一、緒論（一）研究背景隨著中國數(shù)字經(jīng)濟的深化發(fā)展，直播電商依托5G、人工智能等技術(shù)革新，已從新興業(yè)態(tài)轉(zhuǎn)型為線上消費的核心場景。這一模式通過實時互動、場景化內(nèi)容與沉浸式體驗，重構(gòu)了傳統(tǒng)電商的“人-貨-場”關(guān)系，尤其在2020年后，受全球公共衛(wèi)生事件催化，消費者行為加速向線上遷移，直播電商迎來爆發(fā)式增長。根據(jù)CNNIC發(fā)布的第55次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》的數(shù)據(jù)顯示，截至2024年底，國內(nèi)網(wǎng)絡(luò)直播用戶群體規(guī)模已經(jīng)達到8.33億人次，與2023年同期相比新增用戶1737萬人，占網(wǎng)民規(guī)模的75.2%REF_Ref21517\r\h[1]。并且根據(jù)智妍咨詢的報告顯示，在直播經(jīng)濟迅猛發(fā)展的背景下，直播電商的市場滲透率持續(xù)攀升，已成為拉動市場消費的重要力量，根據(jù)數(shù)據(jù)顯示，2023年中國直播電商用戶人均年消費額就已經(jīng)達到8660元，同時，直播電商交易規(guī)模占網(wǎng)絡(luò)零售交易規(guī)模的比值在2023年已升至31.9%，較上一年增長26.08%REF_Ref21563\r\h[2]。由此可見，直播電商已經(jīng)成為大眾消費的主流渠道。然而隨著直播電商規(guī)模的不斷擴大，直播用戶數(shù)已逼近網(wǎng)民規(guī)模的天花板，加上直播產(chǎn)品同質(zhì)化程度高，商家彼此之間的流量爭奪異常激烈。對于主播來說，如何吸引消費者，獲得更多流量和訂單成為關(guān)鍵。而主播語言風(fēng)格是否符合產(chǎn)品調(diào)性、主播是否了解產(chǎn)品和目標用戶群體的偏好、購買動機等更是影響直播間流量以及直播帶貨能否成功的關(guān)鍵要素。主播們也逐漸意識到了除了關(guān)注產(chǎn)品本身的品質(zhì)和價格外，直播間的語言風(fēng)格同樣給消費者帶來認知體驗的差異，進而影響消費者心理和購買決策?；仡櫧陙淼念^部主播，同樣可以發(fā)現(xiàn)主播們的直播方式也在不斷地發(fā)生改變，從早期李佳琦、薇婭等頭部達人的標準化叫賣模式，到如今抖音平臺網(wǎng)紅主播瘋狂小楊哥的娛樂化“反向帶貨”和東方甄選董宇輝的知識型敘事，主播們使用的語言風(fēng)格日益多樣化。其中，董宇輝憑借著其擅長的高雅語言藝術(shù)和淵博的知識將直播產(chǎn)品嵌入詩詞哲理與人文故事中，讓消費者在知識獲取和情緒共鳴中完成產(chǎn)品下單，這種“在商不言商”的帶貨方式在極短的時間內(nèi)取得成功。然而值得注意的是這種高雅語言風(fēng)格的帶貨方式仍未成為行業(yè)主流，當(dāng)前直播電商領(lǐng)域，主播仍以使用通俗語言為主導(dǎo)，董宇輝這種高雅語言風(fēng)格的成功案例仍屬少數(shù)。因此，本文基于語言期望理論，以主播語言風(fēng)格（具體為通俗語言和高雅語言）為切入點，產(chǎn)品類型作為調(diào)節(jié)變量，認知信任作為中介變量，探討在直播帶貨情境下主播語言風(fēng)格的差異如何影響消費者購買意愿以及揭示其中的作用機制，為直播電商行業(yè)的發(fā)展提供有價值的理論參考和實踐指導(dǎo)。（二）研究目的本文旨在深入探究主播語言風(fēng)格的差異（具體為通俗語言和高雅語言）對消費者的購買意愿的影響，以及認知信任的中介作用和產(chǎn)品類型（具體為實用品和享樂品）的調(diào)節(jié)作用。在直播帶貨日益火爆的今天，主播作為連接產(chǎn)品與消費者的關(guān)鍵紐帶，了解主播語言風(fēng)格如何影響消費者行為及其中的作用機制至關(guān)重要。（三）研究方法本文綜合運用了理論研究與實證研究相結(jié)合的方法探討主播語言風(fēng)格對于消費者購買意愿的影響機制，并深入分析認知信任和產(chǎn)品類型在其中發(fā)揮的作用。研究的方法具體包括以下兩個方面。1.文獻研究法本文運用數(shù)據(jù)庫資源，搜索和梳理了語言風(fēng)格、認知信任、產(chǎn)品類型及消費者購買意愿的相關(guān)研究成果，并選取了語言期望理論作為本研究的理論依據(jù)，從而確定了本文的研究重點并構(gòu)建對應(yīng)理論模型。2.實驗法本文通過線上情境實驗來進行研究。本研究采用兩個實驗，實驗一采用通俗語言vs.高雅語言的單因素組間實驗設(shè)計，構(gòu)建了兩種實驗情境進行實驗研究；實驗二則采用語言風(fēng)格（具體為通俗語言和高雅語言）和產(chǎn)品類型（具體為實用品和享樂品）兩個變量進行2×2的組間因子設(shè)計，設(shè)計了四種實驗情境。兩個實驗中被試都將隨機分配至不同的情境中進行實驗，并且為了確保測量量表的準確性和可靠性，本研究對已有的成熟量表進行適當(dāng)改編，以使其適用于當(dāng)前的研究背景。在實驗結(jié)束后，對收集的數(shù)據(jù)進行實證研究分析。（四）研究框架第一章為緒論。介紹研究所涉及的實踐背景、研究目的、研究方法及整體研究框架。第二章為文獻綜述。本章節(jié)對語言風(fēng)格、認知信任、產(chǎn)品類型以及消費者購買意愿這四個方面進行研究文獻的回顧，整理現(xiàn)有研究的整體狀況及進行文獻述評。第三章為理論基礎(chǔ)和假設(shè)演繹。本章節(jié)梳理語現(xiàn)有理論的國內(nèi)外相關(guān)研究，并以該理論模型作為基礎(chǔ)，結(jié)合本研究自身特定的目標，構(gòu)建起理論假設(shè)模型，提出研究假設(shè)。第四章為實驗設(shè)計和假設(shè)檢驗。本章節(jié)參考過往學(xué)者們對直播情境下主播語言風(fēng)格和產(chǎn)品類型的情境設(shè)計，設(shè)計了兩次實驗的情境實驗材料，并借鑒相關(guān)研究變量成熟量表，進行線上數(shù)據(jù)的收集和分析，從而檢驗前文的理論假設(shè)。第五章為結(jié)論與展望?；趯嵶C分析，本文得到相應(yīng)研究結(jié)論，并根據(jù)結(jié)論提出其理論方面的價值以及針對于主播在直播實踐中的指導(dǎo)建議。此外，本文還進行了綜合性的討論與評估，針對研究過程中存在的不足與限制因素進行全面的總結(jié)。圖SEQ圖\*ARABIC1研究框架

二、文獻綜述（一）語言風(fēng)格語言風(fēng)格是人們在使用語言時所形成的整體氛圍和格調(diào)REF_Ref21625\r\h[3]，在語言心理學(xué)領(lǐng)域占據(jù)重要地位。從語言心理學(xué)的視角來看，語言不僅是連接個體意識與外部現(xiàn)實世界的紐帶，更是人們在交流互動過程中，將自身獨特個性特征以及深厚的社會歷史背景潛移默化地融入其中的重要載體。它反映了人們傳達信息時的表達方式REF_Ref21651\r\h[4]。Tausczik和Pennebaker的研究表明，相較于語言內(nèi)容，語言風(fēng)格能夠與人們的社會和心理世界建立更為緊密的聯(lián)系，是與目標受眾建立聯(lián)系的有力機制REF_Ref21671\r\h[5]。由此看來，語言風(fēng)格對于表達溝通起到一個至關(guān)重要的作用，語言風(fēng)格的不同也會帶來內(nèi)容傳遞的差異性。在現(xiàn)有的語言風(fēng)格的研究中，學(xué)者們基于不用的場景和需求進行了差異化的劃分。Li和Wang的研究將聊天機器人的語言風(fēng)格劃分為正式的和非正式的，其中正式語言風(fēng)格是使用規(guī)范性單詞和標點符號及嚴格的語法規(guī)則的風(fēng)格，非正式語言風(fēng)格的特點則是隨意的、非官方、口語化的風(fēng)格REF_Ref21700\r\h[6]。