.000.582
提取方法：主成份分析。
总方差解释 组件 初始特征值 提取载荷平方和 总计 方差百分比 累积 % 总计 方差百分比 累积 % 1 1.727 57.583 57.583 1.727 57.583 57.583.644 21.479 79.062.628 20.938 100.000
提取方法：主成份分析。
由表可见，主成分共提取了57.583%的变异，公因子提取情况良好。
3、功能质量可靠性分析及公因子提取 可靠性统计 克隆巴赫系数 基于标准化项目的克隆巴赫系数 项数.482
.485 2 由表可见，功能质量调查表，总体克朗巴哈信度系数为0.482，符合通用标准，问卷的内部信度优良，均为对同一概念的测量。
KMO 和巴特利特检验 KMO 取样适切性量数。
.500
Bartlett 的球形度检验 上次读取的卡方 26.330 自由度 1 显着性.000
由表可见，各变量的Bartlett球形度检验，显着性sig<0.05，表明各变量具有相关性；KMO偏相关系数=0.5，系数符合通用标准。
公因子方差
初始值 提取 功能质量.积攒游戏资源 1.000.660
功能质量..有可靠的质量 1.000.660
提取方法：主成份分析。
总方差解释 组件 初始特征值 提取载荷平方和 总计 方差百分比 累积 % 总计 方差百分比 累积 % 1 1.320 66.007 66.007 1.320 66.007 66.007.680 33.993 100.000
提取方法：主成份分析。
由表可见，主成分共提取了66.007%的变异，公因子提取情况良好。
4、条件奖励可靠性分析及公因子提取 可靠性统计 克隆巴赫系数 基于标准化项目的克隆巴赫系数 项数.417
.418 2 由表可见，条件奖励调查表，总体克朗巴哈信度系数为0.417，符合通用标准，问卷的内部信度优良，均为对同一概念的测量。
KMO 和巴特利特检验 KMO 取样适切性量数。
.500
Bartlett 的球形度检验 上次读取的卡方 17.632 自由度 1 显着性.000
由表可见，各变量的Bartlett球形度检验，显着性sig<0.05，表明各变量具有相关性；KMO偏相关系数=0.5，系数符合通用标准。
公因子方差
初始值 提取 条件奖励.得到一些奖励 1.000.632
条件奖励.抽奖活动中有用 1.000.632
提取方法：主成份分析。
总方差解释 组件 初始特征值 提取载荷平方和 总计 方差百分比 累积 % 总计 方差百分比 累积 % 1 1.264 63.215 63.215 1.264 63.215 63.215.736 36.785 100.000
提取方法：主成份分析。
由表可见，主成分共提取了63.215%的变异，公因子提取情况良好。
5、功能效率可靠性分析及公因子提取 可靠性统计 克隆巴赫系数 基于标准化项目的克隆巴赫系数 项数.416.416 2 由表可见，功能效率调查表，总体克朗巴哈信度系数为0.416，符合通用标准，问卷的内部信度优良，均为对同一概念的测量。
KMO 和巴特利特检验 KMO 取样适切性量数。
.500
Bartlett 的球形度检验 上次读取的卡方 17.439 自由度 1 显着性.000
由表可见，各变量的Bartlett球形度检验，显着性sig<0.05，表明各变量具有相关性；KMO偏相关系数=0.5，系数符合通用标准。
公因子方差
初始值 提取 功能效率.节约我的时间 1.000.631
功能效率.提升游戏等级 1.000.631
提取方法：主成份分析。
总方差解释 组件 初始特征值 提取载荷平方和
总计 方差百分比 累积 % 总计 方差百分比 累积 % 1 1.263 63.145 63.145 1.263 63.145 63.145.737 36.855 100.000
提取方法：主成份分析。
由表可见，主成分共提取了63.145%的变异，公因子提取情况良好。
6、休闲放松可靠性分析及公因子提取 可靠性统计 克隆巴赫系数 基于标准化项目的克隆巴赫系数 项数.451
.452 2 由表可见，休闲放松调查表，总体克朗巴哈信度系数为0.451，符合通用标准，问卷的内部信度优良，均为对同一概念的测量。
KMO 和巴特利特检验 KMO 取样适切性量数。
.500
Bartlett 的球形度检验 上次读取的卡方 21.642 自由度 1 显着性.000
由表可见，各变量的Bartlett球形度检验，显着性sig<0.05，表明各变量具有相关性；KMO偏相关系数=0.5，系数符合通用标准。
公因子方差
初始值 提取 休闲放松.该物品很有趣 1.000.646
休闲放松.该物品的外观非常吸引我 1.000.646
提取方法：主成份分析。
总方差解释 组件 初始特征值 提取载荷平方和 总计 方差百分比 累积 % 总计 方差百分比 累积 % 1 1.292 64.581 64.581 1.292 64.581 64.581.708 35.419 100.000
提取方法：主成份分析。
由表可见，主成分共提取了64.581%的变异，公因子提取情况良好。
7、消费价值对购买意愿的重要性分析 模型摘要b b
模型 R R平方 调整后的 R平方 标准估算的错误 Durbin-Watson(U)1.647a
.418
.404.794 2.047
a.预测变量：（常量），休闲放松, 功能效率, 功能质量, 探索认知, 条件奖励, 外观彰显 b.因变量：购买意愿.估计我在未来会购买游戏物品 ANOVAa a
模型平方和 自由度 均方 F 显着性 1 回归 108.262 6 18.044 28.625.000b b
残差 150.653 239.630
总计 258.915 245
a.因变量：购买意愿.估计我在未来会购买游戏物品 b.预测变量：（常量），休闲放松, 功能效率, 功能质量, 探索认知, 条件奖励, 外观彰显 由表可见，模型拟合度R2=0.418，拟合欠佳，但独立性DW>2，表明残差间相互独立，且AVOVA表中的显着性sig <0.05，显示建立的模型具有意义。
由图可见，直方图显示残差基本呈正态分布；PP图显示残差基本与参考线重合，模型残差呈正态分布；残差散点图显示，残差在参考线附近波动一致，显示方差齐性，模型拟合良好。
系数a a
模型 非标准化系数 标准系数 t 显着性 共线性统计 B 标准错误 贝塔 容许 VIF 1（常量）
3.549
.051
70.106 .000
外观彰显.176
.088.171
2.004 .046
.334
2.990 探索认知.219
.074.213
2.972 .003
.476
2.101 功能质量.160
.072.156
2.221 .027
.495
2.021 条件奖励.018
.082.018
.223.824
.383
2.614 功能效率.066
.073.064
.900.369
.477
2.097 休闲放松.171
.072.166
2.358 .019
.491
2.036 a.因变量：购买意愿.估计我在未来会购买游戏物品 由表可见，购买意愿=3.549+0.176*外观彰显+0.219*探索认知+0.16*功能质量+0.018*条件奖励+0.066*功能效率+0.171*休闲放松 其中，各变量的共线性容差均符合通用标准，对购买意愿有显着影响的变量重要性排序为：探索认知（贡献5.8%）、外观彰显（贡献3.7%）、休闲放松（贡献3.5%）、功能质量（贡献3.1%）。
三、玩家类型 与消费价值的相关分析
斯皮尔曼等级相关
社交型玩家 成就型玩家 避世型玩家.暂时脱离 投机型玩家.探索事物的运作方 外观彰显 相关系数.654* **
.689** **
.570** **
.439**
显着性（双尾）
.000.000.000.000 N 246 246 246 246 探索认知 相关系数.586** **
.502**
.485**
.488** **
显着性（双尾）
.000.000.000.000 N 246 246 246 246 功能质量 相关系数.528**
.495**
.396**
.370**
显着性（双尾）
.000.000.000.000 N 246 246 246 246 条件奖励 相关系数.552**
.547** **
.432**
.336**
显着性（双尾）
.000.000.000.000 N 246 246 246 246 功能效率 相关系数.568** **
.490**
.390**
.376**
显着性（双尾）
.000.000.000.000 N 246 246 246 246 休闲放松 相关系数.424**
.418**
.284**
.411** **
显着性（双尾）
.000.000.000.000 N 246 246 246 246 相关性在 0.01 级别显着（双尾）。
购买意愿影响因素 篇3
关键词: 服务质量 态度 购买意愿
中图分类号: F270 文献标识码: A文章编号: 1007-3973 (2010) 04-142-02
我国自改革开放以来,服务业也已取得了快速的发展,涌现出了大批新兴的服务行业。在这些服务行业的发展过程中,服务质量又成为了企业进行服务营销的核心。而随着服务行业的竞争加剧,消费者对服务质量的要求在日益提高。服务企业为了能在众多同质化的竞争者中脱颖而出,提升服务质量,赢得消费者的青睐呢?服务质量不同于产品质量,它是顾客进行服务评价的一种主观心理过程,也就是说企业很难了解顾客对服务及服务质量的态度,因此,这就要求企业对服务质量的评价不仅应从顾客的角度出发,在服务质量的改进上还必须落在关键因素上,这样才能获得预期效果。
由此可见,了解服务质量如何对消费者购买意愿及行为的产生影响,对服务行业中的企业至关重要。
目前关于服务质量对消费者购买意愿的影响学术界已开展了一系列的研究,但在这些研究中,均未考察服务质量对购买意愿影响的机理,即未考察服务质量究竟是通过何种方式对购买意愿产生影响的。本文通过在江西省酒店行业中的实证调查,提出并验证了服务质量通过 “态度”这个中介变量对购买意愿发生影响,并借鉴以往学者的研究成果,提出服务质量,态度,及购买意愿三者的影响机制模型。希望对指导服务企业的实践有一定的指导意义。
1 消费者对服务质量的感知
顾客看来,质量不是一个一维的概念,也就是说顾客对质量的评价包括对多个要素的感知。在众多学者的研究中,Parasuraman,Zeithaml,Berry在他们开拓性的研究中确认了有关服务质量的具体维度,他们的研究确定了5个适用于一系列服务情境的具体维度(见表1-1)。这5个维度极好地代表了在顾客心目中用来组织服务质量信息的方式,相较于其他专家学者提出的各种维度,其适用范围更为广泛,更有利于考量顾客对服务质量的感知情况。因此,在本研究中将采用这5个维度对顾客的服务质量感知进行考察。
表1-1五个评价服务质量的维度
(1)可靠性
可靠性被定义为准确可靠地执行所承诺服务的能力。从更广泛的意义上来说,可靠性意味着企业按照其承诺行事――包括送货、提供服务、问题解决及定价方面的承诺。
(2)保证性
保证性是指服务人员的友好态度和胜任工作的能力,它能增强顾客对企业服务质量的信心和安全感。由于很多顾客无法确定服务的结果,
(3)响应性
响应性是指服务提供者对帮助客户解决问题是否表现出积极主动、准备充分的状态。该维度强调服务人员在处理顾客要求、询问、投诉和问题时的专注和快捷,它也涉及服务提供者为顾客提供所需要服务的柔性和能力。
(4)有形性
有形性是指服务产品的“有形部分”,如各种设施、设备以及服务人员的外表。由于服务过程的本质是一种行为过程而不是某种实物,具有不可感知的特性,所以顾客只能借助这些有形的、可视部分来把握服务实质。
(5)移情性
移情性不是指服务人员的态度问题,而是指企业要真诚的关心顾客,了解他们的实际需要并予以满足,使整个服务过程富于“人情味”。
从以上这五个维度,顾客可以将预期的服务与接受到的服务相比较,最终形成对服务质量的判断。
2 态度对消费者购买意愿的影响
态度被称为“美国当代社会心理学中的必不可少的最有特色的概念”。它也是营销人员用来研究消费者的最重要的概念之一。多年来,研究人员尝试用多种方法研究态度,以便对行为有一个更全面完整的理解。在计划行为理论模型中,态度是测量对购买行为的态度,它关注购买行为知觉到的后果。它包括多项对态度的信念(行为信念)和对结果的评估。行为信念是指个人对从事某项特定行为所可能导致的各种结果的信念,表示个人知觉到的该行为的结果,例如,“我住在这家酒店里会得到好的服务”;对结果的评估是指个人对于结果价值的评价,也就是对上述结果的评价,例如,“好的服务会使我心情愉快”。在该理论中,态度就是通过将每个行为信念和结果评估的乘积累加进行测量的。用数学表达式表示即为:
其中,AB是指对行为的态度,bbi是对采取某种行动导致某个结果i的信念,eci是对结果i的评价,而n是指突出结果的数量。
3 服务质量、态度与购买意愿的关系
很少实证研究明确关注于服务质量和购买意愿之间的关系。本文认为,顾客对服务质量的感知过程是一个复杂的过程,顾客在消费过程中体验的每一个细节,都有可能影响他的态度(无论是积极的或是消极的),进而影响他的购买意愿。因此,本文在前人研究的基础上,以服务行业中的酒店行业为背景展开研究。
4 影响模型设计与研究假设
(1)基于前面的分析我们可以知道,服务质量包含了可靠性、保证性、响应性、有形性和移情性五个要素,态度包含了行为信念和结果评估两个要素。将态度作为中介变量进行考察时,就必须考察服务质量的五要素是如何通过态度的两要素对购买意愿产生影响的。因此提出本文的研究模型,如图4-1所示:
图4-1 研究模型
(2)研究假设
基于前面的理论和模型,提出以下假设:
1)服务质量对购买意愿的影响
S1a:服务质量的可靠性对购买意愿具有正向影响
S2a:服务质量的保证性对购买意愿具有正向影响
S3a:服务质量的响应性对购买意愿具有正向影响
