知識(shí)型“懶人包”接受度影響因素實(shí)證研究

廖珊珊1， 蔡念中， 謝興政3， 蘇純

(1福建工程學(xué)院 設(shè)計(jì)學(xué)院, 福建 福州 350118； 2.臺(tái)灣世新大學(xué) 新聞傳播學(xué)院, 臺(tái)灣 臺(tái)北 116； 3.福建工程學(xué)院 管理學(xué)院, 福建 福州 350118)

隨著數(shù)字時(shí)代網(wǎng)絡(luò)科技的發(fā)展，共享知識(shí)已經(jīng)成為社會(huì)的普遍現(xiàn)象。在學(xué)術(shù)界，共享知識(shí)亦是得到了眾多學(xué)者的青睞，并從不同的角度對(duì)其進(jìn)行剖析，如：Bock等從外在動(dòng)機(jī)和組織氛圍兩方面對(duì)知識(shí)共享行為的影響因素進(jìn)行了探討〔1〕；Chumg等以員工的幸福感作為中介變量，分析了虛擬社區(qū)成員的知識(shí)共享行為〔2〕；張敏等則以大學(xué)生為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)了社會(huì)關(guān)系強(qiáng)度對(duì)知識(shí)共享行為的影響〔3〕；張克永和李賀認(rèn)為利他主義、社會(huì)認(rèn)同、感知有用性和自我效能均是用戶分享健康知識(shí)的驅(qū)動(dòng)力〔4〕。值得指出的是，共享知識(shí)的形式也隨著科技的進(jìn)步不斷地推陳出新，目前以視頻、圖片或文字等形式為主。

信息海量是數(shù)字時(shí)代的一個(gè)顯著特征。為方便用戶在短時(shí)間內(nèi)了解新聞的全貌，美國(guó)的Newsy網(wǎng)站推出新聞“懶人包”——Newsy網(wǎng)站每天從巨量的信息中收集最新最火的新聞，制成專題信息包以供用戶下載?！皯腥税币云涓叨葷饪s信息的特征在網(wǎng)絡(luò)時(shí)代迅速地普及推廣，深入了解“懶人包”接受度的影響因素顯得十分必要。然而，學(xué)術(shù)界并未對(duì)“懶人包”有過多深入的探討，僅有吳志潤(rùn)從輿論宣傳的角度對(duì)“懶人包”進(jìn)行概念性的界定〔5〕。筆者認(rèn)為，根據(jù)功能的差異，“懶人包”主要包含新聞“懶人包”、電影“懶人包”、電視劇“懶人包”、促銷信息“懶人包”及知識(shí)型“懶人包”等類型。其中，知識(shí)型“懶人包”主要是指用戶在閱讀完某本書或掌握某一知識(shí)后，將其內(nèi)容概要及閱讀心得通過“懶人包”的形式(如視頻、圖片或文字)與他人在網(wǎng)絡(luò)中進(jìn)行分享。當(dāng)下，已有眾多的網(wǎng)站或平臺(tái)以此服務(wù)為主要產(chǎn)品，如豆瓣網(wǎng)的書評(píng)就是一種文字形式的知識(shí)型“懶人包”，利于用戶掌握書籍的知識(shí)概要；好知網(wǎng)的視頻類的知識(shí)型“懶人包”可以幫助用戶快速掌握軟件的使用技能。近幾年，此類平臺(tái)發(fā)展迅速，獲得了大量網(wǎng)民的青睞，用戶數(shù)量急劇上升。

目前在國(guó)內(nèi)外鮮有學(xué)者針對(duì)知識(shí)型“懶人包”的接受度展開實(shí)證研究。為彌補(bǔ)以上不足，本研究試圖以擴(kuò)展技術(shù)接受模型為理論基礎(chǔ)，對(duì)海峽兩岸在校大學(xué)生的知識(shí)型“懶人包”的接受度展開調(diào)查，分析用戶對(duì)知識(shí)型“懶人包”接受度的影響因素，并探討用戶的性別和所在地區(qū)的調(diào)節(jié)作用是否存在。研究結(jié)果以期為知識(shí)型“懶人包”平臺(tái)或制作者有效地提升用戶的使用意向提供可實(shí)踐的指導(dǎo)和建議。