朱振中等則將在線評論分為陳述性語言風(fēng)格，即主要以客觀陳述為核心特征，通過直接描述產(chǎn)品屬性與使用體驗傳遞信息，和修辭性語言風(fēng)格，即主要運用比喻、夸張等詞語來表達對產(chǎn)品的體驗感受REF_Ref21726\r\h[7]。除此之外，吳月燕等聚焦廣告語體領(lǐng)域，構(gòu)建“文雅-通俗”二維分析模型，其中“陽春白雪”型語言風(fēng)格（文雅語言）是指詞藻華麗，藝術(shù)典雅，充滿文化氣韻的風(fēng)格；“下里巴人”型語言風(fēng)格（通俗語言）是用詞簡單，通俗易懂，接近白話的風(fēng)格REF_Ref21746\r\h[8]。隨著學(xué)者們對于語言風(fēng)格的不斷深入研究，語言風(fēng)格的研究也不僅局限于早期的文學(xué)領(lǐng)域，而是不斷向廣告、營銷等領(lǐng)域探索，從語言的說服性等角度切入，研究語言風(fēng)格對于消費者心理和行為的影響。齊托托等基于亞里士多德修辭理論，將語言風(fēng)格分為六類，通過采集知乎平臺實時互動數(shù)據(jù)構(gòu)建的模型顯示，產(chǎn)品描述的可信度、決斷力、論證透明度、承諾強度及反向激勵效能與銷量存在顯著正向關(guān)聯(lián)，而論證結(jié)構(gòu)的復(fù)雜性則呈現(xiàn)負向影響REF_Ref21772\r\h[9]。李剛和張倩莎則將語言風(fēng)格分為五種類型，分別探討了在社交電商環(huán)境下五種語言風(fēng)格對直播產(chǎn)品銷量的影響，其中以情感聯(lián)結(jié)為核心的訴諸人格風(fēng)格對銷量提升具有最強解釋力，而過度依賴邏輯推理的表達方式則產(chǎn)生抑制作用REF_Ref21792\r\h[10]。（二）認知信任認知信任最早是由McAllister在1995年提出的，他認為認知信任是建立在個人對同伴可靠性以及能力的信念基礎(chǔ)上REF_Ref21811\r\h[11]。Komiak等認為對賣方的認知信任是指消費者認為賣方需要具有某些必要屬性來保證賣方依賴的狀態(tài)REF_Ref22559\r\h[12]。目前，認知信任被廣泛定義為一種基于理性評估的信任形式，其反映了對個人的能力、可靠性、知識水平及過往表現(xiàn)的客觀判斷REF_Ref22592\r\h[13]。學(xué)者們在市場營銷、消費者行為學(xué)等領(lǐng)域都對認知信任進行了較為廣泛的研究探討，影響消費者產(chǎn)生認知信任的影響因素也具有多樣性。在品牌管理方面，Ozdemirt等通過實證研究發(fā)現(xiàn)品牌形象的優(yōu)化和聲譽的提升可以增強消費者的認知信任，從而提高品牌忠誠度和市場份額REF_Ref22663\r\h[14]。并且，隨著AI的不斷發(fā)展，近些年學(xué)者們對于認知信任研究也已深入到AI領(lǐng)域，Pathak等探討了認知信任對于人工智能數(shù)字代理應(yīng)用的影響，驗證出認知信任對采用AI意圖具有顯著正向影響REF_Ref22693\r\h[15]。而Vuori等則深化了對AI信任多維性的理解，他提出了認知信任和情感信任的高低進行組合，形成四種信任配置研究其如何影響AI性能，進而影響AI的采用REF_Ref22722\r\h[16]。而在本文研究的消費者行為領(lǐng)域，認知信任同樣可以解釋消費者的購買意愿和購買行為。Wu等采用認知-情感信任的角度，調(diào)查了消費者在社交商務(wù)環(huán)境中建立對賣家的信任的過程。具體來說，感知熟悉度、情境常態(tài)、對平臺的認知和情感信任以及社交互動被認為是消費者對賣家認知和情感信任的關(guān)鍵前提REF_Ref22748\r\h[17]。在直播領(lǐng)域，由于消費者的購買意愿存在不確定性，認知信任作為消費者心理機制的核心維度，本質(zhì)上是其對主播專業(yè)能力和道德品質(zhì)的雙重認可，這種信任建構(gòu)于主播歷史行為表現(xiàn)的可靠性預(yù)期之上，它通過強化消費者決策安全感，能夠有效彌合虛擬購物場景中的信息不對等，進而成為驅(qū)動消費行為轉(zhuǎn)化的關(guān)鍵心理要素。（三）產(chǎn)品類型產(chǎn)品類型是營銷領(lǐng)域?qū)W者們研究的重點之一，它的差異也被證實為消費者決策心理與行為的重要影響因素。學(xué)者們圍繞不同的研究目的，按照產(chǎn)品的屬性和功能等方面的差異構(gòu)建了不同的多維分類體系。Nelson以消費者購買前對產(chǎn)品客觀屬性信息的可獲取性作為分界，將產(chǎn)品劃分為搜索型產(chǎn)品（客觀屬性可事前驗證）和體驗型產(chǎn)品（需使用后評估）兩種類型REF_Ref22810\r\h[18]。而Van和Gilovich則根據(jù)產(chǎn)品物質(zhì)存在形式的差異，將產(chǎn)品劃分為物質(zhì)型產(chǎn)品（以具象物質(zhì)形態(tài)為載體的產(chǎn)品）和體驗型產(chǎn)品（突破物質(zhì)性桎梏，以消費者體驗為主的產(chǎn)品）REF_Ref22843\r\h[19]。此外，按照產(chǎn)品類型的其他核心屬性，學(xué)者們還將產(chǎn)品劃分為美德產(chǎn)品和惡習(xí)產(chǎn)品REF_Ref22859\r\h[20]、情感產(chǎn)品和認知產(chǎn)品REF_Ref22879\r\h[21]、耐用品和易耗品REF_Ref22899\r\h[22]等。學(xué)者們對于產(chǎn)品類型的劃分比較多元化，但是目前在營銷領(lǐng)域運用的比較廣泛的產(chǎn)品類型劃分是Hirschman和Holbrook根據(jù)消費者購買產(chǎn)品時的感知價值和利益訴求態(tài)度的不同劃分的實用品和享樂品兩種類型REF_Ref22938\r\h[23]。實用品指的是在消費者理性認知中，以實用性與功能性為核心特征，其價值體現(xiàn)為通過滿足消費者基本需求而創(chuàng)造工具性效用REF_Ref22987\r\h[24]。消費者在選擇此類商品時通常采取理性決策模式，通過搜集產(chǎn)品參數(shù)、對比功能屬性等客觀數(shù)據(jù)，最終形成基于認知分析的購買決策。這種決策機制下，商品的功能性信息往往成為觸發(fā)購買行為的關(guān)鍵要素。相較而言，享樂型產(chǎn)品的價值內(nèi)核聚焦于情感體驗維度。此類商品通過感官刺激、情緒喚醒與幻想構(gòu)建等路徑，為消費者創(chuàng)造愉悅感與沉浸式體驗，其核心價值在于滿足深層次的心理需求與審美訴求REF_Ref22938\r\h[23]。對于消費者購買享樂品而言，產(chǎn)品信息固然重要，但是享樂品的消費更多表現(xiàn)為情感導(dǎo)向，因此產(chǎn)品信息對購買決策影響是有限的，消費者更多地追求產(chǎn)品帶來的樂趣體驗和情感滿足REF_Ref23101\r\h[25]。目前實用品和享樂品的相關(guān)研究也受到學(xué)者們的廣泛研究。由于兩種類型的產(chǎn)品的特性具有差異，其對于消費者的思維和行為也會產(chǎn)生影響。已有研究表明在特定的情境下，實用品和享樂品的分類維度可以通過差異化價值作用于消費者心理和決策行為。黃敏學(xué)等通過實證研究證明在直播購物的背景下，產(chǎn)品類型和主播類型的交互作用會影響消費者的購買意愿，其中名人主播更適合推薦享樂品，企業(yè)主播更適合推薦實用品REF_Ref23137\r\h[26]。汪旭暉等進一步拓展了網(wǎng)紅直播類型與產(chǎn)品類型匹配的邊界條件，通過多組情境實驗證明當(dāng)消費者選購實用型商品時，采用專門帶貨直播形式通過提升信息處理流暢性顯著增強購買意愿；而在享樂品消費場景下，融合社交互動的分享帶貨模式則能創(chuàng)造更強的情感共鳴，有效增強購買動機REF_Ref23160\r\h[27]。