在线知识付费用户购买意愿和使用意愿研究_许缦.pdf

随着信息技术和移动互联网的发展，在线知识付费快速兴起，受到相关企业和用户的高度关注。对此，本研究以用户价值接受模型（VAM）为基础，提出假设，构建模型，通过问卷调研收集数据，运用统计软件展开实证分析，研究在线知识付费用户购买意愿和持续使用意愿，并就知识付费企业和平台如何通过在线知识产品生产、宣传等方面实施有效营销活动提出了有针对性的对策建议。关键词：VAM 模型；在线知识付费；购买意愿；用户行为中图分类号：F275文献标识码：文章编号：1005-913X（2023）07-0038-10Research on the Purchase Intention and Continuous UseIntention of Users of Online Knowledge Payment ProductsXu Man（Zijin College Nanjing University of Science and Technology,Nanjing 210023）Abstract:With the development of information technology andmobile Internet,online knowledge payment has risen rapidly.Based on the user value acceptance model(VAM),this paperputsforwardassumptions,constructs?models,collectsdatathrough questionnaires,conducts empirical analysis,studiesonline knowledge payment users willingness to purchase andcontinue to use.On the basis of the previous research,this paperputs forward targeted countermeasures and suggestions on howto implement effective marketing activities through onlineknowledge product production and promotion for knowledgepayment enterprises and platforms.Key words:VAM model;Online knowledge payment;willing-ness to buy;User behavior在线知识付费用户购买意愿和使用意愿研究许缦（南京理工大学 紫金学院，南京 210023）收稿日期：2022-12-13基金项目：2020 年江苏高校哲学社会科学研究基金项目(2020SJA2237)作者简介：许缦(1978-)，女，四川南江人，副教授，硕士，研究方向：共享经济、知识付费、公共经济。随着信息技术的发展，在线知识付费快速兴起，从 2011 年豆丁网提供知识付费产品开始，喜马拉雅 FM、B 站、知乎 live、抖音等平台陆续推出了知识付费服务。在线知识付费是指消费者通过知识付费平台购买特定的知识服务行为。在日趋激烈的市场竞争环境下，在线知识付费平台细分化、社交化、垂直化发展，大众化在线知识付费产品走向专业化，在线知识付费从免费共享走向付费秩序化。在此背景下，知识付费行业进入高速增长阶段，用户人数快速增加。对此，本文以用户价值接受模型为理论基础，研究在线知识付费产品的消费者购买行为和使用意愿，探索影响在线知识付费产品用户行为意愿的关键性因素，为在线知识付费产品的创新发展提供理论依据，并为在线知识付费平台展开有效营销活动提供有针对性的对策建议。一、研究假设和理论模型本研究以用户价值接受模型（Value-basedAdop-tion Model，简称 VAM）为基础，进行问卷设计和调研分析。该模型是新加坡学者 Hee-WoongKim（2007）在基于感知价值的移动互联网使用的研究中，通过将技术接受模型（TAM）和顾客感知价值理论（CPV）相融合，形成了用户价值接受模型。该模型中，以感知价值为中介变量，感知价值由感知收益和感知付出构成，而感知价值、感知收益、感知付出又会共同影响用户购买意愿。