一、研究模型構(gòu)建

(一)技術(shù)接受模型

在理性行為理論和計(jì)劃行為理論的基礎(chǔ)上，Davis提出了技術(shù)接受模型(Technology Acceptance Model)，主要用于揭示個(gè)體接受新科技的驅(qū)動(dòng)因素〔6〕。這一模型主要包含四個(gè)重要因素：感知易用性、感知有用性、態(tài)度和使用意向。其中，感知易用性是指?jìng)€(gè)體感知學(xué)習(xí)和掌握某一具體新科技的程度〔6〕；感知有用性則被定義為個(gè)體感知到某一具體新科技幫助其提升個(gè)人表現(xiàn)的程度〔6〕。該模型認(rèn)為，感知有用性和態(tài)度是用戶具有使用新科技行為意向的重要影響因素，態(tài)度會(huì)受到感知有用性和感知易用性的影響，并且，感知易用性可以解釋感知有用性的程度。

隨著科技的不斷進(jìn)步，技術(shù)接受模型的相關(guān)研究也日漸豐富。技術(shù)接受模型既可預(yù)測(cè)工作場(chǎng)合中用戶對(duì)新技術(shù)系統(tǒng)的使用意向，也可研究用戶對(duì)知識(shí)型新科技的接受程度。在國(guó)外，Choi和Totten將其運(yùn)用于移動(dòng)電視接受度的研究，發(fā)現(xiàn)感知有用性對(duì)美國(guó)和韓國(guó)用戶態(tài)度的影響作用存在差異性〔7〕。Pando-Garcia等亦將技術(shù)接受模型視為研究企業(yè)職員使用模擬商業(yè)游戲的基礎(chǔ)理論，發(fā)現(xiàn)感知易用性、感知有用性、態(tài)度及使用意向間的關(guān)系在線上和線下兩組成員之間存在顯著差異〔8〕。Xu和Chen則整合了技術(shù)接受模型及任務(wù)技術(shù)適配模型(Task technology fit model)，對(duì)個(gè)體持續(xù)使用慕課系統(tǒng)的意愿進(jìn)行調(diào)查，驗(yàn)證了慕課系統(tǒng)特征和社會(huì)動(dòng)機(jī)對(duì)用戶感知的影響作用〔9〕。在國(guó)內(nèi)，裴一蕾等基于技術(shù)接受模型，探討了搜索引擎用戶體驗(yàn)對(duì)用戶忠誠(chéng)度的影響作用〔10〕。趙玉明等也透過技術(shù)接受模型對(duì)移動(dòng)圖書館用戶的接受度進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)用戶的個(gè)體創(chuàng)新是其感知和行為意向的關(guān)鍵影響因子〔11〕。明均仁等則構(gòu)建了移動(dòng)圖書館的技術(shù)接受模型，認(rèn)為系統(tǒng)特征和個(gè)體差異均能夠影響用戶的感知，從而影響其對(duì)移動(dòng)圖書館的使用意向〔12〕。知識(shí)型“懶人包”是一種新興的互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)物，因此，技術(shù)接受模型可以作為調(diào)查用戶對(duì)知識(shí)型“懶人包”接受度的基礎(chǔ)理論。

雖然技術(shù)接受模型是一個(gè)簡(jiǎn)潔而強(qiáng)大的理論，通過兩個(gè)變量(感知易用性和感知有用性)來解釋用戶對(duì)新事物的接受程度，但由于用戶在做出決定時(shí)往往需要綜合考慮多種因素，因而用戶對(duì)知識(shí)型“懶人包”的接受度也會(huì)受到上述兩個(gè)變量外的其他因素的影響。既往研究中，Schierz等指出使用技術(shù)接受模型時(shí)需要根據(jù)具體的科技而附加考慮一些因素，如要研究移動(dòng)支付技術(shù)則要根據(jù)移動(dòng)支付技術(shù)的特殊性，重點(diǎn)考察感知安全性和主觀規(guī)范兩個(gè)附加因素〔13〕。知識(shí)型“懶人包”是網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)的方式之一。感知愉悅性是影響學(xué)生使用網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)系統(tǒng)的主要因素之一〔14〕，自我效能感亦能促使學(xué)生使用網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)系統(tǒng)〔15〕，因此，本研究將以技術(shù)接受模型為基礎(chǔ)，整合感知愉悅性和自我效能感兩個(gè)額外變量對(duì)知識(shí)型“懶人包”接受度進(jìn)行調(diào)查，并驗(yàn)證性別和地區(qū)對(duì)知識(shí)型“懶人包”接受度及影響因素之間的關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

(二)研究模型構(gòu)建

知識(shí)型“懶人包”的接受度被界定為用戶對(duì)知識(shí)型“懶人包”相對(duì)持久的認(rèn)知與情感感知傾向，因此，本文將使用意向這一變量用于測(cè)量用戶的接受度，此外還提出12個(gè)研究假設(shè)并構(gòu)建相應(yīng)的研究模型，用于描述感知愉悅性、自我效能感、感知有用性、感知易用性、態(tài)度和使用意向之間的關(guān)聯(lián)性以及性別和地區(qū)對(duì)上述變量關(guān)系所產(chǎn)生的調(diào)節(jié)作用，具體如圖1所示。

