第四章 資料分析與結果
第六節、 「即時通訊軟體採用行為模式之驗證」
一、整體適配度
本研究之即時通訊軟體採用模式整體適配度整理如表 4-22 所示，整體適配 度良好，χ2/df 為 1.87、RMSEA 為 0.064、RMR 為 0.036、SRMR 為 0.072、CFI 為 0.97、NFI 為 0.94、NNFI 為 0.96、GFI 為 0.92 均達可接受度門檻。
RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation；平均概似平方誤根系數) 值越小時表示模型的適配度越佳，若該系數大於 0.1 表示模型不甚理想(Browne &
Cudeck, 1993)。而 McDonald & Ho(2002)則建議 RMSEA 模型適配度接近 0.08 視 為合理模型，0.05 為良好適配的門檻，本研究之 RMSEA 係數為 0.064，接近於 良好適配門檻，顯示本研究提出之即時通訊軟體採用模式為良好的模式。另基於 獨立模型比較之常用指標，如 NFI、NNFI、CFI 等，當係數越接近 1 時表示離獨 立模型越遠，一般以 0.9 為通用的門檻(Hu & Bentler, 1999)。本研究之即時通訊 應用程式模式的相關係數皆大於門檻值，分別為 0.94、0.96、0.97，因此本研究 之模式適配度呈現良好配置。而適配度指標(Goodness of Fit Index; GFI) 方面，
學者 Bagozzi & Yi(1998) 建議 GFI 在 0.9 以上視為有理想的契合度，本研究之 GFI 為 0.92，顯示本研究之模式有理想的契合度。在殘差指數方面，殘差均方根 (Root Mean Residuals; RMR) 為參數估計無法反應實際觀察資料的變異量，而標 準化殘差均方根(SRMR)則是將此殘差輛轉換為 Z 分數。學者建議 RMR 愈小則 愈佳，當標準化 RMR、SRMR 小於 0.08 時，表示模式具有良好的適配度，且 RMR 與 SRMR 應小於 0.1 才為合理值，本研究之 RMR 為 0.039，SRMR 為 0.072 皆趨近於 0，表示本研究模式具有良好的適配度。
在低於門檻值的適配度指標方面，卡方值為 125.4，p value 為 0.0018，並沒 有達到不顯著水準，表示模式遭到拒絕，因此模式適配度不佳之虛無假設成立。
但是由於卡方考驗會受到自由度和樣本數的影響，自由度或樣本數愈大，卡方值 則愈大，因此需參照其他指標來進行判斷。
由於透過卡方值判斷模式會受到樣本數的影響，學者 Jöreskog (2004)建議以 卡方值與其自由度的比值χ2/d.f.，即每使用一個自由度增加的卡方值更適合之衡 量指標。一般認為卡方值在自由度的 5 倍以內為合理，建議 χ2/d.f.值小於 3 為最 佳適配度，而本研究之χ2/d.f.值為 1.87，顯示本研究之模式適配度非常良好。
表 4-22 即時通訊軟體採用模式整體適配度
指標 WLS χ2 χ2/df GFI NFI NNFI CFI RMSEA RMR SRMR 可接
受值
P>0.5 <5 >0.9 >0.9 >0.9 >0.95 <0.08 接近 0 <0.1
模式 適配值
*125.4 (df=67，
p=0.0018)
1.87 0.92 0.94 0.96 0.97 0.064 0.036 0.072
*表示未達門檻值
二、結構模式分析(Structural Evaluation Model)
而本研究將各貼圖愉悅性的各情境變數(A、B、C 及總體)，放入本研究模型 中，發現 A、B 及總體皆未顯著影響其他知覺構面，使模型中的 β 相關係數較多 為負值，對於理論分析尚未有助益，因此本研究針對表情符號最豐富之情境 C 問卷作為分析「貼圖愉悅性」的主要構面，樣本數為填答問卷 C 之 205 份樣本 為主。
本研究將各參數估計值整理後如下圖 12 所示，其中*號表示 t 檢定值達顯著 水準。
圖 13 即時通訊應用程式接受模式最終路徑圖(*表示 t value 達顯著水準)
三、假說檢定結果
根據路徑分析的迴歸係數，即為各個結構的結構方程式進行假說檢定，假說 檢定結果如表 4-23 所示。