其中，感知收益包括感知有用性和感知娱乐性，感知付出指用户使用中需付出的成本，既包括经济成本，又包括非经济成本。在借鉴该模型的基础上，本文设定变量，并提出了影响用户使用在线知识付费产品的相关假设，构建了在线知识付费产品用户价值接受模型。（一）研究假设本研究主要探讨影响在线知识付费用户的购买行为、持续使用意愿的相关因素，在研究中借鉴了 VAM 模型中的相关变量和前人的相关研究，设定了感知质量、感知趣味性、感知成本、主观规范、感知价值、付费意愿、持续使用意愿七大变量，其中感知质量、感知趣味性、感知成本和主观规范共同构成自变量，感知价值为中介变量，付费意愿和持续使用意愿为因变量。在研究变量中，感知质量由在线知识付费产品市场营销382023年 第7期北方BEIFANGJINGMAO经贸的有用性和技术性共同组成，涉及知识付费产品对用户而言是否是有用的，是否能在操作便利、平台质量等技术特征上满足顾客需求。感知趣味性是指用户在知识付费产品使用过程中获得的愉悦感和乐趣。感知成本包括用户在知识付费产品购买和使用中花费的货币成本和时间、精力等耗费带来的非货币成本。主观规范是指个人在选择和使用知识付费产品过程中，受到来自朋友、权威人士等的影响，从而感知到其应当采取的购买决策。感知价值是指“用户在获取产品或服务时能够感知到的利得和其产生的利失的比较，并形成的关于效用的综合评价”（Zeithaml,1988）。付费意愿和持续使用意愿为用户的行为意向，行为意向是个体愿意采用某一行为的强度，表现为个体执行特定行为时的倾向性。在本文研究中，付费意愿指实施购买、付费行为的意向，持续使用意愿指实施重复购买的行为意愿。在 VAM 模型中解释用户对在线知识付费产品的购买意愿和持续使用意愿时，结合用户价值接受模型，用户感知质量、感知趣味性、主观规范和感知成本会影响用户感知价值从而影响用户行为，对此，本文提出如下假设：H1：用户对在线知识付费产品的感知质量正向影响感知价值H2：用户对在线知识付费产品的感知趣味性正向影响感知价值H3：用户对在线知识付费产品的主观规范感知正向影响感知价值H4：用户对在线知识付费产品的感知成本负向影响感知价值上述自变量除了通过感知价值这一中介变量对用户行为产生影响外，还会直接对用户付费意愿和持续使用意愿产生直接影响，假设如下：H5：用户对在线知识付费产品的感知质量正向影响付费意愿H6：用户对在线知识付费产品的感知趣味性正向影响付费意愿H7：用户对在线知识付费产品的主观规范感知正向影响付费意愿H8：用户对在线知识付费产品的感知成本负向影响付费意愿H9：用户对在线知识付费产品的感知质量正向影响持续使用意愿H10：用户对在线知识付费产品的感知趣味性正向影响持续使用意愿H11：用户对在线知识付费产品的主观规范感知正向影响持续使用意愿H12：用户对在线知识付费产品的感知成本负向影响持续使用意愿在研究在线知识付费用户行为中，付费意愿和持续使用意愿都是用户行为的表现，付费意愿是指购买行为的意向，持续使用意愿是一种重复购买的行为，程度上有所不同，用户的付费意愿偏重用户的短期行为，持续使用意愿是在用户感知价值的基础上，形成的一定用户满意和忠诚度的长期行为，对此，本文假设如下：H13：用户对在线知识付费产品的付费意愿正向影响用户的持续使用意愿在上述影响过程中，前述四个自变量通过感知价值这一中介变量产生间接影响。即当用户认为在线知识付费产品具有使用价值、质量较好、使用便利、口碑较好、花费成本较低等优势时，用户感知价值就会较高，付费意愿和持续使用意愿就会较强。感知价值作为中介变量影响用户行为，其假设如下：H14：感知价值在感知质量和付费意愿之间具有中介效应H15：感知价值在感知趣味性和付费意愿之间具有中介效应H16：感知价值在主观规范和付费意愿之间具有中介效应H17：感知价值在感知成本和付费意愿之间具有中介效应H18：感知价值在感知质量和持续购买意愿之间具有中介效应H19：感知价值在感知趣味性和持续购买意愿之间具有中介效应H20：感知价值在主观规范和持续购买意愿之间具有中介效应H21：感知价值在感知成本和持续购买意愿之间具有中介效应在利用 VAM 模型分析中，考虑到性别、年龄、392023年 第7期NORTHERN ECONOMY AND TRADE所在城市、职业、收入五个控制变量可能对前面提到的变量和用户行为产生影响，提出如下假设：H22：用户性别对在线知识付费产品用户价值接受模型有显著影响H23：用户年龄对在线知识付费产品用户价值接受模型有显著影响H24：用户收入对在线知识付费产品用户价值接受模型有显著影响H25：用户所在城市对在线知识付费产品用户价值接受模型有显著影响H26：用户职业对在线知识付费产品用户价值接受模型有显著影响（二）研究模型根据上面的假设，本研究主要探讨在线知识付费用户的行为意愿和影响因素，在研究中涉及七大变量，其中感知质量由在线知识付费产品的有用性和技术性构成，与感知趣味性和主观规范一起正向影响用户的感知价值，进而影响付费意愿和持续使用意愿，感知成本负向影响用户的感知价值，进而影响付费意愿和持续使用意愿。