大学生网上购物行为的调查与调节外文翻译资料

 2021-10-24 03:10

英语原文共 11 页

大学生网上购物行为的调查与调节

针对感知易用性,感知有用性,态度,信任,行为意图和实际行为的影响,探讨了台湾600名大学生的网络购物行为。 考虑了在线体验的调节效果。 制定了描述与在线购物者建立有效关系机制的模型,并进行了一项调查以收集信息。 结构方程模型用于验证所开发的测量并测试假设模型。 所有变量都具有显着和积极的影响,在线体验具有中等影响。

关键词:网上购物,技术接受模型,在线体验。

互联网改变了信息的传播和处理方式。 人们将互联网用于不同目的,包括与朋友交流,研究和监控在线股票价格,交易股票,支付账单,银行业务和购物。 越来越多的消费者购买商品和服务,收集产品信息,或者只是在线浏览。 在线购物是消费者通过因特网在没有中间服务的情况下直接从卖方直接购买商品或服务的过程。 因此,在线购物环境在营销人员与其消费者之间的关系中扮演着越来越重要的角色(Demangeot&Broderick,2007)。

互联网的互动性增加了购物的便利性:然而,在线购物环境中的信息处理挑战了消费者的知识,经验和认知能力(Li,2010)。例如,在线购买的消费者不能检查服务环境,也不能看到或实际检查产品。因此,从互联网商店购买的风险比实体商店更大(Chiou&Pan,2009)。信任一直是营销的重要元素,在电子商务中尤为重要(Urban,Sultan,&Qualls,2000)。互联网零售商的可靠图像对消费者来说非常重要(Rust,Kannan,&Peng,2002)。没有信任,互联网上的交换效率将大大降低。在线购物时顾客的行为 - 在很大程度上 - 解释了顾客对网站内容的信念以及网站的感知功利和享乐价值。当消费者喜欢网站的感知功利和享乐价值时,互联网上的卖家会考虑诸如易用性,网上购物安全性和页面外观等策略,以增加信任并在客户中产生积极的态度(Babin&Attaway,2000)。然而,在线花费的时间量对于在线购物行为的过程具有显着的调节作用。我们有兴趣确定用户的在线体验是否能够缓和他们的行为意图和实际行为。因此,我们在本研究中的目的是使用从台湾本科生收集的调查数据,探索经验对顾客感知有用性,信任,行为意图和实际行为的调节作用。我们的目标是增加对本科生如何以及为何使用网上购物的知识,这是迄今为止很少有研究人员调查过的话题。

理论框架

感知易用性

先前的研究人员已经确定了感知有用性和兼容性之间的联系(参见例如Rogers,2003)。例如,在技术接受模型中,理性行为理论(TRA)中定义的因果关系用于解释个人信息技术(IT)接受。有人认为,IT的感知有用性(PU)和感知易用性(PEOU)是其使用的主要决定因素。 PU是指一个人认为使用特定系统可以提高其工作绩效的程度。 PEOU是一个人认为使用特定系统在努力方面成本很低的程度(Davis,1989)。 PU和PEOU都会影响消费者的在线购物意向。虽然网上购物被推测为有益的结果,但使用互动网站可能会让一些消费者感到畏惧。如果这个过程的负面看法超过了使用互联网购买的感知好处(例如,下载时间长,设计不合理的格式化,然后潜在的互联网购物者可能继续使用传统渠道购买。 换句话说,如果存在降低对互联网购物易用性的看法的障碍,互联网用户可能会对互联网购物产生消极态度。 我们形成了以下假设来测试这个命题:

H1:感知易用性将对客户在线购物意愿产生积极影响。

H2:感知易用性将对客户对在线购物的态度产生积极影响。

感知有用性

对网站的态度的前因包括消费者对这些网站的可用性,设计吸引力和信息结构的信念(Luna,Peracchio,&Juan,2002; Yilmaz,2004)。由于行为意图取决于认知选择,潜在的在线购物者可以对参与在线购买的想法做出有利或不利的反应。戴维斯(1989)指出,吸引在线购物者的能力在于技术的可用性和实用性,他将感知有用性(PU)定义为使用该应用程序将提高一个人的表现的信念。研究人员发现PU会影响使用互联网购物的意图(Koufaris,2002)。 Venkatesh和Davis(2000)以及Moon和Kim(2001)也报道了PU对信任,态度和行为意图有显着的积极影响。因此,我们提出了以下假设:

