《手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)者消費(fèi)意愿的影響因素實(shí)證分析》18000字

手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)者消費(fèi)意愿的影響因素實(shí)證分析1緒論 51.1研究背景和意義 51.1.1研究背景 51.1.2研究意義 61.2國內(nèi)外研究現(xiàn)狀 61.3研究?jī)?nèi)容和方法 81.3.1研究?jī)?nèi)容 81.3.2研究方法 92理論模型與研究假設(shè) 92.1研究理論模型 92.2研究假設(shè) 102.2.1促成因素 102.2.3形象 112.2.4產(chǎn)品屬性 112.2.5游戲體驗(yàn) 112.2.6有用性感知 112.2.7易用性感知 122.2.8顧客價(jià)值感知 123.研究設(shè)計(jì) 133.1量表設(shè)計(jì) 133.2問卷設(shè)計(jì) 153.2.1設(shè)計(jì) 153.2.2預(yù)測(cè)試 153.3數(shù)據(jù)收集與分析 154.實(shí)證分析 164.1描述性統(tǒng)計(jì) 164.1.1樣本的描述性統(tǒng)計(jì)分析 164.1.2關(guān)鍵變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析 184.2信度分析和效度檢驗(yàn) 194.2.1信度分析 194.2.2效度分析 204.3相關(guān)分析 214.4回歸分析 224.4.1促成因素與消費(fèi)意愿的回歸分析 224.4.2形象、主觀規(guī)范與有用性感知的回歸分析 234.4.3主觀規(guī)范與游戲體驗(yàn)的回歸分析 244.4.4產(chǎn)品屬性與有用性感知的回歸分析 244.4.5產(chǎn)品屬性與易用性感知的回歸分析 254.4.6產(chǎn)品屬性與游戲體驗(yàn)的回歸分析 264.4.7游戲體驗(yàn)與顧客價(jià)值感知的回歸分析 274.4.8有用性感知與消費(fèi)意愿的回歸分析 284.4.9易用性感知與有用性感知的回歸分析 284.4.10易用性感知與消費(fèi)意愿的回歸分析 294.4.11顧客感知價(jià)值與消費(fèi)意愿的回歸分析 305.研究結(jié)論與展望 325.1研究結(jié)論 325.2不足與展望 325.2.1研究不足 325.2.2展望 33參考文獻(xiàn) 341緒論1.1研究背景和意義1.1.1研究背景近年來，受益于互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)的爆炸式增長(zhǎng)，我國網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)出飛速發(fā)展態(tài)勢(shì)。網(wǎng)絡(luò)游戲作為一種新興娛樂產(chǎn)品，已經(jīng)走進(jìn)了人們的生活，并且迅速擁有了大量的消費(fèi)者。從《第47次中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》中可以看到，到2020年12月為止，我國網(wǎng)絡(luò)游戲用戶達(dá)5.18億人，較2016年12月增長(zhǎng)了1.01億人，具體如圖1-1所示；而我國手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲用戶達(dá)5.16億人，較2016年12月增長(zhǎng)了1.65億人，具體如圖1-2所示。由此可見，網(wǎng)絡(luò)游戲市場(chǎng)規(guī)模不斷擴(kuò)大，手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲已然成為了主要增長(zhǎng)動(dòng)力。近年來，隨著《和平精英》等射擊類手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲推出，越來越多的游戲廠商進(jìn)入到手機(jī)游戲研發(fā)當(dāng)中，伴隨而來的是越來越引人注目的裝扮、特效和游戲內(nèi)置產(chǎn)品的出現(xiàn)。因此，消費(fèi)者一旦接觸到游戲，就會(huì)通過刺激并產(chǎn)生消費(fèi)意愿，從而產(chǎn)生購買行為。因此，本研究以射擊類手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲?yàn)槔?，將幫助人們更加清晰地認(rèn)識(shí)手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)意愿的影響因素及其相互影響關(guān)系，以拓寬現(xiàn)有研究成果，將進(jìn)一步豐富中國手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)意愿、行為的研究。圖1-1網(wǎng)絡(luò)游戲用戶規(guī)模及使用圖1-2手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲用戶規(guī)模及使用率1.1.2研究意義1.理論意義自20世紀(jì)末以來，網(wǎng)絡(luò)游戲在學(xué)術(shù)界得到了廣泛的討論。首先，國外學(xué)者通過對(duì)網(wǎng)絡(luò)游戲進(jìn)行大量的實(shí)證研究，從而促進(jìn)了國外網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)的迅猛發(fā)展；相反，國內(nèi)學(xué)者對(duì)于網(wǎng)絡(luò)游戲的研究較為匱乏，因此國內(nèi)網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也相對(duì)較為滯后。國內(nèi)外學(xué)者對(duì)于網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)行為的研究，不僅有益于探討影響網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)的因素，同時(shí)也可以利于厘清各因素之間的關(guān)系。然而，我國學(xué)者對(duì)于手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)影響因素的研究較為匱乏，因此，本文從手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)者的角度出發(fā)，通過問卷調(diào)查的方法，探討影響手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)的因素，通過構(gòu)建更合理、完善的研究模型，豐富現(xiàn)有的研究成果，彌補(bǔ)相關(guān)研究的空白及不足。2.實(shí)踐意義2017年4月，文化部在《文化部“十三五”時(shí)期文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃》中要求大力推進(jìn)游戲產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。作為新興的文化產(chǎn)業(yè)之一，網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)目前得到了國家的高度重視與支持。我國的網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)目前正處于轉(zhuǎn)型期，通過定量分析網(wǎng)絡(luò)游戲玩家的消費(fèi)行為，在理論上有助于引導(dǎo)游戲企業(yè)生產(chǎn)更加滿足消費(fèi)者需求的虛擬商品，從而促進(jìn)網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)的良性運(yùn)營，以推動(dòng)網(wǎng)絡(luò)游戲市場(chǎng)的轉(zhuǎn)型升級(jí)；同時(shí)，通過對(duì)手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)行為的研究，也有助于防止消費(fèi)者沉迷于手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲，達(dá)到正確引導(dǎo)消費(fèi)者的消費(fèi)行為，以取得較好的社會(huì)效果。1.2國內(nèi)外研究現(xiàn)狀（一）消費(fèi)意愿的定義目前，學(xué)術(shù)界對(duì)于消費(fèi)意愿有著不同的定義。Schiffman（1991）提出，消費(fèi)者行為是指消費(fèi)者為滿足自身需求，表現(xiàn)出對(duì)商品和服務(wù)的購買、使用、評(píng)價(jià)等行為。Ajzen（1980）將消費(fèi)意愿定義為消費(fèi)者在主觀上進(jìn)行實(shí)際消費(fèi)行為的概率。Mullet（1985）指出，消費(fèi)意愿是個(gè)人或群體對(duì)消費(fèi)某種商品的立場(chǎng)，通常被作為預(yù)測(cè)消費(fèi)行為的指標(biāo)。通過整合學(xué)術(shù)界的觀點(diǎn)，本文將消費(fèi)意愿定義為消費(fèi)者對(duì)某種商品或服務(wù)的態(tài)度，同時(shí)將消費(fèi)意愿作為衡量消費(fèi)行為的指標(biāo)，也是決定消費(fèi)行為發(fā)生的概率的指標(biāo)。