產(chǎn)品類型除了能夠與其他變量交互影響消費者購買意愿外，學(xué)者們還會將其作為調(diào)節(jié)變量進行研究。朱振中等將產(chǎn)品類型作為調(diào)節(jié)變量，探究產(chǎn)品外觀新穎性對消費者購買意愿的影響REF_Ref26481\r\h[28]。王翠翠等則基于實用品和享樂品的分類，利用眼動實驗驗證不同產(chǎn)品類型在AI和真人主播對消費者購買意愿的影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)REF_Ref23183\r\h[29]。（四）消費者購買意愿消費者購買意愿是指消費者愿意購買某種產(chǎn)品或者服務(wù)的可能性REF_Ref23245\r\h[30]。Fishbein和Ajzen提出消費者購買意愿本質(zhì)上是消費者在作出實際購買決策前，基于產(chǎn)品認知和價值判斷所形成的心理預(yù)判，這種預(yù)判能夠有效預(yù)測后續(xù)的消費行為，是消費者產(chǎn)生購買行為的前提REF_Ref23849\r\h[31]。在直播營銷這一新興的消費場景，消費者購買意愿延續(xù)了傳統(tǒng)消費心理學(xué)的邏輯，它都是消費者的主觀意愿，具有主觀性和可能性。消費者在觀看直播時感受到的主播對消費者的承諾以及消費者在直播間所感受到的氛圍等都會影響這種主觀意愿，并從而影響消費者最終的實際購買決策行為。根據(jù)對過往文獻的梳理可知，消費者購買意愿作為衡量直播商務(wù)成效的核心指標，一直是學(xué)者們關(guān)注與研究的重點，現(xiàn)有文獻對于其影響因素的研究大多圍繞于產(chǎn)品特性、主播特質(zhì)以及平臺功能等方面進行研究。在產(chǎn)品特性方面的研究主要集中在產(chǎn)品價格和產(chǎn)品不確定性等因素。Guo等研究證明在線直播的方式不僅能夠讓消費者感受到身臨其境的購物體驗以及幫助消費者充分了解產(chǎn)品的用途和功能信息，在此基礎(chǔ)上直播還能提供給消費者更多的優(yōu)惠信息和折扣，從而進一步提高消費者的整體價值感知和消費者購買意愿REF_Ref23875\r\h[32]。林巧燕等發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品的品牌信息、性能特點及價格等產(chǎn)品要素能夠作用于消費者的感知愉悅性，進而對消費者購買意愿產(chǎn)生影響REF_Ref23921\r\h[33]。在主播特征方面的研究則主要集中在主播特性和主播類型等因素的差異性。Jiang等通過SEM模型驗證了主播特質(zhì)（包括專業(yè)知識和娛樂功能）能夠增強了觀眾的信任和流暢的體驗，從而提高了他們購買并繼續(xù)關(guān)注主播的意愿REF_Ref29404\r\h[34]。并且主播類型的差異，如名人主播和企業(yè)主播REF_Ref23137\r\h[26]，官員主播REF_Ref24188\r\h[35]，虛擬AI主播REF_Ref30586\r\h[36]等，都會影響消費者的價值感知，從而帶來差異化的購買意愿。在平臺特性方面的研究則主要集中在直播平臺技術(shù)特點、直播場景等方面的研究。許悅等在農(nóng)產(chǎn)品直播電商的背景下，研究證明直播平臺技術(shù)可供性包含的可視性、表達性以及購物引導(dǎo)性特征，能夠有效增強消費者的臨場體驗感與信任度，進而對消費者的購買意愿產(chǎn)生顯著提升作用REF_Ref24231\r\h[37]。陳曉娜和劉晶聚焦于電商直播場景下的服裝消費決策機制，創(chuàng)新性地將直播平臺屬性解構(gòu)為信息呈現(xiàn)質(zhì)量、界面視覺設(shè)計以及操作導(dǎo)航邏輯三個層面，并引入空間臨場感作為中介變量，系統(tǒng)探究其對用戶消費決策的影響路徑REF_Ref24251\r\h[38]。（五）文獻述評根據(jù)對語言風(fēng)格、認知信任、產(chǎn)品類型、消費者購買意愿的相關(guān)文獻進行回顧和梳理，可以發(fā)現(xiàn)：第一，對于直播領(lǐng)域而言，目前的研究大多聚焦在對于產(chǎn)品特性、主播特質(zhì)和平臺功能等因素對消費者購買意愿的影響研究。而主播語言風(fēng)格作為能夠影響內(nèi)容傳遞的重要因素，其能夠直接影響消費者感受和直播效果，在以往的研究中卻較少學(xué)者對這一因素進行研究，而是更多地側(cè)重在于主播角色類型和特質(zhì)的探討，并且在直播領(lǐng)域?qū)τ谡Z言風(fēng)格的劃分目前也沒有一個較為統(tǒng)一和權(quán)威的分類。第二，認知信任作為消費者決策過程中的核心變量，其形成機制與作用路徑已受到廣泛關(guān)注，而在直播電商領(lǐng)域，認知信任更是能夠有效彌補虛擬購物場景中給消費者帶來的不安全感，但是較少學(xué)者探討語言風(fēng)格的說服力能否讓消費者對主播產(chǎn)生認知信任，認知信任能否在主播語言風(fēng)格對消費者購買意愿中起到中介作用。第三，實用品和享樂品是產(chǎn)品類型中比較權(quán)威和廣泛的劃分方式，兩種產(chǎn)品類型的差異性對于消費者的思維和行為會產(chǎn)生影響，因此過往的研究學(xué)者們也將其作為關(guān)鍵調(diào)節(jié)變量作用于影響直播領(lǐng)域消費者心理和行為的研究中，由于目前對于產(chǎn)品類型與語言風(fēng)格的關(guān)系研究相對較少，所以有必要做進一步的探究。綜上所述，本文將主播語言風(fēng)格分為通俗語言和高雅語言兩個類型，并將主播語言風(fēng)格作為研究對象，同時引入認知信任和實用品和享樂品兩種產(chǎn)品類型兩個變量，研究在認知信任的中介作用和產(chǎn)品類型的調(diào)節(jié)作用下，主播語言風(fēng)格對于消費者購買意愿的影響機制。

三、理論基礎(chǔ)與假設(shè)演繹（一）理論基礎(chǔ)語言期望理論（LanguageExpectancyTheory，LET）是由Burgoon和Miller在1985年提出的，該理論主要用于解釋語言在說服性溝通中的作用，尤其是語言行為如何通過符合或違反社會文化期望來影響說服效果，解釋了信息的語言模式如語言風(fēng)格或詞匯選擇等如何影響吸引力和說服力等溝通結(jié)果，進而導(dǎo)致個體行為的改變REF_Ref24300\r\h[39]。并且，該理論認為不同的發(fā)送者群體能夠通過特定語言影響說服力的范圍是有限的，當(dāng)它超出特定范圍時，就會導(dǎo)致違背期望的情況發(fā)生，積極的期望違背能夠增加信息的可信度，加強說服力，而消極的期望違背則相反REF_Ref24329\r\h[40]。語言期望理論也被廣泛應(yīng)用于傳播學(xué)和營銷學(xué)領(lǐng)域，語言風(fēng)格的研究也與該理論的應(yīng)用密切相關(guān)。例如，Parhankanga等發(fā)現(xiàn)企業(yè)家使用準確和具體的語言風(fēng)格，能夠更容易與群眾產(chǎn)生共鳴，從而降低心理距離，提高對信息的信任，滿足群眾對于眾籌行為的語言期望，從而提高社會眾籌的成功率REF_Ref24388\r\h[41]REF_Ref24388\r\h。朱振中等則基于語言期望理論框架發(fā)現(xiàn)不同購物動機群體對于在線評論語體存在差異化述求，對于任務(wù)動機消費者，在線評論的語言風(fēng)格為陳述性語言更能滿足其語言期望，而娛樂動機則更傾向于修辭性語言的在線評論REF_Ref21726\r\h[7]。在直播領(lǐng)域，主播與消費者之間的溝通是即時、高頻率的，消費者對于直播間的氛圍感受和產(chǎn)品信息的了解都主要通過與主播的溝通這一途徑。因此，消費者對于語言期望的滿足與否也是影響直播效果和消費者行為的重要因素，基于此本文采用語言期望理論解釋通俗語言和高雅語言兩種不同的主播語言風(fēng)格對消費者購買意愿的影響。（二）假設(shè)演繹1.