基于TPB模型的数字音乐消费行为研究

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　　摘 要：研究基于TPB理论，考察数字音乐用户的购买行为。研究发现，消费态度、主观规范、知觉行为控制对用户数字音乐购买意愿产生积极影响。
　　关键词：音乐消费;消费行为;TPB
　　文章编号：1004-7026（2020）09-0017-03         中国图书分类号：F830.33         文献标志码：A
　　1  研究背景
　　 中国互联网络信息中心（CNNIC）发布的第44次《中国互联网络发展状况统计报告》显示，截至2019年6月，在中国手机网民经常使用的各类App中，网络音乐使用时长占比为10.7%，网络音乐用户规模达60 789万人。由此可见，随着物质文化生活水平不断提高，人们对音乐的消费需求越来越强烈。
　　 在社会化媒体宣传下，数字音乐成为了用户享受生活的重要组成[1]。随着网络音乐商业模式更加健康成熟和消费结构持续升级[2]，探索数字化时代用户的消费行为成为数字音乐消费领域的重点。
　　2  理论基础与研究假设
　　2.1  变量界定
　　 音乐消费实质内容是精神文化消费，但必须通过某一载体表现出来，例如消费音乐光碟、音乐书籍等[3]。在产品选择上，企业会通过社会化媒体帮助用户形成积极态度，从而引导消费[4]。音乐消费意愿是一种由主观和客观原因组成的意愿。
　　 结合TBP模型的消费态度、主观规范、知觉行为控制等3个自变量，考察其对用户消费意愿的影响。
　　 数字音乐消费态度是指对音乐产品消费持有的正面或负面的感觉。
　　 主观规范是指个人是否执行某项特定行为时感知到的社会压力，尤其指“重要的他人”的意见和看法对个体实施某项行为的影响[5]。在数字音乐消费中，用户会关注身边人对自己购买音乐产品的看法和感受。
　　 知觉行为控制是指个体对采取某项特定行为难易程度的感知，反映了个体对促进或阻碍行为的信息、机会、障碍等[6]表现因素的掌握程度。数字音乐消费行为中，个人素质和能力，个人对资源、环境的感知及强度是行为控制的基础。
　　2.2  变量之间的关系
　　 从消费态度与数字音乐消费意愿的关系来看，受到传媒和网络的影响，音乐走向市场化，在市场中出现了不同形式和不同风格的音乐产品，使消费生活产生了改变[7]。在TPB框架下，数字音乐消费态度会影响用户的付费意愿[8]。
　　 从主观规范来看，音乐一直以来就具有很好的社会认同，人们的群体认同会影响他们下载盗版音乐或者购买数字版权音乐[9]。在数字音乐流服务中，社会认同成为重要的影响因素之一[10]。
　　 从知觉行为控制来看，知觉行为控制作为个人决定支付收费在线音乐的意愿。当用户可以负担时，更愿意付费[11]。在学者对泰国音乐产业的研究中，知觉行为控制也被证实能够积极影响用户音乐服务购买意愿[12]。
　　 由此提出以下研究假设。
　　 H1：音乐消费态度会积极影响用户的数字音乐消费意愿。
　　 H2：主观规范会积极影响用户的数字音乐消费意愿。
　　 H3：知觉行为控制会积极影响用户的数字音乐消费意愿。
　　3  研究设计
　　 搭建以消费态度、主观规范和知觉行为控制为自变量，以数字音乐消费意愿为因变量的研究模型，探究变量间的作用关系。研究模型如图1所示。
　　3.1  变量选择
　　 为保证问卷有效性，通过成熟量表修订编制问卷。各变量均借鉴成熟量表：消费态度（Kwong & Park，2008）、主观规范（Bolduc H & Kinnally，2018）、知觉行为控制（Sanitnarathorn，2018）、音乐消费意愿（Sanitnarathorn，2018）。
　　3.2  样本与数据采集
　　 调查集中在2019年12月开展，样本为在校大学生，以网络问卷形式进行。研究共使用550份样本，占回收率的85.94%。女性390人，占比70.90%;男性160人，占比29.10%。月可支配费用2 000元以下为335人，占比61.10%;2 001～3 000元为178人，占比32.40%;3 001～5 000元为27人，占比4.90%;5 001元以上为10人，占比1.60%。有数字音乐付费经历的用户为264人，占比48.90%。
　　4  数据分析与假设检验
　　4.1  信度与效度分析