S4a:服务质量的有形性对购买意愿具有正向影响
S5a:服务质量的移情性对购买意愿具有正向影响
2)服务质量对态度的影响
S1b:服务质量的可靠性、保证性、响应性、有形性、移情性对行为信念具有正向影响
S2b:服务质量的可靠性、保证性、响应性、有形性、移情性对结果评估具有正向影响
3)服务质量对购买意愿的间接影响
S1c:服务质量的可靠性对购买意愿的影响是通过态度的中介作用形成的
S2c:服务质量的保证性对购买意愿的影响是通过态度的中介作用形成的
S3c:服务质量的响应性对购买意愿的影响是通过态度的中介作用形成的
S4c:服务质量的有形性对购买意愿的影响是通过态度的中介作用形成的
S5c:服务质量的移情性对购买意愿的影响是通过态度的中介作用形成的
5 服务质量通过态度影响购买意愿的实证研究结果
根据中介变量的检验方法,考虑自变量X对因变量Y 的影响,如果X通过影响变量M来影响Y,则称M为中介变量。可以用以下的方程来描述变量之间的关系:
Y=cX+e1①
M=aX+e2 ②
Y=c’X+bM+e3 ③
在检验时针对服务质量中某一维度(X)、态度中某一维度(M)以及购买意愿(Y)三者需建立以上三个方程,表示的含义分别是:①服务质量某一维度对购买意愿的影响②服务质量某一维度对态度某一维度的影响③服务质量某一维度和态度某一维度对购买意愿的共同影响。假设Y与X的相关显著,意味着回归系数c显著(即H0:c=0的假设被拒绝),在这个前提下考虑中介变量M。可以根据如下的检验程序检验M是否是中介变量,中介作用是否显著:
(1)检验回归系数c,如果显著,则继续下面的第2步检验。否则停止分析,说明Y与X不显著。
(2)做Baron和Kenny部分中介检验,即依次检验系数a,b,如果都显著,意味着X对Y的影响至少有一部分是通过了中介变量M实现的,第一类错误率小于或等于0.05,继续下面的第3步。如果至少有一个不显著,由于该检验的功效较低(即第二类错误率较大),所以还不能下结论,转到第4步。
(3)做Judd和Kenny完全中介检验中的第三个检验(因为前两个在上一步已经完成),即检验系数c’,如果不显著,说明是完全中介过程,即X对Y的影响都是通过中介变量M实现的;如果显著,说明只是部分中介过程,即X对Y的影响只有一部分是通过中介变量M实现的。检验结束。
(4)做Sobel检验,如果显著,意味着M的中介效应显著,否则中介效应不显著。检验结束。
制作量表和在针对酒店行业中消费者大量问卷调查,并通过spss软件对数据进行分析后,我们检验了本文提出的假设,四组共14个假设全部成立。即:
1)服务质量的可靠性对购买意愿具有正向影响。
2)服务质量的保证性对购买意愿具有正向影响。
3)服务质量的响应性对购买意愿具有正向影响。
4)服务质量的有形性对购买意愿具有正向影响。
5)服务质量的移情性对购买意愿具有正向影响。
6)服务质量的可靠性、保证性、响应性、有形性、移情性对行为信念具有正向影响。
7)服务质量的可靠性、保证性、响应性、有形性、移情性对结果评估具有正向影响。
8)态度的行为信念对购买意愿具有正向影响。
9)态度的结果评估对购买意愿具有正向影响。
10)服务质量的可靠性对购买意愿的影响是通过态度的中介作用形成的。
11)服务质量的保证性对购买意愿的影响是通过态度的中介作用形成的。
12)服务质量的响应性对购买意愿的影响是通过态度的中介作用形成的。
13)服务质量的有形性对购买意愿的影响是通过态度的中介作用形成的。
14)服务质量的移情性对购买意愿的影响是通过态度的中介作用形成的。
6 结合本研究结论对企业的建议
企业应通过营销宣传改变顾客的消极态度。通过上面的研究发现,服务质量会对态度产生影响,进而影响购买意愿,也就是说,态度的作用是不可忽视的。顾客态度的建立并不是简单的事情,它是一个复杂刺激的过程。在顾客享受服务的过程中,很可能某方面或某些方面的事情就能改变顾客的态度。而顾客的消极态度一旦形成,将产生对企业的反感情绪,减少对企业服务的购买意愿甚至是购买行为。这种情况将极不利于企业的发展,甚至导致企业的声誉和地位都受到影响。企业应该积极通过一些营销活动改变顾客对企业的消极态度,使顾客重新建立对企业的信心,提高顾客对企业的认同,将消极态度转变为积极态度。
参考文献:
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购买意愿影响因素 篇4
服装作为一种商品,具有品牌、价格、款式、质量、色彩、舒适性等特征。消费者购买时会依照自己的性格爱好、需求特征、支付能力进行选择所要购买服装的款式、色彩、面料等。大学生是一个特殊的消费群体,有着特殊的消费特点,消费行为是时尚的、时髦的,不仅要求产品满足他们的需求,更希望在产品使用和观赏的时候得到很多快乐,并能满足自己的心理[1]。大学男生的消费费用构成中,饮食、学习、服装依次排列在前三位,而女生排在前三位的是饮食、服装、学习和其他生活用品[2]。可见当代大学生对服装消费非常重视。面对琳琅满目的服装,大学生群体会选择哪些产品? 大学生服装消费的购买意愿有哪些影响因素是服装市场经营者和管理者需要研究的问题。4P理论是市场营销研究领域中的经典理论之一,由产品、价格、促销和渠道构成。首先是服装产品,包括核心产品、形式产品、附加产品三部分。不仅包括可供销售的衣裤等实体,还有款式、品牌、色彩等。其次是服装价格,服装价格的影响因素有两部分,一是凝结于服装本身的内部因素,包括服装成本、品牌、质量,二是与服装本身无关的外部因素,主要包括价格决策目标、流行状况、季节转换、供需关系、竞争状况。了解和把握大学生群体对服装价格的承受空间,不仅可以更好地对产品进行定价,而且可以促进产品销售。再次是服装促销方面,促销是一种短期刺激,目的是鼓励消费者购买某一产品或服务[3]。包含广告、公共关系、人员推销和销售促进。服装市场运用较多的促销方法是销售促进, 如降价、折扣、节假日促销等。最后是渠道,结合本文研究内容,将渠道的研究视角定格在大学生购买服装过程中可以感知的终端销售场所,即购物环境。主要包括企业所在地、建筑式样、商品摆设、橱窗广告、照明、音响等。创造良好的购物环境可以吸引消费者的注意,激发消费者购买需求,最终实现购买。
2.研究方法
本文从产品、价格、促销、购物环境四个角度出发对大学生服装消费中购买意愿的影响因素进行实证调研,问卷在刘亚娟[1]、郝辽钢[4]等研究的基础上完成,由36个问项组成,其中一般性问项5个,产品因素问项7个,价格因素问项4个,促销因素问项8个,购物环境因素问项6个,购买意愿因素问项5个。调查在山东济南长清大学城商业街和济南市内服装销售场所进行,共回收有效问卷150份。其中男生占比17.3%,女生占比82.7%;一至四年级学生分别占比28%、34%、24%、14%; 月消费方面700元以下占26%,700-1000元占32.7%,1000-1500元占20%,1500元以上占21.3%;买衣服频率方面 ,每月买一次或以上的占23.4%,至少每三个月一次的占8%,不一定的占68.7%;购买服装的时间方面,在新品上市时购买的占13.3%,缺衣服时购买的占14.7%, 降价、促销时购买的占16.7%, 随意购买的占55.3%。综上所述,大部分大学生在购买服装方面比较频繁且没有规划,随意型较强,给商家提供很好的促销机会。
3.研究分析
本文对30个测量变量信度分析结果如<表1>所示。Cron-bach’s Alpha为.905,产品、价格、促销、购物环境、购买意愿各变量校正的项总计相关性均大于.6,说明变量各项间具有高内部一致性。相关分析结果产品与购买意愿Pearson值为.360**,价格与购买意愿Pearson值为.523**, 促销与购 买意愿Pearson值为.452**,购物环境与购买意愿Pearson值为.471**,表明在.01水平(双侧)上产品、价格、促销、购物环境与购买意愿呈显著正相关。
产品方面,大学生消费者购买服装不是很注重品牌、服装做工、服装产地,但注重服装款式、服装面料与服装色彩,追求穿着的舒适性。价格方面,因为大学生主要依靠家里提供生活费,所以价格是大学生购买服装的重要因素。促销方面,广告对大学生购买服装的影响不大,多数大学生不注重时尚杂志的作用,但形象代言人有一定影响力;降价、打折促销对大学生购买服装的影响很大,特别是节假日促销、换季促销对大学生有很大诱惑,喜欢购买服装时有买有赠,联合促销对服装购买有很大影响,特别是品牌与品牌的合作促销,但大学生购买服装时对人员推销较为反感。购物环境方面,店址所在地对大学生消费者服装购买很有影响力,喜欢在拥挤的服装店购买服装,注重店内服装摆设、更衣间的宽大,说明服装店环境对大学生服装购买很重要。
4.结语
服装产品要素与购买意愿呈正相关关系,其中服装款式、面料、色彩是主要影响因素,品牌、做工有一定影响,产地的影响较小。服装价格因素与大学生群体呈正相关关系, 与其他要素相比,价格与购买意愿正相关系数最大,因此物美价廉的服装对大学生有很大的吸引力。促销因素与购买意愿呈正相关关系,广告、形象代言人、时尚杂志方面影响较小,折扣、换季促销、有买有赠、联合促销等促销方式效果较好,人员推销是大学生不喜欢的促销方式。购物环境因素与购买意愿呈正相关关系,店址、顾客拥挤、更衣间、服装摆设对大学生购买服装很有影响力。
摘要：当代大学生是一个现阶段缺少独立经济能力又具有超前消费价值观的群体,他们对服装消费的需求日益增强。对大学生服装购买意愿影响因素的调查发现服装产品、价格、促销、购物环境因素与购买意愿呈正相关关系,服装款式、面料、色彩、物美价廉、折扣、换季促销、有买有赠、联合促销、店址、顾客拥挤、更衣间、服装摆设等对大学生服装购买影响力较大。
养老院需求意愿影响因素分析 篇5
我们从生活满意度（需求方）和养老院服务质量（供给方）两方面出发，分析养老院需求因素，结果展示如下：
1、生活满意度主要通过老人对家人、邻居、亲朋、社区等的社会总体评价进行反应，主要包括个人特征、家庭特征、情感支持，个人特征主要包括性别、年龄、文化程度、个人年收入、健康状况、籍贯方面，家庭特征主要包括婚姻状况和儿女数等，情感支持包括老人从子女方面获得的情感支持、经济支持及生活照料的获得和提供等内容。通过数据分析结果，我们可以看出老人的生活满意度与其对养老院的需求意愿存在负相关关系，即生活满意度越低，老年人更倾向于选择入住养老院。通过分析个人特征，我们可以看出性别、年龄与老年人的需求意愿没有明显的相关关系，但是文化程度与个人年收入与养老院的需求意愿存在明显相关关系，我们通过问卷调查数据分析，可以看出威海市敬老院中老年人的文化程度以小学或者无学历居多。在所研究的四个维度中，家庭状况影响较大，通过分析数据，我们看出养老院中的老人多数为丧偶，同时在情感支持方面，养老院老人获得的情感支持与经济支持与养老院医院需求状况存在负相关关系。
2、另一个方面的研究中，我们根据预先收集到的资料，选取了威海具有代表性的养老院进行了实地调研，与老人进行了交流，对相关负责人员进行了专访，在养老院的实地调研过程中，我们参观了养老院的餐厅，休闲场所，老人住所，在与相关负责人的专访中我们从养老院的服务质量、老人的需求状况以及养老院运行过程中遇到的问题出发与相关负责人员进行了交流讨论，通过负责人员提供给我们的相关数据材料以及对访谈内容的分析，我们重点从养老院服务质量状况角度出发来研究对于养老院需求意愿的影响，经过我们的初步研究分析，资金是限制养老院提升服务质量状况重要原因，资金短缺造成老年人健身器材、娱乐设施、医疗保健等资源稀缺,设备更新较为缓慢，其次工作人员的素质也是影响服务质量的重要因素，我们重点从员工的文化素质水平、专业素质、有无相关工作经验和在敬老院工作工龄四个方面对工作人员进行了调查分析，我们发现养老院服务人员的素质普遍偏低，工作人员大多来自再就业或者进城务工人员,大都没有专业背景,通过定期的培训成为敬老院从业人员,服务水平有限，同时敬老院服务项目的完备性直接影响到敬老院的服务状况水平，调查中我们发现,敬老院的服务功能其实比较简单,服务项目也较单一,大部分的服务项目都是在医、食、住这三个方面,这样就仅仅能满足老年人的基本生活需要，娱乐活动较为单一，在访谈中负责人员还谈及到政府政策支持问题，我们建议政府应合理统一规划养老机构建设的地点,给予政策上的扶持,在资金、土地等方面对养老机构予以支持。
3、在此次调查中，我们得到一个威海特有的数据现象，在本地还是外地的数据调研结果中，我们看出有四分之一的老人来自外地，针对这部分老人，我们专门与其进行交流，发现因为威海的空气质量状况较好，较适合居住，因此他们选择在威海进行养老，针对此项调查结果，我们建议威海政府可以重点重资打造具有威海特色的品牌养老院，依靠威海得天独厚的环境优势，吸引全省乃至全国老人前来养老。
4、同时我们发现在家庭养老支持力弱化和人口老龄化加剧等背景下，养老机构在农村地区存在少量需求意愿，因此，需要更要关注农村居家老人的养老服务需求。针对当前农村地区养老服务体系建设的重点和努力方向，应该包括以下几方面。
第一，整合农村各种力量，为老年人构建一个有效的社会支持网络。第二，科学预测农村人口老龄化水平和养老院的需求意愿，稳步推进农村地区养老机构事业发展。
购买意愿影响因素 篇6
关键词:农户贷款;需求意愿;影响因素
中图分类号:F830.58文献标识码:B文章编号:1006-3544(2009)04-0029-03
农民“贷款难”一直是人们比较关注的问题,但是以往的研究大多是从贷款供给方面展开的,对农民贷款需求的直接研究较少。 为了深入了解农户的贷款需求状况, 我们就农户贷款需求意愿方面的一些问题在河北省进行了专项调查。
一、样本的选择
根据河北省县域经济发展程度的不同, 我们选择了处于高于全省平均水平的迁安市、黄骅市,处于全省中等发展水平的满城县、临漳县和涉县,低于全省平均水平的阳原县、 怀安县7个县(市)作为样本县(市),然后从每个县(市)随机选择1～3个村庄为样本村庄,共计12个村庄,在每个村庄随机选择40户作为样本农户,对当地的经济社会发展情况、农户的借贷情况及未来贷款需求情况进行问卷调查。 共发放问卷440份,回收438份,回收率达到99%,有效问卷435份。