（二）消費(fèi)意愿的影響因素關(guān)于影響消費(fèi)者消費(fèi)意愿的因素的研究，Spiggle（1987）提出消費(fèi)者特性會(huì)直接影響消費(fèi)者的購買行為。迄今為止，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)消費(fèi)意愿的影響因素的研究大致分為以下幾類：1.基于消費(fèi)體驗(yàn)的影響研究消費(fèi)者在使用商品或服務(wù)時(shí)的心理感受被稱為消費(fèi)體驗(yàn)。與傳統(tǒng)消費(fèi)不同，網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)是一種“體驗(yàn)消費(fèi)”，所以在網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)中，消費(fèi)者的消費(fèi)體驗(yàn)作用更強(qiáng)。Lee、Tsai（2010）在TAM模型中加入游戲體驗(yàn)，結(jié)果表明消費(fèi)者在游戲中的消費(fèi)體驗(yàn)在一定程度上影響著消費(fèi)態(tài)度和消費(fèi)。在網(wǎng)絡(luò)游戲中，消費(fèi)體驗(yàn)主要表現(xiàn)為沉醉體驗(yàn)。有研究表明（Ha、Yoon2007），沉醉體驗(yàn)對(duì)游戲態(tài)度和消費(fèi)意愿有顯著影響?；贑sikszentmihalyi（1990）的沉醉感理論，人們?cè)诔磷眢w驗(yàn)中會(huì)集中于目前的活動(dòng)，并不會(huì)注意到環(huán)境的變化，網(wǎng)絡(luò)游戲中亦是如此。通常，玩家一旦在某一網(wǎng)絡(luò)游戲中產(chǎn)生沉醉體驗(yàn)，會(huì)對(duì)該網(wǎng)絡(luò)游戲更加忠誠。通過分析Hsu、Lu（2004）、Lee、Tsai（2010）的研究，結(jié)果表明沉醉體驗(yàn)會(huì)影響網(wǎng)絡(luò)游戲的使用意愿。Boyle（2012）提出網(wǎng)絡(luò)游戲會(huì)帶給玩家刺激和挑戰(zhàn)，因此帶來愉快的游戲體驗(yàn)，通過網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)生的愉悅體驗(yàn)積極地影響著玩家，是游戲玩家產(chǎn)生更高的期待，從而加強(qiáng)了對(duì)該網(wǎng)絡(luò)游戲地粘性。張瑩瑩（2017）通過研究表明，沉醉體驗(yàn)也是積極的游戲體驗(yàn)，正向影響了玩家的參與程度和消費(fèi)態(tài)度。2.基于用戶價(jià)值理論的研究用戶感知價(jià)值是指玩家在網(wǎng)絡(luò)游戲中對(duì)游戲產(chǎn)品屬性、體驗(yàn)的反饋和對(duì)游戲的評(píng)價(jià)。在開始游戲前，網(wǎng)絡(luò)游戲用戶會(huì)對(duì)游戲產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生最直觀的感受，從而存在一定地期望價(jià)值；在游戲結(jié)束后，網(wǎng)絡(luò)游戲用戶對(duì)游戲體驗(yàn)產(chǎn)生游戲體驗(yàn)價(jià)值，期望價(jià)值和游戲體驗(yàn)價(jià)值均影響著游湖地態(tài)度和消費(fèi)意愿（歐陽昌海，2014）。3.基于TAM模型的研究由Davis（1989）提出的技術(shù)接受模型（TAM模型）是基于理性行為理論（TRA理論）演變而來的，同時(shí)也是研究用戶接受信息系統(tǒng)的主流模型，一般研究影響用戶技術(shù)使用的因素。TAM模型認(rèn)為用戶對(duì)新技術(shù)的接受和使用程度受用戶使用意向的影響，而用戶使用意向受感知有用性、感知易用性及態(tài)度的影響，感知有用性、感知易用性同時(shí)也影響了用戶的使用態(tài)度（Davis，1989）。Davis（1989）提出，研究TAM模型，首先需要探索出模型核心變量的外部影響變量，其中包括感知有用性、感知易用性、態(tài)度等。隨后學(xué)者在Davis的理論上逐漸補(bǔ)充和擴(kuò)展了TAM模型，建立了不同的研究模型，同時(shí)進(jìn)行了實(shí)證研究，使TAM模型得到了越來越廣泛的應(yīng)用。有學(xué)者提出，TAM模型也可以用來研究網(wǎng)絡(luò)游戲。Hsu、Lu（2004）為研究影響網(wǎng)絡(luò)游戲使用意愿的因素，首次建立了一個(gè)基于TAM模型的理論研究模型，通過分析表明，感知有用性和感知易用性對(duì)玩家的使用態(tài)度產(chǎn)生了影響，從而影響了其使用意愿。基于Hsu和Lu的研究模型，Shin（2010）建立了探討影響MMORPG類游戲玩家使用意愿的因素的理論模型，分析得出，玩家對(duì)游戲態(tài)度影響了其使用意愿，而玩家感知的享樂價(jià)值和安全價(jià)值對(duì)態(tài)度具有顯著影響。Lee、Tsai（2010）認(rèn)為玩家感知的享樂價(jià)值和易用價(jià)值影響了玩家的態(tài)度，從而對(duì)其使用意愿有顯著影響。許金亮（2015）通過建立TAM模型，分析出感知有用性、感知易用性、產(chǎn)品質(zhì)量和沉醉體驗(yàn)對(duì)消費(fèi)意愿產(chǎn)生了影響。（三）研究現(xiàn)狀評(píng)述通過對(duì)用戶價(jià)值理論、TAM模型的闡述，以及對(duì)國內(nèi)外相關(guān)研究的整理分析，發(fā)現(xiàn)學(xué)術(shù)界對(duì)網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)行為的研究在逐漸增多，但是研究卻依舊偏單一化。當(dāng)前關(guān)于網(wǎng)絡(luò)游戲研究的不足有：1.目前，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)于網(wǎng)絡(luò)游戲的研究角度多為游戲成癮、游戲體驗(yàn)、玩家忠誠度，關(guān)于網(wǎng)絡(luò)游戲類型大多為MMORPG類游戲，針對(duì)現(xiàn)在風(fēng)靡一時(shí)的《和平精英》等射擊類手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲的研究較少，亟需增加與時(shí)俱進(jìn)的研究。2.針對(duì)影響消費(fèi)體驗(yàn)對(duì)網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)意愿的因素的研究，多數(shù)是從沉醉體驗(yàn)的角度展開研究，關(guān)于玩家在游戲中感知公平體驗(yàn)的研究較少。然而，在現(xiàn)在的網(wǎng)絡(luò)游戲市場(chǎng)上，不需要大量時(shí)間和金錢投入的、玩家的競(jìng)爭(zhēng)力完全取決于“公平競(jìng)技”類網(wǎng)絡(luò)游戲才是玩家最受歡迎的。因此，需要增加對(duì)公平體驗(yàn)的研究。因此，本文采用Davis的TAM模型，基于Hsu、Lu（2004）、Lee、Tsai（2010）等學(xué)者的研究理論和基礎(chǔ)，建立研究模型，提出研究假設(shè)；同時(shí)參照李樂樂（2010）、劉暢（2013）、包成名（2014）等學(xué)者的量表，設(shè)計(jì)出適用于本研究且規(guī)范合理的問卷；并通過“問卷星”網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)發(fā)放并回收調(diào)查問卷，針對(duì)射擊類手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲的消費(fèi)者，使用SPSS26.0軟件對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)、信度分析和效度檢驗(yàn)，并采用Pearson相關(guān)性分析以及回歸分析，以驗(yàn)證模型的有效性。1.3研究?jī)?nèi)容和方法1.3.1研究?jī)?nèi)容第一部分是緒論。介紹選題背景及意義，整理國內(nèi)外學(xué)者對(duì)網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)意愿影響因素的研究成果，并概述本文的研究?jī)?nèi)容及方法；第二部分是理論模型和研究假設(shè)。通過借鑒國內(nèi)外學(xué)者的理論基礎(chǔ)，建立本文的研究理論模型，并提出研究假設(shè)；第三部分是研究設(shè)計(jì)。借鑒成熟的量表，設(shè)計(jì)調(diào)查問卷并進(jìn)行回收，并介紹數(shù)據(jù)收集和分析方法；第四部分是實(shí)證分析。對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行基本的描述性統(tǒng)計(jì)分析，利用SPSS26.0進(jìn)行信度分析和效度檢驗(yàn)、相關(guān)分析和回歸分析，以驗(yàn)證模型的有效性；第五部分是研究結(jié)論與展望。1.3.2研究方法（一）文獻(xiàn)研究基于特定的研究目的或?qū)ο螅瑸楂@取所需數(shù)據(jù)而對(duì)文獻(xiàn)進(jìn)行調(diào)查和分析，進(jìn)而更加準(zhǔn)確地認(rèn)識(shí)和把握研究問題的方法被稱為文獻(xiàn)研究法。