第四章 資料分析與討論
第三節 多元迴歸分析
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為正向關係，與「負面影響」為負向關係。
在自變項部分，「認知有用性」、「使用者滿意」與「淨利益」有正向的關係。
進一步分析，自變項皆與「正面影響」有正向的關係，其中與「自主性」、「知識 分享」、「決策品質」三個變項有中度與高度的正向關係。另外，自變項皆與「負 面影響」有低度負向的關係，然而值得注意的是，「認知有用性」、「使用者滿意」
皆與「監督控制」有正向的關係。
大致上，性別、職位、電腦素養、認知有用性、使用者滿意皆符合原先所預 期的結果，雖還無法看出與各影響面向之間的因果關係，但其之間的方向也符合 原先期待，而因果關係待之後多變量分析來進行驗證。
第三節 多元迴歸分析
在此本研究根據前述理論與假設建立多元迴歸模型，以探求整體模型之效 果。在此先就使用者滿意進行分析，再分別討論正面影響與負面影響，最後在針 對淨利益進行分析。
迴歸檢定結果請參閱附錄四。在多元共線性假設方面，當自變項之間的相關 性過高時，會使得迴歸結果難以解釋，當容忍值（tolerance）小於 0.1，變異數 膨脹因素（variance inflation factor, VIF）大於 10，條件指數（conditional Index, CI）
大於30 時，表示有嚴重的多元共線性存在（林震岩，2007）。經過診斷，本研究 的迴歸模型皆符合診斷標準，不存有嚴重多元共線性的問題。
在常態性假設方面，迴歸方程式中的誤差項應為常態分配，可透過標準化殘 差直方圖與標準化殘差常態機率分佈圖來觀察是否符合常態分配。在直方圖中，
本研究的迴歸模型皆接近為覆鐘型 (bell-shaped)且左右對稱的曲線，在分佈圖中 皆接近為45 度的對角線。另一方面，Hair et al.（2010：73）認為除了圖形之外，
一般有Shapiro-Willks 檢定與 Kolmogorov-Smirnov 檢定這兩種方式檢定是否符合 常態分配，在此本研究採用Kolmogorov-Smirnov（K-S）檢定，以標準化殘差來 觀察。
在誤差獨立性假設方面，不同自變項所產生的誤差之間應該獨立，可由杜 賓—瓦特森（Durbin-Watson, D-W）統計量檢定，當 DW 值在 1.5~2.5 之間，大 略表示無自我相關的情形（林震岩，2007）。經過診斷，本研究的迴歸模型之DW 值在1.5~2.5 之間，皆符合診斷標準，即表示無自我相關的情形。
在誤差等分散性假設方面，特定 X 的誤差項，變異數應相等，可透過標準 化殘差分佈圖來觀察。當分佈圖「不是隨機分配或斜率不是0，而是呈現明顯規 律性，則存在自我相關、複共線性或變異數不等問題，必須進行變數的轉換」（林 震岩，2007：552，561）。另一方面，Hair et al.（2010：185）認為除了圖形之外，
可採用變異數同質性檢定，如Levene 檢定，採用 levene 檢定之優點在於較少受 到資料分佈的影響，在此本研究採用levene 檢定，以標準化殘差來觀察。
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壹、 使用者滿意之迴歸分析
從調整後R2得知，整體模型的解釋力為33.9%，在個別變項中，解釋力最高 為認知有用性，β值為.574，顯示認知有用性對於使用者滿意有正向且顯著的影 響，驗證Bhattacherjee（2001）、Seddon（1997）、Seddon與Kiew（1996）的觀點。
另外，年資也有正向且顯著的影響，但β值為.084，解釋力不高。
表4-21：使用者滿意之迴歸分析表 未標準化係數
B 之估計值 標準誤
標準化係數
t 顯著性 (常數) .970 .062 15.586 .000 女性 .008 .016 .006 .491 .624 年資 .006 .001 .084 6.347 .000***
非主管 .014 .021 .009 .665 .506 非正式人員 -.002 .024 -.001 -.085 .932 電腦素養 .001 .004 .005 .409 .683 認知有用性 .683 .014 .574 47.143 .000***
R2=.340，調整後R2=.339，F=390.116***，個數=4553
*p<.05，**p<.01，***p<.001
資料來源：本研究
貳、 正面影響之迴歸分析
本研究先探討整體之正面影響，再依序探討「學習」、「成就感」、「專業與資 訊技能」、「自主性」、「知識分享」、「決策品質」。
一、 正面影響
在正面影響迴歸模型中，整體模型的解釋力為58.2%，從個別變項觀察，認 知有用性（β 值為.602）、使用者滿意（β 值為.212）與電腦素養（β 值為.093）
對「正面影響」有正向且顯著的影響，另外職位也有顯著影響，β 值為-.032，
顯示非主管的「正面影響」低於主管。
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R2=.582，調整後R2=.582，F=832.231***，個數=4186
*p<.05，**p<.01，***p<.001
R2=.094，調整後R2=.093，F=66.820***，個數=4519
*p<.05，**p<.01，***p<.001
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R2=.216，調整後R2=.215，F=179.005***，個數=4550
*p<.05，**p<.01，***p<.001
R2=.274，調整後R2=.273，F=241.082***，個數=4476
*p<.05，**p<.01，***p<.001
資料來源：本研究
五、 自主性
整體模型解釋力為30.5%，從個別變項觀察，認知有用性（β 值為.410）與 使用者滿意（β 值為.199）對「自主性」有正向且顯著的影響。
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R2=.306，調整後R2=.305，F=284.730***，個數=4521
*p<.05，**p<.01，***p<.001
R2=.298，調整後R2=.297，F=265.767***，個數=4388
*p<.05，**p<.01，***p<.001
資料來源：本研究
七、 決策品質