样本农户平均年龄42.6岁, 其中女性110人,占25.88%,男性325人,占74.12%;调查农户中有村干部39人,占8.97%,107人为农信社社员,占24.60%, 有19户加入协会或合作经济组织,占4.37%。由于农户所经营的土地规模小,调查农户平均经营土地面积仅为3.77亩,60.87%的专业或兼业从事如烹饪、开车、修理、缝纫、木匠、泥瓦匠、理发、行医等具有一定技能或手艺的工作,农户兼业经营补贴家庭生产生活性资金需求在农村成为一种常态, 调查农户家庭平均人口4.05人,其中237户有家庭成员外出打工。
二、农户贷款需求意愿
从全部样本来看,45.08%的农户未来一年没有借贷需求,54.92%的农户未来一年有借贷需求,高于农户实际贷款需求程度5个百分点;如果正规金融机构能提供简单、方便、快捷的贷款服务,有58.01%的农户倾向于向银行、信用社贷款,远远高于实际参与农村正规金融机构的比例(见表1),这说明农户面临着严重的正规金融机构信贷约束。 实际上过去两年有49.89%的农户发生过借贷行为,而只有占总样本10.8%、占借款户21.6%的农户从正规金融机构获得过贷款, 农户的借贷需求近80%是通过民间金融获得的。这说明,民间金融在缓解农村正规金融机构对农户的信贷约束方面发挥着重要作用。
农户参与正规金融的程度较低, 主要有三个方面的原因:(1)来自正规金融机构的金融排斥。正规金融机构通过复杂的信贷程序、 贷款资格审查偏好于收入和家庭净资产较高的农户、 规定严格的贷款用途、 贷款期限的限制将广大农户排斥在正规金融的门槛之外。(2)农民金融知识的匮乏。在调查中,当问到“你是否知道当地的存贷款利率?”时,有219人回答知道,占到总样本的50.34%。对于金融机构的贷款条件、 贷款程序等大多数农户则知之甚少。(3)传统文化的影响。受中国传统农业文化的影响,一般农户都“轻不言债”,即使农户有资金缺口,也形成了以圈层结构为核心的融资逻辑, 即亲友借贷→互助合作组织→民间金融组织→正规金融组织的路径。这种长期以来根深蒂固的传统观念对于农村正规金融的发育非常不利。
三、农户贷款需求意愿的影响因素
(一)农户家庭收入与贷款需求
1.农户家庭收入与贷款需求意愿。 对样本户按年家庭纯收入从低到高分为6个组, 调查结果为:年纯收入低于5000元的低收入组中有借贷打算的占到40%;年纯收入在3～5万元的较高收入组中有借贷打算的占61.45%,为6个组中最高;年纯收入高于5万元的高收入组中有借贷打算的占35.71%, 为6个组中最低。 即最低收入组和最高收入组农户的贷款需求意愿相对于中等收入组要弱得多, 家庭收入与贷款需求意愿呈典型的正态分布。见表2。
2.农户收入水平与贷款需求规模。 从需求规模看,农户收入水平越低,贷款需求规模越低;农户收入水平越高,贷款需求规模越大。年纯收入水平在1万元以下的农户中, 有32.73%的农户期望借贷规模在5000元以下,7.27%的农户期望借贷规模在5万元以上;在年收入1～3万元的农户中,12.10%的农户期望借贷规模在5000元以下, 期望借贷规模在5万元以上的农户占11.29%;在年收入3万元以上的农户中,4.92%的农户期望借贷规模在5000元以下,29.51%的农户期望借贷规模在5万元以上。见表3。
(二)农户收入类型与贷款需求
1.农户收入类型与贷款需求意愿。 按照农户家庭收入中农业和非农业收入的占比不同, 我们把样本农户分为纯农户(农业收入占80%以上)、农兼户(农业收入占50%～80%)、兼农户(农业收入占20%～50%)和准农户(农收入占20%以下)。从样本总体的分布来看,纯农户占17.24%,农兼户占33.33%,兼农户占30.57%, 准农户占18.85%。 在纯农户中有61.33%的农户有借贷打算,在农兼户和兼农户中有借贷打算的比例分别为55.07%和55.97%,在准农户中,有48.19%的农户有借贷打算,其中纯农户的借贷意愿最高,准农户的借贷意愿最低。见表4。
2. 农户收入类型与贷款需求规模。 对有贷款需求的237个农户的贷款需求规模进行分析发现,68%左右的纯农户、76%左右的农兼户借贷需求规模分布在3万元以下,76%左右的准农户和80%的农兼户借贷规模分布在5000元到5万元之间。22%左右的纯农户和农兼户贷款需求规模在5000元以下,7%左右的兼农户和准农户贷款需求规模在5000元以下。从总体上看, 以非农经营为主的农户贷款需求规模要略高于以农业生产为主的农户。见表5。
(三)农户家庭土地经营规模与贷款需求意愿
调查表明, 农户的未来贷款需求意愿与其家庭经营土地规模正相关,无地农户的借贷意愿最弱,家庭经营土地规模越大,其借贷意愿越强。但从实际借贷行为看,无地和土地规模较大(10亩以上)的农户借贷发生率要高于中小土地规模的农户。 之所以出现这种反差,与农户的借贷动机和能力密切相关。较之中小规模土地经营农户,无地农户和较大土地规模经营农户由于大多从事个体工商业活动或专业种养业,他们更容易成为正规金融青睐的对象,借款能力较强。见表6。
(四)户主文化程度与贷款需求意愿
在样本农户中,小学文化程度组有63.75%的农户表示未来一年有借贷打算,借贷意愿最强烈,其次是文盲及半文盲农户,而对于初中、高中和中专以上组,随着户主受教育程度的提高,有借贷意愿农户的占比逐步降低,这与教育对收入的贡献有关。一些学者的研究表明,教育对收入有正的影响,从而降低了高知识水平农户的资金流动性约束, 降低了借贷需求。见表7。
(五)户主年龄与贷款需求意愿
调查结果显示, 农户的借贷意愿与户主年龄基本呈倒正态分布。在样本农户中,户主年龄在51～60岁的农户借贷意愿最强烈,为62.32%,其次是41～50岁年龄段的农户, 而30岁以下和60岁以上的农户借贷意愿最弱,见表8。这与农户实际借贷发生率基本吻合。51～60岁的农民之所以借贷意愿强烈, 主要源于他们面临较重的家庭负担,子女上学、老人生病、婚丧、建房等重大花费项目较多;而对于30岁以下的年轻人而言,他们刚刚组建家庭,家庭支出较少,自身的劳动能力又较强,非农收入较高,对非生产性资金需求不大,但也有一些年轻农民掌握一定的技能,具有较高的创业热情, 进而产生对生产性资金的强烈需求。见表8。
(六)户主身份特征与贷款需求意愿
一个人的身份、 地位作为一种社会资本会对其行为产生一定的影响。对于农户而言,户主在村庄中的地位,如是否是村干部、是否是农信社社员,都会对农户的贷款需求行为及意愿产生影响。样本农户中,村干部有40人,占总样本的9.20%,村干部中有35%的农户未来一年有借贷打算, 非村干部中有51.39%的农户有借贷打算, 村干部的借贷意愿明显要低于非村干部农户。 村干部在村庄中拥有相对更丰富的社会资源, 进入正规金融渠道比一般村民要更加容易,其经济状况也比一般村民要好。虽然其借贷能力较强, 但借贷动机却较弱, 因此村干部的借贷意愿要比一般村民弱。
在样本农户中,有107户为农信社社员, 占总样本的24.60%。 农信社社员农户中有63.55%的农户未来一年有借贷打算,而非社员农户中有45.43%的农户有借贷打算, 农信社社员农户的借贷意愿明显高于非社员农户。 相对于非社员而言, 农信社社员因为有与农信社打交道的经验, 拥有相对丰富的金融知识, 比非社员农户有优先权获得农信社的贷款。因此,农信社社员的借贷意愿会更加强烈。
参考文献:
[1]陈军,曹远征. 农村金融深化与发展评析[M]. 北京:中国人民大学出版社,2008.
[2]吴大庆,刘浪夷,楚尔鸣,王定芳. 对湘潭农村经济主体融资次序与信贷需求层次的实证分析[J]. 金融研究(实务版),2007(5).
购买意愿影响因素 篇7
农业是国民经济的基础,同时也是一个高风险的产业。自然再生产和经济再生产相互交织的特点决定了农业生产经营过程中的高风险性是任何其他行业所无法比拟的,这种高风险性致使农民农业收入极端不稳定,影响到了农民农业生产的积极性,进而影响国家粮食安全。作为风险转移的重要经济手段,农业保险已经受到各级政府的广泛关注。
2004年至今,每年的“中央一号文件”均对发展政策性农业保险提出了明确意见,实时指出了中国农业保险的具体政策要点和发展方向,具有极强的针对性和导向性,特别是2007年中央实施保费补贴政策以来,我国农业保险取得了较快发展。2014年,农业保险保费收入325.7亿元,同比增长6.19%,其中种植业保险保费收入为222.52亿元,为农户提供了10870亿元的资金风险保障,对保障农业生产稳定、可持续健康发展发挥了重要作用。2014年8月13日,国务院发布《关于加快发展现代保险服务业的若干意见》(保险“新国十条”),指出要积极发展农业保险,拓展“三农”保险的广度和深度,国家对农业保险的发展规划进入战略升级阶段。然而,目前我国政策性种植业保险还存在农户需求不足、供需之间矛盾突出等问题,整体发展水平还需进一步提高。与传统小农户相比,种粮大户投资周期更长,投资规模更大,通过农业保险转嫁风险的欲望更为强烈,他们成为推进农业保险发展的重要力量。因此,积极培育新型农业经营主体,深化农业保险服务是发展现代农业的重要环节。
新型农业经营主体是指在家庭承包经营制度下,经营规模大、集约化程度高、市场竞争力强的农业经营组织和有文化、懂技术、会经营的职业农民,主要包括专业大户、家庭农场、农民合作社、农业龙头企业等。作为理性的市场主体,新型农业经营主体经营目标是实现利益最大化,农业保险能够有效分散其生产经营中面临的农业风险,保障其再生产的顺利进行,提高其生产积极性,进而保障国家粮食安全。因此,在研究农业保险发展过程中,以种粮大户这一新型农业经营主体为研究对象,重点研究种粮大户购买农业保险的意愿,探讨影响其农业保险需求的深层因素,既有利于促进农业保险的健康发展,也对保障农产品有效供给、促进农民持续增收具有重大的战略意义。
近年来,关于农业保险投保意愿问题的研究,国内外学者主要集中在对一般农户、传统散户购买农业保险意愿影响因素的分析:一方面,很多学者从农户个人及家庭特征角度进行相关研究,主要分析农户户主年龄、性别、受教育年限、务农年限,以及家庭耕地面积、务农人口数量等方面对农业保险购买意愿的影响(Ernest L.Molua,2011;宁满秀等,2005;陈妍等,2007;赵君彦等,2013;赵桂玲等,2014);另一方面,学者们从外部因素入手进行了大量的研究,分别分析了农业保险品种、费率、保障水平(Daniel Osgood等,2012;张祖荣,2012;谷政等,2012;宋博,2014;赵长保等,2014;李丹等,2014),政府补贴(孙香玉等,2008;刘冬姣等,2011;杜鹏,2011;Tao Ye等,2012),自然风险(Marielle Brunette等,2013;Paul A.Raschky等,2013;张伟等,2013;杨雪美等,2013),法律体系、制度设计(丁少群等,2012;黄颖,2014;庹国柱等,2015)等因素对农户投保意愿的影响。
综上可见,学者们尚未对种粮大户这一新型农业经营主体农业保险购买意愿的影响因素进行研究。因此,本文以产粮第一大省黑龙江省的种粮大户为研究样本,利用实地调研数据实证分析新型农业经营主体政策性农业保险购买意愿的影响因素,以期为促进农业保险的健康发展提供实证依据与政策参考。
二、数据来源及样本统计
本研究所采用的数据来源于课题组2014年7月在黑龙江省的牡丹江、绥化、齐齐哈尔三个地市开展的实地调研。本次调查采用分层随机抽样方式选取样本:首先,从所选的每个市下辖的乡镇中随机选取4~6个乡镇,然后从所选的每个乡镇中随机选取4~5个村,最后依据当地相关农业管理部门提供的登记信息,在所选的每个村中随机选取5~6户种粮大户。调查对象为种粮大户的户主,本文所研究的种粮大户是指粮食作物种植面积在100亩以上的农户。调查内容主要包括:种粮大户户主的基本特征、种粮意愿情况、公司产品及服务情况、农业保险相关政策情况等影响农户农业保险需求的因素。调查采用入户调查与发放问卷相结合的方法完成,共发放问卷480份,回收有效问卷453份,有效率为94%。
样本种粮大户中,年龄为50岁及以下的户主占70.4%,受教育水平为初中及以上的户主占84.6%,种植时间在10年以上的户主占83.2%,所有样本的种植面积平均为230.23亩,但种粮积极性并不高,仅有11.2%的农户种粮积极性比较高或非常高。同时,58%的样本种粮大户认为农业保险险种设置不够合理,73.2%的农户认为保险保障水平太低或偏低,45.9%的农户对保险公司的服务不满意,仅有18.7%的农户对当前农业保险补贴政策感到满意,73.6%的农户认为当前农业保险相关法规不够完善,被调查样本的详细描述见表1。
三、指标说明
1. 代表户主基本特征的指标。
本文选取的种粮大户户主的基本特征变量主要包括户主年龄及受教育水平。通常情况下,年龄越小,越易于接受新事物;受教育水平更高,可能对保险有更好的理解,购买保险的意愿可能也较强。一般认为,农户年龄对农业保险购买意愿会产生一定影响。年龄较小的农户由于耕种经验有限,对风险的控制能力较弱,所以购买农业保险的意愿会比较强烈。农户年龄越大,积累的耕种经验越丰富,对于这类农户来说,能在风险来临之前提前做好防灾防损的准备,或者采取耕种多类作物的方式来分散风险,使损失降到最小,因此对农业保险的需求较弱。一般来讲,农户的文化程度越高,他对农业保险的意义及作用理解得越透彻,对风险的认识也会更加深刻,越希望通过农业保险来分散风险,因此对于文化程度高的农户来讲投保农业保险的意愿应该更加强烈。
2. 代表种粮意愿的指标。
在调研中发现,随着种植年限的增长,农户的种植经验增加,其购买农业保险的意愿可能会下降;农户种植面积越大,面临的风险也大,越需要利用农业保险的方式转嫁风险;且种粮积极性越强,其购买农业保险的意愿也越强。因此,本文用种植时间、种粮积极性2个变量来描述种粮大户的种粮意愿情况。