通過文獻(xiàn)研究，有助于探索問題的背景和發(fā)展現(xiàn)狀，形成對(duì)研究對(duì)象的總體印象，益于獲取比較資料以及研究課題的確立，并能夠認(rèn)識(shí)到事物的全貌。本文通過收集和整理國內(nèi)外學(xué)者對(duì)消費(fèi)意愿的理論基礎(chǔ)和研究成果，分析和總結(jié)目前存在的問題，以建立本文的研究思路，為實(shí)證設(shè)計(jì)提供理論參考。（二）用戶訪談本文在指標(biāo)設(shè)計(jì)和問卷預(yù)測(cè)試階段主要運(yùn)用用戶訪談法，通過對(duì)手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲用戶進(jìn)行訪談，修改和完善指標(biāo)，以提高問卷的有效性和準(zhǔn)確度，為問卷正式調(diào)查奠定基礎(chǔ)。（三）問卷調(diào)查基于國內(nèi)外學(xué)者的研究成果，并根據(jù)本文的具體情況，設(shè)計(jì)規(guī)范且合理的問卷。首先對(duì)問卷進(jìn)行小范圍的發(fā)放和測(cè)試，基于調(diào)查結(jié)果對(duì)問卷進(jìn)行修正和完善，然后開展正式問卷的發(fā)放。（四）理論研究和實(shí)證研究相結(jié)合目前，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)手機(jī)游戲用戶研究的成果較少，對(duì)消費(fèi)意愿還未形成成熟的理論框架。由于關(guān)于手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)意愿的理論較為單薄，為保證研究結(jié)果的信效度，需對(duì)研究假設(shè)進(jìn)行實(shí)踐論證。因此，本文基于SPSS26.0軟件對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行信效度的檢驗(yàn)以保證其合理性和準(zhǔn)確性。2理論模型與研究假設(shè)2.1研究理論模型信息系統(tǒng)得發(fā)展一方面受到了其自身技術(shù)先進(jìn)性得影響，另一方面受到了用戶接受度得影響。目前，國內(nèi)外涌現(xiàn)了一大批學(xué)者從不同的理論視角對(duì)信息系統(tǒng)接受度進(jìn)行了研究，Davis（1989）最先建立技術(shù)接受模型（TAM），成為了最有影響力的預(yù)測(cè)模型之一，該模型結(jié)構(gòu)嚴(yán)謹(jǐn)可靠，因此，在研究用戶接受意愿方面已被證明是科學(xué)的。隨之大量學(xué)者在游戲方面以及使用意愿研究中引入TAM模型，如李志彬（2008）將MMORPG網(wǎng)絡(luò)游戲作為研究對(duì)象，引入TAM模型研究使用意愿的影響因素；王晨（2010）關(guān)于影響手機(jī)游戲使用意愿因素的研究；李樂樂（2010）、張衡（2013）關(guān)于影響手機(jī)游戲消費(fèi)意愿因素的研究；夏洪剛（2010）、肖國斌（2013）關(guān)于影響網(wǎng)絡(luò)休閑游戲使用意愿因素的研究；李光賢（2011）、郭樂（2015）關(guān)于影響網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)品消費(fèi)行為因素的研究；劉暢（2013）關(guān)于分析手機(jī)游戲成功因素的研究；包成名（2014）關(guān)于影響移動(dòng)游戲用戶持續(xù)使用意愿因素的研究；JaniMerikivi（2017）關(guān)于影響手機(jī)游戲持續(xù)感知娛樂性因素的研究等，并通過實(shí)證檢驗(yàn)了TAM模型的可參考性以及變量間的作用關(guān)系。綜上所述，根據(jù)關(guān)于手機(jī)游戲和用戶接受行為的研究成果和理論基礎(chǔ)，本文將引入并擴(kuò)展TAM模型，將社會(huì)因素、游戲因素和游戲體驗(yàn)作為自變量，顧客價(jià)值感知作為中介變量。本文研究假設(shè)模型見圖2-1所示。H7H8H7H8H3H10H9H1H2H4H5H6促成因素主觀規(guī)范形象產(chǎn)品屬性游戲體驗(yàn)顧客感知價(jià)值消費(fèi)意愿有用性感知（社會(huì)因素）（游戲因素）易用性感知H11H122.2研究假設(shè)本文的研究模型包括三個(gè)層次，首先是外部變量，包括社會(huì)因素、游戲因素和游戲經(jīng)驗(yàn)，其中社會(huì)因素包括促成因素、主觀規(guī)范和形象，游戲因素是手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)品屬性的統(tǒng)稱；其次是個(gè)人感知因素，包括有用性感知、易用性感知和顧客感知價(jià)值；最后是研究目標(biāo)，即消費(fèi)意愿。基于相關(guān)文獻(xiàn)研究成果，本文假設(shè)變量對(duì)消費(fèi)意愿的影響以及其之間的作用關(guān)系。2.2.1促成因素促成因素，指顧客在沒有經(jīng)過理性分析和判斷的情況下，被包裝宣傳和促銷折扣等手段所影響，刷新自己對(duì)商品的認(rèn)知，從而產(chǎn)生消費(fèi)意愿。譚春輝（2014）通過研究表明，促成因素對(duì)消費(fèi)意愿有正向影響。因此，本文提出假設(shè)：H1：促成因素對(duì)于消費(fèi)意愿具有正向影響。2.2.2主觀規(guī)范對(duì)于是否進(jìn)行某一特定行為，個(gè)人所產(chǎn)生的社會(huì)壓力被定義為主觀規(guī)范，一般通過個(gè)人的感受或重要關(guān)系人的關(guān)聯(lián)程度來衡量。Davis和Venkatesh（2000）通過擴(kuò)展技術(shù)接受模型（TAM），提出主觀規(guī)范對(duì)有用性感知和使用意愿有顯著影響；理性行為模型（TRA）認(rèn)為影響行為意向的主要因素有兩個(gè)，包括主觀規(guī)范和態(tài)度；在計(jì)劃行為模型（TPB）中，主觀規(guī)范也是影響行為意向的因素之一。李志彬（2008）通過實(shí)證分析，結(jié)果表明在MMORPG網(wǎng)絡(luò)游戲中，主觀規(guī)范對(duì)有用性感知有正向影響；李樂樂（2010）通過研究，發(fā)現(xiàn)主觀規(guī)范對(duì)消費(fèi)體驗(yàn)有正向影響。因此，本文提出假設(shè)：H2：主觀規(guī)范對(duì)于有用性感知具有正向影響；H3：主觀規(guī)范對(duì)于游戲體驗(yàn)具有正向影響。2.2.3形象在社會(huì)中，人們會(huì)更傾向于維護(hù)并且增強(qiáng)相對(duì)積極、正面的形象。在擴(kuò)展TAM模型時(shí)，Davis和Venkatesh（2000）在將形象加入其中，同時(shí)提出形象在有用性感知中扮演重要角色。李志彬（2008）發(fā)現(xiàn)，在MMORPG網(wǎng)絡(luò)游戲中，形象有用性感知具有正向影響。因此，本文提出假設(shè)：H4：形象對(duì)于有用性感知具有正向影響。2.2.4產(chǎn)品屬性在手機(jī)游戲中，主要內(nèi)容包括游戲的故事背景、畫面、音效、游戲機(jī)制、系統(tǒng)設(shè)計(jì)、服務(wù)質(zhì)量等產(chǎn)品屬性。這些屬性是玩家第一次參與游戲時(shí)評(píng)價(jià)該游戲好壞的直接標(biāo)準(zhǔn)，同時(shí)也是玩家是否選擇繼續(xù)參與該游戲的判斷準(zhǔn)則。李志彬（2008）通過分析得出，游戲設(shè)計(jì)、服務(wù)質(zhì)量等產(chǎn)品屬性對(duì)有用性感知和易用性感知有正向影響。張衡（2013）認(rèn)為游戲題材、感官刺激、游戲機(jī)制對(duì)游戲體驗(yàn)具有正向影響。因此，本文提出假設(shè)：H5：產(chǎn)品屬性對(duì)于有用性感知具有正向影響；H6：產(chǎn)品屬性對(duì)于易用性感知具有正向影響；H7：產(chǎn)品屬性對(duì)于游戲體驗(yàn)具有正向影響；2.2.5游戲體驗(yàn)用戶在參與手機(jī)游戲時(shí)同通過消費(fèi)使用虛擬產(chǎn)品而產(chǎn)生的體驗(yàn)或感受被稱為游戲體驗(yàn)，包括操作性體驗(yàn)、社交性體驗(yàn)和審美性體驗(yàn)。趙艷艷（2010）通過分析提出，顧客價(jià)值是通過顧客的體驗(yàn)反映的，滿意的體驗(yàn)?zāi)軌蚴诡櫩彤a(chǎn)生親切感和信任感，同時(shí)獲得更全面的價(jià)值，最終產(chǎn)生較高的忠誠度。饒婷婷（2012）研究表明，顧客的體驗(yàn)對(duì)價(jià)值感知有顯著的正向影響。因此，本文提出假設(shè)：H8：游戲體驗(yàn)對(duì)于顧客價(jià)值感知具有正向影響。2.2.6有用性感知有用性感知是TAM模型中的重要變量之一，Davis（1985）、王晨（2010）、羅長(zhǎng)利（2015）通過研究發(fā)現(xiàn)，有用性感知對(duì)使用意愿有正向影響郭樂（2015）同樣也提出，感知網(wǎng)絡(luò)游戲有用性對(duì)使用意向有影響。因此，本文提出假設(shè)：H9：有用性感知對(duì)于消費(fèi)意愿具有正向影響。2.2.7易用性感知易用性感知是TAM模型中的重要變量之二，Davis（1985）發(fā)現(xiàn)，易用性感知正向影響使用意愿；李志彬（2008）分析提出，對(duì)于MMORPG網(wǎng)絡(luò)游戲，易用性感知對(duì)使用意愿有正向影響；在TAM模型中，可以看出易用性感知正向影響有用性感知，肖國斌（2013）、郭樂（2015）通過研究證實(shí)，感知易用性對(duì)游戲玩家的感知有用有正向影響。