整體模型解釋力為 63.9%，從個別變項觀察，認知有用性（β 值為.690）、
使用者滿意（β 值為.145）與電腦素養（β 值為.082）對「決策品質」有正向且 顯著的影響，在電腦素養方面，支持Shangraw Jr.（1986）的觀點，認為電腦素 養高的使用者，會提高決策的品質。另外職位也有顯著影響，β 值為-.028，顯 示非主管的「決策品質」低於主管。
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R2=.639，調整後R2=.639，F=1131.386***，個數=4480
*p<.05，**p<.01，***p<.001
R2=.034，調整後R2=.032，F=22.157***，個數=4421
*p<.05，**p<.01，***p<.001
資料來源：本研究
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R2=.010，調整後R2=.008，F=6.323***，個數=4528*p<.05，**p<.01，***p<.001
R2=.065，調整後R2=.064，F=45.217***，個數=4525
*p<.05，**p<.01，***p<.001
資料來源：本研究
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R2=.075，調整後R2=.074，F=52.409***，個數=4530
*p<.05，**p<.01，***p<.001 R2=.009，調整後R2=.007，F=5.614***，個數=4515
*p<.05，**p<.01，***p<.001
資料來源：本研究
六、 監督控制
整體模型解釋力為 1.4%，從個別變項觀察，認知有用性（β 值為.113）對
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R2=.016，調整後R2=.014，F=10.367***，個數=4529*p<.05，**p<.01，***p<.001
R2=.498，調整後R2=.497，F=577.155***，個數=4077
*p<.05，**p<.01，***p<.001
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顯示非正式人員較無感受到疏離感。
電腦素養在「疏離感」、「工作壓力」、「電腦恐懼」有負向且顯著的影響，顯 示電腦素養越高，「疏離感」、「工作壓力」、「電腦恐懼」也就越低。
在自變項中，認知有用性除了在「疏離感」無顯著外，其餘如「工作壓力」、
「電腦恐懼」、「工作量」皆有負向且顯著的影響，解釋力最高為「電腦恐懼」，
β 值為-.147，其次為「工作壓力」，β 值為-.138，最低為「工作量」，β 值為-.053，
另外值得注意的是，認知有用性在「監督控制」有正向且顯著的影響。在使用者 滿意方面，使用者滿意在「工作壓力」與「電腦恐懼」有負向且顯著的影響。
表4-37：各依變項負面影響之迴歸分析表 β 值
負面影響 疏離感 工作壓力 電腦恐懼 工作量 監督控制 女性 -.030* .012 -.016 -.027 -.058*** -.019 年資 .024 .029 .038* .009 .027 -.021 非主管 .066*** .041* .054** .066*** .022 .046**
非正式人員 -.010 -.047** .001 .001 .009 -.001 電腦素養 -.121*** -.057*** -.142*** -.170*** -.027 -.024 認知有用性 -.071*** -.012 -.138*** -.147*** -.053** .113***
使用者滿意 -.054** -.032 -.071*** -.062*** -.017 .003
調整後R2 .032 .008 .064 .074 .007 .014
*p<.05，**p<.01，***p<.001
資料來源：本研究
整體而言，正面影響的模型解釋力高於負面影響的模型解釋力，且正面影響 皆幾乎可由認知有用性、使用者滿意與電腦素養這三個變項所解釋，除了職位之 外，其餘的控制變項皆無顯著影響；在負面影響中，認知有用性與使用者滿意的 解釋力反而降低甚至不顯著，而控制變項的解釋力較為提昇甚至有顯著的影響。
顯示正面影響會受到認知有用性、使用者滿意與電腦素養這三個變項的影響，而 負面影響除了會受到認知有用性、使用者滿意與電腦素養的影響之外，也會受到 控制變項的影響。18
另外，由表4-36 與表 4-37 得知，正面影響整體解釋力明顯高過於負面影響，
正面影響為.582，負面影響為.032。在正面影響中，整體模型的解釋力最高為「決 策品質」，可解釋63.9%的變異量，次高為「自主性」，達30.5%，其餘分別為「知 識分享」（29.7%）、「專業與資訊技能」（27.3%）、「成就感」（21.5%），最低為「學 習」（9.3%）。在負面影響中，整體模型的解釋力皆偏低，最高為「電腦恐懼」，
解釋力為7.4%，其次為「工作壓力」，解釋力為 6.4%，其餘分別為「監督控制」
18本研究進一步作交叉驗證（cross validation），結果於附錄五，在此將「正面影響」與「負面影
響」標準化，「淨利益」為正面影響鍵去負面影響。分別為原始樣本（4703 份），Sample（1000）
與C.V（1000），皆已進行加權。
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（1.4%）、「人際關係」（0.8%）、「工作量」（0.7%）。
負面影響之整體解釋力偏低，顯示文官個人特徵（characteristics）以及認知 有用性、使用者滿意並不是主要因素。在公部門中，哪些因素影響負面影響之變 項？學者認為公部門組織特性與環境為主要因素，公部門運用資訊通訊科技之目 的與私部門相同，增加工作效率與提供更好服務品質，然而公部門因為預算、硬 體與法令上之限制，制度過於僵化，機關之間系統不相容（Bretschneider,1990；
史美強、李敘均，1999；林靜美，2006），加上公部門執行力不佳（Kraemer &
King,1986），使得資訊通訊系統之建置只是形式化，並無法完全達到原先目的，
於是文官對資訊系統便會有消極與負面之想法，文官處於這種「消極」環境中，
即便認知有用性與使用者滿意高，也會因為上述因素存在，而難以改變文官負面 想法。