3. 代表公司产品及服务情况的指标。
自2007年以来,调研地区农业保险开展得较好,种粮大户对农业保险已具有一定的认知及判断。本文用3个变量来描述保险公司产品及服务情况,包括险种设置是否合理、保险保障水平、对保险公司服务是否满意。这些指标能够反映种粮大户对政策性农业保险的认可程度及购买意愿。农户是否愿意购买农业保险与保险公司的宣传及服务力度相关。保险公司在以往的业务经营过程中,对某一保险产品保障程度的宣传与农户在灾后所接受的理赔和服务相一致,农户对保险公司服务的满意程度高,那么农户就会认为农业保险也会达到期望的标准,因而越能充分体现出农业保险的内在价值,从而需求也越大。
4. 代表农业保险相关政策情况的指标。
自2007年中央财政实施保费补贴政策以来,种粮大户购买农业保险的意愿逐渐增强。本文选取2个指标来描述农业保险相关政策情况,包括对补贴政策的满意程度和相关法规完善程度。种粮大户对农业保险的补贴政策越满意、农业保险的相关法规越完善,其购买农业保险的意愿就越强。
四、问卷样本分析
1. 户主基本特征。
本文用2个变量来描述户主的基本特征,包括年龄和受教育水平。通过调研数据对年龄因素进行分析。将样本农户分为四组,分别为30岁以下、31~40岁、41~50岁、50岁以上,计算不同年龄分组的农户占比情况,具体对比如表1所示,41~50岁的受访农户数量最多,占总受访农户人数的50.6%。通过调查问卷数据对年龄因素进行分析。将接受调查农户的受教育水平分为四组,分别为小学及以下、初中、高中(中专)、大专及以上,并计算不同分组农户的占比情况。数据显示,受访农户中初中文化水平的农户居多,占比最大,达到61.5%。
2. 种粮意愿情况。
本文用3个变量来描述农户的种粮意愿,包括种植时间、种植面积和种粮积极性。通过调研数据对农户的种植时间进行分析,将样本农户分为四组,分别为10年及以下、10~20年、20~30年、30年以上,计算每个分组中农户种植时间的长短占每组人数的比例。具体对比如表1所示,种植时间在10~20年区间的受访农户最多,占总受访农户人数的44.9%。调研数据显示,样本农户种植面积平均为270.32亩;对农户的种粮积极性进行分析,将样本农户分为五组,分别为种粮积极性非常低、比较低、一般、比较高、非常高,计算每个分组中农户的种粮积极性占每组人数的比例。数据显示,种粮积极性一般的受访农户最多,占总受访农户人数的39.8%。
3. 公司产品及服务情况。
本文用3个变量来描述保险公司产品及服务情况,包括险种设置是否合理、保险保障水平、对保险公司服务是否满意。险种设置是否合理划分为以下两个等级:不合理、合理;保险保障水平划分为以下四个等级:太低、偏低、一般、满意;对保险公司服务是否满意划分为以下两个等级:不满意、满意。农户对保险公司产品及服务情况的评价分布如表1所示。超过一半的受访农户对保险公司的服务满意,这部分农户共有245户,占总受访农户人数的54.1%;对保险公司服务不满意的农户共有208户,占总受访农户人数的45.9%。
4. 农业保险相关政策情况。
本文用2个变量来描述农业保险相关政策情况,包括对农业保险补贴政策的满意程度和相关法规完善程度。对补贴政策的满意程度划分为以下三个等级:不满意、说得过去、满意。相关法规完善程度划分为以下两个等级:不完善、完善。超过一半的受访农户对农业保险的补贴政策不满意,这部分农户共有227户,占总受访农户人数的50.2%。绝大多数的受访农户认为农业保险的相关法规不完善,这部分农户共有333户,占总受访农户人数的73.6%。
五、模型选取与变量说明
1. 模型选取。
Logistic回归属于概率型非线性回归,是分析因变量为定性变量的常用统计分析方法。设y是一个二分类反映变量,常用y=1表示某研究时间发生,用y=0表示未发生;x=(x1,x2,…,xp)′为相应的p维解释变量。考虑概率P(y=1|x),表示在给定x的条件下y=1的概率,并记π(x)=P(y=1|x),对这个条件概率常用标准Logistic分布的分布函数来描述。
种粮大户对政策性农业保险的购买意愿可以描述为“有”和“无”两种情况,相互之间无等级顺序,因此选择二分类Logistic回归模型分析影响种粮大户购买政策性农业保险意愿的主要因素。
设因变量为y,种粮大户对政策性农业保险有购买意愿赋值为1,反之赋值为0;xi(i=1,2,…,n)表示可能影响种粮大户购买政策性农业保险的因素;p表示种粮大户有政策性农业保险购买意愿的概率,则没有政策性农业保险购买意愿的概率为1-p。模型设定如下:
式(1)中:β0表示回归截距,βi(i=1,2,…,n)为自变量系数,反映自变量对因变量的影响方向与影响程度;μ为随机扰动项。对进行对数变换,得到以发生比表示的Logistic模型(2):
2. 变量说明。
根据相关文献及对实地调研情况的综合分析,前文提及的影响种粮大户购买政策性农业保险意愿的因素主要有种粮大户户主的基本特征、种粮意愿情况、公司产品及服务情况、农业保险相关政策情况4类变量,对每一类分别选取若干可测度的具体变量,相关变量解释及具体赋值见表2。
六、模型回归结果分析
以各解释变量相关数据为依据,运用SPSS 19.0软件,在进入标准a=0.05和删除标准a=0.10的水平上对453个样本种粮大户的调查数据进行二分类Logisitic回归分析,在分析中采用向后步进筛选法,自动完成解释变量的选择。在模型拟合优度方面,模型的-2 Log likelihood值为106.348,Cox&Snell R2和Nagelkerke R2值分别为0.512和0.559,可见模型有较好的整体拟合效果,能够解释各影响因素的作用(见表3)。
1. 种粮大户基本特征的影响。
种粮大户户主的受教育水平对其购买政策性农业保险的意愿具有正向影响。由计量结果可见,x2的系数为正,发生比为1.201,即随着户主受教育水平的提高,种粮大户购买政策性农业保险意愿逐渐增强。种粮大户户主的年龄没有通过显著性检验,其可能的原因是各年龄段的种粮大户户主对农业保险的认知差别不明显,致使户主年龄对种粮大户购买农业保险的意愿影响不大。
2. 种粮意愿情况的影响。
种粮大户的种植面积对其购买政策性农业保险的意愿具有正向影响。由计量结果可见,x4的系数为正,发生比为2.113,在种粮大户投保比率上,种植面积较大的农户是较小农户的2.113倍。由此分析结果可以说明:种粮大户的种植规模越大,对农业生产越重视,对农业风险的分散也越重视,即购买农业保险意愿越强。
种粮大户的种粮积极性对其购买政策性农业保险的意愿具有正向影响。计量结果表明,在投保比率上,种粮积极性较高的种粮大户是较低农户的6.527倍。此分析结果可以说明:种粮积极性较高的种粮大户非常重视对农业生产中各种风险的规避,购买农业保险意愿较强。
种粮大户的种植时间对其购买政策性农业保险的意愿影响不显著,这可能与种粮大户种植时间比较集中有关,如种植时间为10~20年的种植大户数量占比是44.8%,这也是黑龙江省整体种植情况的真实反映,但可能正是由于这种集中性,导致了这个变量对购买意愿的影响不显著。
3. 公司产品及服务情况的影响。
险种能否满足需求直接影响着农户购买政策性农业保险的意愿。由计量结果可见,x6的系数为正,发生比为3.781,说明认为当前政策性农业保险险种能满足其需求的种粮大户的投保意愿是其他种粮大户的3.781倍。结合问卷及实地调研情况可以验证:如果种粮大户认为险种设置合理,能够实现其投保利益,则其购买意愿就会更强。
农户对保障水平的评价是影响其政策性农业保险购买意愿的最显著因素。计量结果表明,x7的系数最大,在投保比率上,对保障水平满意度高的种粮大户是满意度低的种粮大户的15.742倍。此分析结果可以说明:保障水平是种粮大户投保的决定性因素,种粮大户对政策性农业保险的保障水平越满意,购买意愿就越强。
公司服务是否满意变量没有通过显著性检验,可能的原因是这个变量的均值较低,仅为0.45,大部分种粮大户对保险公司在承保、防灾防损、理赔等方面的服务不满意。
4. 农业保险相关政策情况的影响。
种粮大户对农业保险财政补贴政策的满意程度对其购买意愿具有正向影响。计量结果表明,在投保比率上,认为补贴政策完善的种粮大户是其他种粮大户的6.983倍。此分析结果可以说明:财政支持是政策性农业保险制度的主要标志之一,财政补贴政策越完善,种粮大户预期投保收益越能得到保障,越倾向于购买政策性农业保险。
相关法规完善程度对种粮大户购买政策性农业保险的意愿具有正向影响。计量结果表明。认为相关法规完善的种粮大户购买政策性农业保险的意愿是其他大户的8.332倍。分析结果可以说明:完善的政策法规是政策性农业保险规范运行的重要依据,也是确保种粮大户投保利益的基本保障,相关法规越完善,种粮大户投保政策性农业保险的意愿也越强。
七、主要结论与政策建议
1. 结论。
基于前文对黑龙江省种粮大户这一新型农业经营主体购买政策性农业保险意愿的实证分析,可以得到如下结论:
(1)种粮大户购买政策性农业保险的意愿受到诸多因素的影响,本文所涉及的解释变量对政策性农业保险购买意愿存在不同程度的影响。
(2)在诸多影响因素中,户主的受教育水平、种植面积、种粮积极性、险种能否满足需求、保险保障水平、对补贴政策满意程度、相关法规完善程度对种粮大户购买政策性种植业保险的意愿具有正向影响。
2. 政策建议。
基于以上研究结论,为提升新型农业经营主体购买政策性农业保险的意愿,本文提出如下政策建议:
(1)新型农业经营主体方面。农民的风险意识薄弱制约着农户对农业保险的有效需求,农户的整体受教育水平应进一步得以提升。广大农民由于长期受以家庭为单位风险自留观念的影响和对农业保险的不了解,尚未认识到通过保险转嫁风险的重要性,从而导致农民的参保意识不强。因此,需要加强农民的参保意识,例如国家相关保险机构聘请农业保险专家下乡,通过播放影片、文艺表演等宣传方式来增强农民的参保意识。只有农民的参保意识增强了,才能确保政策性农业保险的全面开展,充分保障农民的利益。同时,还应加快农村的土地流转进程,实现土地的规模化生产经营,以此来提高农户的种粮积极性。
(2)农业保险经营机构方面。创新政策性农业保险险种,提高保障水平。可以考虑为新型农业经营主体量身定制一些保险产品,根据以往三年的种植成本或粮食价格,动态调整保障水平,满足农户不断发展的农业风险保障需求。
购买意愿影响因素 篇8
自有品牌，又称零售商品牌，指由零售商委托制造商代为制造其商品，再冠以零售商自身所有的品牌，然后专门在此零售店销售所开发的品牌（Ghosh, 1990）。零售商认为，消费者可以在任何地方买到制造商品牌的商品，但只能在他们的店里买到该自有品牌的产品。自有品牌在全球范围内都得到了发展，特别是在欧美发达国家。如英国的佼佼者Marks&Spencer百货集团所有的商品都使用公司自有品牌———“圣米高”牌，被称为世界上最大的“没有工厂的制造商”。其内衣占有率甚至高达英国内衣市场50%以上，成为英国人最信赖的品牌。
在我国，自有品牌产品的市场份额较低，增长速度却很快。但是对于本土企业来说，在开发自有品牌上，连锁超市跑在了连锁百货的前面，联华、物美、苏果等都纷纷推出了自有品牌商品，而能向消费者提供自有品牌商品的本土连锁百货却寥寥无几。但毋庸置疑的是，国内部分连锁百货企业已具备开发自有品牌的实力，并开始意识到自有品牌的推出能够提高企业竞争力。遗憾的是，很多专家学者以往的研究多是以超市的自有品牌产品为对象，而对百货商场的自有品牌商品的研究比较匮乏。本文在继承已有研究的基础上，专门探讨影响消费者购买连锁百货自有品牌商品的因素，并据此为我国本土连锁百货开发自有品牌提出建议。
二、连锁百货企业开发自有品牌产品的意义
1、利用低成本优势，获取更高利润
企业利润来自于投入与产出之间的效果，百货企业自有品牌可以通过减少投入增加产出来达到获取更高利润的目的。百货企业提出产品设计开发要求，并选择制造商进行生产，然后以自有品牌把产品推向市场。这一过程的显著优势就是产品生产成本的下降：百货企业与制造商直接交易，缩短渠道，促使产品流通费用下降；由于自有品牌一般只在其所属商场内出售，品牌管理比较容易，减少了品牌管理的相关费用；百货企业直接掌控销售终端，它可以不必经过任何竞争即可获得最佳的货架位置和面积，大大节约了租赁费、进场费等。另外，百货企业可以根据掌握的市场信息推出满足消费者需求的自有品牌产品来赢得更高更长久的投资回报。
2、打破“同质化”藩篱，培育竞争优势
一方面，如今的百货企业存在的一个突出问题就是“同质化”现象严重。同一制造商品牌的产品在大多数商场皆有销售，缺乏特色，这使得百货企业纷纷陷入打折促销的恶斗怪圈。自有品牌为零售商差异化经营提供了全新的重要载体和平台。零售商可凭强有力的自有品牌计划避免雷同，用“错位竞争”来取代现有的同质性强的“正面竞争”。另一方面，从经营方式来说，中国的许多百货企业基本上扮演的是“二房东”的角色，从租赁保底，到联营扣点，到代销商品，商场只是一份物业管理，对产品品种和价格缺乏自主控制，常处于被动地位。在自有品牌下，局面完全改变，百货企业可以以变更供应商为手段，使供应商按照自己的产品设计要求提供产品，从根本上增强了对渠道的控制，确保了对产品品种和价格的话语权。进一步来说，百货商场还可以凭借自身接近市场的营销优势采取恰当的营销策略，掌握更大范围内的市场主动权，在与制造商的竞争中占据有利位置，获取更多的利润。
3、以消费者为导向，建立顾客忠诚
首先，消费者永远是商业的核心，产品能否满足消费者的需要是企业生存和获利的关键。百货商场处于市场的前沿，能直接接触广大消费者，可以更准确、及时、有效地掌握顾客需求心理及需求特点变化，从而可以开发出更能满足顾客需求的产品与品牌，这有利于零售商赢得顾客。其次，国内消费者普遍具有较强的“认牌选购”心理，百货企业更能充分地和消费者交流，把握更多的信息，在此基础上采取恰当的营销策略，就能培养出一批自有品牌的忠诚顾客，有效避免顾客分流现象。
三、相关概念和研究假设
1、购买意愿
