第四章 研究結果
第二節 假設驗證
本研究使用 SPSS Amos 22 軟體進行驗證性因素分析（confirmatory factor analysis, CFA）並以結構方程模式（Structural Equation Modeling, SEM）的統計 方法描繪出研究架構之路徑圖，探索各外衍變數（exogenous variable）與內衍 變數（endogenous variable）的因果關係進而驗證假說。一個完整的結構方程模 式分析，包括測量模式（measurement model）與結構模式（structure model）兩 個部分，本節將會先闡述測量模式，再進行結構模式的分析。
一、測量模式分析
測量模式旨在評估潛在變數（latent variable）與觀察變數（observed variable）之間的關係，在進行結構模式分析之前，應先於測量模式階段評估資 料是否具有一定程度的信度與效度，故以驗證性因素分析得到的因素負荷量
（factor loading）來評估各構面的建構信度（construct reliability, CR）、收斂效 度（convergent validity）、區別效度（discriminant validity）。
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高信度；Fornell 與 Larcker（1981）建議潛在變數的建構信度能達到 0.6 以上，各構面的建構信度落在 0.67 至 0.89 之間，表示信度符合標準。而為檢視模型是 否具有建構效度，本研究以平均變異數萃取量（AVE）作為建構效度的指標，
其代表的是「該潛在變數受到所屬觀察變項的貢獻量」，根據 Fornell 與 Larcker（1981）及 Bagozzi 與 Yi（1988）的建議潛在變數的 AVE 最好能超過 0.5；Hair et al.（2006）則建議標準化因素負荷量至少要達到 0.5 的門檻，亦即 是說 AVE 至少也要有 0.25，各構面的平均變異數萃取量（AVE）落在 0.41 至 0.80 之間，皆符合 Hair et al.（2006）針對收斂效度所提出之最低標準，其中除 了即時性、觀看品質、搜尋與介面、價格價值等四個構念的 AVE 接近 0.5 尚未
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Attitude1 0.92
0.852 0.743
0.847
Attitude2 0.80行為意圖
BI1 0.87
0.879 0.708
0.869
BI2 0.88BI3 0.77
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區別效度為建構效度的另一指標，根據 Fornell 與 Larcker（1981）的建 議，每個構面的平均變異數萃取量（AVE）應該超過與其他構面的相關係數的 平方，其代表「該潛在變數受到非所屬觀察變項的貢獻量」，為了證實各外衍 變數之間具區別效度，必須要說明潛在變數受到所屬觀察變項的貢獻量，比受 到其他觀察變數的貢獻量來得大。表 4-4 中的對角線為各外衍變數的 AVE 之平 方根，模型中的七個外衍變數有七個 AVE 值，所以會有 21 個（C7 取 2）相關 係數，此時若 AVE 的平方根比相關係數來得高，就能證明區別效度存在，表 4-4 的分析結果顯示每個外衍變數的 AVE 之平方根的值，皆大於與其他變數的 相關係數，代表本研究的外衍變數具有區別效度。
表 4-4 區別效度分析
註：對角線為該構面的 AVE 之平方根，對角線下方則為相關係數。
付費意願
WTP1 0.92
0.890 0.802
0.894
WTP2 0.87外衍變數 1 2 3 4 5 6 7
1 內容多元性
0.791
2 即時性 0.669
0.665
3 觀看品質 0.233 0.243
0.643
4 搜尋與介面 0.587 0.547 0.402
0.688
5 可得性 0.291 0.285 0.371 0.404
0.832
6 個人化 0.356 0.267 0.297 0.597 0.346
0.718
7 價格價值 0.236 0.313 0.308 0.348 0.336 0.354
0.701
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likelihood estimates），結構模式旨在探討外衍變數與內衍變數之間的因果關 係，並且評估實際收集到的資料與理論推演的研究模型是否相符合。本小節將 先分析模型的配適程度（model fit），接著驗證本研究提出的假說並描繪路徑 圖，最後進行路徑影響效果分析。（一）配適度分析