語言風(fēng)格對消費者購買意愿的影響根據(jù)語言期望理論，語言是是一種以信息為中心的說服理論，人們會通過制定一些語言實用的規(guī)范，用來明確某些語言在特定場景中的使用是合適的，并且遵守這種使用規(guī)范會得到信息接收方的積極反饋，并增強溝通內(nèi)容的說服力REF_Ref5408\r\h[42]。而在直播領(lǐng)域，主播語言風(fēng)格作為語言內(nèi)容的載體，其會影響主播傳達內(nèi)容。因此，本文認為，在直播情境下主播在輸出同樣的內(nèi)容介紹產(chǎn)品時，采用不同的語言風(fēng)格會影響產(chǎn)品內(nèi)容對于消費者的說服力。相對于傳統(tǒng)的線下購物模式，以互聯(lián)網(wǎng)為媒介的直播購物模式則具有虛擬性，消費者無法切實地感受到產(chǎn)品，更多是依賴于直播間展示的產(chǎn)品外觀等視覺信息和主播的產(chǎn)品介紹，由此帶來的信息不對稱容易讓消費者陷入潛在的“信息偏差”或者“信息不完全”REF_Ref23137\r\h[26]。因此，消費者對于主播的語言表達能否讓其清楚了解產(chǎn)品信息產(chǎn)生期待。相對于主播使用高雅語言，通俗語言風(fēng)格作為一種直接、簡潔的表達方式，能夠更快地、更直接地傳遞產(chǎn)品信息，從而增強消費者對產(chǎn)品信息的理解和接受程度，滿足消費者的語言期望，進而提高購買意愿。Wu等的研究也表明，采用比喻手法、超出字面含義的語言會被認為具有較低的信任度，因此會降低信息的說服力和消費者購買意愿REF_Ref24737\r\h[43]。而Choi等也表明使用簡單直白的語言方式能夠提升消費者的感知信任度，具有更高的說服力REF_Ref24780\r\h[44]。Massara等發(fā)現(xiàn)，具體語言風(fēng)格的廣告更適合基于產(chǎn)品的廣告內(nèi)容，能夠使消費者產(chǎn)生更高的購買意愿REF_Ref24838\r\h[45]?；谏鲜鐾茖?dǎo)，本文提出以下假設(shè)：H1：通俗語言（vs.高雅語言）更能增強消費者購買意愿2.認知信任的中介作用相對于傳統(tǒng)的購物模式，直播購物模式具有更強的社會臨場感的特征，因此消費者的購買意愿和購買決策較少依賴于信息搜索和比較評估，而是更多依賴于主播這一因素。當(dāng)主播在進行產(chǎn)品介紹時，消費者會渴望得到更加具體和清晰的產(chǎn)品信息，以減少購買過程中的不確定性，因此相對于高雅語言，使用通俗語言更能滿足消費者在該情境下語言規(guī)范的預(yù)期。通俗語言的用詞相對簡單，并且通俗易懂，能夠快速給消費者傳遞信息，增強消費者的感知可信度，進而增強消費者對于主播的認知信任REF_Ref24868\r\h[46]。研究表明，認知信任是消費者對服務(wù)提供者的能力和可靠性的信心，與其對商家的可信屬性的理性評估相關(guān)REF_Ref24904\r\h[47]。信任作為塑造消費者行為和購買決策的基本組成部分，能夠在促進買賣雙方互動、提高客戶參與度以及提高消費者購買意愿等方面發(fā)揮著至關(guān)重要的作用，其被視為助推購買意愿的催化劑REF_Ref24946\r\h[48]。因此，本文認為，相對于高雅語言，當(dāng)主播使用通俗語言進行產(chǎn)品介紹時，更能提高消費者的認知信任，從而提高消費者的購買意愿?；诖?，本文提出如下假設(shè)：H2：認知信任在主播語言風(fēng)格對消費者購買意愿的影響中起中介作用3.產(chǎn)品類型的調(diào)節(jié)作用由于消費者對于不同產(chǎn)品類型的信息需求具有差異化，因此消費者在購買不同的產(chǎn)品時，對主播使用不同的語言風(fēng)格的感知也是不同的。按照產(chǎn)品類型可以劃分為實用品和享樂品，其中實用品主要滿足消費者的功能性和實用性需求的產(chǎn)品，因此，對于實用品，消費者會更加注重產(chǎn)品信息的了解，包括產(chǎn)品的客觀屬性和功能等REF_Ref24979\r\h[49]。而相對于高雅語言，主播使用通俗語言進行產(chǎn)品信息的介紹，能夠更加快速地讓消費者了解到產(chǎn)品更清晰的功能信息，并且消費者用現(xiàn)有語言體系去獲取信息也會更加容易REF_Ref25034\r\h[50]，能夠降低信息理解的門檻，從而增強消費者的認知信任和購買意愿。而對于享樂品更多是指滿足消費者情感或感官需求的產(chǎn)品，因此，對于享樂品而言，除了對產(chǎn)品信息的需求外，還更加關(guān)注產(chǎn)品的樂趣體驗和情緒滿足。并且由于享樂品難以用標準化的客觀指標進行衡量，消費者則更加依賴他人的感受進行決策判斷REF_Ref23137\r\h[26]。而高雅語言雖然比較于通俗語言風(fēng)格帶有更加強烈的情感色彩REF_Ref24737\r\h[43]，但由于通俗語言的詞匯都來源于大眾所熟知的場景，并且具有簡單直白的特點，與消費者的感知和體驗更加契合，能夠給消費者帶來“直觀”“熟悉”的感受，從而能夠提高消費者的認知信任和增加購買意愿REF_Ref25387\r\h[51]。Parhankangas等也發(fā)現(xiàn)企業(yè)家使用準確和具體的語言風(fēng)格，能夠更容易與群眾產(chǎn)生共鳴，從而降低心理距離，滿足群眾的語言期望，提高對信息的信任REF_Ref24388\r\h[41]。基于此，本文提出如下假設(shè)：H3：產(chǎn)品類型（實用品vs.享樂品）在主播語言風(fēng)格對認知信任的影響中起調(diào)節(jié)作用H3a：對于實用品而言，主播使用通俗語言對消費者認知信任的影響大于高雅語言H3b：對于享樂品而言，主播使用通俗語言對消費者認知信任的影響大于高雅語言H4：產(chǎn)品類型（實用品vs.享樂品）在主播語言風(fēng)格對消費者購買意愿的影響中起調(diào)節(jié)作用H4a：對于實用品而言，主播使用通俗語言對消費者購買意愿的影響大于高雅語言H4b：對于享樂品而言，主播使用通俗語言對消費者購買意愿的影響大于高雅語言理論模型如下圖所示：圖SEQ圖\*ARABIC2理論模型圖

四、實驗設(shè)計與假設(shè)檢驗本文主要運用線上實驗法來檢驗上文提出的研究假設(shè)，共開展了兩次實驗，設(shè)計思路如REF_Ref27689\h表1所示。實驗一采用通俗語言vs.高雅語言的單因素組間設(shè)計來檢驗主播語言風(fēng)格對消費者購買意愿的影響，同時檢驗認知信任在語言風(fēng)格和消費者購買意愿影響中的中介作用。實驗二則采用語言風(fēng)格（具體為通俗語言和高雅語言）和產(chǎn)品類型（具體為實用品和享樂品）兩個變量進行2×2的組間因子設(shè)計，再次檢驗主效應(yīng)和中介效應(yīng)的基礎(chǔ)上，進一步檢驗產(chǎn)品類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)。表SEQ表\*ARABIC1實驗設(shè)計實驗?zāi)康膶嶒炘O(shè)計實驗一檢驗主播語言風(fēng)格對消費者購買意愿的主效應(yīng)，同時檢驗認知信任的中介效應(yīng)語言風(fēng)格：通俗語言vs.高雅語言的單因素組間設(shè)計，刺激物為智能手環(huán)實驗二再次檢驗主效應(yīng)和中介效應(yīng)，同時檢驗產(chǎn)品類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)2（語言風(fēng)格：通俗語言vs.高雅語言）×2（產(chǎn)品類型：實用品vs.享樂品）組間因子設(shè)計，刺激物為充電寶（實用品）和毛絨玩具（享樂品）（一）實驗一：語言風(fēng)格的主效應(yīng)及認知信任的中介作用1.實驗?zāi)康膶嶒炓坏哪康氖菣z驗主播語言風(fēng)格對消費者購買意愿的影響以及認知信任是否在其中發(fā)揮中介作用。2.實驗設(shè)計實驗一采用通俗語言vs.高雅語言的單因素組間設(shè)計。