同时，上述变量也会直接影响用户付费意愿和持续使用意愿。另外，本研究中将性别、年龄、所在城市、职业、收入这些可能会对用户的行为意愿产生影响的变量作为控制变量，研究在上述不同的控制变量情况下，在线知识付费产品对用户意愿的影响（具体的在线知识付费用户价值接受模型如图 1 所示）。图 1在线知识付费产品用户价值接受模型二、问卷设计与发放（一）问卷结构与主要参考变量问卷主体包括三部分：第一部分涉及被调查者基本信息，包括年龄、收入、性别、所在城市、职业等；第二部分是关于被调查者对于在线知识付费产品的关注情况和使用情况，如是否使用过知识付费产品、使用过哪些知识付费产品、接受的价格范围、更关注哪些领域的知识付费产品，等等；第三部分采用五级量表法，通过设计非常不同意、不同意、一般、同意、非常同意五个等级，参考了前人运用 VAM模型在用户价值接受领域方面的研究，选取前人研究中效度和信度较好的变量题项，并结合在线知识付费产品的使用现状，设计了感知质量、感知趣味性、感知成本、主观意愿、感知价值、付费意愿、持续使用意愿七大变量，对用户行为和使用意愿进行调研。其中前四个为自变量（自变量中的感知质量涉及感知有用性和感知技术性两个方面），感知价值为中介变量，付费意愿和持续使用意愿为因变量。（二）问卷的发放与基本信息说明问卷发放中，数据收集采用问卷星在线平台进行调研，问卷推送主要通过微信、QQ 等平台，用户参与调研。共有 242 人填写了问卷，剔除第六个问题中“没有使用过在线知识付费”的用户问卷，共收到使用过在线知识付费用户填写的有效问卷 152份。调研结果显示，对在线知识付费产品的使用中，用户年龄主要集中在 21-40 岁之间，比重为 67.8%，南京、合肥等新一线城市使用者人数最多（占比为37.5%），排在前三位的知识付费 APP 平台为知乎live、腾讯课堂和喜马拉雅 FM，用户对知识付费产品接受的价格区间在 100 元以下的居多，其次是100 元-200 元，对价格在 500 元以上的在线知识付费产品的选择用户比例相对较少（具体的在线知识付费用户信息描述性统计如表 1 所示）。三、数据分析在实证研究中，应用 SPSS23.0 软件展开分析，首先，对数据展开信度和效度分析；然后，进行相关性分析，以此检验各变量之间的相关性，接着根据前面假设检验各变量影响的显著性，进行自变量和中介变量、中介变量和因变量之间的回归分析，并进一步展开感知价值这一变量的中介效应分析；最后，利用 T 检验、方差分析，检验性别、年龄、职业、月收入对在线知识付费产品用户价值接受模型各变量影响情况，分析是否存在显著性差异，最终得出修正模型。市场营销402023年 第7期北方BEIFANGJINGMAO经贸表 1问卷基本信息统计表项目分类百分比项目分类百分比年龄20 岁及以下17.1%月收入3000 元及以下44.1%2130 岁47.4%3000 元5000 元12.5%3140 岁20.4%5000 元8000 元20.4%4150 岁11.2%8000 元10000 元12.5%51 岁及以上3.9%10000 元以上10.5%所在城市一线城市（北京、上海等）21.7%职业新一线城市（南京、合肥等）37.5%二线城市（宁波、无锡等）19.7%三线城市（扬州、海口等）15.8%其他城市5.3%性别男58.6%女41.4%行政、事业单位人员研究人员个体户、小业主学生其他24.3.%9.2%11.2%43.4%11.8%（一）信度和效度分析1.信度分析本研究中，变量设计借鉴了前人比较成熟的研究，应用 SPSS 软件进行统计分析。首先对问卷量表数据展开信度和效度检验。问卷的信度分析用于检验量表测量结果的可靠性，采用内部一致性系数法，即 Cronbach s 系数法。如果系数在 0.8 以上，说明信度良好，在 0.6 到 0.8 之间，信度在可接受范围，低于 0.6，量表要修改。