【摘 要】为探讨在线有声读物平台用户使用意愿的影响因素，通过问卷调查，基于技术接受模型进行实证研究，分析感知有用性、感知易用性、感知娱乐性、主导群体社会影响、资源优化程度、使用成本对用户使用行为的影响，并利用模型解释影响因素之间的关系及影响程度。依据研究结果，提出在线有声读物平台应注重内容质量、增加内容娱乐性、强化社交功能等建议。
【关键词】在线有声读物平台；技术接受模型；用户行为；使用意愿
一、概述
随着数字网络技术的发展，信息传播途径变得越来越多样化，出版活动的形式、渠道与范畴也随之发生变化。在线有声读物平台便是众多依托新技术传播的新兴出版形式之一。有声读物是指“以磁带、光盘、移动数字终端和其他音频方式为载体，以文字内容为主体，能够通过下载、在线等多种形式播放收听的录音制品”。[1]而“在线有声读物平台”是指运营并向用户提供通过网络媒体播出、下载等方式收听的有声读物的网络平台。
近年来，有声读物在阅读市场异军突起。据艾媒咨询发布的《2018—2019中国有声书市场专题研究报告》，2018年中国有声读物市场规模达46.4亿元，2020年预计达82.1亿元；2018年有声读物用户规模达3.85亿人，2020年有望增至5.62亿人。[2]由中国新闻出版研究院发布的《第十六次全国国民阅读调查报告》中的数据显示，2018年，我国有近26%的成年人有听书习惯，其中有11.7%的用户选择使用“移动有声App平台”听书。[3]有声读物已经具备了一定的用户市场规模，初步形成了一个较为成熟的文化市场模块，具有很高的研究价值。
技术接受模型（Technology Acceptance Model，简称TAM）是戴维斯（Fred D.Davis）等人基于理性行为理论提出的模型。该模型最初用于反映用户对于信息系统的接受情况，后被学术界广泛运用于解释用户行为影响因素的研究中。在中国知网以“技术接受模型的应用”为关键词进行检索，发现自2017年1月1日至2019年12月31日，有相关文献154篇，其中以信息科学（包括新闻与传媒、出版等）为研究视角的相关论文有62篇，占比40.3%，可见该模型在信息及出版研究领域的应用较为多见。
而单独以“有声读物用户行为研究（受众/用户调查）”为关键词检索共发现10篇文献，均发表于2016年后。可见针对有声读物用户的研究不多。
雷晓庆等发现高校学生对有声读物App的主要需求在于优质内容、易用的系统、用户深度参与感和正版音频来源，且他们的感受与体验受到年龄、专业和学历影响。[4]童云等指出用户对有声读物的需求在于空间场景化、内容定制化、渠道社交化和时间碎片化。[5]而同样采用技术接受模型对有声读物App的受众使用行为进行研究的叶阳等指出，软件的易用性、娱乐性会对用户行为造成间接影响，而有用性、社会影响会对用户的使用行为造成直接影响。[6]
以上述研究结论为铺垫，本研究拟运用实证研究的方式，对在线有声读物平台的用户使用行为的影响因素展开调查研究。
二、研究假设
技术接受模型认为外部变量会影响用户的感知有用性与感知易用性；感知有用性与感知易用性通过影响用户的使用态度，促使用户产生行为意向，最终导致实际的使用行为。在现有的使用技术接受模型的研究中，许多学者会根据各自的研究目的，适当地加入内外部变量来修正模型，以匹配实际情况。本研究保留了技术接受模型中的感知有用性、感知易用性、使用态度和行为意向，增加感知娱乐性、主导群体社会影响、资源优化程度与使用成本这四项可能影响用户使用行为的变量。以上变量的英文名称、英文简称及其含义见表1。
表1 研究变量及其含义
| 变量 | 英文名称 | 英文简称 | 含义 |
| 感知有用性 | perceived usefulness | PU | 感知有用性是指用户感觉技术对自己有用。用户通过平台获取对自己有帮助的知识信息时，会提升对平台的有用感知，进而对平台产生积极的使用态度。 |
| 感知易用性 | perceived ease of use | PEU | 感知易用性是指用户感觉技术便于自己使用。用户在使用平台时越容易上手，越倾向于对该平台产生积极的使用态度。 |