本次實驗通過線上實驗法進行，實驗問卷通過問卷星平臺進行制作和發(fā)放，所有參與本實驗的被試將被隨機分到兩組情境（分別為通俗語言風(fēng)格和高雅語言風(fēng)格）中進行測試。在情境設(shè)計方面，本文參考徐震南等REF_Ref25580\r\h[52]的實驗設(shè)計，通過像被試展示直播間帶貨圖片和文字內(nèi)容介紹兩個部分來引導(dǎo)被試進入直播場景中不同語言風(fēng)格的情境中，其中文字內(nèi)容部分對于語言風(fēng)格的操縱方式也參考了吳月燕等REF_Ref21746\r\h[8]的實驗設(shè)計。在本次實驗中選取的刺激物為智能手環(huán)。并且，為了讓被試更好地進入直播情境中，在正式實驗開始之前插入了一段場景化描述的引導(dǎo)語，然后再向被試展示直播間產(chǎn)品圖片和主播對產(chǎn)品的介紹內(nèi)容。具體實驗材料參考附錄A實驗問卷調(diào)查1。當(dāng)被試瀏覽完實驗材料之后，被試會被要求對直播情境中的主播語言風(fēng)格感知進行打分，即回答“您認為上面描述中主播所使用的語言風(fēng)格是通俗語言還是高雅語言？”（越接近1表示語言風(fēng)格越接近通俗語言，越接近7表示語言風(fēng)格越接近高雅語言風(fēng)格），隨后，要求被試填寫認知信任和消費者購買意愿的量表。認知信任的量表改編自WebberREF_Ref25638\r\h[53]在2008年發(fā)布的量表，包括“您信任該直播間主播，因為該主播會提供關(guān)于產(chǎn)品的有效信息”等四個題項，消費者購買意愿的量表改編自DoddsREF_Ref23245\r\h[30]在1991年發(fā)布的量表，包括“您購買該產(chǎn)品的可能性很高”等五個題項，如REF_Ref27872\h表2所示。最后，被試被要求填寫個人基本信息以便做描述性統(tǒng)計分析。表SEQ表\*ARABIC2變量量表（實驗一）變量題項語言風(fēng)格感知您認為上面描述中主播所使用的語言風(fēng)格是通俗語言還是高雅語言？認知信任您信任該直播間主播，因為該主播會提供關(guān)于產(chǎn)品的有效信息鑒于該直播間主播的表現(xiàn)，您不會懷疑其向你提供相關(guān)建議的能力您可以信賴該直播間主播對于產(chǎn)品介紹的相關(guān)內(nèi)容如果您向該直播間主播提出關(guān)于產(chǎn)品的問題和咨詢，您知道他會做出建設(shè)性的回復(fù)消費者購買意愿您購買該產(chǎn)品的可能性很高如果要買這種產(chǎn)品，您會考慮該產(chǎn)品您會根據(jù)主播的產(chǎn)品介紹信息，考慮購買這個產(chǎn)品您認為購買該產(chǎn)品是值得肯定的您愿意購買該主播介紹的產(chǎn)品3.描述性統(tǒng)計分析實驗一共收集問卷264份，排除未通過注意力測試題、漏填及亂填問卷等問卷，共剔除無效問卷59份，最終收集有效問卷205份，有效回收率約為78%。有效樣本的基本情況如REF_Ref27934\h表3所示，從性別方面看，女性共172名，占83.9%；從年齡方面看，被試的年齡段為18-25歲的占比最大，共177名，占86.3%；從學(xué)歷方面看，被試主要集中在大學(xué)本科學(xué)歷，共177名，占83.4%；從月收入/生活費方面看，3000元及以下的占比最大，占65.4%。表SEQ表\*ARABIC3有效樣本的基本情況表（實驗一）名稱選項頻數(shù)百分比(%)累積百分比(%)性別男3316.116.1女17283.9100.0年齡（歲）18-25歲17786.386.326-40歲2612.799.041-60歲21.0100.0續(xù)表SEQ表\*ARABIC3有效樣本的基本情況表（實驗一）名稱選項頻數(shù)百分比(%)累積百分比(%)學(xué)歷高中及以下52.42.4大學(xué)?？?57.39.8大學(xué)本科17783.493.2研究生及以上146.8100.0月收入/生活費（元）3000元及以下13465.465.43000元-6000元4522.087.36000元-9000元178.395.69000元及以上94.4100.04.量表信效度分析本文采用Cronbach’sα系數(shù)對量表進行信度檢驗，結(jié)果如REF_Ref28041\h表4所示。認知信任4個測量項以及消費者購買意愿5個測量項的Cronbach’sα系數(shù)分別為0.816和0.896，兩個量表的Cronbach’sα系數(shù)均大于0.7，說明量表信度較好。表SEQ表\*ARABIC4信度分析（實驗一）變量項數(shù)Cronbach'sAlpha認知信任40.816消費者購買意愿50.896本文通過KMO值和Bartlett球形度檢驗評估因子分析的適用性。結(jié)果如REF_Ref28159\h表5所示，認知信任量表和消費者購買意愿量表的KMO值分別為0.770和0.854，近似卡方值分別為296.222和607.166，p值都小于0.001，說明兩個量表都適合進行因子分析。并且根據(jù)REF_Ref28162\h表6、REF_Ref28175\h表7所示，認知信任量表和消費者購買意愿量表各題項的因子載荷值均大于0.5，累計方差貢獻率分別為64.997%和70.709%，說明兩個量表效度較好。表SEQ表\*ARABIC5KMO和Bartlett球形檢驗（實驗一）變量巴特球形值P值KMO值認知信任296.222<0.0010.770消費者購買意愿607.166<0.0010.854表SEQ表\*ARABIC6認知信任因子載荷（實驗一）變量題項因子載荷累計方差貢獻率認知信任您信任該直播間主播，因為該主播會提供關(guān)于產(chǎn)品的有效信息0.71364.997%鑒于該直播間主播的表現(xiàn)，您不會懷疑其向你提供相關(guān)建議的能力0.544您可以信賴該直播間主播對于產(chǎn)品介紹的相關(guān)內(nèi)容0.759如果您向該直播間主播提出關(guān)于產(chǎn)品的問題和咨詢，您知道他會做出建設(shè)性的回復(fù)0.584表SEQ表\*ARABIC7消費者購買意愿因子載荷（實驗一）變量題項因子載荷累計方差貢獻率消費者購買意愿您購買該產(chǎn)品的可能性很高0.68470.709%如果要買這種產(chǎn)品，您會考慮該產(chǎn)品0.645您會根據(jù)主播的產(chǎn)品介紹信息，考慮購買這個產(chǎn)品0.689您認為購買該產(chǎn)品是值得肯定的0.729您愿意購買該主播介紹的產(chǎn)品0.7895.語言風(fēng)格的操縱檢驗本文通過獨立樣本T檢驗檢測被試對主播語言風(fēng)格的感知，結(jié)果如REF_Ref28257\h表8所示。閱讀高雅語言風(fēng)格產(chǎn)品介紹的被試認為主播的語言風(fēng)格更加大方文雅（M=4.760，SD=1.429），而閱讀通俗語言風(fēng)格產(chǎn)品介紹的被試認為主播的語言風(fēng)格更加通俗易懂（M=2.530，SD=1.467，t=11.025，p<0.001），說明實驗一對主播語言風(fēng)格操縱成功。表SEQ表\*ARABIC8語言風(fēng)格感知的獨立樣本T檢驗（實驗一）檢驗變量語言風(fēng)格N平均值標準差t值p值語言風(fēng)格感知高雅語言1024.7601.42911.024<0.001通俗語言1032.5301.4676.假設(shè)檢驗（1）主效應(yīng)分析以語言風(fēng)格為自變量（通俗語言=1，高雅語言=0），消費者購買意愿為因變量進行獨立樣本T檢驗，結(jié)果如REF_Ref28309\h表9所示，通俗語言情境下消費者的購買意愿顯著高于高雅語言情境（M通俗語言=5.153，SD=0.840；M高雅語言=4.353，SD=0.886，t=-6.639，p<0.001），假設(shè)H1得到支持。