　　 为保证研究假设有效性，对问卷开展信度和效度分析。通过SPSS 19.0统计分析，消费态度、主观规范、知觉行为控制、数字音乐购买意愿的Cronbach's Alpha系数均超過0.7，表明信度较好。同时，效度分析结果上，KMO值为0.936，大于0.7的标准，Bartlett球形检验统计量小于0.001，适合开展因子分析。利用主成分分析法，对问卷涉及的14个题目进行分析，提取出4个因子。因子分析结果见表1，结果表明量表具备较好的区别效度和建构效度。
　　4.2  相关性分析
　　 消费态度、主观规范和知觉行为控制的相关性，如表2所示。自由度（df）为153，显著度（sig）为0.00，小于临界值0.05。说明变量间存在相关关系。表明调研问卷所得数据适合进行因子分析。
　　4.3  假设检验
　　 对消费态度、主观规范和知觉行为控制开展层次回归分析，得到表3结果。 　　 由模型2可以知道，R 2为0.392，调整R 2为0.386，其中F为70.007，模型显著性p<0.000，消费态度（β=0.613，p<0.000）对用户满意度产生积极的影响。
　　 由模型3可以知道，R 2为0.486，调整R 2为0.480，其中F为85.460，模型显著性p<0.000，主观规范（β=0.452，p<0.000）对用户满意度产生积极的影响。
　　 由模型4可以知道，R 2为0.544，调整R 2为0.538，其中F为92.294，模型显著性p<0.000，知觉行为控制（β=0.373，p<0.000）对用户满意度产生积极的影响。
　　 其中VIF小于10，不存在共线性。
　　5  讨论与建议
　　 研究引入的3个潜在因素均在数字音乐消费的过程中发挥了作用。消费态度、主观规范及知觉行为控制对用户的数字音乐付费意愿产生积极影响，假设均得到验证。
　　 对从事数字音乐产业的企业提出以下建议。第一，突出平台优势，加强宣传，提升用户消费态度;第二，可以通过社群营造的方式，强化用户支持版权音乐的行为;第三，提升数字音乐内容品质和质量，降低用户的感知价格，赋予用户购买版权音乐的权利认知，从而强化用户保持付费购买版权音乐的意愿。
　　参考文献：
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　　[2]李英吉，李晓楠.商贸流通对消费结构升级的贡献演变[J].商业经济研究，2019（4）：37-40.
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　　[4]Li Y. Study on the authenticity of patients' medical products perception by social media[C]// BASIC & CLINICAL PHARMACOLOGY & TOXICOLOGY. 111 RIVER ST， HOBOKEN 07030-5774， NJ USA： WILEY，2019，125：186.
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　　[9]Wang C， Chen C， Yang S， et al. Pirate or Buy？ The Moderating Effect of Idolatry[J]. Journal of Business Ethics，2009：81-93.
　　[10]Bolduc H， Kinnally W. Examining the impact of social identification with music on music streaming behavior [J]. Journal of Radio & Audio Media，2018，25（1）：42-61.
　　[11]Lin T C， Hsu J S C， Chen H C. Customer willingness to pay for online music： The role of free mentality [J]. Journal of Electronic Commerce Research，2013，14（4）：315-333.
　　[12]Sanitnarathorn P. An Analysis of Music Fan Towards Music Streaming Purchase Intention of Thailand's Music Industry [J]. Journal of Education and Training Studies，2018，6（3a）：78-87.
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