為評估資料與理論模型之間的配適度（goodness of fit），需要檢視不同的配 適度指標，本研究模型整體配適度的 Chi-square 卡方值（χ²）= 2916.776，自由度
（df）= 534，卡方自由度比（χ²/df）= 5.462，P＝.000，GFI＝.850，AGFI＝.824，
NFI＝.859，CFI＝.882，RMSEA＝.065（見表 4-5）。模型配適度分析結果指出，
AGFI、RMSEA 符合建議標準，其餘指標僅接近配適標準，故推論本研究模型的 配適度尚可接受，但未臻理想；而 P 值具有顯著性，推估與樣本數過大（N=1062）
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建議標準文獻來源：Bagozzi & Yi（1988）、Hair et al.（2006）、榮泰生（2011）
（二）假設驗證與路徑分析
經過測量模式檢視各構面的建構信度、建構效度（收斂效度與區別效度）
以及模型配適度的分析後，便可進行結構方程模式（SEM）的路徑分析（path analysis）來驗證本研究提出的假設，確認各構面是否存在因果關係，其結果以 路徑係數γ或β（path coefficients）以及 p 值作為指標，γ代表外衍變數對內 衍變數的作用，β代表內衍變數對內衍變數的作用（榮泰生，2011）。
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面，其中「觀看品質」對知覺有用性的路徑係數γ= 0.16，p < .001，表示觀看 品質對知覺有用性具有顯著的正向影響效果，即 H2a 可獲得支持；「搜尋與介 面」對知覺有用性的路徑係數γ= 0.05，p = .329，代表搜尋與介面對知覺有用 性不具顯著影響效果，亦即 H2b 沒有獲得支持；「可得性」對知覺有用性的路 徑係數γ= 0.25，p < .001，表示可得性對知覺有用性具顯著的正向影響效果，
即 H2c 獲得支持；「個人化」對知覺有用性的路徑係數γ= 0.25，p < .001，表 示個人化對知覺有用性具顯著的正向影響效果，故 H2d 得到支持。
2. 系統品質對知覺易用性的影響
系統品質方面，「觀看品質」對知覺易用性的路徑係數γ= 0.21，p
< .001，表示觀看品質對知覺易用性具有顯著的正向影響效果，即 H3a 獲得支 持；「搜尋與介面」對知覺易用性的路徑係數γ= 0.25，p < .001，代表搜尋與 介面對知覺易用性具有顯著的正向影響效果，亦即 H3b 獲得支持；「可得性」
對知覺易用性的路徑係數γ= 0.37，p < .001，表示可得性對知覺易用性具顯著 的正向影響效果，H3c 獲得支持；「個人化」對知覺易用性的路徑係數γ=
0.07，p = .179，表示個人化對知覺易用性不具顯著的影響效果，故 H3d 沒有得 到支持。另外，「知覺易用性」對知覺有用性的路徑係數γ= 0.42，p < .001，
表示知覺易用性對知覺有用性具有顯著的正向影響效果，H4 獲得支持。
3. 內容與系統品質對知覺愉悅性的影響
內容品質方面，「內容多元性」對知覺愉悅性的路徑係數γ= 0.22，p
< .001，表示內容多元性對知覺愉悅性具有顯著的正向影響效果，即 H5a 可獲 得支持；「即時性」對知覺愉悅性的路徑係數γ= 0.03，p = .565，代表即時性 對知覺愉悅性不具顯著影響效果，亦即 H5b 沒有獲得支持。在系統品質方面，
「觀看品質」對知覺愉悅性的路徑係數γ= 0.22，p < .001，表示觀看品質對知 覺愉悅性具有顯著的正向影響效果，即 H6a 可獲得支持；「搜尋與介面」對知 覺愉悅性的路徑係數γ= 0.19，p < .001，代表搜尋與介面對知覺愉悅性具有顯 著的正向影響效果，H6b 獲得支持；「可得性」對知覺愉悅性的路徑係數γ=
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0.28，p < .001，表示可得性對知覺愉悅性具有顯著的正向影響效果，即 H6c 獲 得支持；「個人化」對知覺愉悅性的路徑係數γ= 0.26，p < .001，表示個人化 對知覺愉悅性具顯著的正向影響效果，故 H6d 得到支持。
4. 行為信念對態度與行為意圖的影響
行為信念包含知覺有用性、知覺易用性、知覺愉悅性等三個構面，其中
「知覺有用性」對態度的路徑係數β= 0.85，p < .001，代表知覺有用性對態度 具有顯著的正向影響效果，故 H7a 獲得支持；「知覺易用性」對態度的路徑係 數β= 0.05，p = .329，代表搜尋與介面對知覺有用性不具顯著影響效果，亦即 H7b 沒有獲得支持。