表SEQ表\*ARABIC9語言風(fēng)格對消費者購買意愿的獨立樣本T檢驗（實驗一）檢驗變量語言風(fēng)格N平均值標準差t值p值消費者購買意愿高雅語言1024.3530.886-6.639<0.001通俗語言1035.1530.840（2）認知信任的中介作用為了檢驗認知信任的中介作用，本文Hayes(2017)的PROCESSModel4（Bootstrap=5000次）進行中介效應(yīng)檢驗，將通俗語言編碼為1，高雅語言編碼為0，消費者購買意愿為因變量，認知信任為中介變量。根據(jù)REF_Ref28443\h表10顯示，語言風(fēng)格能夠顯著正向預(yù)測認知信任（β=0.580，t=4.937，p<0.001），同時，認知信任也能顯著正向預(yù)測消費者購買意愿（β=0.728，t=14.298，p<0.001）。進一步檢驗中介效應(yīng)的情況，根據(jù)REF_Ref28459\h表11顯示，認知信任通過主播語言風(fēng)格對消費者購買意愿產(chǎn)生的的中介效應(yīng)為0.422，95%CI為[0.274,0.622]，其中不包括0，即認知信任的中介效應(yīng)顯著，假設(shè)H2得到支持。表SEQ表\*ARABIC10認知信任的中介效應(yīng)檢驗（實驗一）回歸方程（N=205）擬合指標系數(shù)顯著度結(jié)果變量預(yù)測變量RR2FβT消費者購買意愿語言風(fēng)格0.4220.17844.0770.8006.639***認知信任語言風(fēng)格0.3270.10724.3760.5804.937***消費者購買意愿語言風(fēng)格0.7690.592146.3480.3784.195***認知信任0.72814.298***備注：*p<0.050**p<0.010***p<0.001表SEQ表\*ARABIC11總效應(yīng)、直接效應(yīng)及中介效應(yīng)分解表（實驗一）效應(yīng)值Boot標準誤差BootCI下限BootCI上限效應(yīng)占比總效應(yīng)0.8000.1200.5631.038直接效應(yīng)0.3780.0900.2000.55747.25%中介效應(yīng)0.4220.0890.2740.62252.75%（二）實驗二：產(chǎn)品類型的調(diào)節(jié)作用1.實驗?zāi)康膶嶒灦哪康氖窃俅螜z驗實驗一的結(jié)果以及檢驗產(chǎn)品類型是否在主播語言風(fēng)格對認知信任和消費者購買意愿兩條路徑中起到調(diào)節(jié)作用。2.實驗設(shè)計實驗二采用語言風(fēng)格（具體為通俗語言和高雅語言）和產(chǎn)品類型（具體為實用品和享樂品）兩個變量進行2×2的組間因子設(shè)計。本次實驗同樣通過線上實驗法進行，實驗問卷通過問卷星平臺進行制作和發(fā)放，所有參與本實驗的被試將被隨機分到四組情境中，分別是“實用品-通俗語言”“實用品-高雅語言”“享樂品-通俗語言”及“享樂品-高雅語言”。在情境設(shè)計方面，對比實驗一增加了產(chǎn)品類型的情境操縱和更換了實驗刺激物。在產(chǎn)品類型的操縱方式參考黃敏學(xué)等REF_Ref23137\r\h[26]的實驗設(shè)計，通過強調(diào)產(chǎn)品的不同價值屬性從而操縱產(chǎn)品類型。本次實驗參考汪旭暉REF_Ref25782\r\h[54]和袁曉芳REF_Ref25818\r\h[55]的研究，刺激物選取充電寶作為實用品，毛絨玩具作為享樂品。具體實驗材料參考附錄B實驗問卷調(diào)查2。實驗二與實驗一的流程保持一致，要求被試瀏覽完材料之后，對直播情境中的主播語言風(fēng)格感知進行打分，并增加了對產(chǎn)品類型的感知測量，產(chǎn)品類型感知量表改編自Voss等REF_Ref25847\r\h[56]在2003年發(fā)布的量表，使用5個項測量實用屬性，5個項測量享樂屬性，如REF_Ref28753\h表12所示。隨后，依舊要求被試填寫認知信任和消費者購買意愿的量表，兩個量表與實驗一均保持一致。最后，被試被要求填寫個人基本信息以便做描述性統(tǒng)計分析。表SEQ表\*ARABIC12變量量表（實驗二）變量題項實用屬性您認為該產(chǎn)品是有效的您認為該產(chǎn)品是有幫助的您認為該產(chǎn)品是功能性的您認為該產(chǎn)品是必要的您認為該產(chǎn)品是實用的享樂屬性您認為該產(chǎn)品是有樂趣的您認為該產(chǎn)品是令人興奮的您認為該產(chǎn)品是令人高興的您認為該產(chǎn)品是令人刺激的您認為該產(chǎn)品是令人愉快的3.描述性統(tǒng)計分析實驗二共收集問卷316份，排除未通過注意力測試題、漏填及亂填問卷等問卷，共剔除無效問卷77份，最終收集有效問卷239份，有效回收率約為76%。有效樣本的基本情況如REF_Ref30891\h表13所示，從性別方面看，女性共199名，占83.3%；從年齡方面看，被試的年齡段為18-25歲的占比最大，共175名，占73.2%；從學(xué)歷方面看，被試主要集中在大學(xué)本科學(xué)歷，共205名，占85.8%；從月收入/生活費方面看，3000元及以下的占比最大，占43.9%。表SEQ表\*ARABIC13有效樣本的基本情況表（實驗二）名稱選項頻數(shù)百分比(%)累積百分比(%)性別男4016.716.7女19983.3100.0年齡（歲）18歲及以下41.71.318-25歲17573.274.626-40歲5824.399.241-60歲20.8100.0學(xué)歷高中及以下31.31.3大學(xué)?？?56.37.5大學(xué)本科20585.893.3研究生及以上166.7100.0月收入/生活費（元）3000元及以下10543.943.93000元-6000元8736.480.36000元-9000元2410.090.49000元及以上239.6100.04.量表信效度分析本文采用Cronbach’sα系數(shù)對量表進行信度檢驗，結(jié)果如REF_Ref29308\h表14REF_Ref21830\h所示，認知信任4個測量項、消費者購買意愿5個測量項、實用屬性5個測量項及享樂屬性5個測量項的Cronbach’sα系數(shù)分別為0.909、0.937、0.909和0.896，量表的Cronbach’sα系數(shù)均大于0.7，說明信度較好。表SEQ表\*ARABIC14信度分析（實驗二）變量項數(shù)Cronbach'sAlpha認知信任40.909消費者購買意愿50.937實用屬性50.909享樂屬性50.896本文通過KMO值和Bartlett球形度檢驗評估因子分析的適用性。結(jié)果如REF_Ref29573\h表15所示。認知信任量表、消費者購買意愿量表、實用屬性量表以及享樂屬性量表的KMO值分別為0.848、0.908、0.830和0.848，近似卡方值分別為631.327、989.807、852.948和743.493，p值都小于0.001，說明四個量表都適合進行因子分析。并且根據(jù)REF_Ref27838\h表16、REF_Ref29576\h表17、REF_Ref29579\h表18、REF_Ref29586\h表19所示，四個量表的各題項的因子載荷值都大于0.5，累計方差貢獻率分別為78.635%、80.034%、74.154%和71.076%，說明四個量表的效度均較好。