| 使用态度 | attitude toward using | AT | 使用态度是指用户在使用技术时表现出的积极或消极的感受。用户在使用平台时的态度越积极，越容易产生使用该平台的行为。 |
| 行为意向 | behavioral intention | BI | 行为意向是指用户受到使用态度的影响而产生的行为趋势。用户对平台使用态度越积极，越会产生正向的行为趋势，进而产生使用平台的行为。 |
| 感知娱乐性 | perceived entertainment | PE | 感知娱乐性用于反映个人沉迷于网络交互中，发现交互作用带来愉快的体验程度。用户可以通过平台的内容、互动感、社交功能等体会到使用乐趣，进而提升感知娱乐性。 |
| 主导群体社会影响 | social impact of leading groups | SI | 主导群体也称初级群体。用户身边的社会环境会对用户使用某种技术时的行为、判断产生潜移默化的影响。社会环境对用户的影响来自不同的群体。其中，主导群体是形成用户社会本质的基础。该群体主要包括家人、同学、朋友等。 |
| 资源优化程度 | resource optimization | RO | 资源优化程度是指平台内部资源的配置情况。一般包括资源数量、分类检索方式等。 |
| 使用成本 | cost | CO | 使用成本用于表示平台产品的定价合理程度。平台对内容的定价越合理、营销方式越吸引人，用户就越倾向于认为平台易用性高。 |
奈斯温（Herbjørn Nysveen）等通过实证研究发现，用户获得愉悦的使用体验后会增加对平台的好感[7]，从而正向影响用户对平台的有用感知。王金健（Chin-Chien Wang）等通过实证研究发现，主导群体社会影响对用户的有用感知、使用态度和行为有正向影响。[8]朱晶认为平台的资源优化程度是影响用户使用态度的重要因素之一。[9]她指出，平台的资源越多，资源分级越合理，检索越方便，用户就越倾向于认为平台易于使用。
在综合相关研究和理论后，本研究基于技术接受模型，依据实际情况，提出如下假设。H1：感知有用性（PU）正向影响使用态度（AT）；H2：感知易用性（PEU）正向影响使用态度（AT）；H3：感知易用性（PEU）正向影响感知有用性（PU）；H4：使用态度（AT）正向影响行为意向（BI）；H5：感知娱乐性（PE）正向影响感知有用性（PU）；H6：资源优化程度（RO）正向影响感知易用性（PEU）；H7：使用成本（CO）正向影响感知易用性（PEU）；H8：主导群体社会影响（SI）正向影响感知有用性（PU）；H9：主导群体社会影响（SI）正向影响使用态度（AT）；H10：主导群体社会影响（SI）正向影响行为意向（BI）。（见图1）
图1 理论假设模型
三、研究设计与结果
1.问卷设计与统计分析
本研究的问卷分为两个部分：基本信息问卷与量表问卷。基本信息问卷统计了用户的性别、常用的平台、平台使用场景以及付费态度。量表问卷则是根据研究假设，为每个潜在变量设置3-4个观测变量。为减少受访者的“趋中反映”，即倾向于选择“一般”等中间选项，本研究采用李克特6级量表，从1到6分别表示用户从非常不赞成到非常赞成的态度转变。[10]
本研究一共发放了300份纸质问卷，回收285份。剔除有明显填写规律的，如重复填写单一选项的问卷和未完整作答的问卷，共收到195份有效问卷，样本有效率为68.42%。在有效样本中，男性占46.67%，女性占53.33%。被调查者经常使用的在线有声读物平台前三位为喜马拉雅FM、知乎LIVE和荔枝FM。有58.75%的被调查者会选择在大块的空闲时间中使用在线有声读物平台，略低于59.38%的在零碎时间中使用平台。愿意为有声读物付费的被调查者占总数的67.69%，其中25.76%的人最高愿意支付的金额为10.00-19.99元，65.15%的人最高愿意支付5.00-49.00元。
2.信度与效度检验
本研究使用Cronbach'α系数进行信度分析。α系数大于0.8表明问卷信度良好。同时，研究采用CITC（校正项目总计相关系数）来检验数据的内部一致性。CITC高于0.5说明问卷内部一致性良好。依据以上标准，笔者删除了CO1、RO2两项无效观测变量。检验结果见表2。问卷总体α系数为0.937，且每个观测变量CITC均大于0.6，信度良好。问卷的观测变量因子载荷均大于0.6，效度良好。