H3:感知有用性将对客户在线购物意愿产生积极影响。

H4:感知有用性将对客户对在线购物的态度产生积极影响。

H5:感知易用性将对客户在线购物的行为意图产生积极影响。

态度

根据CAB模型(Martiacute;nez-Loacute;pez,Luna,&Martiacute;nez,2005),态度因信仰或认知(C),影响(A)和行为(B)而复杂化。 当消费者高度参与处理说服性消息的因特网体验时,已发现CAB模型在解释在线购物使用方面具有有效性。 根据CAB模型,假设消费者将他们的信念建立在他们对对象的一些关键属性的累积知识上。 影响(A)应该基于一个人对该对象的坚定信念而形成,然后是行为(B)。 Babin,Darden和Griffin(1994)发现,享受态度是消费者所感知的享乐购物价值,并在购物过程中产生情绪唤起,享受和娱乐。 基于这个概念,我们提出了以下假设:

H6:态度将对客户在线购物意愿产生积极影响。

H7:态度将对客户在线购物的行为意图产生积极影响。

信任

对于不经常购物者和经常购物者而言,信任在线购物者满意度的重要性可能不同(Chiou&Pan,2009)。 Castelfranchi和Tan(2002)认为,在线购物者不会在互联网上进行交易,除非他们的感知信任程度超过最低可接受程度。频繁购物者通常在互联网上花费的时间比不常购物者更多,并且对潜在风险有更多的了解(Gefen,Karahanna,&Straub,2003; Hoffman,Novak,&Peralta,1998; Reichheld&Schefter,2000)。对对象具有较高积极影响的消费者往往更倾向于在线购物,并且更有可能选择这种方法(Chen&Lee,2008)。如果客户有利地看待服务质量,他们将对互联网零售商更有信心,这将增加他们对该互联网零售商的信任(Chiou&Pan,2009)。 Chaudhuri和Holbrook(2001)发现品牌信任和品牌影响与顾客的忠诚度和行为意图有关。信任有助于减轻客户对风险和安全的担忧,并鼓励他们参与在线活动(Salo&Karjaluoto,2007)。 Martiacute;nez-Loacute;pez等。 (2005)认为,对于在线企业来说,产生信任和品牌资产是非常重要的,这样消费者就有可能从他们的网站上购买。实际行为代表所有积极的行为,例如在环境中留下,探索,工作和联盟的意愿(Bitner,1992)。因此,消费者对网站的态度以及他们对支持在线商业交易的网络系统的使用应该对消费者对特定在线购物交易的信任产生重大影响。因此,基于前面的讨论,我们提出了以下假设:

H8:信任将对客户在线购物的行为意图产生积极影响。

H9:信任将对客户在线购物的实际行为产生积极影响。

行为意向

理性行为是一种由一个人的行为意图决定的实际行为,在这种意义上,态度准确地反映了信念,意图准确地反映了态度,行为准确地反映了意图(Fishbein&Ajzen,1975)。 Warshaw和Davis(1985)将行为意图定义为“一个人制定有意识计划以执行或不执行某些特定未来行为的程度”(第214页)。 这符合理性行为理论(Fishbein&Ajzen,1975)及其继承者计划行为理论(Ajzen,1991),其中认为行为意图是实际行为的强预测因子。 Hartwick和Barki(1994)也发现了行为意图和实际行为之间存在强烈的因果关系。 与此相关,开发了以下假设:

H10:行为意图将对客户在线购物意愿产生积极影响

调整在线购物体验的效果

Adams,Weinberg,Masztal和Surette(2005)声称,拥有高速互联网连接的工作场所以及拥有更多在线购物体验的人比其他人更有可能在网上购物。拥有电子银行服务经验的消费者,如自动柜员机和电话银行,也被发现使用网上银行的可能性比那些没有网上银行服务的消费者更多(Cai,Yang,&Cude,2008)。因此,具有更多在线购物体验的顾客倾向于选择互联网作为购物平台。基于这些发现,我们提出了以下假设:

H11:客户在线体验的水平将缓和感知有用性对在线购物的行为意图的影响。

H12:客户在线体验的水平将缓和信任对在线购物行为意图的影响。

H13:客户在线体验的水平将缓和信任对在线购物的实际行为的影响。

研究方法

参与者

我们研究了台湾本科生的网上购物行为。受访者保证匿名。在台湾一家营销研究公司的协助下,我们向台湾大学的900名学生发了问卷。其中600人填写并邮寄回问卷,回复率为66.67%。我们的抽样方法成功地收集了一组具有各种个人特征的个人回答,这些个人特征代表了台湾一般人口的年龄和性别。在我们的受访者中,65.5%是女性,34.5%是男性,45.8%不到20岁,42.7%年龄在21到24岁之间,11.4%年龄大于25岁。