因此，本文提出假設(shè)：H10：易用性感知對(duì)于有用性感知具有正向影響；H11：易用性感知對(duì)于消費(fèi)意愿具有正向影響。2.2.8顧客價(jià)值感知Zeithaml（1988）將顧客感知價(jià)值定義為對(duì)產(chǎn)品或服務(wù)的感知效益及其成本的總體評(píng)價(jià)，同時(shí)提出顧客感知價(jià)值水平越高，消費(fèi)者的消費(fèi)意愿越高。李天亮（2012）通過分析得出，消費(fèi)者的功能價(jià)值、情感價(jià)值、社會(huì)價(jià)值和利失價(jià)值正向影響其使用意愿；歐陽邦宏（2015）認(rèn)為，消費(fèi)者的價(jià)值感知對(duì)消費(fèi)意愿有正向影響。因此，本文提出假設(shè)：H12：顧客價(jià)值感知對(duì)于消費(fèi)意愿具有正向影響。綜上所述，整理出本文提出的假設(shè)如表2-1所示，并在該假設(shè)的基礎(chǔ)上構(gòu)建本文的理論模型（如圖2-1所示）。表2-1本文研究假設(shè)編號(hào)假設(shè)H1促成因素對(duì)于消費(fèi)意愿具有正向影響H2主觀規(guī)范對(duì)于有用性感知具有正向影響H3主觀規(guī)范對(duì)于游戲體驗(yàn)具有正向影響H4形象對(duì)于有用性感知具有正向影響H5產(chǎn)品屬性對(duì)于有用性感知具有正向影響H6產(chǎn)品屬性對(duì)于易用性感知具有正向影響H7產(chǎn)品屬性對(duì)于游戲體驗(yàn)具有正向影響H8游戲體驗(yàn)對(duì)于顧客價(jià)值感知具有正向影響H9有用性感知對(duì)于消費(fèi)意愿具有正向影響H10易用性感知對(duì)于有用性感知具有正向影響H11易用性感知對(duì)于消費(fèi)意愿具有正向影響H12顧客價(jià)值感知對(duì)于消費(fèi)意愿具有正向影響3.研究設(shè)計(jì)本文采用調(diào)查問卷的方式，收集數(shù)據(jù)并進(jìn)行實(shí)證研究分析。首先，整理相關(guān)文獻(xiàn)，通過對(duì)游戲消費(fèi)意愿、使用意愿等方面的研究成果的分析，構(gòu)建理論模型，并提出研究假設(shè)；其次，進(jìn)行調(diào)查問卷，通過分析數(shù)據(jù)以驗(yàn)證假設(shè)，來探索影響手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)意愿的因素。3.1量表設(shè)計(jì)為保證問卷的信度和效度，本文在定義變量和量表設(shè)計(jì)時(shí)借鑒了相關(guān)文獻(xiàn)和學(xué)者的研究成果。在本文的研究中，共定義了9個(gè)結(jié)構(gòu)變量，分別是促成因素、主觀規(guī)范、形象、產(chǎn)品屬性、游戲體驗(yàn)、有用性感知、易用性感知、顧客價(jià)值感知以及消費(fèi)意愿，各結(jié)構(gòu)變量由多個(gè)觀測(cè)變量來衡量，并采用Likert五級(jí)尺度測(cè)量法。本文結(jié)構(gòu)變量、編號(hào)、具體問題和參考依據(jù)見表3-1。表3-1研究量表結(jié)構(gòu)變量編號(hào)具體問題參考依據(jù)促成因素（EF）A1裝飾皮膚的廣告宣傳很有說服力，感覺商品很有價(jià)值Fishbein&Ajzen（1975）Venkatesh&Davis（2000）王晨（2010）A2裝飾皮膚的優(yōu)惠促銷活動(dòng)非常有吸引力，感覺很實(shí)惠主觀規(guī)范（SN）B1親朋好友對(duì)裝飾皮膚的推薦會(huì)影響我的選擇王晨（2010）李樂樂（2010）肖國斌（2013）包成名（2014）B2購買使用某些裝飾皮膚可以與某個(gè)特定群體更好地融合，贏得認(rèn)同B3如果大家都有某些裝飾皮膚，而我沒有的話，我會(huì)感到有壓力形象（PI）C1在我的社會(huì)群體中購買使用某些裝飾皮膚是社會(huì)地位的象征Venkatesh&Davis（2000）C2在我的社會(huì)群體中購買使用某些裝飾皮膚的人有較高的形象C3在我的社會(huì)群體中購買使用某些裝飾皮膚可以提升自己的影響力產(chǎn)品屬性（PA）D1手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲具有真實(shí)的體驗(yàn)，內(nèi)容的豐富性(故事情節(jié)，角色，裝備，技能)林棟（2008）李樂（2010）張衡（2013）包成（2014）D2手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲具有真實(shí)的畫面質(zhì)感，聲音及觀賞性D3手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲具有公平的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，游戲操作體驗(yàn)D4手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲操作的便利性，上手程度游戲體驗(yàn)（GE）E1通過某些裝飾皮膚可以讓自己的操作表現(xiàn)與眾不同，獲得更暢快滿足的操作性體驗(yàn)李樂（2010）郭樂（2015）E2通過某些裝飾皮膚可以展現(xiàn)個(gè)性，在社交群體中建立較好的形象，獲得更自信的社交性體驗(yàn)E3某些裝飾皮膚獨(dú)特的造型設(shè)計(jì)，動(dòng)作特效可以帶來舒適愉悅的審美新體驗(yàn)有用性感知（PU）F1購買裝飾皮膚在游戲中可以獲得愉悅或者刺激的體驗(yàn)Davis（1985）肖國（2013）郭樂（2015）劉燕（2015）F2購買裝飾皮膚可以戰(zhàn)勝他人，滿足我的好勝心F3購買裝飾皮膚可以增加打擊特效，提升用戶體驗(yàn)感F4購買裝飾皮膚可以更加自信的操作，從而更好的戰(zhàn)勝敵人，取得更好的成績(jī)，具有有用性價(jià)值F5購買裝飾皮膚可以讓我感到愉悅舒適，使游戲好感度增加F6游戲里的充值活動(dòng)，定期折扣，抽獎(jiǎng)等活動(dòng)會(huì)讓我產(chǎn)生消費(fèi)的欲望易用性感知（PE）G1穿著裝飾皮膚進(jìn)行游戲是容易的Davis（1985）王晨（2010）郭樂（2015）劉燕（2015）G2購買裝飾皮膚的流程是輕松簡(jiǎn)單的G3學(xué)會(huì)使用新買的裝飾皮膚比較容易顧客價(jià)值感知（PV）H1我認(rèn)為購買游戲的虛擬產(chǎn)品（特別是稀有、限量款），會(huì)讓我顯得比他人更個(gè)性李天（2012）張衡（2013）劉燕（2015）H2某些裝飾皮膚可以讓我更自信的操作從而更好地戰(zhàn)勝敵人，取得戰(zhàn)績(jī)，具有功能性價(jià)值H3使用某些裝飾皮膚可以讓我感到心情愉悅，具有情感性價(jià)值H4在我的社會(huì)群體中，使用裝飾皮膚可以讓我獲得社會(huì)地位的體現(xiàn)，具有社會(huì)性價(jià)值消費(fèi)意愿（CI）I1我認(rèn)為購買裝飾皮膚是值得的林棟（2008）肖國（2013）郭樂（2015）劉燕（2015）I2我愿意向他人推薦裝飾皮膚，游戲商品，道具禮包等I3我會(huì)購買游戲商品，裝飾皮膚，道具禮包等3.2問卷設(shè)計(jì)本文旨在探討影響手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)意愿的因素。通過對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)的梳理和分析，假設(shè)促成因素、主觀規(guī)范、形象、產(chǎn)品屬性、游戲體驗(yàn)、有用性感知、易用性感知和顧客價(jià)值感知是影響消費(fèi)意愿的因素，因此，本文首先要明確研究思路，其次進(jìn)行問卷的設(shè)計(jì)和發(fā)放，最后收集并分析數(shù)據(jù)，以檢驗(yàn)假設(shè)模型是否有效。3.2.1設(shè)計(jì)本文借鑒前人的研究成果，采用相同或類似的變量，根據(jù)本文的研究需求對(duì)題項(xiàng)進(jìn)行合理的修正。本文的變量包括外部因素、個(gè)人感知因素和消費(fèi)意愿。外部因素是自變量，包括社會(huì)因素、游戲因素和游戲體驗(yàn)；其中，社會(huì)因素包括促成因素、主觀規(guī)范和形象，游戲因素包括手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲的產(chǎn)品屬性；個(gè)人感知因素屬于中間變量，包括有用性感知、易用性感知和顧客價(jià)值感知；消費(fèi)意愿是結(jié)果變量。本問卷包括兩部分：第一部分是個(gè)人基本情況的統(tǒng)計(jì)，包含10個(gè)問題：是否玩過手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲、性別、年齡、受教育程度、職業(yè)、月可支配收入、平均游戲時(shí)長(zhǎng)等個(gè)人基本資料，其中，是否玩過手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲是判斷該問卷是否繼續(xù)的標(biāo)準(zhǔn)，未曾玩過手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲的被試者將自動(dòng)結(jié)束問卷，不僅避免被試者浪費(fèi)時(shí)間填寫無效問卷，同時(shí)也提高了問卷的信度和效度。