表SEQ表\*ARABIC15KMO和Bartlett球形檢驗（實驗二）變量巴特球形值P值KMO值認知信任631.327<0.0010.848消費者購買意愿989.807<0.0010.908實用屬性852.948<0.0010.830享樂屬性743.493<0.0010.848表SEQ表\*ARABIC16認知信任因子載荷（實驗二）變量題項因子載荷累計方差貢獻率認知信任您信任該直播間主播，因為該主播會提供關(guān)于產(chǎn)品的有效信息0.79578.635%鑒于該直播間主播的表現(xiàn)，您不會懷疑其向你提供相關(guān)建議的能力0.756您可以信賴該直播間主播對于產(chǎn)品介紹的相關(guān)內(nèi)容0.838如果您向該直播間主播提出關(guān)于產(chǎn)品的問題和咨詢，您知道他會做出建設(shè)性的回復(fù)0.757表SEQ表\*ARABIC17消費者購買意愿因子載荷（實驗二）變量題項因子載荷累計方差貢獻率消費者購買意愿您購買該產(chǎn)品的可能性很高0.80680.034%如果要買這種產(chǎn)品，您會考慮該產(chǎn)品0.821續(xù)表SEQ表\*ARABIC17消費者購買意愿因子載荷（實驗二）變量題項因子載荷累計方差貢獻率消費者購買意愿您會根據(jù)主播的產(chǎn)品介紹信息，考慮購買這個產(chǎn)品0.794您認為購買該產(chǎn)品是值得肯定的0.771您愿意購買該主播介紹的產(chǎn)品0.810表SEQ表\*ARABIC18實用屬性因子載荷（實驗二）變量題項因子載荷累計方差貢獻率實用屬性您認為該產(chǎn)品是有效的0.73174.154%您認為該產(chǎn)品是有幫助的0.693您認為該產(chǎn)品是功能性的0.763您認為該產(chǎn)品是必要的0.714您認為該產(chǎn)品是實用的0.806表SEQ表\*ARABIC19享樂屬性愿因子載荷（實驗二）變量題項因子載荷累計方差貢獻率享樂屬性您認為該產(chǎn)品是有樂趣的0.74371.076%您認為該產(chǎn)品是令人興奮的0.795您認為該產(chǎn)品是令人高興的0.731您認為該產(chǎn)品是令人刺激的0.520您認為該產(chǎn)品是令人愉快的0.7665.語言風(fēng)格和產(chǎn)品類型的操縱檢驗本文通過獨立樣本T檢驗檢測被試對主播語言風(fēng)格的感知，結(jié)果如REF_Ref30301\h表20所示。閱讀高雅語言產(chǎn)品介紹的被試認為該直播間主播的語言風(fēng)格更加大方文雅（M=5.040，SD=1.386），而閱讀通俗語言產(chǎn)品介紹的被試則認為該直播間主播的語言風(fēng)格更加通俗易懂（M=2.500，SD=1.434，t=13.953，p<0.001），說明實驗二對主播語言風(fēng)格操縱成功。表SEQ表\*ARABIC20語言風(fēng)格感知的獨立樣本T檢驗（實驗二）檢驗變量語言風(fēng)格N平均值標準差t值p值語言風(fēng)格感知高雅語言1165.0401.38613.953<0.001通俗語言1232.5001.434本文通過獨立樣本T檢驗檢測被試對實用品的感知，結(jié)果如REF_Ref3245\h表21所示。閱讀實用品材料的被試對實用屬性感知大于閱讀享樂品材料的被試（M實用品=5.468，SD=0.830；M享樂品=3.996，SD=1.049，t=-11.885，p<0.001），說明實驗二對實用品操縱成功。表SEQ表\*ARABIC21實用品的獨立樣本T檢驗（實驗二）檢驗變量產(chǎn)品類型N平均值標準差t值p值實用屬性感知享樂品1103.9961.049-11.885<0.001實用品1295.4680.830本文通過獨立樣本T檢驗檢測被試對享樂品的感知，結(jié)果如REF_Ref3219\h表22所示。閱讀享樂品材料的被試對享樂屬性感知大于閱讀實用品材料的被試（M享樂品=4.847，SD=0.979；M實用品=3.880，SD=1.124，t=7.105，p<0.001），說明實驗二對享樂品操縱成功。表SEQ表\*ARABIC22享樂品的獨立樣本T檢驗（實驗二）檢驗變量產(chǎn)品類型N平均值標準差t值p值享樂屬性感知享樂品1104.8470.9797.105<0.001實用品1293.8801.1246.假設(shè)檢驗（1）主效應(yīng)分析以語言風(fēng)格為自變量（通俗語言=1，高雅語言=0），消費者購買意愿為因變量進行獨立樣本T檢驗，結(jié)果如REF_Ref3189\h表23所示，通俗語言情境下消費者購買意愿顯著高于高雅語言情境（M通俗語言=5.140，SD=0.874；M高雅語言=4.174，SD=1.121，t=-7.393，p<0.001），假設(shè)H1得到支持。表SEQ表\*ARABIC23語言風(fēng)格對消費者購買意愿的獨立樣本T檢驗（實驗二）檢驗變量語言風(fēng)格N平均值標準差t值p值消費者購買意愿高雅語言1164.1741.121-7.393<0.001通俗語言1235.1400.874（2）認知信任的中介作用為了檢驗認知信任的中介作用，本文采用Hayes(2017)的PROCESSModel4（Bootstrap=5000次）進行中介效應(yīng)檢驗，將通俗語言編碼為1，高雅語言編碼為0，消費者購買意愿為因變量，認知信任為中介變量。根據(jù)REF_Ref3124\h表24顯示，語言風(fēng)格能夠顯著正向預(yù)測認知信任（β=0.914，t=7.622，p<0.001）。同時，認知信任也能顯著正向預(yù)測消費者購買意愿（β=0.841，t=18.980，p<0.001）。進一步檢驗中介效應(yīng)的情況，根據(jù)REF_Ref3094\h表25顯示，認知信任通過主播語言風(fēng)格對消費者購買意愿產(chǎn)生的的中介效應(yīng)為0.769，95%CI為[0.557,0.999]，其中不包括0，即認知信任的中介效應(yīng)顯著，假設(shè)H2得到支持。表SEQ表\*ARABIC24認知信任的中介效應(yīng)檢驗（實驗二）回歸方程（N=239）擬合指標系數(shù)顯著度結(jié)果變量預(yù)測變量RR2FβT消費者購買意愿語言風(fēng)格0.4350.19055.4500.9667.447***認知信任語言風(fēng)格0.4440.19758.0920.9147.622***消費者購買意愿語言風(fēng)格0.8240.679249.8740.1972.164*認知信任0.84118.980***備注：*p<0.050**p<0.010***p<0.001表SEQ表\*ARABIC25總效應(yīng)、直接效應(yīng)及中介效應(yīng)分解表（實驗二）效應(yīng)值Boot標準誤差BootCI下限BootCI上限效應(yīng)占比總效應(yīng)0.9660.1300.7101.221直接效應(yīng)0.1970.0910.0180.37720.39%中介效應(yīng)0.7690.1110.5570.99979.61%（3）產(chǎn)品類型的調(diào)節(jié)作用本文采用雙因素方差分析來檢驗產(chǎn)品類型在主播語言風(fēng)格對認知信任中的調(diào)節(jié)作用。根據(jù)REF_Ref3062\h表26顯示，語言風(fēng)格和產(chǎn)品類型對認知信任的交互效應(yīng)不顯著（F=3.258.，p>0.050）。假設(shè)H3、H3a、H3b均未得到支持。表SEQ表\*ARABIC26語言風(fēng)格、產(chǎn)品類型、認知信任的主體效應(yīng)檢驗因變量：認知信任變異來源III類平方和自由度均方F顯著度修正模型58.203a319.40123.377<0.001截距5015.09015015.0906042.912<0.001語言風(fēng)格52.184152.18462.879<0.001產(chǎn)品類型5.90315.9037.1130.008語言風(fēng)格*產(chǎn)品類型2.70412.7043.2580.072誤差195.0292350.830總計5371.375239修正后總計253.233238a.R方=0.230（調(diào)整后R方=0.220）本文采用雙因素方差分析來檢驗產(chǎn)品類型在語言風(fēng)格對消費者購買意愿中的調(diào)節(jié)作用。根據(jù)REF_Ref3026\h表27顯示，語言風(fēng)格（通俗語言vs.高雅語言）和產(chǎn)品類型（實用品vs.享樂品）對消費者購買意愿的主效應(yīng)均顯著，并且兩者之間的交互效應(yīng)也顯著（F=4.873.