圖 14 本研究之假說檢定模式
表 4-23 假說檢定結果列表
假說
迴歸 係數
結果
H1
使用者對於使用即時通訊應用程式的「貼圖愉悅性」程度，
對「系統愉悅性」構面有顯著正向影響。
0.52*** 接受
H2
使用者對於使用即時通訊應用程式的「貼圖愉悅性」程度，
對「知覺有用性」構面有顯著正向影響。
0.24** 接受
H3
使用者對於使用即時通訊應用程式的「貼圖愉悅性」程度，
對「知覺易用性」構面有顯著正向影響。
-0.03 拒絕
H4 PEJ」代表系統愉悅性、「Stamp of PEJ」代表貼圖愉悅性、「Intention」表示使用 意向。
1. 知覺有用性構面
本研究對知覺有用性構面之假說如下：
H2 ：使用者對於使用即時通訊應用程式的「貼圖愉悅性」程度，對「知覺有用 性」構面有顯著正向影響。
H7 ：使用者對於使用即時通訊應用程式的「知覺易用性」程度，對「知覺有用 性」構面有顯著正向影響。
知覺有用性之結構方程式為：
PU=0.24 x Stamp of PEJ + 0.60 x PEU ; R2 = 0.52
根據上述結構方程式顯示，貼圖愉悅性與知覺易用性之迴歸係數為 0.24 及 0.60，皆超過 1.96 並且達到 0.05 顯著水準。因此知覺有用性受到貼圖愉悅性與 知覺易用性的影響，本研究之假說 H2 與 H7成立，使用者對於使用即時通訊應 用程式的「貼圖愉悅性」程度，對「知覺有用性」構面有顯著正向影響以及使用 者對於使用即時通訊應用程式的「知覺易用性」程度，對「知覺有用性」構面有 顯著正向影響。
2. 知覺易用性構面
本研究對知覺易用性構面之假說如下：
H5 ：使用者對於使用即時通訊應用程式的「系統愉悅性」程度，對「知覺易用 性」有顯著正向影響。
知覺易用性之結構方程式如下：
PEU=0.75 x Stamp of PEJ ; R2= 0.54
如上述結構方程式所示，系統愉悅性的迴歸係數為 0.75，超過 t 檢定值標準 1.96，同時達到 0.05 顯著水準，因此知覺易用性受系統愉悅性正向的影響。本研 究假說 H5成立，使用者對於使用即時通訊應用程式的「系統愉悅性」程度，對
「知覺易用性」構面有顯著高度正向影響。
3. 系統愉悅性構面
本研究對系統愉悅性之假說如下：
H1：使用者對於使用即時通訊應用程式的「貼圖愉悅性」程度，對「系統愉悅性」
構面有顯著正向影響。
系統愉悅性之結構方程式如下：
System of PEJ = 0.52 x Stamp of PEJ ; R2= 0.62
如上述結構方程式所示，知覺愉悅性與知覺易用性之迴歸係數為 0.52，超過 1.96 顯著水準，且達到 p 值小於 0.05 顯著水準，因此系統愉悅性受貼圖愉悅性 正向影響。本研究假說 H1成立。表示使用者對於使用即時通訊應用程式的「貼 圖愉悅性」程度，對「系統愉悅性」構面具顯著正向影響，且單「貼圖愉悅性」
因素對「系統愉悅性」的解釋力為 62%。
4. 使用意向構面
本研究對使用意向構面之假說如下：
H6 ：使用者對於使用即時通訊應用程式的「系統愉悅性」程度，對「使用意向」
構面有顯著正向影響。
H9 ：使用者對於使用即時通訊應用程式的「知覺有用性」程度，對「使用意向」
有顯著正向影響。
使用意向之結構方程式如下：
Intention = 0.42 x PU ;R2=0.55
根據上述結構方程式，知覺有用性與系統愉悅性之迴歸係數分別為 0.42 和 0.25，t 檢定值只有知覺有用性超過 1.96 且達 0.05 顯著水準，而系統愉悅性之 t 值則低於 1.96 顯著水準，本研究認為假說 H6被拒絕。顯示使用意向受到知覺有 用性具顯著的正向影響，本研究假說 H9成立。
在文獻探討中知覺易用性應對於使用意向有顯著影響但知覺易用性對使用 意向之 t 值為 0.76 無達到顯著水準，推測應是受到樣本偏誤或問卷設計影響，。
四、即時通訊應用程式採用模式
圖 15 即時通訊應用程式採用模式路徑圖
根據以上研究分析結果，在修正 H3、H4 和 H8假說拒絕後，可得到如上圖 的模式路徑圖。本研究驗證了科技接受模式(TAM)在即時通訊應用程式採用上的 應用，同時將貼圖愉悅性因素納入即時通訊應用程式接受模式中。