第二部分是衡量各變量的分值，包含31個(gè)問題，對(duì)應(yīng)促成因素、主觀規(guī)范、形象、產(chǎn)品屬性、游戲體驗(yàn)、有用性感知、易用性感知、顧客價(jià)值感知和消費(fèi)意愿這9個(gè)變量進(jìn)行測(cè)量。采用Likert五級(jí)量表結(jié)構(gòu)，每道題分別有“非常不同意”、“不同意”、“一般”、“同意”、“非常同意”五個(gè)選項(xiàng)。3.2.2預(yù)測(cè)試為驗(yàn)證問卷的合理性，在完成問卷的設(shè)計(jì)后，首先對(duì)小范圍人群進(jìn)行測(cè)試。本研究共發(fā)放了10份問卷，主要發(fā)放對(duì)象為游戲經(jīng)驗(yàn)豐富的玩家，根據(jù)其反饋，修改并完善了問卷，使問卷內(nèi)容更加準(zhǔn)確合理。3.3數(shù)據(jù)收集與分析本文基于“問卷星”在線問卷平臺(tái)，對(duì)問卷進(jìn)行發(fā)放和收集；并采用SPSS26.0軟件對(duì)樣本變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)、信度分析和效度檢驗(yàn)、相關(guān)分析和回歸分析。4.實(shí)證分析4.1描述性統(tǒng)計(jì)4.1.1樣本的描述性統(tǒng)計(jì)分析本研究的正式問卷調(diào)查時(shí)間為2021年3月至4月，主要通過發(fā)送問卷鏈接進(jìn)行線上問卷調(diào)查（問卷星在線問卷平臺(tái)）的形式進(jìn)行調(diào)查。此次調(diào)查共回收問卷308份，其中有效問卷265份，其中無效問卷包括從未玩過手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲、選項(xiàng)填寫高度集中、前后矛盾等，有效率為86.04%，以下數(shù)據(jù)分析針對(duì)有效問卷展開。將回收的問卷進(jìn)行整理，得到玩家的基本信息。調(diào)研結(jié)果顯示，被試者中男性偏多，有147人，占55.5%，女性有118人，占44.5%；青少年群體是網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)的主力軍，因此，被試者年齡分布主要在18-25歲，共有168人，占比最高，為63.4%，其次為26-30歲，有46人，占17.4%；在被試者的學(xué)歷分布上，最多的是本科生，有134人，占50.6%，其次是專科生，有63人，占23.8%；由于本研究的對(duì)象主要是在校大學(xué)生以及剛步入社會(huì)的年輕工作者，因此，在被試者中學(xué)生占多數(shù)，共有138人，占52.1%；同時(shí)，對(duì)于月可支配收入來說，1000-2000元的有93人，占35.1%，2001-4000元的有45人，占17.0%；對(duì)于每月游戲增值業(yè)務(wù)支出來說，每月支出0元的最多，有123人，占46.4%，其次是1-50元，有46人，占17.4%，可以看出，月可支配收入對(duì)網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)會(huì)產(chǎn)生一定的影響；對(duì)于經(jīng)常接觸的手機(jī)游戲類型來說，玩過射擊類游戲的被試者有186位，占70.19%，因此本研究將射擊類游戲作為手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲類型的代表，來研究影響手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)的因素；另外，158位被試者認(rèn)為單人或者團(tuán)隊(duì)游戲都可以接受，占59.6%；對(duì)于每日游戲時(shí)長(zhǎng)來說，有91位被試者玩1小時(shí)以內(nèi)，占34.3%，有77位被試者每日玩1-2小時(shí)以內(nèi)，占29.1%，具體統(tǒng)計(jì)結(jié)果詳見表4-1。表4-1游戲玩家基本信息控制變量變量選項(xiàng)頻率比重性別男14755.47%女11844.53%年齡18歲及以下83.02%18~25歲16863.4%26~30歲4617.36%31~35歲238.68%36~40歲134.91%40歲以上72.64%受教育程度中專/高中及以下197.17%?？?323.77%本科13450.57%碩士及碩士以上4918.49%職業(yè)部隊(duì)124.53%學(xué)生13852.08%國企職員217.92%私企職員249.06%政府機(jī)關(guān)職員228.3%事業(yè)單位職員228.3%其他269.81%月可支配收入1000元及以下4115.47%1001元-2000元9335.09%2001元-4000元4516.98%4001元-6000元3814.34%6001元-8000元259.43%8001元-10000元155.66%10001元及以上83.02%每月游戲增值業(yè)務(wù)支出A.0元12346.42%B.1元-50元4617.36%C.51元-100元2810.57%D.101元-150元249.06%E.151元-200元2710.19%F.201元及以上176.42%經(jīng)常接觸的手機(jī)游戲類型射擊類游戲18670.19%MOBA類游戲13049.06%益智類游戲10338.87%養(yǎng)成類游戲7126.79%喜歡單人游戲還是團(tuán)隊(duì)游戲A.單人3212.08%B.團(tuán)隊(duì)7528.3%C.單人或者團(tuán)隊(duì)都可以15859.62%每日的平均游戲時(shí)長(zhǎng)A.1小時(shí)及以內(nèi)9134.34%B.1小時(shí)-2小時(shí)7729.06%C.2小時(shí)-3小時(shí)5219.62%D.3小時(shí)-4小時(shí)2810.57%E.4小時(shí)-5小時(shí)103.77%F.5小時(shí)及以上72.64%4.1.2關(guān)鍵變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析本文的研究對(duì)象為射擊類網(wǎng)絡(luò)游戲，因此，分析關(guān)鍵變量是應(yīng)針對(duì)玩過射擊類網(wǎng)絡(luò)游戲的被試者。本研究在265份有效問卷中，整理得到186份玩過射擊類游戲的問卷。因此，本文將通過計(jì)算該186份樣本數(shù)據(jù)的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、偏度、峰度，來研究數(shù)據(jù)的分布，具體計(jì)算結(jié)果見表4-2。本研究采用Likert五級(jí)量表，從1到5分別對(duì)應(yīng)非常不同意、不同意、一般、同意、非常同意。本研究設(shè)定手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)意愿均值應(yīng)≥3.5，當(dāng)手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)意愿值＜3.5時(shí)，說明玩家對(duì)于手機(jī)網(wǎng)絡(luò)游戲的消費(fèi)意愿較低。通過分析表4-2可得，對(duì)于產(chǎn)品屬性的評(píng)價(jià)來說，各觀測(cè)變量的均值分別為3.71、3.72、3.69、3.80，對(duì)于游戲體驗(yàn)的評(píng)價(jià)來說，各觀測(cè)變量的均值分別為3.72、3.56、3.83，因此可以得出被試者對(duì)這兩個(gè)指標(biāo)的認(rèn)同度較高；相反，對(duì)于易用性價(jià)值的評(píng)價(jià)值來說，各觀測(cè)變量的均值分別為2.61、2.71、2.68，意味著被試者對(duì)于該指標(biāo)的認(rèn)同度較低。通常認(rèn)為，偏度值的范圍為-1~+1，峰度值的范圍為-3~+3，樣本近似符合正態(tài)分布。根據(jù)表4-2的數(shù)據(jù)顯示，各項(xiàng)的偏度均處于-1~+1之間，峰度均處于-3~+3之間，說明樣本近似接近正態(tài)分布，可以進(jìn)行相關(guān)分析和回歸分析。