要发展自有品牌首先要保证消费者认可并购买该品牌。由于各百货商场推出的自有品牌很少，大多数消费者缺乏购买其商品的经验。本文研究的是连锁百货自有品牌商品的各个因素对消费者购买意愿的影响。Dodds, Grewal和Monroe (1991）认为, 购买意愿是指消费者企图去购买某种产品的可能性。消费者对某一产品或品牌的态度, 加上外在因素的作用, 构成消费者的购买意愿, 而购买意愿可视为消费者选择某一产品的主观倾向, 并被证实可作为预测消费行为的重要指标。
2、影响购买意愿的因素
(1）制造商因素与自有品牌购买意愿。连锁百货在选择自有品牌产品的代工制造商时，可以选择不知名品牌制造商，也可以选择知名品牌制造商。一般来说，不知名品牌制造商的供给价格较低，选择不知名品牌制造商，百货企业可以节约成本。但对消费者而言，品牌知名度意味着产品质量。因此，消费者更愿意选择那些自己比较熟悉的、知名度较高的厂商生产的商品。
(2）产品因素与自有品牌购买意愿。对于大众消费品，消费者不需要特别的专业知识就可以识别其真假好坏。Hoch和Banerji (1993）发现，产品的制造过程比较复杂，其瑕疵率一般较高。因此，消费者对产品品质的一致性信赖度较低。相反，对于制造过程较简单者，消费者比较愿意购买自有品牌。
消费者通过对比各品牌价格，在心中形成一个预期价格，当备选品牌价格低于这个预期价格时，决定购买的可能性较大。同时，消费者也可能会怀疑产品的质量，因为大部分消费者又相信“一分钱，一分货”。
近年来，促销成为商家吸引消费者的主要手段。无论是制造商的统一价格优惠, 还是百货商场的打折活动, 都使得消费者更愿意购买在进行促销活动的商品。但是，频繁的价格促销和较大的折扣力度会使消费者调低心理预期价格，并怀疑商品的实际价值，进而产生对商品品质的疑虑。
(3）商场因素与自有品牌购买意愿。消费者如果感到购买某类产品存在风险，就会寻求信息作为质量的保证。品牌名称及其美誉度首当其冲成为消费者评价产品时的依据。由于自有品牌是百货商场的产品, 从某种程度上说, 商场就是产品的“品牌”。因此, 消费者对自有品牌的购买意愿与百货商场的关系非常密切。当商场的品牌形象较好时，消费者更愿意购买其推出的自有品牌商品。
商场的内部环境会影响消费者的购买决策。当商场的内部环境能够给消费者创造一种舒适的购物环境和气氛时，该商场对消费者更具有吸引力，相应的，消费者也更愿意在该商场中选购产品。
随着消费者需求的多样化和个性化，消费者购物时越来越关注商场的人性化服务和以顾客为中心的经营理念，如销售人员服务质量、结帐便捷性、售后服务、应付突发事件的能力等。商场的服务质量将影响消费者的购买意愿。
四、实证分析
1、量表设计与样本统计分析
本次研究在参考前人研究的基础上，结合自身情况形成初始量表。量表的问题都采用5级量表测定，范围为1—5, 1代表非常不同意，5代表非常同意。确定了初始量表后，对50名消费者进行了试验预调查，根据预调查结果并综合各方意见进一步改进，形成了正式量表及问卷。
正式调查在东、西部两个经济发展较快、具有代表性的城市上海、成都进行。因为相关研究指出受教育程度高的消费者对自有品牌商品有较高的感知质量，所以调查以拥有大专及以上学历的高校在校生、企事业单位工作人员、公司白领等为对象。调查最终发放问卷150份，收回有效问卷138份，有效回收率为92%。
2、探索性因子分析
在这一部分，本文运用SPSS11.5软件，分别对制造商因素、产品因素、商场因素和购买意愿这四部分的测量指标进行探索性因子分析。
首先，通过变量之间的相关性检验来判断因子分析是否合适。
从表2中的结果可以看出，样本的KMO值除制造商因素为0.627外均大于0.7, Bartlett检验值均为0.000，这说明样本适合做因子分析。
然后，采用主成分法进行因子提取，并通过方差最大正交旋转法（Varimax）进行因子转置（Rotation），选取特征值大于1的因子。对于多维指标，要求指标项在一个维度中的载荷值高于0.5，并在其他维度中的载荷值不超过0.4，否则予以剔除。
(1）制造商因素。从表3可以看到，制造商因素的3个测量指标产生了一个因子，即C1为知名度，并且累计解释方差为60.812%。这说明由设想中所列的指标项去测量制造商知名度是合理的。
(2）产品因素。从表4可以看到，产品因素的9个测量指标产生了三个因子，即C2为复杂度，C3为价格，C4为促销，并且累计解释方差为67.707%，结果与原有设想相符。
(3）商场因素。从表5可以看到，商场因素的9个测量指标产生了三个因子，即C5为品牌形象，C6为内部环境，C7为服务，并且累计解释方差为67.990%，结果与原有设想相符。
(4）购买意愿。从表6可以看到，购买意愿的4个测量指标产生了一个因子，即C8为购买意愿，并且累计解释方差为66.696%。这说明由设想中所列的指标项去测量购买意愿是合理的。
3、信度检验
信度量表的正确性和精确性，即量表中各个题目在内容上的一致性。本文采用克隆巴赫一致性系数（Cronbach’sα）来测量，Cronbach’sα的值一般是介于0和1之间，越接近于1，说明信度越高。
从表7可看出，各个因子的α值都远大于0.6，表明量表具有较高的可信度。
4、回归分析
这一部分运用多元回归分析验证本研究的研究假设，即验证自有品牌的制造商知名度、产品复杂度、产品价格、产品促销、商场品牌形象、商场内部环境以及商场服务对消费者购买意愿的影响权重，判断出重要因素。
a、预测变量： (常数) ，服务，复杂度，知名度，品牌形象，促销，价格，内部环境。
ANOVA (b)
a、预测变量：（常数），服务，复杂度，知名度，品牌形象，促销，价格，内部环境。
b、因变量：购买意愿。
根据表8、表9，模型的拟合度R2=0.360，调节R2=0.325，模型拟合度理想。模型的F=10.433, F检验的显著性水平Sig=0.000，说明模型中因变量与自变量呈线性关系。可见，本文对数据所采取的回归是合理的，结果是可信的。
由表10可知，自有品牌的产品复杂度对消费者购买意愿有显著的正向影响，其推出百货商场的内部环境和服务对消费者购买意愿有高度显著的正向影响，而其他因素对购买意愿的影响不显著。
购买意愿的线性回归模型为：
购买意愿=1.098+0.179×产品复杂度+0.340×商场内部环境+0.199×商场服务。
五、结论
1、研究结果
产品复杂度、商场内部环境以及商场服务对自有品牌商品消费者的购买意愿存在显著影响。其中，商场内部环境对购买意愿的影响最大（系数为0.340），商场服务的影响程度（系数为0.199）高于产品复杂度（系数为0.179）。由此可以发现，推出自有品牌商品的百货企业，商场远比产品本身重要。
Coefficients (a)
假设制造商知名度、产品价格、产品促销和商场品牌形象对自有品牌商品消费者的购买意愿不存在显著影响。那么可从以下几个方面进行解释：商品的代工制造商名称在商品标识上处于不起眼的位置，消费者一般只关注商品的品牌名称；消费者既期望购买到“价廉物美”的商品，又倾向于把价格当成商品品质的指标；各百货商场一年四季都在进行促销活动，消费者对此已司空见惯；没有任何一家百货企业在消费者心目中树立起独一无二的品牌形象。
2、对本土连锁百货开发自有品牌的建议
在市场竞争激烈、发展遭遇瓶颈制约的情况下，部分连锁百货企业开始着手开发自有品牌，以期望提高企业竞争力。但自有品牌成功的前提是消费者的认可和购买，通过上述对影响消费者购买意愿因素的分析，本文向有意实施自有品牌战略的百货企业提出如下建议。
(1）谨慎选择自有品牌代工制造商。在中国现实的经济环境下，存在大量的中小生产厂商。而受金融危机的影响，原来以出口业务为主的许多大厂商也由于订单的减少而具有闲置生产能力，这无疑为自有品牌寻找代工制造商提供了便利的条件。百货企业不必一味追求知名度高的厂商，但也不能选择消费者非常不熟悉的小企业。在评估潜在的生产厂商时，应注意考虑生产厂商是否有足够的生产能力和较高的质量管理体系来生产满足商品的数量和质量要求以及消费者对其是否有一定熟悉度。
(2）合理的商品和定位。我国的百货企业在推出自有品牌商品上，还处于起步阶段，应从市场渗透较易的产品类别开始，随着实力的增长和市场的发展，再伺机向其他领域扩展。连锁百货可以利用最接近消费者、了解时尚、渠道短等优势推出时尚化商品如服装、鞋帽、配饰等，使顾客产生一种“新潮”、“流行”的感觉。对于产品复杂度高的商品如小家电、化妆品、手表等，消费者更多地依赖商标和生产商的知名度、技术实力等间接地对商品进行判断。碍于自身的技术形象劣势，百货企业难以在高科技产品方面与制造商竞争。
自有品牌的销售价格并不会对消费者的购买意愿产生显著影响，即价格并不是影响消费者购买决策的关键因素，自有品牌的低价策略并不一定能为其赢得优势。消费者常以价格为外部品牌判断的技巧，高价格的品牌常被认知为高品质。可见，并不是价格越低，越能吸引消费者购买。因此，百货企业应该积极开发优质的自有品牌并为自有品牌产品制定合理的价格。另外，一味降价打折的促销方式也不可取，因为这种做法会培养消费者对价格的敏感性，使其对商品的真实品质产生怀疑。连锁百货在经营自有品牌时，应主要通过人员推广和营业推广来鼓励顾客尝试，进而建立品牌忠诚度。
(3）注重连锁百货自身的优化。百货企业要增强消费者对其自有品牌的购买意愿，首先要对自身进行名店印象塑造，通过传播手段广泛宣传，取得公众特别是目标顾客的理解、认同和支持。由于自有品牌是百货商场的产品, 从某种程度上说, 商场就是产品的“品牌”。拥有较高商誉的百货商场推出自有品牌商品，更容易被消费者所接受。
商场的内部环境对消费者的购买意愿有着显著的影响。连锁百货应该从商场内部的通道设计、橱窗设计、照明设计、音乐和音响的设计、色彩设计等方面入手，给消费者营造一种舒适的购物环境和气氛。此外，商场还可以通过清晰的指示和醒目的标识，引起消费者对自有品牌商品的注意。
连锁百货的自有品牌必须建立在一个非常广泛的消费群体基础上。商场的服务很大程度上关系着消费者的购买意愿。企业应从服务态度和专业知识两方面加强对各类服务人员的培训，百货商场还可以向消费者提供个性化产品设计、商品定制送货上门、维修护理、代购代送等服务工作。如果服务特色形成，受到顾客欢迎，就可以创造独特价值。
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购买意愿影响因素 篇9
网络口碑(Internet Word-of-Mouth,简称IWOM)指以网络为媒介,通过电子邮件、使用者群组、在线论坛和入口网站讨论区等形式进行的口碑传播。在网络口碑众多的传播媒介中,微博作为一项新兴的Web2.0应用,以其简单易用、即时性、信息裂变传播和超高的人气正逐渐脱颖而出,成为网络口碑传播的极佳平台。网民通过微博能对品牌、产品或服务提供即时的评论和态度反馈,并迅速而广泛的传播,从而影响其他网民对品牌、产品和服务的态度乃至购买决定。因而,对于商家而言,了解微博网络口碑对消费者购买意愿的影响因素是微博网络口碑营销成功的关键。
一、文献回顾
1、网络口碑
因特网的出现,使顾客可以通过浏览网页收集其他消费者提供的产品信息以及与此产品有关的讨论,并且顾客可以通过互联网针对特定产品进行自身经验、意见与相关知识的分享,这就形成了网络口碑。Gilly等人的研究发现:信息来源的特性,如信息来源者专业水平、意见领袖;搜寻者与来源者的相似性,如两者的个人特征上是否有关联性;口碑搜寻者本身的特性,如专业水平、口碑偏好等,这三方面因素会影响口碑信息对接收者的购买决策。Bansal和Voyer论证了Gilly等人的观点,即信息来源者与搜寻者专业水平、信息来源者与搜寻者之间的关系强度等会影响口碑对接收者购买决策的影响力。
结合前人研究得知,网络口碑对消费者购买意愿的影响因素主要有以下四点,即口碑发送者特征、口碑信息特征和口碑接收者特征以及口碑发送者和接收者的关系。
2、微博营销
微博,是微型博客(Micro-blog)的简称。Jansen等人的研究发现:微博上的内容会对消费者的品牌认知带来影响,进而在品牌关系阶段通过沟通对影响进一步加深,最后有可能影响到消费者的购买行为甚至是再次购买行为。Hsu和Liu等人把微博营销当作企业进行客户关系营销的工具,加入群体感知、信任等中间变量,实证研究了消费者的行为意愿,结果也表明企业微博营销对消费者的满意、信任以及行为都产生显著正相关。
3、TAM模型
技术接受模型(Technology Acceptance Model,简称TAM)是Davis在1989年运用理性行为理论研究用户对信息系统接受时所提出的一个模型(见图1)。提出技术接受模型最初的目的是对计算机广泛接受的决定性因素作一个解释说明。
网络口碑以互联网为媒介,是传统口碑新形式、新技术的表现。基于微博网络口碑的研究情景符合技术接受模型的适用范围。网络口碑感知有用性是指消费者认可网络口碑的价值,认为它能够丰富消费者对商家的信息;网络口碑感知的易用性是描述消费者能否容易地获得网络口碑。
二、构建基于TAM的微博网络口碑对购买意愿的影响模型
1、模型构建
本文在分析TAM理论和网络口碑文献的基础上,构建了基于TAM的微博网络口碑对购买意愿的影响模型(见图2)。该模型包括微博网络口碑对购买意愿的影响因素的五个构面:微博口碑发送者构面;口碑信息构面;微博信息接收者构面;微博信息发送者和接收者的关系构面;微博口碑感知构面。
2、变量选择
对于基于TAM的微博网络口碑对购买意愿的影响模型中各变量的选择,是在分析以往文献的基础上提出的。
(1)微博口碑发送者构面。微博营销中的意见领袖是指那些拥有较多的粉丝数量、影响范围较大且对他人的影响程度较深的微博红人。作为网络口碑的重要来源和传播渠道,网络意见领袖对于口碑的树立与消费者决策产生着越来越重要的影响。
傅颖通过实证研究发现,意见领袖的参与度对购买意愿产生正向的影响。基于Web2.0各种应用的深入为意见领袖提供了发展平台,同时也为其提供了影响扩散的渠道。随着消费者越来越趋向于借助网络搜寻产品信息,意见领袖必将成为许多消费者的信息来源。