圖1 知識(shí)型“懶人包”接受度影響因素研究模型

1.態(tài)度

從市場(chǎng)營(yíng)銷領(lǐng)域來看，態(tài)度是指用戶對(duì)某個(gè)品牌的商品或服務(wù)所形成的喜好反應(yīng)。人們對(duì)任何事物都持有一定的態(tài)度，但態(tài)度并不是天生固有的，而是經(jīng)由后天成長(zhǎng)環(huán)境和個(gè)人價(jià)值觀的影響而形成的。另一方面，態(tài)度具有穩(wěn)定和持久的特點(diǎn)，并表現(xiàn)出相關(guān)的行為意向或?qū)嶋H行為。在技術(shù)接受模型中，用戶態(tài)度是使用意向的驅(qū)動(dòng)因素，這一結(jié)論也被大量的學(xué)者經(jīng)過實(shí)證調(diào)查得以驗(yàn)證：Verma認(rèn)為用戶態(tài)度能夠顯著地影響其對(duì)大數(shù)據(jù)分析系統(tǒng)的使用意向〔16〕；Kim和Park認(rèn)為態(tài)度是用戶使用健康類科技系統(tǒng)的直接影響因素〔17〕；王雙基于技術(shù)接受模型構(gòu)建了以態(tài)度為中介變量的移動(dòng)圖書館用戶接受模型〔18〕。因此，本研究作出如下假設(shè):

H1:用戶對(duì)知識(shí)型“懶人包”的態(tài)度會(huì)正向影響其使用意向。

2.感知有用性

技術(shù)接受模型指出感知有用性是用戶決定是否接受新科技的因素之一。感知有用性主要反映了具體的科技幫助用戶提升個(gè)人表現(xiàn)的程度〔6〕。Rogers指出只有新技術(shù)比現(xiàn)有的解決方案更具獨(dú)特優(yōu)勢(shì)，用戶才會(huì)接受新技術(shù)〔19〕。知識(shí)型“懶人包”可以為學(xué)生提供更快掌握知識(shí)的方法，能夠被學(xué)生用于核對(duì)自己所抓住的重點(diǎn)是否為該書本的真正重點(diǎn)，以確保學(xué)生能夠更精確地掌握知識(shí)。此外，一些學(xué)生還將知識(shí)型“懶人包”運(yùn)用于軟件操作的學(xué)習(xí)中，以此提升學(xué)習(xí)效率。由此發(fā)現(xiàn)，學(xué)生用戶對(duì)知識(shí)型“懶人包”具有一定的感知有用性。Davis已經(jīng)驗(yàn)證了用戶的感知有用性既可以影響其對(duì)新事物的態(tài)度，也可以提升其對(duì)新事物的使用意向〔6〕，這一結(jié)論也被學(xué)界廣泛地進(jìn)行驗(yàn)證，如Liu等認(rèn)為感知有用性是用戶積極態(tài)度形成和接受網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)社區(qū)的驅(qū)動(dòng)因素〔20〕。因此，本研究作出如下假設(shè):

H2:用戶對(duì)知識(shí)型“懶人包”的感知有用性會(huì)正向影響其態(tài)度；

H3:用戶對(duì)知識(shí)型“懶人包”的感知有用性會(huì)正向影響其使用意向。

3.感知易用性

在技術(shù)接受模型中，用戶的感知易用性是另一個(gè)重要因素。根據(jù)Davis的研究，感知易用性反映了用戶所感知到的使用新科技的容易程度〔6〕。Gao和Bai強(qiáng)調(diào)，感知易用性與創(chuàng)新擴(kuò)散理論中的復(fù)雜性所表述的概念類似〔21〕，它們均在關(guān)注用戶在使用新科技時(shí)所感受到的努力。當(dāng)用戶對(duì)新科技的感知易用性較強(qiáng)時(shí)，他們對(duì)該科技的態(tài)度會(huì)較為正向〔6〕。因此，對(duì)于知識(shí)型“懶人包”的用戶來說，他們需要感覺到知識(shí)型“懶人包”的易用性，才會(huì)形成正向態(tài)度。先前研究認(rèn)為，感知易用性既是用戶態(tài)度的重要決定因素，也能對(duì)感知有用性產(chǎn)生積極影響〔22～23〕。因此，本研究作出如下假設(shè)：