表2 信度与效度检验结果
| 潜在变量 | 观测变量 | 因子载荷 | CITC | Cronbach'α |
| 感知有用性 | PU1 | 0.750 | 0.843 | 0.892 |
| PU2 | 0.718 | 0.785 | ||
| PU3 | 0.743 | 0.740 | ||
| 感知娱乐性 | PE1 | 0.654 | 0.700 | 0.849 |
| PE2 | 0.665 | 0.736 | ||
| PE3 | 0.771 | 0.718 | ||
| 使用成本 | CO2 | 0.551 | 0.675 | 0.828 |
| CO3 | 0.581 | 0.734 | ||
| CO4 | 0.638 | 0.648 | ||
| 行为意向 | BI1 | 0.667 | 0.723 | 0.883 |
| BI2 | 0.640 | 0.844 | ||
| BI3 | 0.534 | 0.754 | ||
| 感知易用性 | PEU1 | 0.717 | 0.685 | 0.851 |
| PEU2 | 0.696 | 0.773 | ||
| PEU3 | 0.655 | 0.707 | ||
| 主导群体社会影响 | SI1 | 0.686 | 0.682 | 0.845 |
| SI2 | 0.747 | 0.766 | ||
| SI3 | 0.781 | 0.689 | ||
| 使用态度 | AT1 | 0.765 | 0.664 | 0.843 |
| AT2 | 0.755 | 0.787 | ||
| AT3 | 0.647 | 0.678 | ||
| 资源优化程度 | RO1 | 0.725 | 0.750 | 0.857 |
| RO3 | 0.749 | 0.750 | ||
| 总计观测变量（项） | 23 | 总信度 | 0.937 | |
3.模型构建与检验
温忠麟等建议采用如下指标和界值评价结构方程模型的拟合水准：非规范适配指标（TLI＞0.9视为良好）、比较拟合指数（CFI＞0.9视为良好）、近似误差均方根（RMSEA＜0.08视为良好）。此外，还可以报告卡方自由度比（CMIN/DF＜2视为良好），用来表示模型的简约适配程度。[11]
依据研究假设建立的初始模型拟合结果不佳。依据AMOS提供的模型修正指数（M.I.）和路径系数对初始模型进行大范围、结构性的修改后，重新建立了修正模型。检验结果见表3，修正模型拟合成功。修正模型标准化回归系数见图2。标准化回归系数用于形容变量之间的影响程度，系数越接近1，变量间的影响越大，解释能力就越强。
表3 修正模型检验结果及指标
| 参考指标 | 综合拟合指标 | 绝对拟合指标 | 增值拟合指标 | |
| 卡方自由度比 | 近似误差均方根 | 非规范适配指标 | 比较适配指标 | |
| 界值 | 1＜CMIN/DF＜2 | RMSEA＜0.08 | 0.9＜TLI | 0.9＜CFI |
| 实际取值 | 1.924 | 0.069 | 0.934 | 0.945 |
| 检测情况 | 良好 | 良好 | 良好 | 良好 |
图2 修正模型标准化回归系数
注：*表示该路径p值＜0.05，显著性水平可以接受；**表示该路径p值＜0.01，显著性水平较高；***表示该路径p值＜0.001，显著性水平极高。
研究结果显示，感知有用性和感知娱乐性对使用态度有着直接影响，进而会影响用户的行为意向。感知易用性通过感知有用性与感知娱乐性间接影响使用态度。而资源优化程度和使用成本又影响感知易用性。研究假设中所猜想的主导群体社会影响并不会对用户的使用态度和行为意向造成明显的影响。研究假设检验结果见表4。
表4 研究假设检验结果
注：箭头用于表示前者对后者正向影响，如PU→AT表示感知有用性正向影响使用态度。*表示该路径p值＜0.05，显著性水平可以接受；**表示该路径p值＜0.01，显著性水平较高；***表示该路径p值＜0.001，显著性水平极高。| 研究假设 | Estimate | S.E. | C.R. | P | 检验结果 |
