假說檢定結果

本研究所採用之量表透過信效度分析，針對 Cronbach’s α、組合信度（CR 值）進行檢定確認量表題項之一致性，並針對收斂效度與區別效度進行檢定確認 量表概念與實際施測間的正確性，PLS 演算法檢定各構面間之路徑係數與解釋力

（R Square），Bootstrapping 演算法檢定構面影響效果之顯著性，針對本研究所 提出之假說進行檢定。檢定結果整理如下表 20。

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(一) 「去抑制行為」與「自我揭露」具顯著影響

去抑制行為與自我揭露間路徑係數為 0.672，t 值為 23.845，達到 p<0.001 之 顯著水準，代表去抑制行為與自我揭露間具有正向顯著的影響效果，這樣的結果 呼應了許多先前的研究（Joinson, 2001; Lefler & Barak, 2012; Schouten, 2007; Tian, 2011），顯示在行動網路的環境中使用者在喪失社會線索與社會約束的情況下，

產生許多不受約束的舉止，因此也更自在於向虛擬世界中的陌生人表達自我的想 法與揭露個人資料，驗證假說一。

(二) 「社交焦慮」與「自我揭露」具顯著影響

社交焦慮與自我揭露間路徑係數為 0.134，t 值為 3.423，達到 p<0.001 之顯 著水準，代表社交焦慮與自我揭露間具有正向顯著的影響效果，這樣的結果呼應 了 Tian（2011）與 Wang、Jackson、Gaskin、Wang（2014）的研究，顯示有較高 社交焦慮程度的使用者覺得在行動網路中因感受到安全感與較少的約束，因此在 行動網路的環境中揭露個人的心情與感受是自在的，轉而透過行動網路途徑進行 較多的自我揭露，而有較高的自我揭露程度，驗證假說二。

(三) 「自我揭露」與「情緒價值」具顯著影響

自我揭露與情緒價值間路徑係數為 0.542，t 值為 15.006，達到 p<0.001 之顯 著水準，代表自我揭露與情緒價值間具有正向顯著的影響效果，顯示使用者在行 動網路環境進行自我揭露能夠自在的與其他朋友分享資訊、抒發心情，有效的抒 發心情產生正向情緒反應，而建立正向的情緒價值評估，驗證假說三。

(四) 「自我揭露」與「行動交友意圖」具顯著影響

自我揭露與行動交友意圖間路徑係數為 0.146，t 值為 2.951，達到 p<0.01 之 顯著水準，代表自我揭露與行動交友意圖間具有正向顯著的影響效果，這樣的結 果呼應了 Pan、Chen、Cai 與 Dong（2014）對社交網站使用意圖的研究，當使用 者在社交網站中的自我揭露程度越高，會更加容易與其他線上使用者建立互信關 係並產生話題，因此對社交網站的使用意圖能夠產生正向的影響，驗證假說四。

(五) 「情緒價值」與「行動交友意圖」具顯著影響

情緒價值與行動交友意圖間路徑係數為 0.098，t 值為 2.033，達到 p<0.05 之 顯著水準，代表情緒價值與行動交友意圖間具有正向顯著的影響效果，這樣的研

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究結果呼應了其他針對數位服務之情緒價值的研究結果，當使用者對服務的情緒 價值衡量越高時，則能增強其參與該資訊服務之意圖（Cheng, Wang, Lin , & Vivek, 2009; Heijden, 2004; Kim & Lennon, 2013; Pihlström & Brush, 2008; Pura, 2005; Turel, Serenko , & Bontis, 2007），顯示行動網路服務無所不在的方便性，能讓使用者產 生正向的情緒價值衡量，並增強其採用行動交友服務的意圖，驗證假說五。

(六) 「媒體豐富度」與「行動交友意圖」具顯著影響

媒體豐富度與行動交友意圖間路徑係數為 0.164，t 值為 3.740，達到 p<0.001 之顯著水準，代表媒體豐富度對行動交友意圖具有正向顯著的影響，這樣的研究 結果呼應了其他提出媒體豐富理論對使用者採用網路服務的意圖產生影響的研 究（Brunelle, 2009; Coyle & Thorson, 2001; Lu, Kim, Dou , & Kumar, 2014），顯示 當行動交友服務提供越多元的媒體服務供使用者與他人進行社交活動時，將能夠 影響一般人對採用行動交友服務的意圖，驗證假說六。

(七) 「主觀規範」與「行動交友意圖」具顯著影響

主觀規範與行動交友意圖間路徑係數為 0.472，t 值為 10.683，達到 p<0.001 之顯著水準，代表主觀規範對行動交友意圖具有正向顯著的影響，這樣的研究結 果呼應理性行為理論相關研究（Aleassa, Pearson , & McClurg, 2011; Coleman, Bahnan, Kelkar , & Curry, 2011; Kim, Kim , & Gih, 2011; Pookulangara, Hawley , &

Xiao, 2011; Sulak, Saxon , & Fearon, 2014），當受測者認為他人對其採用行動交友 服務看法的主觀衡量是正向的，評估身邊的朋友與家人能夠支持他採用行動交友 的決定時，將能夠支持採用行動交友服務的意圖，驗證假說七。

(八) 「行動交友意圖」與「行動交友行為」具顯著影響

行動交友意圖與行動交友行為間路徑係數為 0.657，t 值為 19.715，達到 p<0.001 之顯著水準，代表行動交友意圖對行動交友行為具有正向顯著的影響，

這樣的結果呼應了計畫行為理論的相關結果（George, 2004; Gopi & Ramayah, 2007; Hansen, 2008; Liao, Chen , & Yen, 2007; Lin, 2007; Pavlou & Fygenson, 2006），顯示當使用者在採用行動交友服務前會先經過評估與規劃，當參與行動 交友服務的意圖越高則越能將此意圖付諸實踐產生行為，驗證假說八。

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表 20 本研究假說檢定結果

假說 檢定結果

H1 在行動網路環境中，去抑制行為會正向影響自我揭露

程度。 成立

H2 社交焦慮程度會正向影響使用者在行動網路環境中

之自我揭露程度。 成立

H3 在行動網路環境中，自我揭露程度會正向影響使用者

之情緒價值。 成立

H4 在行動網路環境中，自我揭露程度會正向影響使用者

進行行動交友的意圖。 成立

H5 在行動網路環境中，情緒價值會正向影響使用者進行

行動交友的意圖。 成立

H6 行動交友服務之媒體豐富度會正向影響使用者進行

行動交友的意圖。 成立

H7 使用者的主觀規範會正向影響使用者進行行動交友

的意圖。 成立

H8 行動交友意圖會正向影響行動交友行為。 成立