H4:用戶對(duì)知識(shí)型“懶人包”的感知易用性會(huì)正向影響其態(tài)度；

H5:用戶對(duì)知識(shí)型“懶人包”的感知易用性會(huì)正向影響其感知有用性。

4.感知愉悅性

Davis等認(rèn)為感知愉悅性是指用戶在某種程度上認(rèn)為使用新技術(shù)是愉悅的〔22〕。與感知有用性和感知易用性等外在動(dòng)機(jī)相比，感知愉悅性被看成是使用新事物的內(nèi)在動(dòng)機(jī)〔23〕。感知愉悅性可以影響用戶對(duì)新技術(shù)的行為意向。在對(duì)比傳統(tǒng)訓(xùn)練法和游戲訓(xùn)練法的接受度的研究中，Venkatesh和Speier認(rèn)為旨在增強(qiáng)內(nèi)在動(dòng)機(jī)的游戲訓(xùn)練法比傳統(tǒng)訓(xùn)練法具有更高的樂趣和更好的感知易用性〔23〕。此外，Venkatesh表明愉悅性會(huì)通過感知易用性而影響感知有用性〔24〕。當(dāng)擁有內(nèi)在動(dòng)機(jī)時(shí)，人們的工作效率會(huì)得到明顯的提升。結(jié)合本研究，當(dāng)感知到知識(shí)型“懶人包”所帶來的愉悅性，學(xué)生可以通過使用知識(shí)型“懶人包”提升自己的學(xué)習(xí)效率，依此可知，感知愉悅性能夠影響學(xué)生對(duì)知識(shí)型“懶人包”的感知易用性和感知有用性。因此，本研究作出如下假設(shè)：

H6:用戶對(duì)知識(shí)型“懶人包”的感知愉悅性會(huì)正向影響其感知易用性。

H7:用戶對(duì)知識(shí)型“懶人包”的感知愉悅性會(huì)正向影響其感知有用性。

5.自我效能感

自我效能感可以被界定為用戶對(duì)自己使用新技術(shù)以完成某項(xiàng)任務(wù)的能力的信念〔18〕。結(jié)合本文，使用知識(shí)型“懶人包”并非難事，關(guān)鍵在于找到相應(yīng)的知識(shí)型“懶人包”，所以，知識(shí)型“懶人包”的自我效能感被看作是用戶對(duì)自己找到并使用知識(shí)型“懶人包”能力的信念。自我效能感在用戶對(duì)網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)平臺(tái)的接受過程中起著至關(guān)重要的作用〔25〕。當(dāng)一個(gè)用戶擁有較高的自我效能感時(shí)，他們?cè)谑褂眯录夹g(shù)時(shí)就有信心克服任何困難〔26〕。據(jù)此，當(dāng)用戶知識(shí)型“懶人包”的自我效能越高，他們就越有可能使用知識(shí)型“懶人包”。類似的，當(dāng)學(xué)生對(duì)網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)系統(tǒng)具有高水平的自我效能感時(shí)，他們使用網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)系統(tǒng)的可能性就越大〔14〕。學(xué)生通過使用網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)系統(tǒng)，能夠擴(kuò)展學(xué)習(xí)的渠道，進(jìn)一步提高學(xué)習(xí)效率，滿足學(xué)習(xí)的需求，從而提升感知愉悅性。因此，本研究作出如下假設(shè)：

H8:用戶對(duì)知識(shí)型“懶人包”的自我效能感會(huì)正向影響其感知易用性；

H9:用戶對(duì)知識(shí)型“懶人包”的自我效能感會(huì)正向影響其感知有用性；

H10:用戶對(duì)知識(shí)型“懶人包”的自我效能感會(huì)正向影響其感知愉悅性。

6.性別和地區(qū)的調(diào)節(jié)作用

個(gè)體的差異會(huì)導(dǎo)致人們對(duì)相同事物的認(rèn)知具有較大的差異〔27〕。從社會(huì)學(xué)理論的角度來看，不同性別的個(gè)體對(duì)交流的認(rèn)知具有一定的差異〔28〕，即女性較為注重情感需求的滿足，而男性則傾向于有效信息的交換。此外，用戶所處地區(qū)的不同也會(huì)導(dǎo)致用戶行為的差異性。雖然臺(tái)灣與大陸同宗同源，但是由于近年來大陸的互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)迅速發(fā)展，極大地改變了人們的生活習(xí)慣和日常行為，使得用戶在互聯(lián)網(wǎng)相關(guān)領(lǐng)域出現(xiàn)了行為的差異，如支付方式的差異，移動(dòng)支付已經(jīng)在大陸地區(qū)進(jìn)行普及，但臺(tái)灣民眾還是傾向于使用較為傳統(tǒng)的支付方式。因此，本研究作出如下假設(shè)：

