第四章 研究結果與討論
第四節 台中市國小學生的網路使用動機各構面對網路倫理各構面之多元迴
迴歸分析
本節旨在探討台中市國小學生的網路使用動機的各構面對網路倫理的各構 面的影響情形，利用強迫進入法的多元迴歸分析網路使用動機各構面對網路倫理 各構面的影響，以考驗研究假設H4、H5 和 H6。
一、台中市國小學生的網路使用動機各構面對網路匿名言論 之多元迴歸分析
結果分析
模型一：以娛樂性、工具性、社交性網路使用動機為自變項，對依變項 為網路匿名言論進行多元迴歸分析，結果如表4-12，顯示整個模型對網路匿 名言論具有8.8％的解釋力。工具性、娛樂性、社交性皆具有顯著的解釋力，
娛樂性動機和社交性動機之Beta値為負向，工具性動機之Beta値為正向，經 檢定結果H4-1、H5-1和H6-1被支持。因此娛樂性動機和社交性動機愈高，
網路匿名言論愈差；工具性動機愈高，網路匿名言論愈佳。
並且Beta的係數絕對值愈大，表示自變項對依變項的影響力愈大（吳明 隆，2010），Beta的係數絕對值依序為社交性（-.232）、工具性（.204）、
娛樂性（-.127），因此社交性動機對網路匿名言論的影響力最大。
表4-12 網路使用動機對網路匿名言論之多元迴歸分析摘要表 模型一
網路匿名言論 依變項
自變項 B Beta p
工具性 .286 .204 .000***
娛樂性 -.157 -.127 .001**
社交性 -.121 -.232 .000***
常數 18.922 R2 .088
F 25.541
p .000***
註：*p＜.05 **p＜.01 ***p＜.001
綜合討論
工具性動機愈高，網路匿名言論愈佳，此結論與侯心雅等人（2008）和 劉文尚（2004）的研究結果一致，工具性動機愈高者，愈會在意網路資訊的 可信度，並較能對自己的網路言論負責。
娛樂性動機愈高，網路匿名言論愈差，此結論與吳宏斌、蔡東鐘（2009）
和許誌宏（2006）的研究結果相符，娛樂性動機愈高者，對自己的言論較不
負責，常會以開玩笑的方式與人互動
社交性動機愈高，網路匿名言論愈差，此結論與許誌宏（2006）、黃誌 坤（2005）、溫嘉榮、張家銘（2005）和張志銘等人（2007）的研究結果一 致，學生在網路聊天室，有較大膽與開放的自我表露行為，常有用詞隨性、
言論內容不負責的發表，常發生網路謠言等匿名性問題。
二、台中市國小學生的網路使用動機各構面對網路禮儀之多 元迴歸分析
結果分析
模型二：以娛樂性、工具性、社交性網路使用動機為自變項，對依變項 為網路禮儀進行多元迴歸分析，結果如表4-13，整個模型對網路禮儀具有 9.4％的解釋力。但僅有工具性動機具備顯著的解釋力，娛樂性動機和社交 性動機的t 值都未達顯著水準，因此能夠對網路禮儀進行解釋的自變項只有 一個，即工具性動機，而娛樂性和社交性的解釋力沒有統計顯著性。工具性 動機之Beta 値為正向，經檢定結果 H4-2 被支持，但 H5-2、H6-2 不被支持。
因此工具性動機愈高，網路禮儀愈佳。
表4-13 網路使用動機對網路禮儀之多元迴歸分析摘要表 模型二
網路禮儀 依變項
自變項 B Beta p
工具性 .348 .296 .000***
娛樂性 .037 .036 .335 社交性 .007 .016 .705 常數 12.516
R2 .094 F 27.624 p .000***
註：*p＜.05 **p＜.01 ***p＜.001
綜合討論
工具性動機愈高，網路禮儀愈佳，此結論與劉文尚（2004）的研究結果 相符，上網查資料學童的網路禮儀能力優於網路活動非查資料的學童。因此 H4-2 被支持。
而由表4-16 顯示，經檢定結果 H5-2 和 H6-2 不被支持，娛樂性動機對 網路禮儀之Beta 係數為.036 和社交性動機對網路禮儀之 Beta 係數為.016，
