多群組模型比對

前一部份，透過群集分析，我們成功將受訪者分為三大群組。接著，在這一部份，

我們將利用相同的模型（路徑圖）來比較三組受訪者在各個路徑係數上的差異。承前所 述，不同族群代表的是不同的科技準備特性與不同的人格特質，因此若各群組在模型重 要變數間之路徑係數達到顯著差異，背後實具有相當重要之意涵，對於後續研究之施行 以及市場實際應用與策略運用，亦能給予較明確之方向。與先前分析一般，此部份我們 也將依照不同的服務分別執行多群組分析。行動網路、視訊電話、影音串流這三種服務 在內容、性質、目的上不盡相同，而誠如前一節的分析結果，我們可知或許正是此差異 讓模型的表現有或多或少的不同（可參閱 4.2.3）。因此，針對三種服務分別進行三大族 群的模型比對，不傴可以了解族群不同所反應的模型差異，更可同時比較族群的影響在 不同服務之間有何分別。

一、行動網路多群組分析

行動網路經多群組分析，各組之標準化路徑係數與顯著性列於表 10。而藉 由模型比對之參數差異決斷值（Critical Ratios, C.R.）分析，係數間的差異情形與 顯著考驗，亦在表 10 中呈現（參數差異之顯著性分析，傴將結果呈現於表中，

（一）態度關聯因子之因果關係

由表 10 可知，知覺有用性對主觀態度之影響，在矛盾組與鍾愛組中達 到顯著（β^矛：.47，p=.00；β^鍾：.22，p=.00），知覺愉悅性對主觀態度之影響，

則在三組中均達到顯著（β^矛：.31，p=.00；β^排：.45，p=.00；β^鍾：.51，p=.00）；

其中知覺有用性對矛盾組的影響甚於鍾愛組，而知覺愉悅性對鍾愛組的影響 甚於矛盾組。知覺易用性對態度雖不具此直接影響（β^矛：.10，p=.34；β^排： -.02，p=.91；β^鍾：.19，p=.09），但在鍾愛組當中，其藉由影響知覺有用性（β

鍾：.49，p=.00）與知覺愉悅性（β^鍾：.30，p=.01），而有用性和愉悅性再進 而影響態度（有用性，β^鍾：.22，p=.04。愉悅性，β^鍾：.51，p=.00），如此便 與態度之間有了間接效果的存在（.49 * .22 + .30 * .51 = .26）。

綜合以上我們發現，儘管是不同族群，其態度均會受到知覺愉悅性的顯 著影響；反觀知覺有用性，在不同科技準備特性之族群中，其影響性即達到 些許程度的差異。至於知覺易用性，影響性不如預期，不傴均無法直接關連 於態度的生成，且其與知覺有用性與知覺愉悅性之間的關係亦不甚明朗。

（二）使用意圖關聯因子之因果關係

研究結果顯示，代表內在因素的主觀態度在矛盾組與鍾愛組中對使用意 圖具有顯著影響（β^矛：.43，p=.00；β^鍾：.65，p=.00），而代表外在因素的知 覺社會意見影響與使用意圖的關連，也傴在矛盾組中達到顯著（β^矛：.32，

p=.02），另一外在因素知覺社會行為影響（β^矛：.09，p=.48；β^排：.02，p=.92；

β^鍾：-.01，p=.96 ）以及代表價格因素的知覺價格水帄（β^矛：.19，p=.07；β

排：.09，p=.67；β^鍾：-.08，p=.44），其對使用意圖的關連更是在三組中都不 顯著。

因此我們可知，在使用意圖的形成歷程中，除了內在因素在不同族群之 表現上略有差異，其餘陎向之因素則普遍地無法形成顯著之影響。

（三）使用意圖與實際使用行為之因果關係

如表 10 所示，唯獨矛盾組的受訪者，其對行動網路的使用意圖能確實 影響實際使用行為（β^矛：.31，p=.01），其餘兩組受訪者之使用意圖與使用 行為之間則近乎是毫無關連（β^排：.01，p=.94；β^鍾：.06，p=.63）。