本研究中，通过对整体量表和七大变量量表分别进行信度分析，其结果如表2 所示。由表 2 中可以看出，总量表的 Cronbach s 系数值为 0.957，信度很好，各变量的信度除了感知成本为 0.708，相对偏低以外，其余均在 0.8 以上，信度良好。表 2Cronbach s 系数统计表变量题项变量的 值总量表的 值感知质量70.9460.957感知趣味性30.937感知成本30.708主观规范30.911感知价值30.863付费意愿30.869持续使用意愿30.8822.效度分析效度分析用于测量量表的正确性，在本研究中的量表设计借鉴了前人研究中比较成熟的量表，在一定程度上保证了其内容效度。效度检验中，主要通过 KMO 值和 Bartlett 球形检验进行判断。当 KMO值在 0.6 以上，Bartlett 球形检验的显著性概率小于0.05 时，问卷效度较好。通过运用 SPSS 统计软件分析得到下表 3，在效度检验中，除了感知成本和感知价值的 KMO 值在 0.6-0.7 之间外，问卷数据其他变量的 KMO 值均在 0.7 以上，同时总量表和各变量巴特利球形检验显著性水平均为 0.000，说明问卷的题项效度良好。表 3KMO 值统计表变量KMO 值总量表的KMO 值Sig.总量表的Sig.感知质量0.9150.9410.0000.000感知趣味性0.7640.000感知成本0.6360.000主观规范0.7500.000感知价值0.6970.000付费意愿0.7340.000持续使用意愿0.7220.000（二）相关性分析在相关分析中，通过 Pearson 相关系数来确定各变量之间的相关关系，如果相关系数大于 0，说明变量之间存在正相关，反之则存在负相关。如果Pearson 相关系数的绝对值大于 0.6，说明变量之间存在着较强相关关系。根据前面的假设可知，感知质量、感知趣味性、感知成本、主观规范与行为意愿（包括付费意愿和持续使用意愿）之间不仅存在直接影响关系，而且可以通过感知价值这一变量间接影响用户行为意愿。同时，付费意愿也会在一定程度上影响用户的持续使用意愿，付费意愿越强，说明用户对相应的知识付费产品认知度或期望度越高，如果能形成一定的用户满意度，用户的持续使用意愿就越强。通过412023年 第7期NORTHERN ECONOMY AND TRADE表 5自变量对中介变量回归系数表.349.074.3534.714.000.203.496.185.060.2203.101.002.067.303.297.063.3224.708.000.172.422-.122.064-.089-1.919.057-.247.004感知质量感知趣味性主观规范感知成本.865.2673.243.001.3381.392（常量）1B标准误差Beta下限上限模型未标准化系数标准化系数t显著性B 的 95.0%置信区间运用 SPSS 统计软件，可以发现，在 0.01 的显著性水平下，感知质量、感知趣味性、感知成本、主观规范、感知价值与付费意愿的相关系数分别为 0.799、0.779、-0.391、0.828 和 0.794，与持续使用意愿的相关系数为 0.774、0.794、-0.403、0.840 和 0.779，感知质量、感知趣味性、感知成本、主观规范与感知价值这一中介变量的相关系数为 0.807、0.765、-0.455、0.828，这三组相关系数中，除了感知成本与付费意愿、持续使用意愿和感知价值呈负相关，且相关系数小于 0.6 外，其余变量之间的相关系数均大于 0.6，呈显著性正相关。而付费意愿和持续使用意愿的相关系数为 0.790，也呈现出显著性正相关。（三）回归分析前面的相关分析研究了变量之间的紧密程度，回归分析可以进一步研究相关变量之间的数量关系。对此，接下来采用回归分析法，来进一步检验各自变量和中介变量、行为意愿之间的关系。本文的回归分析分为三组，具体如下：1.自变量对中介变量（感知价值）的回归分析第一组检验感知质量、感知趣味性、感知成本、主观规范这四个自变量与感知价值这一中介变量的关系。通过运用 SPSS 软件，得到回归分析模型摘要表（如表 4 所示），其中 R 方为 0.747，说明自变量可以解释付费意愿这个因变量 74.7%的变化原因，模型拟合较好（当 R 方大于 0.6 时，说明模型拟合度较好）。