(注:图中虚线箭头为原TAM模型中变量间的假设关系。)
发送者的专业性是口碑源特征中最主要的特征。这是因为发送者的专业知识水平会影响信息接收者搜寻口碑信息的主动性。如果发送者的专业水平越高,那么口碑信息接收者的口碑搜寻活动就越频繁,口碑扩散效果也会越来越明显。拥有高专业程度的发送者通常具有丰富的产品知识或使用经验,信息接收者倾向于相信其提供的信息较为正确。由于微博上,意见领袖通常拥有较丰富的专业知识,因而能够为他人提供产品信息进而影响他人的购买意愿。
(2)口碑信息构面。虽然新浪等大部分微博的内容空间限制在140个字符,十分简短,不太利于信息量的集中发布和传播。但在实际操作中,企业更应在有限的空间中注重信息质量。Petty和Cacioppo提出,“强信息”(易于理解和客观的信息)比“弱信息”(带有个人情绪和主观色彩的信息)更为有效。根据这一标准,企业应在实际操作中注重信息质量。
微博营销作为一种新兴的网络互动营销形式,不仅包括传统的用户在线评论,还包括微博独有的“转发”形式,使得用户能够把信息传播给微博好友圈,让自己的好友能够接收到该营销信息。与传统的口碑传播截然不同,微博上在线评论的用户往往是匿名的,在线评论的信息在一定程度上缺乏传统口碑传播的信度,因而消费者不得不依靠其他线索来增加对在线信息的信任。在线评论的数量就是评价某条在线信息是否流行的重要线索之一。在网络营销领域,在线评论的数量暗示了信息的受欢迎程度,因为它在一定程度上反映对该信息感兴趣或者有过相关经验的人群的数量。对于微博营销来说,转发数量的多少往往代表着有多少用户愿意向自己的好友圈推荐该条信息。因而对于微博客营销而言,消费者可能认为在线评论或者转发的数量越多,代表着该信息的重要性越大。
(3)微博口碑接收者构面。由于每个人感知、经历和资源的不同,面对同样的口碑内容,不同的接收者可能产生非常不同的反应。影响口碑传播效应的信息接收者的因素包括接收者信任倾向、感知风险以及专业程度等。
信任倾向是关于个人的特征,一个具有高信任倾向的人往往乐意去信任他人。由于消费者往往不了解网络口碑传播者的信息,因而信任倾向对消费者感知有用性以及购买意愿的影响是非常重要的。
在1960年美国营销协会第43届年会上,Bauer首次把“感知风险”的概念从心理学延伸到市场营销学的研究领域。Bauer将感知风险定义为“消费者的一切行为都会对其产生无法准确预见的后果,很多后果甚至会对其产生消极影响,因此消费者的行为存在风险”。网络口碑营销中,感知风险是影响消费者行为的重要因素,它从一个侧面反映出消费者对口碑信息的依赖程度。消费者对风险的感知越高,对口碑信息的依赖程度就越大,口碑信息对其影响就越大。Bansal和Voyer的研究发现,消费者在作购买决策的过程中会受到感知风险的影响,而且感知风险越高则消费者越会从口碑中去获得更多的信息。
信息接收者的专业程度也会影响购买意愿。当消费者对产品拥有越多的专业知识,在购买产品时可依据自己的知识来判断是否值得购买产品,因此,对外搜寻产品口碑信息的行为将会减少。Gilly等人的研究发现,当搜寻者的专业性水平越强时,其口碑偏好以及口碑对其决策的影响越小。毕继东的研究结论也显示口碑信息接收者的专业性负向影响消费者的购买意愿。
(4)微博口碑发送者和接收者的关系构面。口碑传播者与接收者之间的关系强度,也称联结强度,在网络环境下是指个人和网站间交互以及个体间关系的强度。当信息传播者对信息接收者非常了解时,就说明双方的关系强度较强;当信息传播者与信息接收者不是很熟悉或完全陌生时,双方的关系强度就较弱。Brown和Reingen的研究发现,口碑传播者与口碑接收者之间强关系的推荐比弱关系的推荐更有可能引起双方主动地搜寻和传递信息,而且强关系对接收者的行为影响要比弱关系大得多。由于网络的匿名性等特点,消费者网络在线关系主要体现为弱联接。但随着消费者在线交往的频繁和沟通程度的加深,其关系强度也会不断增强。企业应重视并加强微博上与粉丝的互动。双向的沟通交流一方面有助于企业了解潜在的粉丝需求,另一方面有助于粉丝更好地了解企业。
3、相关关系
本文所构建的基于TAM的微博网络口碑对购买意愿的影响模型中各变量的相关关系,通过模型中的箭头连线来表示。微博口碑感知构面和购买意愿的关系,参考了Davis的技术接受模型。因为基于微博网络口碑的研究情景符合技术接受模型的适用范围,所以本文没有作修改。微博口碑发送者构面的意见领袖的参与度和意见领袖的专业程度对网络口碑感知的有用性有影响。口碑信息构面的信息质量和信息评论转发数量对网络口碑感知的有用性有影响。微博信息接收者构面的粉丝信任倾向和粉丝专业程度对网络口碑感知的有用性有影响;粉丝的感知风险对购买意愿有影响。微博信息发送者和接收者之间的交流互动对网络口碑感知的易用性有影响。变量间的相关关系有正相关和负相关。负相关关系包括:粉丝专业程度与感知有用性;感知风险与购买意愿之间的关系。
三、结语
随着微博技术的成熟和人气的急剧提升,加上微博不同于传统媒体所独有的传播特点,微博逐渐成为众多企业的新营销利器。与此同时,网络口碑也引起了越来越多商家的关注。想要成功地在微博平台上实施网络口碑营销,前提是对网络口碑的传播及其对购买意愿的各种影响因素的了解。本文在前人研究的基础上,所构建的基于TAM的影响模型,试图揭示了微博网络口碑对购买意愿产生影响的各因素间的关系。模型本身对微博网络口碑营销的实践具有指导性意义。
当然,进行科学的实证研究将会使模型更有说服力,这是笔者接下来需要完善的内容。另外,本研究在区别产品类别、网络口碑类别等方面还存在不足,需要将来进一步完善。
摘要：本文以微博为研究平台,以使用微博的广大用户为研究对象,研究基于技术接受模型(TAM)的微博网络口碑对购买意愿的影响模型。该模型包括微博网络口碑对购买意愿的影响因素的五个构面:微博口碑发送者构面;口碑信息构面;微博信息接收者构面;微博信息发送者和接收者的关系构面;微博口碑感知构面。本文对这五个构面所包括的10个变量及其相关关系作了介绍。
购买意愿影响因素 篇10
目前我国关于农产品购买意愿的研究比较丰富, 为茶叶的消费者购买意愿研究提供了理论指导和借鉴。程璐等的研究均把性别、年龄、月收入、文化程度作为人口统计变量用以区分消费群体。结果表明:年龄越大, 对健康、营养以及食品安全等问题越关注, 月收入是影响其消费者购买农产品的主要因素。杜艳宁对茶叶消费者的个体特征如性别、年龄、月收入、教育背景进行分析, 管曦则加入了所属区域对茶叶消费行为的影响。结果表明, 年龄在35到50岁的中年人, 对茶叶的购买力最强, 其次是65岁以上退休的老人;李家华等则指出了高校大学生是一个潜在的茶叶消费群体, 并提出了开拓大学生茶叶市场的建议;茶叶消费收入是影响茶叶购买的主要因素;而茶叶的消费群体与职业也有着明显的关系, 研究表明, 商业、服务人员在茶叶消费人群中占比例较大。对茶叶的环境因素进行分析时, 赵琳琳将家庭因素、社会因素结合起来, 认为亲朋好友的消费习惯、政府政策方面与茶叶的消费行为都具有明显的正向影响。对于大多数的消费者来说, 不能准确地辨别茶叶的质量, 这时品牌的作用就会凸显出来。而对于送礼消费者会更加看重包装。王志威对茶叶消费价格进行研究分析, 认为50~250元/kg价位最受市场欢迎, 250元/kg以上价位的茶叶市场销售状况不乐观, 茶叶专卖店是消费者获取茶叶的首要选择, 其次是超市、别人赠送和茶叶产地。
国内现有研究成果为本文研究提供了理论指导, 为我们更好地把握茶叶购买意愿影响因素分析有非常重要的借鉴作用。从中我们发现目前国内对茶叶消费者行为的研究较多地集中在个体特征和环境因素上, 对于营销因素的分析较少, 且在对购茶价位分析时, 一般不区分礼品茶和家庭用茶, 结果是得出的茶叶价位范围大且比较笼统;在分析购茶影响因素时, 自然也会忽略到哪些不同因素会分别影响礼品茶和家庭用茶的购买。另外, 随着人们生活水平的提高, 安全健康意识的增强, 注重养生和对茶叶品质更高的期待成为很多消费者购买茶叶的一个重要因素。除此之外, 电子商务带动的网购热潮也有可能改变消费者茶叶购买行为。因此, 本文的研究就加入了这些新的变量, 希望能全面分析哪些因素会影响消费者茶叶购买意愿。
1 数据来源与研究方法
1.1 数据来源
调查组利用江西农业大学本科生于2014年8月暑期调研的机会, 深入到江西省各地区, 通过随机抽样的方式, 对江西省消费者进行访谈, 完成问卷调查。调查区域涉及江西省11个县市, 分别为南昌、赣州、上饶、九江、宜春、抚州、吉安、萍乡、景德镇、新余、鹰潭等, 具有较好的代表性。此次调研发放530份问卷, 共收回有效问卷438份, 问卷有效率82.6%。
1.2 研究方法
1.2.1 分析方法。
由于本文分析的是茶叶购买意愿的影响因素, 而消费者的购茶意愿只存在购与不购, 即是与否两种结果, 可以使用0、1变量进行赋值, 因此本文采用二元logistic模型分析哪些因素可能影响消费者的购茶意愿。其具体公式为:
其中Pi代表某消费者i购茶的概率, 1-Pi为不购茶的概率, Pi/ (1-Pi) 是该消费者i购茶与不购茶概率的比值, 即该消费者购茶的机会比率。βi为第i个自变量的估计参数, Xi是模型的自变量, 表示影响消费者是否购茶的第i个因素。
1.2.2 模型构建。
根据有关文献、理论的阅读以及调查中掌握的实际情况, 茶叶的购买意愿主要受消费者的个人特征、环境特征、营销策略及茶叶的相关知识等因素的影响。因此, 可以设定以下函数形式:
当消费者不愿购买茶叶时, y等于0;当消费者愿意购买茶叶时, y等于1。x1、x2……x20代表反映消费者个体特征、环境特征、营销策略及茶叶知识的变量。表1是各影响因素选取的具体变量、主要统计量及预期方向。
2 结果与分析
2.1 描述性统计分析
2.1.1 家庭用茶的价位较低。
消费者愿意购买家庭用茶的价位选择最多的是0~50元/半斤, 其次是51~100元/半斤, 说明100元/半斤以下的茶叶是消费者在购买家庭用茶时经常购买的价位。另外, 合理的价格、自己喜欢的味道、品牌依次占据前三位是家庭购茶考虑的主要因素, 分别占比例为52.7%、31.5%、11.4%。基于此, 茶企、茶商除了要关注茶叶价格竞争以外, 还要关注消费者的口味的变化和茶叶品牌的宣传。
2.1.2 中高档价位是消费者最愿意购买礼品茶的价位。
101~200元/半斤的茶叶价格是消费者在购买礼品茶时选择最多的价位, 占到48.9%。51~100元/半斤、201~400元/半斤分别排在第二、第三, 占到29.9%、18.7%。从中可以看出消费者在购买礼品茶时的价位要明显高于家庭用茶的价位。另外, 在礼品茶购买时, 消费者更看重的是茶叶的品牌, 其次才是茶叶的价格。这与家庭用茶也有所不同。
2.1.3 网购成为第二大茶叶获取渠道。
统计数据显示, 茶叶专卖店、网购、超市是消费者获取茶叶的三大主要渠道, 它们在调查中所占比例分别为52%、26%、18%。这与王志威认为茶叶专卖店、超市、别人赠送是茶叶获取的主要渠道有所不同。其主要原因是现代电子商务快速发展, 网购以一种便捷、环保、时尚、简单的消费方式, 逐渐受到很多人的喜欢。
注:“*”、“**”、“***”分别表示在10%、5%、1%水平显著。
2.2 二元Logistic回归分析
利用SPSS17.0软件对438个样本的数据运用逐步向后回归方法拟合二元Logistic模型, 结果见表2。结果显示, 模型一与模型二的Cox&Snell R方值分别为0.533、0.526, Nagelkerke R方值分别为0.746、0.736, 且两个模型的Hosmer和Lemeshow检验的P值均大于0.05, 说明模型的拟合度良好。
2.2.1 个体特征的影响。
(1) 年龄对茶叶购买意愿的影响显著。模型一通过了1%的显著性检验, 模型二通过了5%的显著性检验, 且两模型的系数均正, 表明随着年龄的增长, 消费者购买茶叶的意愿更强。可能的原因是:一方面, 对于年轻人而言, 相比口味单一的茶味, 口味繁多的碳酸饮料更能体现年轻人的活力和追求, 因而会更能吸引他们的购买;另一方面, 随着年龄的增长, 消费者会更加关注自身健康问题, 茶叶又具有保健的功效, 因而年龄越大的消费者, 购买的可能性越大。 (2) 性别是影响茶叶购买意愿的重要因素。性别在模型一和模型二中都通过了1%的显著性检验且系数均为正, 说明在其他条件不变的情况下, 相比女性, 男性更愿意购买茶叶。本文认为, 这可能与男性的压力相对较大, 饮茶能够降低他们在工作中的压力, 所以购买茶叶的意愿就更强烈。这与前文的预期结果一致。 (3) 职业对茶叶的购买意愿有显著影响。职业在模型一和模型二中都通过了1%的显著性检验, 说明职业是影响茶叶购买行为的重要因素。从职业设置的选项中可以看出, 大部分职业的办公地点相对固定, 因此他们有时间享受饮茶的休闲时光。另外, 学生作为一个特殊群体, 也表现出对茶叶购买的强烈意愿。 (4) 月收入对茶叶的购买意愿影响显著。月收入在模型一和模型二中都通过了1%的显著性检验, 且系数均为正, 说明随着月收入的增加, 消费者更加愿意购买茶叶。可能的原因有以下两方面:第一, 随着月收入的增加, 人们有更加多余的资金购买自己喜欢的茶叶。第二, 当收入水平增加到一定程度时, 即满足了物质需要, 人们会追求精神需要。而茶道艺术博大精深, 又能提高自身品味, 因此消费者会随着收入的增加, 有更强的意愿购买茶叶。
2.2.2 环境因素的影响。
(1) 亲朋好友对消费者的茶叶购买意愿有显著正向影响。模型一和模型二中亲朋好友的影响都通过了1%的显著性检验, 且系数均为正, 说明亲朋好友的推荐或消费偏好会对消费者的茶叶购买行为产生显著的影响, 这可能与亲朋好友愿意分享兴趣爱好相同的物品有关。 (2) 政策导向对消费者茶叶购买意愿有显著负向影响。在模型一和模型二中, 政策导向都通过了5%的显著性检验, 但系数均为负, 这与赵琳琳的研究结果和本文的预期结果都相反。说明政策导向越要求消费者购买茶叶, 消费者反而会越不愿意购买。这可能与现代社会人们思想的开放有关, 人们喜欢追求自己钟爱的产品, 而不愿受政府引导去购买。