表4-2各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果結(jié)構(gòu)變量觀測(cè)變量個(gè)案數(shù)最小值最大值平均值標(biāo)準(zhǔn)差偏度峰度統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差促成因素（EF）A1186153.511.300-.524.178-.674.355A2186153.391.324-.542.178-.757.355主觀規(guī)范（SN）B1186153.441.319-.499.178-.796.355B2186153.481.320-.437.178-.864.355B3186153.191.385-.254.178-1.167.355形象（PI）C1186153.281.379-.350.178-1.046.355C2186153.271.404-.323.178-1.136.355C3186153.261.390-.313.178-1.093.355產(chǎn)品屬性（PA）D1186153.711.144-.789.178.123.355D2186153.721.044-.745.178.431.355D3186153.691.212-.774.178-.112.355D4186153.801.091-.797.178.235.355游戲體驗(yàn)（GE）E1186153.721.176-.698.178-.271.355E2186153.561.185-.540.178-.515.355E3186153.831.159-.775.178-.085.355有用性感知（PU）F1186153.601.187-.547.178-.414.355F2186153.371.233-.459.178-.633.355F3186153.691.124-.666.178-.100.355F4186153.491.249-.438.178-.712.355F5186153.631.184-.681.178-.219.355F6186153.631.267-.652.178-.502.355易用性感知（PE）G1186152.611.315.169.178-1.175.355G2186152.711.340.027.178-1.304.355G3186152.681.299.130.178-1.139.355顧客價(jià)值感知（PV）H1186153.561.315-.469.178-.867.355H2186153.421.242-.430.178-.739.355H3186153.681.244-.621.178-.566.355H4186153.471.392-.419.178-1.057.355消費(fèi)意愿（CI）I1186153.461.278-.406.178-.794.355I2186153.421.297-.459.178-.814.355I3186153.531.295-.558.178-.720.3554.2信度分析和效度檢驗(yàn)4.2.1信度分析為保證研究結(jié)果的準(zhǔn)確性和可信性，信度分析需要在數(shù)據(jù)分析之前進(jìn)行。本文將采用Cronbach’sα系數(shù)法以及修正條款的總相關(guān)系數(shù)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行信度分析。Cronbach’sα系數(shù)范圍在0~1之間，該系數(shù)越大，數(shù)據(jù)越可信，問卷信度越高。學(xué)術(shù)界一般認(rèn)為，變量少于6個(gè)時(shí)，系數(shù)大于0.6，說明信度較高；變量多于6個(gè)時(shí)，系數(shù)應(yīng)大于等于0.7，才能說明信度較高；同時(shí)，修正條款的總相關(guān)系數(shù)的臨界值應(yīng)大于0.4。根據(jù)以上兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)本文的9個(gè)結(jié)構(gòu)變量分別展開信度檢驗(yàn)，具體結(jié)果見表4-3。通過表4-3顯示，各個(gè)變量的α值均大于0.7，表明信度較好。同時(shí)，各題項(xiàng)修正條款的總相關(guān)系數(shù)均大于0.4，意味著刪除某一個(gè)題項(xiàng)不會(huì)明顯改變內(nèi)部一致性系數(shù)。因此，本研究樣本較為可靠。表4-3量表信度檢驗(yàn)結(jié)果Cronbachα系數(shù)基于標(biāo)準(zhǔn)化項(xiàng)的Cronbachα系數(shù)項(xiàng)數(shù).979.98031表4-4結(jié)構(gòu)變量和觀測(cè)變量信度檢驗(yàn)結(jié)果結(jié)構(gòu)變量Cronbachα系數(shù)觀測(cè)變量修正后的項(xiàng)與總計(jì)相關(guān)性刪除項(xiàng)后的Cronbachα促成因素（EF）.919A1.850A2.850主觀規(guī)范（SN）.922B1.849.881B2.857.875B3.819.906形象（PI）.964C1.937.938C2.924.947C3.911.957產(chǎn)品屬性（PA）.943D1.900.914D2.899.917D3.841.935D4.827.937游戲體驗(yàn)（GE）.940E1.898.896E2.867.920E3.863.923有用性感知（PU）.965F1.914.956F2.876.960F3.885.960F4.879.960F5.895.958F6.889.959易用性感知（PE）.944G1.852.944G2.912.897G3.889.915顧客價(jià)值感知（PV）.959H1.938.934H2.917.941H3.842.962H4.905.945消費(fèi)意愿（CI）.959I1.925.931I2.895.954I3.920.9354.2.2效度分析效度也稱有效性，是測(cè)量結(jié)果對(duì)考察內(nèi)容的反映程度。效度越高，意味著測(cè)量結(jié)果與考察內(nèi)容的匹配度越高。本文采用KMO和Bartlett球體檢驗(yàn)，一般認(rèn)為KMO值大于0.7時(shí)，結(jié)構(gòu)效度較好；KMO值位于0.5與0.7之間時(shí)，結(jié)構(gòu)效度一般；KMO值小于0.5時(shí)，結(jié)構(gòu)效度不能接受。在Bartlett球體檢驗(yàn)中，顯著性指數(shù)小于0.05，表明可以進(jìn)行因子分析，樣本具有一定的效度。本文對(duì)于KMO和Bartlett球體檢驗(yàn)的結(jié)果如表4-6所示。根據(jù)表4-6可以發(fā)現(xiàn)，模型的KMO值均在0.5以上，Bartlett球體檢驗(yàn)顯著性為0.000＜0.05，變量間存在相關(guān)關(guān)系。因此，本文模型效度較好，可以實(shí)現(xiàn)檢驗(yàn)?zāi)康?，可以進(jìn)行因子分析。表4-5KMO和Bartlett球體檢驗(yàn)結(jié)果結(jié)構(gòu)變量KMO取樣適切性量數(shù)。Bartlett球形度檢驗(yàn)近似卡方自由度顯著性促成因素（EF）.500235.6251.000主觀規(guī)范（SN）.759416.1243.000形象（PI）.776664.4733.000產(chǎn)品屬性（PA）.853717.6753.000游戲體驗(yàn)（GE）.764497.2703.000有用性感知（PU）.9191353.2083.000易用性感知（PE）.756532.6043.000顧客價(jià)值感知（PV）.849899.0663.000消費(fèi)意愿（CI）.773621.7613.0004.3相關(guān)分析相關(guān)性分析是研究?jī)蓚€(gè)或兩個(gè)以上變量之間的相關(guān)程度的方法，是學(xué)者們常用的定量研究方法，一般通過相關(guān)系數(shù)描述。相關(guān)系數(shù)r值為1或-1時(shí)，稱為完全線性相關(guān)；當(dāng)-1＜r＜1時(shí)，存在相關(guān)；當(dāng)r＞0時(shí)，稱為正相關(guān)；當(dāng)r＜0時(shí)，稱為負(fù)相關(guān)。本文采用Pearson相關(guān)分析法，對(duì)促成因素、主觀規(guī)范、形象、產(chǎn)品屬性、游戲體驗(yàn)、有用性感知、易用性感知、顧客感知價(jià)值、消費(fèi)意愿進(jìn)行相關(guān)分析。首先將各個(gè)變量的觀測(cè)變量得分進(jìn)行加權(quán)平均，得到各變量數(shù)值，然后利用SPSS26.0進(jìn)行相關(guān)分析，具體計(jì)算結(jié)果如表4-6。通過分析可得，促成因素與消費(fèi)意愿在0.01水平上顯著相關(guān)；主觀規(guī)范與游戲體驗(yàn)、有用性感知在0.01水平上顯著相關(guān)；形象與有用性感知在0.01水平上顯著相關(guān)；產(chǎn)品屬性與有用性感知、游戲體驗(yàn)在0.01水平上顯著相關(guān)；游戲體驗(yàn)與顧客感知價(jià)值在0.01水平上顯著相關(guān)；有用性感知與消費(fèi)意愿在0.01水平上顯著相關(guān)；顧客感知價(jià)值與消費(fèi)意愿在0.01水平上顯著相關(guān)。表4-6各變量相關(guān)性分析促成因素主觀規(guī)范形象產(chǎn)品屬性游戲體驗(yàn)有用性感知易用性感知顧客感知價(jià)值消費(fèi)意愿促成因素相關(guān)性1.804**.766**.806**.821**.838**-.034.837**.809**Sig.(2-tailed).000.000.000.000.000.644.000.000主觀規(guī)范相關(guān)性.804**1.915**.766**.783**.845**-.114.855**.790**Sig.(2-tailed).000.000.000.000.000.120.000.000形象相關(guān)性.766**.915**1.669**.746**.804**-.145*.837**.773**Sig.(2-tailed).000.000.000.000.000.049.000.000產(chǎn)品屬性相關(guān)性.806**.766**.669**1.868**.840**.036.834**.801**Sig.(2-tailed).000.000.000.000.000.623.000.000游戲體驗(yàn)相關(guān)性.821**.783**.746**.868**1.913**.077.908**.856**Sig.(2-tailed).000.000.000.000.000.296.000.000有用性感知相關(guān)性.838**.845**.804**.840**.913**1.050.951**.898**Sig.