措施

由于参与者是台湾人,我们在进行正式调查前对30名本科生进行了预测试,以确认调查问卷没有语义问题。如表1所示,正式问卷由Wang,Lin和Luarn(2006)从研究中获得的感知易用性和感知有用性两个项目组成,其中两个项目是关于Salo的研究中对在线购物的信任。 Karjaluoto(2007),Kempf(1999)研究中关于互联网态度的两个项目,Kraft,Rise,Sutton和Roysamb(2005)研究中的三个关于行为意图的项目,一个关于实际行为的项目来自Wang(2007)的研究,以及Venkatesh,Morris,Davis和Davis(2003)研究中的一个关于在线体验的项目。所有问题,除了第一部分中的问题,都使用7点李克特式量表进行测量(1 =非常不同意,7 =强烈同意)。

分析

除描述性统计外,还对每个构建体进行了有效性和可靠性测试以及因子分析。 结构方程模型(SEM)用于评估我们的理论框架的法则有效性分析除描述性统计外,还对每个构建体进行了有效性和可靠性测试以及因子分析。 结构方程模型(SEM)用于评估我们的理论框架的法则有效性(Kline,2005; Schumacker&Lomax,2004)。 我们使用最大似然估计估计,因为我们的数据没有缺失值,并且是具有可接受的偏度和峰度的连续变量。 因此,标准误差和卡方检验被认为是合适的(Schumacker&Lomax,2004)。

结果与讨论

测量可靠性和有效性

为了验证测量的维度和可靠性,我们进行了构造和验证性因子分析,测试了复合材料的可靠性,并计算了Cronbach的alpha;系数。 这些分析的结果显示在表2中。结果表明研究构建体的因子载量范围为0.72至0.95,而Cronbach的alpha;系数范围为0.822至0.993。 复合可靠性范围为0.813至0.933,每个研究因子的项目总相关系数均高于0.53。 因此,发现每个构建体的测量尺度是可靠和有效的。 因此,每个构建体的总和得分用于检验假设。 因子分析和可靠性试验的详细结果如表2所示。

路径估计

路径估计的结果如图1所示。卡方与自由度之比为12(近似的均方根误差= 0.09)。 卡方检验的不显着性导致了这样的结论:假设模型反映了原始数据中包含的协方差模式。 拟合优度= 0.97,调整拟合度= 0.95,比较拟合指数= 0.98,标准拟合指数= 0.97均高于推荐标准0.9,证实我们的理论框架是合适的。

此外,感知易用性对感知有用性(beta;= 0.58,p lt;.0001)和对网上购物的态度(beta;= .10,p lt;.01)有显着和积极的影响。感知易用性对网上购物的信任度(beta;= .57,p lt;.0001),对网络购物的态度(beta;= .71,p lt;.001)和行为意图有显着和积极的影响。 (beta;=0.34,p lt;.001)。态度对网上购物的信任度(beta;= 0.42,p lt;.001)和行为意图(beta;= .11,p lt;.01)有显着和积极的影响。最后,对网络购物的信任对行为意图有显着和积极的影响(beta;= 0.44,p lt;.0001),并对实际行为产生显着和积极的影响(beta;= .28,p lt;.001)。行为意图对实际在线购物行为产生了重大而积极的影响(beta;= .53,p lt;.001)。在线体验缓和了感知有用性和信任对行为意图的影响(分别为beta;= .12,p lt;.0001和beta;=.14,p lt;.0001)。然而,交互条件(在线体验信任)并不显着(beta;= -.03,p lt;.05),表明尽责性对网上购物网站内容的中心路线对在线体验的影响有显着影响。

在这项研究中,我们的目的是评估在线购物行为对台湾本科生的重要性。使用理论框架,我们探索了在线购物体验的调节效果。除H13外,本研究证实了假设的关系。尽管在线购物体验积极地调节了感知有用性和行为意图之间的关系,以及信任和行为意图之间的关系,但它并没有显着地抑制信任和实际行为。这个结果有几种可能的解释。例如,具有高度信任和在线体验的客户更多地了解与互联网购买相关的细节或作弊行为,因此他们在网

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