2.2.3 营销因素的影响。
(1) 家庭购买茶叶的价位是消费者茶叶购买意愿的重要因素。家庭购买的价位在模型一中通过了10%的显著性检验, 在模型二中通过了5%的显著性检验, 且系数都为正, 说明家庭购买茶叶的价位对消费者的茶叶购买行为有重要影响, 且家庭购买茶叶价格多集中在100元/半斤以下的价位。 (2) 礼品茶购买的价位是消费者茶叶购买意愿的重要因素。模型一与模型二都通过了1%的显著性检验, 但系数都为负, 这与前文预期结果相反。这说明礼品茶购买的价位是影响消费者茶叶购买的主要影响因素, 但并不是礼品茶价格越高, 消费者越愿意购买, 分析结果表明101~200元/半斤的茶叶价格是消费者在购买礼品茶时选择最多的价位。这可能与相关政府部门遏制茶叶价格炒作、引导大众回归理性消费有关。 (3) 礼品茶购买考虑的因素显著影响消费者茶叶购买的意愿。在礼品茶购买考虑的因素中, 模型一与模型二都通过了1%的显著性检验, 且系数均为负, 说明礼品茶购买考虑的因素是影响茶叶购买意愿的重要因素。另外, 品牌、价格、包装是购买时考虑的主要因素, 这与传统认为包装是影响礼品茶购买的主要因素的观点有所不同。 (4) 广告对消费者的茶叶购买意愿有显著正向影响。在模型一与模型二中, 广告的影响程度都通过了1%的显著性检验, 且系数均为正, 说明广告对茶叶的购买意愿有显著的差异, 即茶叶广告宣传力度越大, 消费者受广告的影响程度越明显, 越容易购买茶叶。这与前文的预期结果也一致。
2.2.4 茶叶相关知识的影响。
(1) 了解喝茶的作用对消费者的茶叶购买意愿有显著正向影响。模型一与模型二都通过了1%的显著性检验, 且系数均为正, 说明消费者对喝茶作用越了解, 越愿意购买茶叶。可能的原因是茶叶的医疗保健功效符合大众对健康的追求, 因此在了解喝茶的作用后, 更愿意购买茶叶。 (2) 对当前茶叶质量的看法越好, 消费者对茶叶的购买欲望越强。这也与前文预期结果一致。在模型一与模型二中, 对当前茶叶质量的看法都通过了5%的显著性检验, 且系数都为正, 说明茶叶质量的好坏是影响消费者购买的主要影响因素, 即茶叶质量越好, 消费者越愿意购买。其原因是经济的快速发展, 人们追求的生活质量随之提高, 对茶叶的质量要求就会越来越高。
3 结论与讨论
通过对江西省消费者茶叶购买意愿影响因素的分析, 我们发现年龄越大、收入越高、有固定办公场所的男性更愿意购买茶叶, 同时亲朋好友的推荐和广告的宣传对购茶行为有显著正向影响, 这与前人的研究结果一致。但是, 本文的研究也发现, 政府政策引导对消费者茶叶购买意愿有显著负向影响, 并不是传统认为有显著正向影响;另外, 按茶叶购买的用途将茶叶分为家庭用茶和礼品茶后, 发现消费者更愿意购买0~100元/半斤的茶叶作为家庭用茶, 购买时主要考虑茶叶价格和自己喜欢味道。而在礼品茶购买中, 消费者更愿意购买101~200元/半斤的茶叶, 主要受茶叶价格、品牌和包装的影响, 且他们对茶叶的购买意愿有显著的影响。除此之外, 随着电子商务的发展, 网购成为第二大茶叶购买渠道, 这与传统研究结果不同, 应引起相关茶叶销售主体的注意。
本文是针对江西省消费者茶叶购买意愿影响因素的分析, 但是分析的变量中未涉及江西省茶叶品牌, 所以不能看出消费者偏爱的茶叶品牌和江西省茶叶品牌在江西省的发展状况, 希望在以后的学习中可以继续深入研究。
4 建议
基于以上实证分析的结果, 相关政府部门、茶叶生产主体在继续加大茶叶生产的同时, 应注意以下几个方面:
第一, 把握人文特点和市场需求。建议以性别、年龄、档次划分茶叶市场, 发挥本企业茶叶优势, 形成准确的市场定位, 以满足茶叶市场需求。另外, 根据自身条件, 拓宽新的茶叶销售渠道, 开辟网络茶叶新市场。
第二, 通过微信朋友圈, 增加新客户。紧跟现代电子产品的发展步伐, 利用微信平台, 茶企、茶商可以借助老客户对茶叶产品的满意度, 激发他们在微信朋友圈中分享茶叶产品, 这样既降低了广告宣传费用, 又可以吸引新客户。
第三, 多渠道宣传推广茶叶品牌, 增加消费者认知度。借助现代户外媒体 (如路牌、灯箱、LED大屏广告) 、公交地铁、网络等新媒体对茶叶品牌、保健作用、茶叶文化等内容进行广泛宣传, 增加消费者对茶叶的认知, 营造健康生活的理念, 刺激消费者对茶叶产品的购买。
第四, 加强对茶叶质量的监管, 提高茶叶产品的美誉度。相关政府部门应引导茶叶相关生产主体建立茶叶生产标准, 加大对茶叶质量的监督力度, 从源头上保证茶叶质量, 以吸引消费者对茶叶产品的重复购买, 提高用户的粘性, 增强茶 (下转P236) (上接P101) 叶产品的市场竞争力。
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在校大学生创业意愿的影响因素 篇11
研究方法和研究假设
研究方法
本研究以问卷调查为主，问卷采用基本信息和客观性问题两大部分。其中，基本信息包括：性别、入学年份和专业所属学科门类；客观性问题主要包括：创业意愿程度、创业环境扶持、创业者知识储备和创业者能力四大类的问题。
创业意愿作为因变量，反应的是在校大学生创业的倾向和偏爱程度。在问卷中体现为：“创办一家新公司的感兴趣程度”、“通过创业方式获得更多财富的愿望”和“通过创业方式来体现自身价值的愿望”，主要通过以上三个指标测量在校大学生的创业意愿。
创业环境扶持作为自变量，反应的是创业环境对在校大学生创业意愿的影响程度。在问卷中体现为：“对学校创业扶持基金的态度”、“支持性的融资政策对创业尝试的影响”、“弹性学制对创业尝试的影响”和“扶持性的税费政策对创业尝试的影响”，主要通过以上四个指标测量扶持性的创业环境和在校大学生创业意愿的关系。
创业能力作为自变量，反应的是创业能力对在校大学生创业意愿的影响。在问卷中体现为：“在校期间沟通交际能力不断提高”、“组织协调能力不断提高”和“在信息不充分的条件下决策能力的提高”，以上三个方面主要用来测量创业能力和在校大学生创业意愿的关系。
知识储备作为自变量，反应的是创业者的知识储备对在校大学生创业意愿的影响。在问卷中体现为“对专业知识的学习兴趣”和“本专业领域的熟悉程度”两个方面，测量的是在校大学生的知识储备和创业意愿的关系。
研究框架
创业行为必不可少的需要创业环境的扶持，同时创业环境又作为一种外部因素激发创业意愿的产生。学者唐靖认为：“创业行为发生在具体的环境之中，而创业者所处环境对其创业行为具有很强的影响力，不同的环境要求创业者采取不同的机会认知和决策行为”。环境的变化首先影响人的观念，观念进而影响意愿，也就是说创业者在面临创业环境变化时其创业意愿也在随之变化。一般意义而言，当环境向着好的方向变化时，观念和意愿也随之优化或变得强烈。由此提出假设H1：创业环境与创业意愿正相关。
创业能力是创业活动进行的核心动力，也在很大程上决定了创业活动的成败。学者倪锋和胡晓娥认为“创业意向对于创业者创业能力的形成和发展具有十分重要的影响。促使某些创业者更愿意寻找并利用商机来创业的因素，除了存在偶然的发展机会以外主要有：责任感、成就的需要、对模糊性的容忍和创新等”。同时学者徐春雨更明确指出：“创业意识可能因为偶然刺激而产生，也可能是逐步积累而引发的慎重决策。创业意识的培养与创业能力的提高是不能截然分开的，它们是相互渗透、互相促进的。”沟通交际能力、组织协调能力和决策能力是一般意义上的创业能力。由此提出假设H2：创业能力与创业意愿正相关。
高知识群体理应从事高创造性的活动，但在创业的实践活动过程中，具备有较高学识的人并不一定具备较高的创业能力和从事创业活动。2006全球创业观察（GEM）年中国报告指出：初、中等受教育者仍然是创业者的主体，但是受过高等教育的创业者超过20%。在当今创业环境和社会观念下，对于本科生而言，拥有较高知识储备可能更愿意考研继续深造或考公务员，从而获得一份较为安定的工作。由此提出假设H3：创业知识储备与创业意愿负相关。
在校大学生创业意愿的实证研究结果与分析
信度与效度检验
信度即稳定性，指调查统计结果的稳定性和一致性。其测量方法有重复测量、复本测量和折半测量等，我们根据具体情况，采取折半测量的方法，将调查结果按照单双号分成两个部分进行测量，再根据两个部分的所得值求得相关系数。信度系数用Cronbach α来检验，看其内部一致性如何，本次调查问卷所得数据经整理后得到Cronbach α系数为0.774，各因子的Cronbach α系数如下：创业意愿因子的α=0.735，创业环境因子的α=0.744，创业能力因子的α=0.767，创业知识储备的α=0.621，以上各值表示调查问卷的项目较为理想可信。
效度是用度量方法测出变量的准确程度，即准确性或正确性。本调查问卷是基于现有创业研究的相关理论精心设计而成。同时在前期设计阶段，听取了老师和同学的意见，对一些问题进行了必要的增删和修改，删除内容模糊，相关性差的问题，对某些可能引起歧义或者误解的用词进行修改。最后确定所有条目都能准确表达所要求的内容，以此保证调查问卷具有一定的表面效度及内容效度。通过对创业意愿和创业意愿各影响因素进行相关分析，得出以下结果，如上表3所示：
然后，选择20份问卷进行小规模试测，主要目的是改进問卷的提问方式，尽可能使被调查者提供真实的答案，并根据试测阶段得到的问卷分析结果对问卷进行个别修改，因此本研究设计的题目具有较高的效度。
相关分析：创业意愿和环境关系
注：**显著性水平为0.01（双尾）
结果讨论
1、创业意愿和创业环境正相关性显著。创业意愿因子和创业环境因子的相关系数为0.494，相关系数Sig.为0.000，小于0.01。所以相关系数用“**”标记，说明创业意愿因子和创业环境因子的相关性是高度显著的，假设成立。
由此可以得出，创业意愿的强烈程度直接受到创业环境的影响，也就是说，当外部环境有利于创业活动开展时，强烈的创业意愿便会萌发，从而推动创业活动的开展。从另一方面而言，优化创业环境，提供高质量的创业服务，也能很好地促进在校大学生创业活动的开展。
nlc202309040131
2、创业意愿和创业能力正相关性显著。创业意愿因子和创业能力因子相關系数为0.249，相关系数Sig.为0.000小于0.01。相关系数用“**”标记，也表明在当前水平下，创业意愿因子和创业能力因子相关性是高度显著的，假设成立。
创业者能力的强弱是影响创业活动成败的关键因素之一，创业能力和创业意愿的显著相关就很好地证明了这点。提升大学生创业活动的水平，必须要提升大学生各个方面的能力，加强大学生的实践锻炼和实际动手做事的能力，正所谓：“工欲善其事，必先利其器”。
3、创业意愿和创业知识储备的相关性微弱。创业意愿因子和创业知识储备因子相关系数为0.010，相关系数Sig.为0.866。表明创业意愿因子和创业知识储备因子的相关性微弱或不相关，假设不成立。此点结论颇为微妙，一般认为，“高知识储备”等价“高智商”、“高能力”、和“高水平”，但是在国内创业活动的实践中，则表明“高知识储备”不等价高风险、高创新的创业活动。往往是知识水平不高的人却拥有强烈的创业意愿和较多的投入到创业实践活动之中。而对成绩较好的同学而言，或许更愿意考研从事科学研究，或者到政府机关等较为稳定的机构工作。
启示：内力外力双向合作
进一步优化大学生创业环境主要体现在：
推动大学生创业教育的发展。在就业形势越来越严峻的情况下，我国高等教育应尽快转变就业观念，从过去的被动性就业教育转变为开拓性创业教育，大力培养学生的自主创业意识与能力，从而有效地改变毕业生就业困难的被动局面。
营造良好的创业环境。一方面要开辟融资渠道，为大学生创业提供金融支持。自主创业面临的最大困难往往是资金的缺乏，毕业生跨出校门进行自主创业时很多人根本没有任何资金积累，这就需要政府开辟融资渠道，为大学生创业提供资金支持。
要求政府部门加强服务意识，为大学生创业提供方便之门。要简化手续，提供方便快捷的优质服务，进而形成全社会都来支持大学生自主创业的氛围。
提升在校大学生的创业能力
转变就业观念。大学生创业是一项开拓性的事业，我们自己首先要打破那些认为 “学而优则仕”、去大公司、政府机关等工作才是找到了一份好工作的观念，勇于开拓，敢于创新，努力去实践创业活动，追求更加美好的生活，实现自己的人生价值。培养坚定创业意识和创业理想。大学生要想在毕业之后比较顺利的进行创业，就要在大学阶段树立创业理想，坚信创业理想能够实现，从而为这个理想的实现而不断的奋斗。在校大学生要通过社会实践、创业实践等活动过程中将所学的知识与实践相结合，在正确认识社会的基础上了解社会的需要，积累创业经验，逐渐形成自主创业意识。
提升创业能力以促进创业活动良性向前。创业是一个复杂而又艰巨的过程，它对创业者的综合素质要求很高，因此要培养创业所必需的综合素质能力。要求创业者具有合理的知识结构，具备一定的管理知识、商务、税务、投资、法律知识、创业知识和专业知识等。
将创业知识储备转化创业能力
知识如果不能转化现实的生产力，是很可惜的。首先，在教育资源有限的条件下，培养出的高知识人才不能从事高绩效、高价值的事业，则是浪费了现有昂贵的教育资源；其次，高知识群体不能发挥应有的才能，则是浪费了现有的人力资源；再者，高知识群体安于现状，不能给后来者起模范作用，那么将来的教育发展和经济发展将失去后劲，显得苍白无力。
高等教育本身要进行应有的变革，并建立有效的人才培养机制，人才的培养不仅是用知识丰富头脑，更重要的是用知识武装双手，进行创造性的活动。大学生要自强不息，学以致用，将理论知识应用到丰富的课外实践活动，在实践中提高自身的能力。当今大学生要将先进的理论知识运用到实际的生活和工作之中，在理论的指导下更好的实践，在实践活动中自觉运用理论，以实践创新理论，提高实际的动手能力。“纸上得来终觉浅，绝知此事需躬行”，以此共勉。
（编辑：刘娟娟）
作者简介：岳海峰（1971.08-），男，山东东营人，东营职业学院、石化学院，讲师， 研究方向：体育教育教学、教育管理。