(2-tailed).000.000.000.000.000.499.000.000易用性感知相關(guān)性-.034-.114-.145*.036.077.0501-.002-.041Sig.(2-tailed).644.120.049.623.296.499.980.579顧客感知價(jià)值相關(guān)性.837**.855**.837**.834**.908**.951**-.0021.906**Sig.(2-tailed).000.000.000.000.000.000.980.000消費(fèi)意愿相關(guān)性.809**.790**.773**.801**.856**.898**-.041.906**1Sig.(2-tailed).000.000.000.000.000.000.579.000**.Correlationissignificantatthe0.01levelSig.(2-tailed).*.Correlationissignificantatthe0.01levelSig.(2-tailed).4.4回歸分析回歸分析是通過建立方程式來探索變量間的作用關(guān)系。本研究將基于SPSS26.0，采用多元線性回歸分析，通過建立回歸方程，來驗(yàn)證變量間的作用方向。4.4.1促成因素與消費(fèi)意愿的回歸分析將消費(fèi)意愿作為因變量，促成因素作為自變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4-7、4-8、4-9所示。通過分析表4-7、4-8可得，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值為349.195，顯著性為0.000＜0.05，達(dá)到顯著性水平，說明該回歸模型有效。通過表4-9可得，促成因素對(duì)消費(fèi)意愿的回歸系數(shù)為0.796，t值顯著性為0.000＜0.05，說明促成因素對(duì)消費(fèi)體驗(yàn)的影響作用是正向的。因此，將自變量的系數(shù)代入回歸方程中，得到自變量與因變量之間的回歸方程：消費(fèi)意愿=0.721+0.796×促成因素因此本文的研究假設(shè)H1成立。表4-7促成因素對(duì)消費(fèi)意愿的回歸模型摘要模型RR方調(diào)整后R方標(biāo)準(zhǔn)估算的誤差1.809a.655.653.73078a.預(yù)測(cè)變量：(常量),促成因素表4-8促成因素對(duì)消費(fèi)意愿的回歸模型的方差分析模型平方和自由度均方F顯著性1回歸186.4861186.486349.195.000b殘差98.265184.534總計(jì)284.751185a.因變量：消費(fèi)意愿b.預(yù)測(cè)變量：(常量),促成因素表4-9促成因素對(duì)消費(fèi)意愿的回歸方程計(jì)算中的系數(shù)表模型未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計(jì)B標(biāo)準(zhǔn)誤差Beta容差VIF1(常量).721.1564.612.000促成因素.796.043.80918.687.0001.0001.000a.因變量：消費(fèi)意愿4.4.2形象、主觀規(guī)范與有用性感知的回歸分析將有用性感知作為因變量，形象、主觀規(guī)范作為自變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4-10、4-11、4-12所示。通過分析表4-10、4-11可得，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值為234.737，顯著性為0.000＜0.05，達(dá)到顯著性水平，說明該回歸模型有效。通過表4-12可得，形象、主觀規(guī)范對(duì)有用性感知的回歸系數(shù)分別為0.161、0.597，t值顯著性均為0.000＜0.05，說明形象、主觀規(guī)范對(duì)有用性感知的影響作用是正向的。因此，將自變量的系數(shù)代入回歸方程中，得到自變量與因變量之間的回歸方程：有用性感知=1.032+0.597×主觀規(guī)范+0.161×形象因此本文的研究假設(shè)H2、H4成立。表4-10形象、主觀規(guī)范對(duì)有用性感知的回歸模型摘要模型RR方調(diào)整后R方標(biāo)準(zhǔn)估算的誤差1.848a.720.716.59413a.預(yù)測(cè)變量：(常量),形象,主觀規(guī)范表4-11形象、主觀規(guī)范對(duì)有用性感知的回歸模型的方差分析模型平方和自由度均方F顯著性1回歸165.717282.859234.737.000b殘差64.596183.353總計(jì)230.314185a.因變量：有用性感知b.預(yù)測(cè)變量：(常量),形象,主觀規(guī)范表4-12形象、主觀規(guī)范對(duì)有用性感知的回歸方程計(jì)算中的系數(shù)表模型未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計(jì)B標(biāo)準(zhǔn)誤差Beta容差VIF1(常量)1.032.1268.203.000主觀規(guī)范.597.087.6686.873.000.1626.157形象.161.081.1931.991.000.1626.157a.因變量：有用性感知4.4.3主觀規(guī)范與游戲體驗(yàn)的回歸分析將游戲體驗(yàn)作為因變量，主觀規(guī)范作為自變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4-13、4-14、4-15所示。通過分析表4-13、4-14可得，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值為292.028，顯著性為0.000＜0.05，達(dá)到顯著性水平，說明該回歸模型有效。通過表4-15可得，主觀規(guī)范對(duì)游戲體驗(yàn)的回歸系數(shù)為0.696，t值顯著性為0.000＜0.05，說明主觀規(guī)范對(duì)游戲體驗(yàn)的影響作用是正向的。因此，將自變量的系數(shù)代入回歸方程中，得到自變量與因變量之間的回歸方程：游戲體驗(yàn)=1.356+0.696×主觀規(guī)范因此本文的研究假設(shè)H3成立。表4-13主觀規(guī)范對(duì)游戲體驗(yàn)的回歸模型摘要模型RR方調(diào)整后R方標(biāo)準(zhǔn)估算的誤差1.783a.613.611.69137a.預(yù)測(cè)變量：(常量),主觀規(guī)范表4-14主觀規(guī)范對(duì)游戲體驗(yàn)的回歸模型的方差分析模型平方和自由度均方F顯著性1回歸139.5881139.588292.028.000b殘差87.951184.478總計(jì)227.539185a.因變量：游戲體驗(yàn)b.預(yù)測(cè)變量：(常量),主觀規(guī)范表4-15主觀規(guī)范對(duì)游戲體驗(yàn)的回歸方程計(jì)算中的系數(shù)表模型未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計(jì)B標(biāo)準(zhǔn)誤差Beta容差VIF1(常量)1.356.1469.264.000主觀規(guī)范.696.041.78317.089.0001.0001.000a.因變量：游戲體驗(yàn)4.4.4產(chǎn)品屬性與有用性感知的回歸分析將易用性感知作為因變量，產(chǎn)品屬性作為自變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4-16、4-17、4-18所示。通過分析表4-16、4-17可得，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值為442.388，顯著性為0.000＜0.05，達(dá)到顯著性水平，說明該回歸模型有效。通過表4-18可得，產(chǎn)品屬性對(duì)有用性感知的回歸系數(shù)為0.902，t值顯著性為0.000＜0.05，說明產(chǎn)品屬性對(duì)有用性感知的影響作用是正向的。因此，將自變量的系數(shù)代入回歸方程中，得到自變量與因變量之間的回歸方程：有用性感知=1.356+0.902×產(chǎn)品屬性因此本文的研究假設(shè)H5成立。表4-16產(chǎn)品屬性對(duì)有用性感知的回歸模型摘要模型RR方調(diào)整后R方標(biāo)準(zhǔn)估算的誤差1.840a.706.705.60637a.預(yù)測(cè)變量：(常量),產(chǎn)品屬性表4-17產(chǎn)品屬性對(duì)有用性感知的回歸模型的方差分析模型平方和自由度均方F顯著性1回歸162.6601162.660442.388.000b殘差67.654184.368總計(jì)230.314185a.因變量：有用性感知b.預(yù)測(cè)變量：(常量),產(chǎn)品屬性表4-18產(chǎn)品屬性對(duì)有用性感知的回歸方程計(jì)算中的系數(shù)表模型未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計(jì)B標(biāo)準(zhǔn)誤差Beta容差VIF1(常量).205.1661.235.218產(chǎn)品屬性.902.043.84021.033.0001.0001.000a.因變量：有用性感知4.4.5產(chǎn)品屬性與易用性感知的回歸分析將易用性感知作為因變量，產(chǎn)品屬性作為自變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4-19、4-20、4-21所示。