H11:用戶的性別會(huì)調(diào)節(jié)其知識(shí)型“懶人包”使用意向與影響因素之間的關(guān)系；

H12:用戶所處的地區(qū)會(huì)調(diào)節(jié)其知識(shí)型“懶人包”使用意向與影響因素之間的關(guān)系。

二、研究方法

(一)樣本與數(shù)據(jù)收集

本研究采用便利性抽樣的方式，對(duì)福州和臺(tái)北4所高校的在校本科生進(jìn)行調(diào)查。在調(diào)查過程中，筆者共發(fā)放500份紙質(zhì)問卷，共回收407份，回收率達(dá)到81.4%。經(jīng)過篩查排除數(shù)據(jù)缺失等無效樣本之后，得到有效樣本366份，樣本有效率為89.9%。所有的樣本皆處于18～24周歲的年齡階段。在性別方面，男性為193人，占比52.7%，女性為173人，占比為47.3%。在地區(qū)方面，248個(gè)樣本來自大陸地區(qū)，占比67.8%，118個(gè)樣本是臺(tái)灣大學(xué)生，占比為32.2%。同時(shí)，236名用戶具有使用“懶人包”的經(jīng)驗(yàn)，占64.5%。

(二)變量測(cè)量

本文總共涉及6個(gè)研究變量：感知愉悅性、自我效能感、感知有用性、感知易用性、用戶態(tài)度和使用意向。如表1所示，感知愉悅性是采用學(xué)者Cheng關(guān)于在線學(xué)習(xí)的驅(qū)動(dòng)因素的研究中所提出的3個(gè)題項(xiàng)〔29〕；Tan和Teo所提出的3個(gè)自我效能感的題項(xiàng)〔30〕被用于測(cè)量自我效能感；Venkatesh和Davis提出4個(gè)感知有用性的題項(xiàng)及4個(gè)感知易用性的題項(xiàng)〔31〕適合于本研究中的感知有用性與感知易用性的兩個(gè)變量的測(cè)量；用戶態(tài)度這一變量的測(cè)量使用的是Davis研究中的4個(gè)題項(xiàng)〔6〕；使用意向則同樣是使用Davis研究中的3個(gè)題項(xiàng)〔6〕。上述6個(gè)變量的測(cè)量均采用李克特7級(jí)指標(biāo)測(cè)量法(1表示“非常不同意”，7表示“非常同意”)。

表1 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

三、研究結(jié)果

本研究使用AMOS 22.0對(duì)所有樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。其中，驗(yàn)證性因子分析用于檢驗(yàn)變量的信度、收斂效度和區(qū)別效度；路徑分析用于驗(yàn)證變量之間的關(guān)系是否成立；多群組分析用于分析用戶的性別和地區(qū)的調(diào)節(jié)效果是否存在。

(一)驗(yàn)證性因子分析

經(jīng)過分析，驗(yàn)證性因子分析模型的擬合指標(biāo)(χ2=249.719,DF=160,TLI=0.963,GFI=0.938,RMSEA=0.039)良好，表明該模型具有良好的擬合度，與Hair等所提出的擬合度指標(biāo)要求一致〔32〕。如表1所示，由于感知易用性中的PE4題項(xiàng)的因子載荷量未能達(dá)到規(guī)定值，已被刪除，其余所有題項(xiàng)均已保留；同時(shí)，各變量的CR值大于0.7，說明6個(gè)變量的信度均達(dá)到良好的程度；各變量的AVE值大于0.5，表明6個(gè)變量的收斂效度達(dá)到良好的程度，與Fornell和Larcker所提出的收斂效度指標(biāo)要求一致〔33〕。

在變量間區(qū)別效度方面，由表2可知，研究對(duì)所涉及的6個(gè)變量進(jìn)行皮爾森相關(guān)分析，結(jié)果顯示各變量之間的相關(guān)系數(shù)在0.008～0.501之間，說明變量之間的相關(guān)程度較為不明顯。此外，AVE值的開根號(hào)值大于變量間的相關(guān)系數(shù)，說明本研究中的6個(gè)變量具有良好的區(qū)別效度，與Fornell和Larcker所提出的區(qū)別效度指標(biāo)要求一致〔33〕。