另外，从回归系数表（表 5）来看，除了感知成本的回归系数的显著性水平为 0.057，大于 0.05 外，其余各变量的显著性水平均小于 0.05，呈现出显著性。因此，可以说明除感知成本外，其余三个自变量均会对感知价值产生正向影响，影响程度由大到小分别是感知质量、主观规范、感知趣味性。从而可以得出前面的假设 H1、H2、H3 成立，H4 不成立。表 自变量对中介变量回归分析模型摘要表模型RR 方调整后 R 方标准估算的误差 德宾-沃森1.864a.747.740.400101.685预测变量（常量）：感知成本反向，感知趣味性，主观意愿，感知质量因变量：感知价值2.自变量对行为意愿（包括付费意愿和持续使用意愿）回归分析自变量对付费意愿的回归分析。通过运用 SPSS软件，得到回归分析模型摘要表（如表 6 所示），其中 R方为 0.777（大于 0.6），说明自变量可以解释付费意愿这个因变量 77.7%的变化原因，模型拟合较好。另外，从回归系数表 7 来看，除了感知成本的回归系数的 P 值为 0.097，大于 0.05 外，其余各变量的 P 值均小于0.05，均呈现出显著性。其中感知质量、感知趣味性、主观规范的回归系数分别是 0.241、0.218、0.416。因此，可以说明除感知成本外，其余三个自变量均会对付费意愿产生正向影响，其中主观规范产生的影响效果比另外两个变量更大，从而可以得出前面的假设 H5、H6、H7 成立，H8 不成立。表 6自变量对付费意愿的回归分析模型摘要表模型RR 方调整后 R 方标准估算的误差 德宾-沃森1.882a.777.771.382252.052预测变量：（常量），感知成本，感知趣味性，主观意愿，感知质量因变量：付费意愿表 7自变量对付费意愿的回归系数表.241.073.2393.305.001.218.057.2543.798.000.416.060.4436.974.000.056.033.0701.671.097感知质量感知趣味性主观意愿感知成本.152.160.950.344（常量）1B标准误差Beta模型未标准化系数标准化系数t显著性自变量对持续购买意愿的回归分析。思路同上，通过运行 SPSS 软件，可以得到 R 方为 0.784，说明自变量可以解释持续购买意愿 78.4%的变化原因，模型拟合较好。另外，从回归系数来看，除了感知成本的回归系数的 P 值大于 0.05 外，其余各变量的 P 值均小于 0.05，均呈现出显著性。其中感知质量、感知趣味性、主观规范的回归系数分别是 0.158、0.284、0.492。因此，可以说明，除了感知成本外，其市场营销422023年 第7期北方BEIFANGJINGMAO经贸2.感知价值对持续使用意愿的中介效应在分析感知价值对持续使用意愿的中介效应中，同上面的分析思路一样，构建三个模型，采用分层回归，首先，以感知质量、感知趣味性、主观规范三个为自变量对持续使用意愿的回归分析；然后，加入感知价值对持续使用意愿进行回归；最后，用前面三个自变量对感知价值这一中介变量进行回归，分析其结果的显著性、R 方和回归系数的变化，得出结论。通过分析，可以发现加入感知价值这个中介变量后，R 方由 0.784 上升到 0.786，增加了 0.002，说明加入中介变量后，模型的解释度有了较小的提高。同时，从回归系数来看，当不考虑中介效应时，显著性水平均小于 0.05，说明三个自变量与持续购买意愿之间存在着明显的正向影响关系。当加入了感知价值这一中介变量后，感知趣味性和主观规范的显著性水平小于 0.05，但感知质量和感知价值的显著性水平为 0.125 和 0.183，大于 0.05，说明加入了感知价值这一中介变量后，中介效应不显著。为了进一步验证此结论，采用 SPSS 软件中的1.预测变量（常量）：感知质量，感知趣味性，主观规范；因变量：付费意愿2.预测变量（常量）：感知质量，感知趣味性，主观规范，感知价值；因变量：付费意愿3.预测变量（常量）：感知质量，感知趣味性，主观规范；因变量：感知价值表 8感知价值对付费意愿的中介效应分析模型摘要表2.883a.779.7730.38075.779129.6674147.0003.861a.741.7350.40371.741140.7983148.0001.897a.773.7690.38456.773168.1843148.000R 方变化量F 变化量自由度 1自由度 2显著性 F 变化量模型RR 方调整后 R 方标准估算的误差更改统计余三个自变量均会对持续购买意愿产生正向影响，其中主观规范产生的影响效果比较明显，从而可以得出前面的假设 H9、H10、H11 成立，H12 不成立。