| H1:感知有用性(PU)→使用态度(AT) | 0.312 | 0.070 | 4.492 | *** | 支持 |
| H2:感知易用性(PEU)→使用态度(AT) | 0.091 | 0.142 | 0.640 | 0.522 | 不支持 |
| H3:感知易用性(PEU)→感知有用性(PU) | 0.877 | 0.081 | 10.791 | *** | 支持 |
| H4:使用态度(AT)→行为意向(BI) | 0.878 | 0.097 | 9.021 | *** | 支持 |
| H5:感知娱乐性(PE)→感知有用性(PU) | 0.091 | 0.152 | 0.600 | 0.549 | 不支持 |
| H6:资源优化程度(RO)→感知易用性(PEU) | 0.645 | 0.096 | 6.738 | *** | 支持 |
| H7:使用成本(CO)→感知易用性(PEU) | 0.217 | 0.094 | 2.302 | *(0.021) | 支持 |
| H8:主导群体社会影响(SI)→感知有用性(PU) | -0.815 | 0.653 | -1.247 | 0.213 | 不支持 |
| H9:主导群体社会影响(SI)→使用态度(AT) | 2.846 | 1.979 | 1.438 | 0.150 | 不支持 |
| H10:主导群体社会影响(SI)→行为意向(BI) | 3.989 | 2.775 | 1.438 | 0.151 | 不支持 |
| 新增研究结论 | Estimate | S.E. | C.R. | P | 检验结果 |
| 感知易用性(PEU)→感知娱乐性(PE) | 0.694 | 0.075 | 9.305 | *** | 支持 |
| 感知娱乐性(PE)→使用态度(AT) | 0.446 | 0.095 | 4.705 | *** | 支持 |
四、结论与建议
1.有用性需求仍是核心
从图2可知，感知有用性对使用态度的正向影响路径系数为0.39，且p值小于0.001，具有较高显著性，说明感知有用性是对用户使用态度影响的核心因素之一。如何让作者感觉平台有用是在线有声读物平台考虑的主要问题。除了提高平台本身的内容质量，笔者认为，明确平台定位也能帮助平台增加感知有用性。
2.易用性诉求削弱，娱乐性诉求突出
技术接受模型的核心观点之一是外界因素通过影响用户认知层面的感知有用性与感知易用性，进而作用于用户态度层面的使用态度和行为意向，最终导致用户行为的产生。但是在上述的模型修正过程中，笔者发现感知易用性对使用态度的直接影响已经不够显著，从图2可知，感知易用性转而通过正向影响感知有用性、感知娱乐性来间接影响用户的使用态度。将技术接受模型运用到本研究数据时产生的偏差可能由三个原因造成。首先，我们处于信息爆炸的时代，用户接受新事物的能力快速增强，产品的易用性并不再成为影响使用态度的主导原因。其次，本次调研对象是北京的在校本科生，他们处于学习阶段，吸纳知识的能力强，易用性不会成为其选择使用平台的主要考虑因素。最后，技术接受模型主要是用于描述人们对新兴技术的接受态度，而本次研究的描述对象是在线有声读物平台，虽然也是新兴出版技术，但依托的硬件是手机，本质是手机应用软件，发展时间长，且软件设计界面日益趋同化，用户已经基本习惯了使用模式，用户对易用性的感知区分度并不高。因此，感知易用性虽然依旧是用户使用行为的重要影响因素，但已不再成为用户接受在线有声读物的首要考虑要素。
如图2所示，感知娱乐性对用户的使用态度有着正向影响，路径系数为0.44，且p值小于0.001，具有较高显著性，这标志着娱乐性成为促使用户使用在线有声读物平台的核心因素之一。
3.社交功能还有待开发