「態度」對行為意圖的路徑係數β= 0.82，p < .001，表示態度對行為意圖 具顯著的正向影響效果，H8 獲得支持；而「知覺有用性」對行為意圖的路徑係 數β= 0.07，p = .292，表示知覺有用性對行為意圖的影響效果不顯著，故 H9 沒 有獲得支持；「知覺愉悅性」對行為意圖的路徑係數β= 0.08，p < .001，表示 知覺愉悅性對行為意圖具顯著的正向影響效果，H10 獲得支持。
5. 行為意圖與價格價值對付費意願的影響
「行為意圖」對付費意願的路徑係數β= 0.38，p < .001，表示行為意圖對 付費意願具顯著的正向影響效果，H11 獲得支持；「價格價值」對付費意願的 路徑係數γ= 0.77，p < .001，表示價格價值對付費意願具顯著的正向影響效 果，H12 亦獲得支持。根據表 4-6 的路徑分析結果繪製本研究結構模式的路徑 圖請見圖 4-1。
表 4-6 路徑分析與假設驗證
假設與路徑關係 路徑係數 假設驗證結果
H1a
內容多元性→知覺有用性 0.24*** 假設成立
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圖 4-1 結構模式路徑圖
知覺有用性
0.82***
0.07 0.22***
0.09
0.03
0.22***
0.25***
0.19***
0.42***
0.85***
-0.04
0.08***
內容多元性
即時性
觀看品質
搜尋與介面
可得性
個人化
知覺易用性
知覺愉悅性
態度
行為意圖
付費意願
價格價值 0.77***
0.38***
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（三）路徑影響效果分析
各潛在變數之間的影響效果分為直接效果（direct effects）、間接效果
（indirect effects）、總效果（total effects）三種，其中總效果值是直接效果值 與間接效果值的總和。本研究各構面對主要依變項行為意圖、付費意願的路徑 影響效果的分析結果彙整如表 4-7。
從表 4-7 可得知，在直接影響效果方面，對行為意圖產生直接效果的變數 有知覺有用性、知覺愉悅性與態度，知覺有用性的直接效果為 0.069；知覺愉悅 性對行為意圖的直接效果為 0.082；態度對行為意圖的直接效果為 0.818，其中 以態度對行為意圖的直接效果最大。而對付費意願產生直接效果僅有行為意圖 與價格價值，行為意圖對付費意願的直接效果為 0.382，價格價值對付費意願的 直接效果為 0.766，可見價格價值對付費意願的直接效果較大。
而間接影響效果方面，本研究的六個外衍變數，對「行為意圖」 產生的間 接效果依效果大小排序為可得性（0.323）、個人化（0.208）、觀看品質
（0.202）、內容多元性（0.2）、搜尋與介面（0.123）、即時性（0.071）；對
「付費意願」產生的間接效果依序為可得性（0.123）、個人化（0.08）、觀看 品質（0.077）、內容多元性（0.076）、搜尋與介面（0.047）、即時性
（0.027）。接著是三個行為信念對行為意圖、付費意願的間接影響效果，知覺 有用性、知覺易用性對「行為意圖」的間接效果為 0.698、0.285，而知覺愉悅 性對行為意圖沒有間接效果；知覺有用性、知覺易用性、知覺愉悅性對「付費 意願」產生間接效果依序為 0.292、0.109、0.031。最後態度對付費意願的間接 效果為 0.312。
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三、內容類型偏好與人口變項的調節效果分析
內容類型偏好的構念是以「使用者對不同內容類型的重視程度」來操作，
研究問卷中針對來自各國的戲劇類型（台劇、韓劇、日劇、大陸劇、歐美劇、
網路劇）；綜藝類型（台綜、韓綜、日綜、陸綜、歐美綜藝、網路綜藝）；電 影；動漫；MV/偶像；體育賽事等 16 個台灣消費者較熟悉的內容分類方式調查 使用者對各類型的重視程度。本研究使用 SPSS 22 執行多元線性迴歸（Multiple Regression Analysis）來檢視不同的內容類型與人口變項是否會影響行為意圖對
網路劇）；綜藝類型（台綜、韓綜、日綜、陸綜、歐美綜藝、網路綜藝）；電 影；動漫；MV/偶像；體育賽事等 16 個台灣消費者較熟悉的內容分類方式調查 使用者對各類型的重視程度。本研究使用 SPSS 22 執行多元線性迴歸（Multiple Regression Analysis）來檢視不同的內容類型與人口變項是否會影響行為意圖對