首先，檢驗分享動機在講座認知與持續分享意願之間的仲介作用。
Preacher & Hayes（2008）提出，可以使用 Bootstrap 的方法對多個並列 仲介變項同時檢驗其仲介效應，本研究採用PROCESS v3.5 中的簡單仲 Bootstrap 法估計的間接效應的標準誤差、95% 信賴區間的下限和上限。CCL=
學術「雲」講座認知；CSI=持續分享意願；ACM=成就動機；ALM=利他動 機；SM=社交動機；KSEM=知識自我效能動機；INTSC=互依型自我構念；
INDSC=獨立型自我構念。
在控制了三個控制變項及四個動機的仲介路徑後，學術「雲」講座 的認知對持續分享意願有顯著的正向影響（B=.450, P<.001），見表 9，
本研究的H1 得到驗證。
從表 9 可以看出，當將四個層次的分享動機一起作為仲介變項時，
他們共同發揮的仲介效應顯著（B=.245, p<.001, 95%CI=[0.15, 0.33]，不 包含 0），這證明了仲介效應的存在。在四個仲介路徑中知識自我效能 動機（B=.03, 95%CI=[0.003, 0.074]，不包含 0）、利他動機（B=.19, 95%CI=[0.12, 0.27]，不包含 0）發揮了顯著的仲介作用，而成就動機
（95%CI=[-0.02, 0.05]，包含 0）、社交動機（95%CI=[-0.05, 0.05]，包 含0）的仲介作用不顯著。故此，H3、H4 得到驗證，H2、H5 假設不成 立。
為進一步對四個層次分享動機的仲介路徑作用大小進行比較，表 9 顯示，從自我效能動機－利他動機（B=-.16，小於 0; 95%CI=[-0.23, -0.09]，不包含 0）、成就動機－利他動機（B=-.18，小於 0; 95%CI=
[-0.26, -0.10]，不包含 0）、利他動機－社交動機（B=.19，大於 0;
95%CI=[0.10, 0.28]，不包含 0）都反映出利他動機的仲介作用顯著高於 其他三種動機，其他的仲介路徑的對比則沒有顯著差異（95%CI 包含 0）。
另外，講座認知對持續分享意願影響的直接效應及分享動機的仲介 效應的 95%CI 下限和上限之間均不包含 0，如表 9，由此表明講座認知 不僅能直接對持續分享意願產生正向效應，其直接效應值為 0.205，占 總效應的 45.56%，而且可以通過分享動機的仲介作用來對持續分享意 願產生正向效應，其仲介效應值為0.245，占總效應的 54.44%。
進一步看，只有知識自我效能動機和利他動機發揮了仲介作用，其 中知識自我效能動機的間接效應值為 0.03，占總效應的 6.67%；利他動
機的間接效應值為0.19，占總效應的 42.20%，見表 9。
其次，檢驗自我構念（互依型自我構念、獨立型自我構念）在講座 認知、分享動機（知識自我效能動機、利他動機）、持續分享意願仲介 路徑中的調節作用。本研究通過PROCESS V3.5 外掛程式，採用有調節 的仲介模型（Model 7）對其進行檢驗。6 根據前文的理論假設，本部分 需要在控制性別、受教育程度、專業（學科）的情況下分別對兩個有調 節的仲介模型進行檢驗，即講座認知（自變項）－知識自我效能動機
（仲介變項）－獨立型自我構念（調節變項）－持續分享意願（依變 項）；講座認知（自變項）－利他動機（仲介變項）－互依型自我構念
（調節變項）－持續分享意願（依變項）。結果顯示見表 10，在講座 認知（自變項）－知識自我效能動機（仲介變項）－獨立型自我構念
（調節變項）－持續分享意願（依變項）模型中，講座認知和獨立型自 我構念的交互項對利他動機的預測作用顯著（B=-.103, t=-3.247, p<.01, LLCI=-0.166, ULCI=-0.041）。由此說明，獨立型自我構念能在講座認 知對利他動機的直接預測在起到負向調節作用。假設6 得到驗證。
按照平均分加減一個單位的標準差，將調節變項（獨立型自我構 念）分為高獨立型自我構念（M+SD）和低獨立型自我構念（M-SD），
圖 4 展示了高、低獨立型自我構念在講座認知與利他動機中的調節作 用。相比而言，講座認知對利他動機的影響作用在低獨立型自我構念中 表現得更為強烈，進一步驗證了假設6。
6 Model 7 與本研究的理論模型一致。
表 10：有調節的仲介模型檢驗
因子名稱 擬合指標 顯著係數
結果變項 預測變項 R R² F B se t p LLCI ULCI
利他動機 性別
0.711 0.506 58.162
0.089 0.054 1.653 0.099 -0.017 0.196
0.70 0.449 55.687
-0.031 0.061 -0.510 0.610 -0.150 0.088
0.525 0.275 21.584
0.034 0.081 0.425 0.671 -0.124 0.193
0.599 0.359 38.246
-0.009 0.065 -0.139 0.889 -0.137 0.119
而在講座認知（自變項）－利他動機（仲介變項）－互依型自我構 念（調節變項）－持續分享意願（依變項）模型中，講座認知和互依型 自 我 構 念 的交 互 項 對 知識 自 我 效 能動 機 的 預 測作 用 不 顯 著（p>.05, LLCI=-0.140, ULCI=0.035）。由此說明，互依型自我構念在講座認知對 知識自我構念動機的直接預測作用中沒有起到調節作用。假設 7 不成 立。