通過分析表4-19、4-20可得，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值為0.242，顯著性為0.623＞0.05，不顯著，說明該回歸模型無效。通過表4-21可得，產(chǎn)品屬性對(duì)有用性感知的回歸系數(shù)為0.029，t值顯著性為0.623＞0.05，說明產(chǎn)品屬性對(duì)有用性感知的影響作用不顯著。因此本文的研究假設(shè)H6不成立。表4-19產(chǎn)品屬性對(duì)易用性感知的回歸模型摘要模型RR方調(diào)整后R方標(biāo)準(zhǔn)估算的誤差1.036a.001-.004.83160a.預(yù)測(cè)變量：(常量),產(chǎn)品屬性表4-20產(chǎn)品屬性對(duì)易用性感知的回歸模型的方差分析模型平方和自由度均方F顯著性1回歸.1681.168.242.623b殘差127.248184.692總計(jì)127.415185a.因變量：易用性感知b.預(yù)測(cè)變量：(常量),產(chǎn)品屬性表4-21產(chǎn)品屬性對(duì)易用性感知的回歸方程計(jì)算中的系數(shù)表模型未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計(jì)B標(biāo)準(zhǔn)誤差Beta容差VIF1(常量)1.657.2287.278.000產(chǎn)品屬性.029.059.036.492.6231.0001.000a.因變量：易用性感知4.4.6產(chǎn)品屬性與游戲體驗(yàn)的回歸分析將游戲體驗(yàn)作為因變量，產(chǎn)品屬性作為自變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4-22、4-23、4-24所示。通過分析表4-22、4-23可得，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值為560.954，顯著性為0.000＜0.05，達(dá)到顯著性水平，說明該回歸模型有效。通過表4-24可得，產(chǎn)品屬性對(duì)游戲體驗(yàn)的回歸系數(shù)為0.926，t值顯著性為0.000＜0.05，說明產(chǎn)品屬性對(duì)游戲體驗(yàn)的影響作用是正向的。因此，將自變量的系數(shù)代入回歸方程中，得到自變量與因變量之間的回歸方程：游戲體驗(yàn)=0.249+0.926×產(chǎn)品屬性因此本文的研究假設(shè)H7成立。表4-22產(chǎn)品屬性對(duì)游戲體驗(yàn)的回歸模型摘要模型RR方調(diào)整后R方標(biāo)準(zhǔn)估算的誤差1.868a.753.752.55267a.預(yù)測(cè)變量：(常量),產(chǎn)品屬性表4-23產(chǎn)品屬性對(duì)游戲體驗(yàn)的回歸模型的方差分析模型平方和自由度均方F顯著性1回歸171.3381171.338560.954.000b殘差56.201184.305總計(jì)227.539185a.因變量：游戲體驗(yàn)b.預(yù)測(cè)變量：(常量),產(chǎn)品屬性表4-24產(chǎn)品屬性對(duì)游戲體驗(yàn)的回歸方程計(jì)算中的系數(shù)表模型未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計(jì)B標(biāo)準(zhǔn)誤差Beta容差VIF1(常量).249.1511.646.102產(chǎn)品屬性.926.039.86823.684.0001.0001.000a.因變量：游戲體驗(yàn)4.4.7游戲體驗(yàn)與顧客價(jià)值感知的回歸分析將顧客感知價(jià)值作為因變量，游戲體驗(yàn)作為自變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4-25、4-26、4-27所示。通過分析表4-25、4-26可得，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值為859.642，顯著性為0.000＜0.05，達(dá)到顯著性水平，說明該回歸模型有效。通過表4-27可得，游戲體驗(yàn)對(duì)顧客感知價(jià)值的回歸系數(shù)為0.921，t值顯著性為0.000＜0.05，說明游戲體驗(yàn)對(duì)顧客感知價(jià)值的影響作用是正向的。因此，將自變量的系數(shù)代入回歸方程中，得到自變量與因變量之間的回歸方程：顧客感知價(jià)值=0.182+0.921×游戲體驗(yàn)因此本文的研究假設(shè)H8成立。表4-25游戲體驗(yàn)對(duì)顧客價(jià)值感知的回歸模型摘要模型RR方調(diào)整后R方標(biāo)準(zhǔn)估算的誤差1.908a.824.823.51617a.預(yù)測(cè)變量：(常量),游戲體驗(yàn)表4-26游戲體驗(yàn)對(duì)顧客價(jià)值感知的回歸模型的方差分析模型平方和自由度均方F顯著性1回歸229.0341229.034859.642.000b殘差49.023184.266總計(jì)278.056185a.因變量：顧客感知價(jià)值b.預(yù)測(cè)變量：(常量),游戲體驗(yàn)表4-27游戲體驗(yàn)對(duì)顧客價(jià)值感知的回歸方程計(jì)算中的系數(shù)表模型未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計(jì)B標(biāo)準(zhǔn)誤差Beta容差VIF1(常量).182.1321.379.169游戲體驗(yàn)0.921.034.90829.320.0001.0001.000a.因變量：顧客感知價(jià)值4.4.8有用性感知與消費(fèi)意愿的回歸分析將消費(fèi)意愿作為因變量，有用性感知作為自變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4-28、4-29、4-30所示。通過分析表4-28、4-29可得，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值為764.738，顯著性為0.000＜0.05，達(dá)到顯著性水平，說明該回歸模型有效。通過表4-30可得，有用性感知對(duì)消費(fèi)意愿的回歸系數(shù)為0.998，t值顯著性為0.000＜0.05，說明有用性感知對(duì)消費(fèi)意愿的影響作用是正向的。因此，將自變量的系數(shù)代入回歸方程中，得到自變量與因變量之間的回歸方程：消費(fèi)意愿=0.096+0.988×有用性感知因此本文的研究假設(shè)H9成立。表4-28有用性感知對(duì)消費(fèi)意愿的回歸模型摘要模型RR方調(diào)整后R方標(biāo)準(zhǔn)估算的錯(cuò)誤1.898a.806.805.54785a.預(yù)測(cè)變量：(常量),有用性感知表4-29有用性感知對(duì)消費(fèi)意愿的回歸模型的方差分析模型平方和自由度均方F顯著性1回歸229.5261229.526764.738.000b殘差55.225184.300總計(jì)284.751185a.因變量：消費(fèi)意愿b.預(yù)測(cè)變量：(常量),有用性感知表4-30有用性感知對(duì)消費(fèi)意愿的回歸方程計(jì)算中的系數(shù)表模型未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計(jì)B標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤Beta容差VIF1(常量).096.135.711.478有用性感知.988.036.89827.654.0001.0001.000a.因變量：消費(fèi)意愿4.4.9易用性感知與有用性感知的回歸分析將有用性感知作為因變量，易用性感知作為自變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4-31、4-32、4-33所示。通過分析表4-31、4-32可得，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值為0.460，顯著性為0.499＞0.05，不顯著，說明該回歸模型無效。通過表4-33可得，易用性感知對(duì)有用性感知的回歸系數(shù)為0.067，t值顯著性為0.499＞0.05，說明易用性感知對(duì)有用性感知的影響作用不顯著。因此本文的研究假設(shè)H10不成立。表4-31易用性感知對(duì)有用性感知的回歸模型摘要模型RR方調(diào)整后R方標(biāo)準(zhǔn)估算的誤差1.050a.002-.0031.11740a.預(yù)測(cè)變量：(常量),易用性感知表4-32易用性感知對(duì)有用性感知的回歸模型的方差分析模型平方和自由度均方F顯著性1回歸.5741.574.460.499b殘差229.7401841.249總計(jì)230.314185a.因變量：有用性感知b.預(yù)測(cè)變量：(常量),易用性感知表4-33易用性感知對(duì)有用性感知的回歸方程計(jì)算中的系數(shù)表模型未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計(jì)B標(biāo)準(zhǔn)誤差Beta容差VIF1(常量)3.451.19317.883.000易用性感知.067.099.050.678.4991.000