3.付费意愿对持续购买意愿的回归分析第三组回归分析，检验付费意愿与持续购买意愿关系，通过运行 SPSS 软件，可以得到 R 方为 0.623，说明模型解释度较好。同时根据回归系数来看，付费意愿的回归系数为 0.837，对应的显著性水平小于 0.05，说明付费意愿对持续使用意愿产生正向影响，而且效果比较明显，从而可以得出前面的假设H13 成立。（四）中介效应分析根据假设模型，感知质量、感知趣味性、感知成本、主观规范通过感知价值这一中介变量对行为意愿产生影响，但前面分析中已经得知感知成本对行为意愿的影响不显著。因此，在中介效应分析中，只考虑以感知质量、感知趣味性、主观规范作为自变量，付费意愿和持续使用意愿作为因变量，验证感知价值的中介作用。1.感知价值对付费意愿的中介效应本研究中运用 SPSS 进行分层回归分析，首先，构建模型 1，以感知质量、感知趣味性、主观规范三个为自变量，以付费意愿为因变量，进行第一层回归；随后，构建模型 2，进行第二层回归，模型 2 中除了模型 1 中的三个自变量外，新增了感知价值这个中介变量作为自变量；最后，以前三个变量为自变量，感知价值为因变量构建模型 3，进行第三层回归，分层回归运行结果如下表 8、表 9 所示。由表 8中可以看出，三个模型的回归方程均呈现出显著性，运行结果有意义。重点看第 1 个和第 2 个模型，前两个模型的 R 方分别是 0.773 和 0.779，当模型 1变化到模型 2 时，即加入感知价值这个中介变量后，模型的 R 方增加了 0.006，P 值均为 0，呈现出显著性变化，说明加入中介变量后，模型的解释度有了较小的提高。同时，从回归系数表 9 中可以看到，当不考虑中介效应时，三个自变量与付费意愿存在着正向的影响关系，当加入了感知价值这一中介变量后，感知质量、感知趣味性、主观规范的标准化回归系数分别由 0.272、0.241、0.445 下降到 0.216、0.206、0.394，显著性水平均小于 0.05，说明感知价值在自变量和付费意愿之间起到了部分中介作用，从而可以得出前面的假设 H14、H15、H16 成立，H17 不成立。432023年 第7期NORTHERN ECONOMY AND TRADE表 9感知价值对付费意愿的中介效应分析回归系数表0.2740.0710.2723.8700.0000.2070.0570.2413.6110.0000.4190.0600.4456.9780.0000.1690.1551.0870.2790.2170.0760.2162.8770.0050.1770.0590.2063.0210.0030.3700.0640.3945.7640.0000.1550.0780.1521.9940.0480.4540.1602.8320.0050.3650.0740.3694.9160.0000.1920.0600.2283.1930.0020.3150.0630.3414.9910.000感知质量感知趣味性主观规范（常量）感知质量感知趣味性主观规范感知价值（常量）感知质量感知趣味性主观规范230.2390.1531.5650.120（常量）1B标准误差Beta模型未标准化系数标准化系数t显著性1.因变量：付费意愿；2.因变量：付费意愿；3.因变量：感知价值Process 插件展开进一步中介效应分析，基本思路是依次以感知质量、感知趣味性、主观规范三个变量中的一个为自变量，其余两个为控制变量，以感知价值为中介变量，持续购买意愿为因变量，进行直接效应、间接效应和总效应检验。以在感知价值中介变量下感知质量对持续购买意愿的效应分析为例（结果如表 10 所示）。表 10感知质量-感知价值-持续购买意愿的总效应、直接效应和中介效应统计表效应类型效应值Boot 标准误Boot CI下限Boot CI上限显著性总效应.1610.0732.0163.3057.0294直接效应.1215.0788-.0341.2771.1250间接效应.0395.0343-.0194.1193.2049由上表可以看出，除了总效应的显著性水平小于 0.05 外，直接效应和间接效应均不显著，而且Boot CI 上下限区间包含 0，可以判断在感知质量影响持续购买意愿过程中，感知价值的中介效应不显著，假设 H18 不成立。