购买意愿影响因素 篇12
近年来,社区医疗体系的建设日益趋于完善,但呈现更高增长速度的社区养老健康服务需求和缺乏市场竞争造成的管理体制和运行体制的僵化[4],使老年人急需的就近就便的社区养老健康服务往往供不应求[5]。为解决社区养老资源不足的问题,我国政府近年来一方面继续加快公共社区养老健康服务体系的建设,另一方面也在积极推动社会资本的进入,鼓励商业社区养老健康服务的发展[6]。2015 年2 月28 日,包括民政部、国家卫计委、国家发改委等十部委再次联合下发《关于鼓励民间资本参与养老服务业发展的实施意见》( 民发〔2015〕3号) ,再次明确重申逐步使社会力量成为发展养老服务业的主体,鼓励民间资本参与养老服务业发展[7]。由此可以预见的是,由商业机构提供的社区养老健康服务,将逐渐成为重要的补充力量,在社区养老体系中发挥作用。而了解居民对商业社区养老健康服务的购买意愿和影响因素,可以为商业社区养老健康服务产业的发展提供更多基于实际需求层面的参考依据。因此本文以辽宁为样本地区,通过实地调研分析社区居民对商业社区养老健康服务的购买意愿,及其影响因素。
1 对象与方法
1. 1 研究对象与数据来源
以辽宁省的锦州市为样本城市,于2015 年3 月至5 月,采取整群随机抽样的方式,选取有代表性的社区,在社区工作人员的帮助下,采用自行设计的问卷进行入户问卷调查。为使研究结果能同时具有时效性和指导性,本课题组将调查对象放宽到中年和老年居民,共调查40 岁以上的中老年居民495 人,发放调查问卷495 份,有效问卷477 份,问卷有效率为96. 4%。
1. 2 测量指标
问卷以“是否愿意接受并购买商业社区养老健康服务”为因变量,分析社区中老年居民对商业服务的购买意愿; 对调查对象的基本信息、社会特征、医疗行为特征、健康生活特征和养老保障特征进行调查,以分析影响其购买意愿的各种因素。具体变量赋值及比例见表1。问卷同时调查了中老年居民的对社区养老健康服务的具体需求,需求统计结果见表2。由统计结果可以看出,健康体检的需求最高( 27. 5%) ,其次是预防保健( 13. 4%) 、突发疾病照顾( 13. 2%) 和康复护理及指导( 11. 6%) ,同时对用药指导、预约挂号、家庭病床、社区日间看护、陪同看病等也有不同程序的需求。
1. 3 数据处理与分析
应用Excel软件录入问卷信息,运用SPSS19. 0 进行数据处理。由于是否愿意接受并购买商业社区养老健康服务是一个非连续型的二分变量,因此本文选用二元logistics回归模型进行实证分析。
2 实证分析
2. 1 变量基本描述
由表1 可以看出,在调查对象中,有购买意愿的中老年居民比例为54. 9%,表明现阶段的中老年居民对商业社区养老健康服务有着一定程度的认可和需求。这一结果一方面可以归因于现代家庭结构变小,外出工作人数增多带来的家庭养老力量“空白化”现象,使中老年居民对商业养老健康服务产生了需求; 另一方面,随着我国经济结构的转型升级,以社会市场需求为导向的服务行业在近年来得到了快速的发展,也是改变中老年居民养老意识,提高其对商业服务认可度的原因之一。这一结果也符合一些学者的研究观点,即我国养老健康服务产业的市场前景十分广阔[8]。
从性别构成来看,男性占51. 8%,女性占48. 2%,总体数量基本相当; 年龄构成上,40-50 岁的中年居民占32. 1%,50-70的中老年居民53. 5%,另有14. 5%的70 岁以上的老年居民参与调查; 从婚姻状况上看,80. 3%的调查对象是有配偶的,包括单身、离异和丧偶在内的无配偶的比例为19. 7%; 收入水平上,58. 1%的调查对象月收入在2000 元以下,23. 5% 的月收入水平在2000-3000 区间内,3000 元以上的比例为18. 4%,由于样本城市是北方的一个三线城市,这样的收入分布基本符合地区中老年居民的收入实际; 从文化水平来看,47. 8%的调查对象教育水平为初中及以下,35. 6%的调查对象收到过高中水平的教育,16. 6%的调查对象有更高的教育经历; 在全部调查对象中,大部分中老年居民参保了公费性质的医疗保险,为更好地研究医疗保障水平对购买意愿的影响,本文根据医疗保险种类的不同,将调查对象划分为,无医疗保险人群、城镇职工医疗保险参保人群、城镇居民医疗保险和新型农村合作医疗保险参保人群。具体来说,61. 8%的人有城镇职工医疗保险,27. 5%的人有城镇居民医疗保险或新农合医疗保险,另有10. 7%的调查对象表明,自己没有公费性质的医疗保险。这一结果与一些老龄群体保障领域的研究结果相符,即现阶段的老龄群体的公费医疗保险普及工作已经取得了一定成效,但仍有部分空白人群需要覆盖[9]; 有69. 6%的调查对象经常运动,44. 2%的调查对象自评健康状况良好,说明现阶段中老年居民的整体健康水平较好62. 3%的调查对象是独生子女父母,其中62. 9% 的调查对象选择自主养老,说明社会家庭结构的变化对养老选择产生了一定的影响。
2. 2 模型运行结果
通过使用极大似然法,采用SPSS19. 0 进行Logistic回归和参数检验,为使回归结果更为准确,本文利用二分类logistic回归分析方法的进入法,将所有自变量都纳入到回归模型中,分类变量参考值为每组的最后一个值。通常来说,运算的NagelkerkeR方取值应在0 到1 之间,越接近1,模型的拟合优度越好,但对于一般的调研问卷数据来说,NagelkerkeR方在0. 3 到0. 8 之间均属可接受范围。本模型的NagelkerkeR方为0. 326,大于0. 3,说明模型的拟合优度尚可,在可接受的范围内。同时在Hosme和Lemeshow检验中,P>0. 05,因此认为该模型可以较好地拟合数据,表达出较为准确的结果。通过Logisti回归运算,具体结果见表3。
注:***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著
由表2 可以看出,在12 个自变量中,有8 个变量的模型统计检验显著,分别是性别X2、婚姻X3、月收入水平X4、医疗保险种类X6、小病就诊习惯X7、慢性病X8、运动频率X9 和是否指望子女养老X12。
2. 2. 1 性别和婚姻状况是影响购买意愿的主要人口学特征
性别X1 的显著性水平为1%,系数为负,说明相较于男性而言,女性购买商业社区养老健康服务的意愿更低。虽然随着年龄的增大,女性健康水平更低[10,11],对自身健康的重视程度和保护意识更强,但女性通常对经济要素更为敏感,因此购买商业社区养老健康服务的意愿低于男性。
婚姻X3 的显著性水平是5%,系数为正,说明与有配偶的中老年居民相比,无配偶的中老年居民更倾向于对商业社区养老健康服务的购买。这一结果可主要归因于家庭支持力量的不同,有配偶的中老年居民拥有家庭中配偶之间的相互照顾,使他们可以得到更多的家庭力量的支持,从而会弱化他们对子女的养老依赖和对外界健康服务的需求,而无配偶的中老年居民由于缺乏配偶的照顾,只能更多地依靠自身和子女养老,因此更倾向于通过购买商业社区养老健康服务点的方式来弥补自身家庭支持力量的不足。
2. 2. 2 收入水平是影响购买意愿的主要社会特征
收入水平X4 的显著性为1%,说明中老年居民月收入水平的高低对其购买商业社区养老健康服务的意愿有着非常显著的影响。低收入、中等收入两组回归系数均为负数,说明与高收入组相比,收入水平越低,购买意向越低。实际上,大部分的中老年居民在职业生涯的后期和退休之后,都会不可避免地面对收入水平降低的境况,而收入水平的降低又会直接导致其购买力的降低。商业社区养老健康服务需要中老年居民的自费承担,因此收入水平对购买意愿的显著影响也从另一方面说明,服务的价格和性价比,将会是影响商业社区养老健康服务的市场需求的一个重要的要素。
2. 2. 3 医疗保险种类和小病就诊习惯都是影响购买意愿的医疗行为特征
医疗保险种类X6 的显著性水平是10%,说明参保的医疗保险种类会影响居民的购买决策。从具体回归系数可以看出,与拥有居民医疗保险或新农合医疗保险的调查对象相比,参保职工医疗保险的中老年居民的购买意向更低,主要因为职工医疗保险的保障水平和覆盖范围是最高的,高水平的医疗保障易导致参保者对额外的健康服务需求有所下降。此外,无医疗保险组的回归系数为正,说明由于公费性质的医疗保障的缺失,这部分群体更倾向于购买额外的健康服务,以保障自身健康,提高自身抵御疾病风险的能力。
小病就诊习惯X7 的显著性水平为10%,系数均为正,说明到省市级医院或社区医院就诊的居民,相比于选择个体诊所、自我药疗或其他方式治疗小病的居民,有更高的购买意向,最合理的解释是前两项就诊的患者在经济条件、医疗保障和健康意识方面均有着更高水平。其中到社区医院就诊的中老年居民的购买意向高于到省市医院就诊的居民,最主要原因是小病到社区就诊的中老年患者有着更为科学的自我健康评价和就诊意识,对社区提供的就诊和服务项目也最为熟悉,对社区养老的接受度也更高,因此更能客观地根据自身实际选择有利于健康的商业社区养老健康服务。
2. 2. 4 慢性病和运动频率是影响购买意愿的主要健康生活特征
慢性病X8 的显著性水平是10%,负向的回归系数显示,与患有慢性病的中老年居民相比,没有慢性病的中老年居民商业社区养老健康服务的购买意愿更低。主要因为他们对自己老年时期健康预期的信心,导致他们对额外的健康服务的需求降低。
运动频率X9 的显著性水平是1%,回归系数为负,说明与运动频率较高的中老年居民相比,运动频率较低的居民并不倾向于更多地购买商业社区养老健康服务。这一结果主要取决于不同运动频率的中老年居民所拥有的健康意识不同,即运动习惯越好的中老年人,其对健康的重视程度和健康意识的科学程度越高,对自身养老的需求评价越准确,因此更容易对商业社区养老健康服务有更高的的购买意愿。
2. 2. 5 是否指望子女养老是影响购买意愿的主要养老保障特征
是否指望子女养老X12 的显著性水平是10%,直接说明了养老意识对商业社区养老健康服务的购买意愿有直接且显著的影响。回归系数表明,与完全指望子女养老的中老年居民相比,完全不指望子女养老的居民对商业社区养老健康服务的购买意愿较低; 而自主养老,偶尔指望子女帮助的中老年居民对商业社区养老健康服务的购买意愿则较高。主要原因是不同养老意识的中老年居民有着不同的养老方式选择,完全不指望子女养老的居民更倾向于在自身健康条件降低到不能自理之后,到专业的养老机构养老,因此当他们居住在社区,即健康条件尚可的情况下,没有购买健康服务的意愿。而选择自主养老,偶尔指望子女帮助的中老年居民,更倾向于在社区养老,因此更能接纳并购买商业社区养老健康服务[12]。
3 影响中老年居民购买商业社区养老健康服务决策的服务因素及满意度分析
为更为全面科学地分析影响中老年居民购买商业社区养老健康服务决策的因素,并了解他们对现阶段商业社区养老健康服务的认可和满意程度,本文同时调研了中老年居民购买服务时看重的服务要素( 详见表4) 和对现阶段商业社区养老健康服务的评价( 详见表5) 。结果显示,在做出购买决策时,中老年居民对提供商业社区养老健康服务的服务机构、社区养老健康服务的价格和服务本身均有一定的要求,他们既看重服务机构的资质和口碑,也要求服务人员具有专业性的水平,同时要求服务价格在可接受范围内。与之相对应的是,中老年居民对现阶段的商业社区养老健康服务的机构资质、服务水平和服务价格的满意度均不高。接受调查的中老年居民普遍认为,服务机构应加强自身服务水平的专业化提升,相关的政府机构应当对服务主体进行资质的把关和监管。
这一调研结果表明,中老年居民在购买商业社区养老健康服务时,普遍有着较为理性的消费观念,购买决策更多的受服务质量和服务价格两方面的影响。他们希望通过对商业社区养老健康服务的购买,能够提高自身的健康水平,改善生活质量,因此对于影响服务水平的各类要素,包括服务机构的资质和服务人员专业化程度较为敏感。同时基于中老年的收入水平,他们往往期待服务价格能够处于合理的区间之内。因此,社区养老服务的科学性和服务的价格水平是中老年居民购买商业社区养老健康服务的重要考虑因素。
4 结论与建议
综合调研分析结果,本文经研究得出以下结论:
( 1) 经济水平和消费意识会显著影响中老年居民对商业社区养老健康服务的购买意愿,尤其对于女性和低收入群体;
( 2) 健康预期和健康意识对中老年居民的购买意向有显著影响。主要表现为医疗保障高、没有慢性病的老年健康预期高的居民的购买意向较低,而就诊习惯科学、经常运动的中老年居民更倾向于购买商业社区养老健康服务;
( 3) 家庭养老力量和养老意识会显著影响中老年居民对商业社区养老健康服务的购买。主要表现为缺少配偶支持、自主养老意识强的中老年居民更愿意购买商业社区养老健康服务;
( 4) 社区养老健康服务的专业水平和服务价格等因素,将会在一定程度上影响中老年居民对商业社区养老健康服务的购买决策的制定。
本文基于综合的调研分析结果,对商业社区养老健康服务产业的发展提出以下建议:
4. 1 商业社区养老健康服务必须注重健康科学性
健康意识是影响中老年居民购买决策的重要因素之一,健康意识越高,购买意向越高。这一结果表明,当今老年人对健康服务的需求,多基于对自身健康的预期和重视,即希望能够通过购买健康服务,改善自身的健康水平。因此商业社区养老健康服务的发展,必须将服务的健康科学性放在首位。一方面,要根据市场需求调整健康服务项目,尤其是针对女性和空巢老人群体,要多开展上门服务项目,如用药指导、康复护理等; 另一方面,要加强对服务人员专业性的要求。因此相关服务提供方需要通过加强培训提升服务人员水平,进而提高健康服务的科学性。这既要求服务主体要不断提高服务的专业性和健康科学性,以满足中老年居民的需求,还需要政府管理部门在监管中重视对服务机构的资质、服务机构的诚信度和服务健康科学性的考察。
4. 2 服务定价要考虑中老年居民的实际承受力
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