表2 變量間區(qū)別效度

注：對(duì)角線粗體字為變量的AVE值的開根號(hào)值，下三角為變量之間的皮爾森相關(guān)系數(shù)。

(二)假設(shè)檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ退鶚?gòu)建的12個(gè)研究假設(shè)，本研究采用路徑分析(H1-H10)和多群組分析(H11、H12)的方法對(duì)樣本進(jìn)行分析。

1.H1-H10檢驗(yàn)

在路徑分析中，擬合指標(biāo)(χ2=249.719,DF=160,TLI=0.963,GFI=0.938,RMR=0.072,RMSEA=0.039)良好，表明樣本的擬合度較好，整體上支持理論模型。經(jīng)過路徑分析后，H1-H10的檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 結(jié)構(gòu)方程模型路徑(H1-H10)分析結(jié)果

注：***p<0.001。

由表3可知：(1)大學(xué)生的用戶態(tài)度會(huì)正向影響其對(duì)知識(shí)型“懶人包”的使用意向(β=0.366，t=5.564,p<0.001)；(2)用戶的感知有用性既會(huì)正向影響其對(duì)知識(shí)型“懶人包”的態(tài)度(β=0.254，t=4.307,p<0.001)，也會(huì)正向影響其使用意向(β=0.321，t=4.961,p<0.001)；(3)用戶的感知易用性既會(huì)正向影響其對(duì)知識(shí)型“懶人包”的態(tài)度(β=0.509，t=7.527,p<0.001)，也會(huì)正向影響其感知有用性(β=0.357，t=4.765,p<0.001)；(4)用戶的感知愉悅性只會(huì)正向影響其感知易用性(β=0.319，t=4.479,p<0.001)，而不能影響其感知有用性(β=-0.056，t=-0.792,p>0.05)；(5)用戶的自我效能感可以正向影響其感知易用性(β=0.160，t=2.448,p<0.05)，也可以影響其感知愉悅性(β=0.254，t=3.900,p<0.001)，但是不能影響其感知有用性(β=-0.050，t=-0.761,p>0.05)。由此可知，本研究中的H1、H2、H3、H4、H5、H6、H8、H10均被接受，而H7、H9被拒絕。

2.H11檢驗(yàn)

在多群組分析中，比較結(jié)果顯示χ2=39.106,DF=20,p<0.05，說明用戶性別的調(diào)節(jié)作用是存在的。不同組別之間的具體區(qū)別見表4。

表4 性別的調(diào)節(jié)作用(H11)分析結(jié)果

注：N(所有樣本)=366;n(男性)=193;n(女性)=173;***p<0.001。

由表4可知，在男性大學(xué)生群組中，用戶的自我效能感可以影響感知愉悅性(β=0.337,p<0.001)和感知易用性(β=0.200,p<0.05)，但對(duì)感知有用性(β=-0.022,p>0.05)沒有任何的影響；感知愉悅性能夠影響感知易用性(β=0.201,p<0.05)，但不能影響感知有用性(β=0.086,p>0.05)；感知易用性影響感知有用性(β=0.371,p<0.001)，也影響態(tài)度(β=0.430,p<0.001)；感知有用性既影響態(tài)度(β=0.224,p<0.01)，也影響用戶的使用意向(β=0.326,p<0.001)；態(tài)度與使用意向之間的關(guān)系是正向的(β=0.388,p<0.001)。

在女性大學(xué)生群組中，用戶的自我效能感不能影響感知愉悅性(β=0.129,p>0.05)、感知易用性(β=0.164,p>0.05)和感知有用性(β=-0.117,p>0.05)；感知愉悅性既影響感知易用性(β=0.430,p<0.001)，也影響感知有用性(β=-0.242,p<0.05)；感知易用性能夠同時(shí)影響感知有用性(β=0.397,p<0.001)和態(tài)度(β=0.595,p<0.001)；感知有用性可正向驅(qū)動(dòng)態(tài)度(β=0.272,p<0.001)及使用意向(β=0.352,p<0.001)；態(tài)度能夠正向影響使用意向(β=0.307,p<0.01)。

值得指出的是，所有的路徑中僅有3條路徑(“自我效能感→感知愉悅性”、“感知愉悅性→感知易用性”和“感知愉悅性→感知有用性”)的t值的絕對(duì)值大于1.96，其余的t值均小于1.96，表明用戶所處的地區(qū)對(duì)“自我效能感→感知愉悅性”、“感知愉悅性→感知易用性”和“感知愉悅性→感知有用性”起到調(diào)節(jié)作用，而在其他路徑中未能起到任何的調(diào)節(jié)作用。

3.H12檢驗(yàn)