因为移动网络具有很强的社交性和社群性，所以在研究开始阶段，笔者假设主导群体社会影响会对感知有用性、使用态度和行为意向有着正向的影响。但从研究结果来看，主导群体社会影响对用户产生使用行为的解释能力并不强。笔者认为原因有三点。首先，有声读物在内容形式上不适合社交分享。与文字信息不同，音频信息具有很强的线性，用户不能快速地浏览，只能从头听到尾。所以它的社交分享性并不强。其次，在线有声读物平台虽然作品丰富，却很难产生类似视频领域的现象级作品。大多数用户沉浸在自己所感兴趣的有声读物领域，很难与周围的主导群体形成兴趣社群，进而开展社交活动。最后，移动互联技术的发展让更多的用户能在网络上轻松找到与自己观念相似的兴趣社群。与主导群体被动的影响不同，网络兴趣社群对用户的影响一般是用户主动选择与接受的，这也就导致了用户在某些方面排斥与主导群体社交，而选择加入网络兴趣社群的社交活动。主导群体的意见对用户使用行为的影响自然就被削弱了。
本研究通过技术接受模型描述了感知有用性等变量对用户使用行为的影响路径，通过比对研究结论与传统技术接受模型，可以发现影响用户态度的核心因素已然变迁。如上文分析，该变化可能是研究样本选择造成的“偶然”，但其中也可能包含着由宏观技术环境影响的“必然”，这也需要更多的实证研究去验证。值得思考的是，任何技术理论并非一成不变，在时代的脉动中体悟技术变化的趋势，或许才是做出好的技术产品的关键。
参考文献
[1]蔡翔,王睿.从国民听书率看我国有声阅读产业发展趋势[J].现代出版,2018(1):65-70.
[2]艾媒大文娱产业研究中心,艾媒咨询.艾媒报告|2018—2019中国有声书市场专题研究报告[EB/OL].(2019-01-23)[2020-02-02].https://www.iimedia.cn/c400/63471.html.
[3]中国新闻出版研究院全国国民阅读调查课题组.第十六次全国国民阅读调查报告[J].新阅读,2019(5):45-47.
[4]雷晓庆,韩思雨.关于高校用户使用有声读物App的调查及分析[J].晋图学刊,2019(3):65-72.
[5]童云,周荣庭.论有声读物的用户需求及其超媒介生产策略[J].现代传播(中国传媒大学学报),2018(5):103-109.
[6]叶阳,张美娟,王涵.有声书App用户使用行为影响因素分析[J].出版发行研究,2017(7):34,38-41.
[7]NYSVEEN H,PEDERSEN P E,THORBJORNSEN H.Intentions to use mobile services:Antecedents and cross-service comparisons[J].Journal of the Academy of Marketing Science,2005,33(3):330-346.
[8]WANG C C,HSU Y H,FANG W C.Acceptance of Technology Economy[M].Boston:Harvard Business School Press,1999.转引自叶阳,张美娟,王涵.有声书App用户使用行为影响因素分析[J].出版发行研究,2017(7):34,38-41.
[9]朱晶.基于TAM模型的研究生移动学习影响因素研究[D/OL].济南:山东师范大学,2015:18[2020-02-02].https://kns.cnki.net/KCMS/detail/detail.aspx?dbcode=CMFD&dbname=CMFD201502&filename=1015601466.nh&uid=WEEvREcwSlJHSldTTEYzWEpEZktlM1NvZFAybmJScXhXSVByTkJaNTdxcz0=$9A4hF_YAuvQ5obgVAqNKPCYcEjKensW4IQMovwHtwkF4VYPoHbKxJw!!&v=MjkyMjU3VzRIOVhLcVpFYlBJUjhlWDFMdXhZUzdEaDFUM3FUcldNMUZyQ1VSN3FmWmVScEZDcmhWYnZQVkYyNkc=.
[10]陈阳.大众传播学研究方法导论(第二版)[M].北京:中国人民大学出版社,2015:62.[11]温忠麟,侯杰泰,马什赫伯特.结构方程模型检验:拟合指数与卡方准则[J].心理学报,2004(2):186-194.