同理，通过数据分析，可以得出感知价值在感知趣味、主观规范对持续购买意愿的影响中的间接效应均不显著，Boot CI 上下限区间均包含 0，说明假设 H19、H20 不成立。同时，感知成本对行为意愿的影响不显著，所以 H21 不成立。（五）独立样本 T 检验和方差分析根据前面的模型，受调查者的性别、年龄和职业等可能会在一定程度上影响模型中的各变量。对此，可以通过独立样本 T 检验和方差分析，从性别、年龄等方面来验证其对在线知识付费用户价值接受模型各变量的影响情况，分析是否存在显著性差异。如果存在着显著差异，则说明该因素中样本变量的不同特征对在线知识付费用户的行为意愿存在着比较显著的影响。表 11不同性别的均值方程 T 检验表t显著性（双尾）平均值差值标准误差差值1.2770.2030.233100.182471.2560.2120.233100.185640.8780.3810.122940.139980.8880.3760.122940.138480.7100.4790.109090.153600.7170.4750.109090.152241.0650.2890.176120.165381.0680.2790.176120.16220假定等方差不假定等方差假定等方差不假定等方差假定等方差不假定等方差假定等方差不假定等方差变量感知质量主观意愿感知趣味性感知成本1.性别因素的独立样本 T 检验对性别这一影响因素的研究中，首先通过 SPSS软件，得到各变量在不同性格下的 T 检验统计表（表 11），以显著性水平 0.05 为判定标准，如果各变量的显著性水平小于 0.05，说明各变量方差存在显著差异，此时，看检验表中不假定方差相等各因素对应的那一行，说明性别对行为意愿的影响比较显著。反之，说明则说明影响不显著。根据表 11 所示T 检验结果，四个变量显著性水平大于 0.05，说明男性和女性对在线知识付费产品的感知质量、主观意愿、感知趣味性和感知成本的态度均无明显差异，假设 H22 不成立，即用户性别对在线知识付费产品用户价值接受模型没有显著影响。表 12不同年龄的单因素方差分析表感知质量1.7750.13716.8353.6520.007主观规范0.9580.4325.7522.0480.091感知趣味性0.7550.5566.7722.0040.097感知成本0.2870.8864.1421.0260.396莱文统计显著性平方和F显著性变量方差齐性检验ANOVA 分析2.年龄、收入、所在城市、职业的单因素方差分析通过单因素方差分析，可以检验年龄、所在城市、职业、收入四个要素对在线知识付费产品用户价值模型中几个因素的影响情况。在单因素方差分析中，首先需要满足观测变量对应的样本总体是否服从正态分布和同方差，然后再判断各因素的显著性市场营销442023年 第7期北方BEIFANGJINGMAO经贸水平，以 0.05 为判断标准，如果显著性值小于 0.05，说明不同年龄、职业、城市、收入的用户对知识付费产品的行为意愿存在显著差异，反之，说明不存在显著性差异。同时，还可以通过均值分析，研究不同用户群体在各变量下的均值差异。年龄的单因素方差分析。通过运用 SPSS 软件分析，可以发现不同年龄段样本总体方差和各变量方差显著性水平大于 0.05，无显著性差异，满足单因素方差分析的条件。通过展开单因素方差分析，发现在不同年龄段中，除了感知质量的显著性水平小于 0.05 外，其余三个变量的显著性水平均大于0.05（如表 12 所示）。说明不同年龄段的用户对在线知识付费产品的感知质量方面存在着显著性差异，而在其他几个方面差异性不显著。进一步对不同年龄段用户感知质量进行组间多重比较分析，结果显示 50 岁以上人群在对知识付费产品的感知质量方面与 50 岁以下年龄段人群存在着较明显的差异，而 50 岁以下年龄段人群之间的感知质量没有明显差异。另外，通过对不同年龄阶段的人群在上述四个特征方面的均值比较分析，发现 50 岁以上的老年群体在各变量上的均值都小于其他年龄层次的用户。出现这种结果的原因，一方面，可能是样本选取的局限导致，调研中对50 岁以上人群发放问卷相对较少，用户的样本数量有限，不具有较高的代表性，导致结果出现偏差；另一方面，如果样本具有代表性，说明上述几个因素对年龄在 50 岁以下的用户的影响大于年龄在 50岁以上的用户。通过上述分析，可以得出假设 H23 成立，即用户年龄对在线知识付费产品用户价值接受模型有显著影响。