在多群組分析中，比較結(jié)果顯示χ2=32.140,DF=20,p<0.05，說明用戶所處地區(qū)的調(diào)節(jié)作用是存在的。不同組別之間的具體區(qū)別如表5所示。

由表5可知，在大陸地區(qū)的大學(xué)生群組中，用戶的自我效能感僅可以影響感知愉悅性(β=0.222,p<0.01)，對(duì)感知易用性(β=0.140,p>0.05)和感知有用性(β=-0.042,p>0.05)沒有任何的影響；感知愉悅性能夠影響感知易用性(β=0.335,p<0.001)，但不能影響感知有用性(β=-0.098,p>0.05)；感知易用性既能夠影響感知有用性(β=0.445,p<0.05)，也可以影響態(tài)度(β=0.448,p<0.001)；感知有用性可以影響態(tài)度(β=0.245,p<0.01)和使用意向(β=0.291,p<0.01)；態(tài)度與使用意向之間的關(guān)系是正向的(β=0.436,p<0.001)。

在臺(tái)灣地區(qū)的大學(xué)生群組中，用戶的自我效能感僅可影響感知愉悅性(β=0.315,p<0.05)，對(duì)感知易用性(β=0.160,p>0.05)和感知有用性(β=-0.078,p>0.05)沒有任何的影響；感知愉悅性僅可影響感知易用性(β=0.292,p<0.05)，而不能影響感知有用性(β=0.022,p>0.05)；感知易用性不能影響感知有用性(β=0.175,p>0.05)，可以影響態(tài)度(β=0.642,p<0.001)；感知有用性可正向驅(qū)動(dòng)態(tài)度(β=0.290,p<0.01)和使用意向(β=0.378,p<0.001)；態(tài)度不能夠影響使用意向(β=0.213,p>0.05)。

值得指出的是，所有的路徑中僅有“感知易用性→感知有用性”的t值的絕對(duì)值大于1.96，其余的t值均小于1.96，表明用戶所處的地區(qū)對(duì)“感知易用性→感知有用性”起到調(diào)節(jié)作用，而在其他路徑中未能起到任何的調(diào)節(jié)作用。

表5 地區(qū)的調(diào)節(jié)作用(H12)分析結(jié)果

注：N(所有樣本)=366;n(大陸地區(qū))=248;n(臺(tái)灣地區(qū))=118;***p<0.001。

四、結(jié)論與討論

數(shù)字時(shí)代的來臨帶來了海量的信息，“懶人包”應(yīng)運(yùn)而生，尤其是知識(shí)型“懶人包”的出現(xiàn)引起了人們廣泛的關(guān)注。作為首個(gè)關(guān)注知識(shí)型“懶人包”接受度的實(shí)證研究，本研究拓展了技術(shù)接受模型為基礎(chǔ)的新科技的接受度研究，構(gòu)建了知識(shí)型“懶人包”接受度的理論模型，綜合考察了自我效能感、感知愉悅性、感知易用性、感知有用性和態(tài)度對(duì)知識(shí)型“懶人包”的使用意向的影響。此外，為更好地探析知識(shí)型“懶人包”接受度的影響因素，本研究分析了性別和地區(qū)對(duì)用戶知識(shí)型“懶人包”使用意向與影響因素的關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

首先，調(diào)查顯示用戶的感知愉悅性和自我效能感對(duì)其感知有用性不能產(chǎn)生任何的影響作用，而變量間的其他直接或間接的關(guān)系均已得到驗(yàn)證。這一結(jié)果充分表明用戶對(duì)任何技術(shù)的有用性的感知是基于理性層面來考慮的，如知識(shí)型“懶人包”對(duì)自己在理解知識(shí)方面的實(shí)際幫助，并非從感知愉悅性等感性的方面進(jìn)行思考。造成這一結(jié)果的原因可能是由于用戶面對(duì)海量的信息，容易產(chǎn)生信息過載的困擾，他們急需通過“懶人包”快速掌握有用的信息，以排除信息過載的困擾，因此，他們?cè)谶x擇使用知識(shí)型“懶人包”時(shí)，主要考慮的是理性需要，而非感性需求。這一原因亦被感知易用性和感知有用性對(duì)用戶的使用意向有著強(qiáng)大的驅(qū)動(dòng)作用所驗(yàn)證。用戶能夠基于對(duì)知識(shí)型“懶人包”的產(chǎn)品屬性的感知而形成自己的態(tài)度，進(jìn)而提升使用意向。