Beta 係數為正向，但未達顯著水準，顯示娛樂性動機和社交性動機對網路禮 儀並無影響，表示學生的網路禮儀不會因為娛樂性動機和社交性動機的強弱 程度而有所影響。研究者推測可能與諾頓發表的「2010 家庭防護網報告」
結果有關，報告結果顯示國小學生普遍網路禮儀表現都不錯，並且Walther 提出網際溝通情境中網路使用者的親密程度，有時候還超越「面對面溝通」
情境，因為媒體的限制使得使用者可以形塑其生理上和行為上的線索，呈現 自我正面形象，對關係的發展是有益的，甚至優於面對面溝通。並且在網路 中是以文字符號來表達，使用者容易隱藏自己的真實身分與外貌 (引自王瑞 霙，2007)。而通常傾向情感交流互動的網路使用者，會主動的提出建立友 誼的訊息，可憑藉文字的表達而發展出如現實生活情感，或給人更輕鬆有自 信的溝通管道（陳俞霖，2002）。因此研究者推測社交性動機較高的學生，
其網路禮儀也會較好。此外，娛樂性動機的線上遊戲，必須與虛擬網路遊戲 中的他人交談，進而成為虛擬好友（徐尚文，2006），並從林彥君（2005）
研究網路遊戲也發現，網路遊戲有訂定與網路禮儀相關的發言規則，規範網 路玩家，因此研究者推論娛樂性動機也需要有較佳的網路禮儀，來增進其遊 戲之互動關係。
綜合上述，研究假設H5-2和H6-2，並未獲得成立。
三、台中市國小學生的網路使用動機各構面對網路隱私權之 多元迴歸分析
結果分析
模型3：以娛樂性、工具性、社交性網路使用動機為自變項，對依變項 為網路隱私權進行多元迴歸分析，結果如表4-14，顯示整個模型對網路隱私 權具有5.8％的解釋力。工具性、娛樂性、社交性皆具有顯著的解釋力，娛 樂性動機和社交性動機之Beta係數為負向，工具性動機之Beta係數為正向，
經檢定結果H 4-3、H5-3和H6-3被支持。因此娛樂性動機和社交性動機愈高，
網路隱私權愈差；工具性動機愈高，網路隱私權愈佳。Beta的係數絕對值依 序為社交性（-.198）、工具性（.176）、娛樂性（-.091），因此社交性動機對 網路隱私權的影響力最大。
表4-14 網路使用動機對網路隱私權之多元迴歸分析摘要表 模型三
網路隱私權 依變項
自變項 B Beta p 工具性 .183 .176 .000***
娛樂性 -.083 -.091 .017*
社交性 -.077 -.198 .000***
常數 13.351 R2 .058 F 16.361 p .000***
註：*p＜.05 **p＜.01 ***p＜.001
綜合討論
工具性動機愈高，網路隱私權愈佳，此結論與許誌宏（2006）的研究結 果相符，發現經常蒐集資料之學童的網路安全能力（網路隱私權）較優。
娛樂性動機愈高，網路隱私權愈差，此結論與許誌宏（2006）、溫嘉榮、
張家銘（2005）、歐陽誾（2009）、劉文尚（2004）的研究結果相符，娛樂 性動機愈高的學生在網路世界抱持著遊戲心態，對網路隱私權較不在意，會 因為想玩免費遊戲而應網站要求填寫個人基本資料，相形之下警戒心及保護 個人隱私的安全意識將降低，甚至在網路遊戲中，竊取他人資料偷取天幣，
涉及犯罪行為。
社交性動機愈高，網路隱私權愈差，此結論與許誌宏（2006）、張志銘 等人（2007）、張純瑜等人（2007）、劉文尚（2004）和 Dwyer（2007）的 研究結果一致，常藉由網路與人社交互動，會容易相信網友所自稱的身分，
容易衍生有隱私曝光、資料安全性等問題。
四、台中市國小學生的網路使用動機各構面對網路智慧財產權 之多元迴歸分析
結果分析
模型4：以娛樂性、工具性、社交性網路使用動機為自變項，對依變項為 網路智慧財產權進行多元迴歸分析，結果如表4-15，整個模型對網路智慧財產 權具有3.7％的解釋力。但僅有工具性動機具備顯著的解釋力，娛樂性動機和 社交性動機的t值都未達顯著水準，因此能夠對網路智慧財產權進行解釋的自 變項只有一個，即工具性動機，娛樂性和社交性的解釋力沒有統計顯著性。