收入的单因素方差分析。运用与上述同样的过程和方法进行分析，可以发现在不同收入背景下，样本总体方差无显著性差异，满足单因素方差分析的条件。通过 SPSS 分析可得，在线知识付费产品用户使用意愿在感知质量、感知趣味和主观规范上的显著性水平均小于 0.05，说明不同收入的用户在感知质量、感知趣味性和主观意愿方面存在显著差异，而感知成本的显著性水平为 0.071（大于 0.05），说明无显著性差异，也即收入对感知成本的影响不大。进一步对不同收入水平下用户感知质量、感知趣味性和主观规范进行组间多重比较分析，发现月收入在 10 000 元以上的用户与月收入在 10 000 元以下的用户群体在上述三个方面存在着差异。同时对均值比较分析，可以发现月收入在 10 000 元以上的用户在感知质量、感知趣味性和主观规范三个因素中的均值明显高于平均水平，说明在线知识付费产品在上述三个方面对收入较高的用户影响比较大，而对收入较低的用户影响相对较小，说明高收入用户在选择和购买在线知识付费产品时更看重其质量、趣味性、社会性等因素，对知识付费产品要求更高一些。由此可见，从模型整体来看，假设 H24成立，即用户收入对在线知识付费产品用户价值接受模型有显著影响。所在城市的单因素方差分析。研究方法和思路同上，发现除了感知成本的显著性水平为 0.105，不显著外，不同城市的用户在感知质量、感知趣味和主观规范上的显著性水平均小于 0.05，说明不同城市的用户上述三个方面存在着显著差异，在感知成本上没有明显差异。而进一步对不同城市中用户感知质量、感知趣味性和主观意愿进行组间多重比较和均值比较分析，发现北京、上海等一线城市与其他城市的用户存在着差异，一线城市用户在上述三个因素上均值明显高于整体平均值，说明一线城市的用户相对于其他城市用户更注重知识付费产品的质量、趣味性和主观意愿。由此可见，从模型整体来看，假设 H25 成立，即用户所在城市对在线知识付费产品用户价值接受模型有显著影响。职业的单因素方差分析。通过统计分析，发现在职业对各因素的影响中，其显著性水平均大于 0.05，说明不同职业对在线知识付费产品用户的行为意愿没有显著差异，则假设 H26 不成立。四、模型修正和建议（一）结论与模型修正根据前面的一系列数据分析，关于消费者对在线知识付费产品购买意愿和持续使用意愿研究可以得出如下结论：第一，用户对于在线知识付费产品的感知质量、感知趣味性和主观规范均会影响用户的行为意愿，其中主观规范带来的影响效果比较显著，而感452023年 第7期NORTHERN ECONOMY AND TRADE知成本不会对用户行为意愿产生显著影响。上述结论说明，在对知识付费产品购买和使用中，用户对知识产品本身的质量、能否带来愉悦以及周围朋友的推荐和建议比较关注，而对其成本费用感知并不明显。究其原因：一方面，用户感知度更偏重知识付费产品的质量、趣味性等因素；另一方面，从知识付费产品的货币成本来看，由于当前知识付费产品价格相对不高，平均每天的成本可能只有几元甚至更低，而从知识付费的非货币成本来看，当前消费者的敏感度较弱，这些原因使得感知成本未能引起消费者过多关注。所以，前面提出的感知成本负向影响用户行为的假设不成立，没有得到有效验证。第二，用户对在线知识产品的付费意愿会显著性影响用户的持续使用意愿。用户的行为意愿涉及用户对在线知识付费产品的付费意愿和持续使用意愿，而用户的付费意愿主要是用户的短期选择行为，持续使用意愿是在用户不断的满意基础上形成的长期行为，用户对某一类知识产品或对某个 APP上的知识产品的付费意愿反复发生，就会对其持续使用意愿产生显著性影响。第三，在中介效应分析中，感知价值在感知质量、感知趣味性、主观规范与付费意愿中起到了部分中介作用，但在感知质量、感知趣味性、主观规范与持续使用意愿之间的中介效应不显著。说明感知质量、感知趣味性、主观规范会通过影响感知价值进而显著影响用户付费意愿，但是通过感知价值影响到持续使用意愿不明显。第四，根据独立样本 T 检验和方差分析，在检验性别、年龄、所在城市、收入和职业这几个方面对在线知识付费产品用户行为的影响分析中，可以发现年龄、所在城市和收入对模型中的部分变量影响比较显著，而性别和职业对模型中的变量均不产生显著影响。具体来说，年龄在 50 岁以下、一线城市、收入越高的用户受到知识付费产品质量、感知趣味性和主观规范的影响更为显著。第五，可以得到前面的若干假设中，并没有全部得到验证，只有