其次，本研究驗(yàn)證了用戶性別對(duì)知識(shí)型“懶人包”接受度與影響因素之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，但性別的調(diào)節(jié)作用主要在自我效能感影響感知愉悅性、感知愉悅性影響感知易用性和感知愉悅性影響感知有用性這三條路徑中體現(xiàn)。由數(shù)據(jù)可知，女性用戶的自我效能感不能影響其感知愉悅性，但其感知愉悅性會(huì)影響感知易用性和感知有用性。其可能的原因在于女性用戶較為感性，她們更多地會(huì)從感性層面進(jìn)行決策，感知愉悅性是女性用戶主要考慮的因素，而自我效能感往往會(huì)被其忽略。

最后，研究表明大陸地區(qū)和臺(tái)灣地區(qū)用戶的知識(shí)型“懶人包”接受度與影響因素之間的關(guān)系存在一定的差異性。其中，最主要的差異性體現(xiàn)在感知易用性影響感知有用性這一路徑，大陸地區(qū)用戶的感知易用性會(huì)影響其感知有用性，而臺(tái)灣地區(qū)的用戶卻未能發(fā)現(xiàn)這一影響效果。其可能的原因在于大陸地區(qū)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)激烈，互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)積極投入新技術(shù)的研發(fā)，產(chǎn)品推陳出新的速度較快，且較為注重用戶的體驗(yàn)，引發(fā)了用戶對(duì)新技術(shù)易用性的較高要求，從而促使用戶將新技術(shù)的易用性擺在決策原因的第一位，逐漸形成“只有易用的產(chǎn)品，其才有可能是有用的產(chǎn)品”這一認(rèn)知。而臺(tái)灣地區(qū)由于市場(chǎng)規(guī)模較小，大部分的互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)在研發(fā)方面投入較少，無法根據(jù)用戶的需求對(duì)某些技術(shù)進(jìn)行及時(shí)更新，造成用戶在使用決策時(shí)，會(huì)優(yōu)先考慮技術(shù)的有用性。

五、建議與不足

近年來，知識(shí)型“懶人包”發(fā)展迅速，獲得了眾多用戶的青睞，但大量的競(jìng)爭(zhēng)平臺(tái)使得這一細(xì)分市場(chǎng)演變成了紅海市場(chǎng)。為提高知識(shí)型“懶人包”競(jìng)爭(zhēng)平臺(tái)的市場(chǎng)占有率和提升品牌形象，現(xiàn)提出以下建議：首先，知識(shí)型“懶人包”提供平臺(tái)可以通過培訓(xùn)“懶人包”提供者，推出相應(yīng)的“懶人包”的規(guī)范，進(jìn)而提升“懶人包”的產(chǎn)品屬性，從而促進(jìn)用戶積極態(tài)度的形成和使用意向的發(fā)展。其次，知識(shí)型“懶人包”提供平臺(tái)應(yīng)該重視平臺(tái)的建設(shè)，優(yōu)化自身平臺(tái)，使得平臺(tái)外觀設(shè)計(jì)更為美觀、使用起來更為便利，以此提升用戶的感知愉悅性和自我效能感，從而推動(dòng)其增加訪問平臺(tái)的頻率。最后，知識(shí)型“懶人包”提供平臺(tái)應(yīng)實(shí)施精準(zhǔn)營(yíng)銷策略，針對(duì)不同性別的用戶推出不同的促銷策略，對(duì)于男性用戶主要滿足其理性訴求，女性用戶則傾向于滿足感性訴求；并且不同地區(qū)的營(yíng)銷傳播策略也應(yīng)該有所差異，在傳播過程中，對(duì)大陸地區(qū)的用戶要強(qiáng)調(diào)系統(tǒng)的易用性，而對(duì)臺(tái)灣地區(qū)用戶則需重點(diǎn)宣傳“懶人包”的有用性。

本研究尚存在一些不足之處。首先，本文是采用便利性抽樣方法在福州和臺(tái)北的4所高校中進(jìn)行樣本收集，被試是接受了優(yōu)質(zhì)的高等教育、具有較好的互聯(lián)網(wǎng)素養(yǎng)的年輕人群體，這可能導(dǎo)致研究結(jié)果無法向其他人群進(jìn)行推廣，后續(xù)的研究可以嘗試使用隨機(jī)抽樣的方式，增加抽樣的城市和樣本群體，以提高研究結(jié)果的外部效度；其次，本文對(duì)“懶人包”類型僅選取了知識(shí)型“懶人包”，而未涉及其他類型的“懶人包”，后續(xù)的研究可以嘗試以新聞“懶人包”或促銷信息“懶人包”為研究對(duì)象，對(duì)比不同的“懶人包”接受度影響因素是否存在異同。