，p<0.050）。進一步進行簡單效應(yīng)分析表明，結(jié)果如REF_Ref30974\h圖3所示，在產(chǎn)品為享樂品時，通俗語言的購買意愿大于高雅語言（M實用品-通俗語言=5.280，M實用品-高雅語言=4.550，F(xiàn)=18.645，p<0.001），在產(chǎn)品為實用品時，通俗語言的購買意愿大于高雅語言（M享樂品-通俗語言=4.980，M享樂品-高雅語言=3.710，F(xiàn)=48.781，p<0.001），假設(shè)H4、H4a、H4b得到支持。表SEQ表\*ARABIC27語言風(fēng)格、產(chǎn)品類型、消費者購買意愿的主體效應(yīng)檢驗因變量：消費者購買意愿變異來源III類平方和自由度均方F顯著度修正模型78.888a326.29628.776<0.001截距5084.67515084.6755564.318<0.001語言風(fēng)格59.390158.39064.993<0.001產(chǎn)品類型19.349119.34921.174<0.001語言風(fēng)格*產(chǎn)品類型4.45314.4534.8730.028誤差214.7432350.914總計5508.480239修正后總計293.631238a.R方=0.269（調(diào)整后R方=0.259）圖SEQ圖\*ARABIC3產(chǎn)品類型在語言風(fēng)格對消費者購買意愿影響的調(diào)節(jié)作用

五、結(jié)論與展望（一）研究結(jié)論本文根據(jù)兩次實驗研究探討了在直播電商背景下，主播使用不同的語言風(fēng)格進行產(chǎn)品介紹對消費者購買意愿的影響，本文得出了以下結(jié)論：首先，語言風(fēng)格的差異顯著影響了消費者購買意愿。研究結(jié)果顯示，主播使用通俗語言風(fēng)格進行產(chǎn)品介紹相較于高雅語言風(fēng)格，更能有效激發(fā)消費者購買意愿。其次，本文還發(fā)現(xiàn)認知信任在主播語言風(fēng)格對消費者購買意愿的影響中扮演了部分中介角色。主播使用通俗語言進行產(chǎn)品介紹，能夠通過提高消費者的認知信任，進而提高消費者購買意愿。最后，本文發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品類型在主播語言風(fēng)格對消費者購買意愿的影響中具有顯著的調(diào)節(jié)作用。具體而言，在產(chǎn)品為實用品時，主播使用通俗語言時消費者購買意愿大于高雅語言；在產(chǎn)品為享樂品時，主播使用通俗語言時消費者購買意愿仍大于高雅語言。表SEQ表\*ARABIC28假設(shè)檢驗結(jié)果匯總假設(shè)假設(shè)內(nèi)容結(jié)果H1通俗語言（vs.高雅語言）更能增強消費者購買意愿支持H2認知信任在主播語言風(fēng)格對消費者購買意愿的影響中起中介作用支持H3產(chǎn)品類型（實用品vs.享樂品）在主播語言風(fēng)格對認知信任的影響中起調(diào)節(jié)作用不支持H3a對于實用品而言，主播使用通俗語言對消費者認知信任的影響大于高雅語言不支持H3b對于享樂品而言，主播使用通俗語言對消費者認知信任的影響大于高雅語言不支持H4產(chǎn)品類型（實用品vs.享樂品）在主播語言風(fēng)格對消費者購買意愿的影響中起調(diào)節(jié)作用支持H4a對于實用品而言，主播使用通俗語言對消費者購買意愿的影響大于高雅語言支持H4b對于享樂品而言，主播使用通俗語言對消費者購買意愿的影響大于高雅語言支持（二）研究意義1.理論意義第一，豐富了直播電商中消費者行為的研究視角。本文立足于直播電商領(lǐng)域，借鑒吳月燕在廣告學(xué)領(lǐng)域?qū)φZ言風(fēng)格的劃分，將主播語言風(fēng)格劃分為通俗語言和高雅語言，探討了兩種語言風(fēng)格對消費者購買意愿的影響差異，由此豐富了直播電商領(lǐng)域和消費者行為領(lǐng)域在主播語言風(fēng)格方面的研究。第二，拓寬了語言期望理論在直播電商領(lǐng)域中的應(yīng)用。語言期望理論在過往的研究中多集中于在線評論和智能聊天機器人服務(wù)等方面，本文將語言期望理論引入到直播電商領(lǐng)域，揭示了在直播這一實時互動場景下，主播的語言風(fēng)格如何影響消費者購買意愿，并通過實證研究驗證了語言期望理論在解釋直播電商中消費者行為的有效性，為該理論在新興營銷場景中的應(yīng)用提供了新的證據(jù)和理論支持。第三，深化了認知信任在消費者決策中的影響機制。本文通過實證研究，明確了在直播電商情境下，通俗語言相較于高雅語言更能增強消費者的認知信任，進而影響其購買意愿，這一發(fā)現(xiàn)進一步深化了對認知信任作用機制的認識。第四，豐富了產(chǎn)品類型在消費者決策中的調(diào)節(jié)作用研究。本文選取產(chǎn)品類型作為調(diào)節(jié)變量，將產(chǎn)品類型與主播語言風(fēng)格結(jié)合，進一步探討產(chǎn)品類型在主播語言風(fēng)格對消費者購買意愿之間的調(diào)節(jié)作用，擴寬了產(chǎn)品類型作為調(diào)節(jié)變量的研究范疇。2.實踐意義對主播而言，本文的研究結(jié)論揭示了不同的主播語言風(fēng)格會對消費者購買意愿產(chǎn)生影響，從而指導(dǎo)主播理解消費者內(nèi)在認知的轉(zhuǎn)變，運用恰當(dāng)?shù)恼Z言風(fēng)格來增長直播績效。注重對主播的技能培訓(xùn)和能力開發(fā)。在直播電商中，主播與觀眾的語言互動能夠顯著影響消費者的心理態(tài)度與行為決策。主播承擔(dān)著講解產(chǎn)品信息、傳遞直播間形象的重要作用，是直播電商的關(guān)鍵主體。為了營造良好的直播間氛圍和打造優(yōu)質(zhì)直播間，企業(yè)必須重視對主播語言技能的培訓(xùn)與專業(yè)素養(yǎng)的提升，包括提升主播對不同語言風(fēng)格的運用能力，增強其溝通技巧以及對于產(chǎn)品內(nèi)容的專業(yè)知識儲備，從而更好與消費者互動，提高直播效果。優(yōu)化主播語言風(fēng)格的運用。在直播快節(jié)奏和產(chǎn)品同質(zhì)化嚴重的背景下，消費者的購買行為較少依賴于信息搜索和比較評估，而是更多依賴于主播對于產(chǎn)品信息的介紹。并且，本文通過實證研究驗證了通俗語言相較于高雅語言更能增強消費者的認知信任和購買意愿。因此，主播在進行產(chǎn)品內(nèi)容介紹時可以適當(dāng)傾向于使用通俗語言，能夠更好地拉近與消費者的距離，增強消費者的信任感和購買意愿。（三）不足與展望研究語境的局限性。本文主要聚焦于中文語境下的主播語言風(fēng)格對消費者購買意愿的影響，未充分考量其他語境中語言風(fēng)格的作用。不同語系在語言結(jié)構(gòu)、文化內(nèi)涵及表達習(xí)慣等方面存在顯著差異，這可能會影響語言風(fēng)格對消費者認知和行為的作用機制。未來研究可拓展至英文語境，探索跨文化背景下語言風(fēng)格的作用機制，進一步完善理論體系并為直播電商的國際化提供指導(dǎo)。實驗方法的局限性。研究主要采用線上情境實驗這一單一方法，存在一定局限性。線上實驗依賴被試的自我報告和想象，可能無法完全模擬真實直播購物場景中消費者的復(fù)雜心理和行為反應(yīng)。后續(xù)研究可結(jié)合眼動儀等生理測量工具，通過眼動追蹤技術(shù)精準記錄消費者在觀看直播時的注意力分配、視覺焦點等生理數(shù)據(jù)，更深入地揭示語言風(fēng)格如何影響消費者的認知加工過程和信息接收偏好，進一步支持和完善現(xiàn)有研究結(jié)論，使研究結(jié)果更具說服力和全面性。

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