工具性動機之Beta係數為正向，經檢定結果H4-4被支持，但H5-4、H6-4不被 支持。因此工具性動機愈高，網路智慧財產權愈佳。
表4-15 網路使用動機對網路智慧財產權之多元迴歸分析摘要表 模型四
網路智慧財產權 依變項
自變項 B Beta p 工具性 .177 .155 .000***
娛樂性 .067 .067 .081 社交性 .015 .036 .418 常數 7.940
R2 .037 F 10.154 p .000***
註：*p＜.05 **p＜.01 ***p＜.001
綜合討論
工具性動機愈高，網路智慧財產權愈佳，此結論與劉文尚（2004）的研 究結果類似，發現上網查資料的學童在與智慧財產權有關的網路法律能力優 於網路活動非查資料的學童。
由表4-16 顯示，經檢定結果 H4-4 和 H5-4 不被支持，娛樂性動機對網路 智慧財產權之Beta 係數為.067 和社交性動機對網路智慧財產權之 Beta 係數 為.036，Beta 係數為正向，但未達顯著水準，顯示娛樂性動機和社交性動機對 網路智慧財產權並無影響，表示學生的網路智慧財產權不會因為娛樂性動機 和社交性動機的強弱程度而有所影響。研究者推測可能與政府近年來大力推 展貫徹保護智慧財產權行動計畫－「開闢電腦保護智慧財產權教學課程及強 化數位資訊學習，灌輸學生智慧財產權知識與保護觀念，並辦理各級學校網 路法律知識宣導暨種籽人員培訓計畫，培育中小學智慧財產權種籽教師，辦 理法律諮詢等宣導活動」（智慧財產局，2010b）。並且臺中市政府教育處（2010）
辦理國民中小學網路應用競賽時，也以創用CC 和自由軟體等智慧財產權相關 觀念作為競賽條件來辦理比賽，因此研究者推論網路智慧財權的觀念在台中 市的國小因而能更加落實，使得學生在使用網路時能具備正確觀念。
綜合上述，研究假設H5-4 和 H6-4，並未獲得成立。
表4-16 網路使用動機對網路倫理影響之檢定結果分析表 自變項解釋依變項 Beta
係數 t 值 實證分析
結果 預期效果 檢定結果
X
工具性 Y
網路匿名言論 .204 5.112*** 正向 正向 H 4-1被支持
X
娛樂性 Y
網路匿名言論 -.127 -3.400** 負向 負向 H 5-1被支持
X
社交性 Y
網路匿名言論 -.232 -5.409*** 負向 負向 H 6-1被支持
X
工具性Y
網路禮儀 .296 7.463*** 正向 正向 H 4-2被支持
X
娛樂性Y
網路禮儀 .036 .965 正向，但不顯著 負向 H 5-2 不被支持
X
社交性Y
網路禮儀 .016 .379 正向，但不顯著 負向 H 6-2 不被支持
X
工具性Y
網路隱私權 .176 4.345*** 正向 正向 H 4-3被支持
X
娛樂性Y
網路隱私權 -.091 -2.388* 負向 負向 H 5-3被支持
X
社交性Y
網路隱私權 -.198 -4.543*** 負向 負向 H 6-3被支持
X
工具性Y
網路智慧財產權 .155 3.782*** 正向 正向 H 4-4被支持
X
娛樂性Y
網路智慧財產權 .067 1.745 正向，但不顯著 負向 H 5-4 不被支持
X
社交性Y
網路智慧財產權 .036 .810 正向，但不顯著 負向 H 6-4 不被支持 資料來源：本研究綜合整理
五、本節小結
娛樂性動機和社交性動機愈高，網路匿名言論愈差；工具性動機愈高，網路 匿名言論愈佳，對網路匿名言論的影響力依序為社交性、工具性、娛樂性，以社 交性動機對網路匿名言論的影響力最大。
「工具性動機」對網路禮儀為正向影響，「因此工具性動機愈高，網路禮儀 愈佳，而娛樂性動機和社交性動機對網路禮儀為正向但無顯著影響，以工具性動 機對網路禮儀的影響力最大。
娛樂性動機和社交性動機愈高，網路隱私權愈差；工具性動機愈高，網路隱
娛樂性動機和社交性動機愈高，網路隱私權愈差；工具性動機愈高，網路隱