（四）經驗與知識之影響

表 10 顯示，過去透過電腦使用網路的相關有用性經驗，與受訪者關於 3G 手機行動網路服務的知覺有用性，兩者之間的關連在排斥組與鍾愛組當 中達到顯著（β^排：.30，p=.04；β^鍾：.32，p=.00）。而相關愉悅性經驗與知覺 愉悅性的關連，則傴在排斥組中存在（β^排：.46，p=.00），至於相關易用性 經驗之於知覺易用性，則在三組中均無顯著影響（β^矛：.04，p=.75；β^排：-.07，

p=.65；β^鍾：.14，p=.25）。

受訪者之知曉型知識對知覺有用性的影響，如同相關有用性經驗，亦是 在排斥組與鍾愛組當中達到顯著（β^排：.31，p=.03；β^鍾：.29，p=.00）；操作 型知識對知覺易用性，以及娛樂型知識對知覺愉悅性，則均傴在鍾愛組中具 有顯著關連（操作型，β^鍾：.32，p=.01。娛樂型，β^鍾：.34，p=.00），其餘組 別在此兩段關係上，未達統計上的顯著（操作型，β^矛：.13，p=.28 ；β^排：.08，

p=.63。娛樂型，β^矛：.05，p=.69；β^排：.00，p=.97）。

歸納上述結果，很明顯地，經驗與知識在矛盾組中，可說是完全無關乎 服務相關知覺的產生，但在鍾愛組，其影響性卻又大大地發揮出來。因此我 們可知，經驗與知識關於服務相關知覺的形成，對不同科技準備特性之受訪 者而言，確實有著截然不同之影響力。

綜合以上，本研究將三個族群在行動網路服務之結構模型當中各變項間之效 果分析整理於表 11。如同先前做法，表中數據皆為標準化數值，並且未達統計顯 著標準者，不予呈現。同時，並針對作用於同一依變數的自變數（具有顯著影響 者），或關連於同一自變數之依變數，進行路徑參數差異之顯著性檢定，如此，

自變數之影響性孰重孰輕，更可清楚掌握（參數差異之顯著性分析，傴將結果呈 表 10 行動網路服務之多群組分析結果摘要表

註：表中之路徑係數為標準化路徑係數。利用 C.R.值（決斷值）分析做為參數差異之顯著性檢定依 據，若 C.R.值大於 1.96，則表示兩參數之間達顯著差異（p<.05）。但為了與路徑係數的顯著性檢定 有所區隔（表中的 p 值），並且考量表格呈現的簡約性，有關參數差異的 C.R.值則不予呈現，傴利 用係數旁的下標來表示其間的差異情形。數據之下標有共同字母者，表示其路徑係數之間無顯著差 異；若無共同字母作為下標，即表示路徑係數間有顯著差異。例：在知覺愉悅性對態度的路徑係數 方陎，矛盾組為.31，下標為 a；排斥組為.45，下標為 ab；鍾愛組為.51，下標為 b。這表示矛盾組 與排斥組間無顯著差異（有共同下標 a），排斥組與鍾愛組間亦無顯著差異（有共同下標 b），但矛 盾組與鍾愛組間則有顯著差異（分別為 a、b，無共同下標）。

*p<.05. **p<.01. ***p<.001.

現於表中，相關數據請參照附錄）。參閱表 11，我們可對行動網路多群組分析，

簡單得到以下的結論：

（一）主觀態度之形成

矛盾組的受訪者在行動網路主觀態度形成過程當中，知覺有用性（.47）

扮演著最關鍵的角色，而知覺愉悅性（.31）的影響力次之。排斥組受訪者

傴有知覺愉悅性會顯著影響主觀態度（.45），而鍾愛組受訪者的態度，則受 知覺愉悅性影響最大（.51），其次為知覺有用性的直接影響（.22）以及知覺 易用性的間接影響（.26）。

（二）使用意圖之形成

矛盾組之受訪者，其關於行動電話之使用意圖，主要受到其主觀態度的 影響（.43），其次為知覺社會意見影響（.32）；鍾愛組則獨受主觀態度的影 響（.65）。至於排斥組，由研究結果顯示，其使用意圖的形成，似乎與內在 因素、外在因素、價格因素均無太大之關連。

（三）使用意圖與實際使用行為

唯獨矛盾組的受訪者，其對行動網路的使用意圖能確實影響實際使用行 為（.31），排斥組和鍾愛組之使用意圖與使用行為之間可說是毫無關連。

（四）經驗與知識之影響

很明顯地，三組受訪者關於行動網路之知覺的形成，其間受到經驗與知 識的影響大不相同。矛盾組對於行動網路之知覺有用性、知覺易用性、知覺 愉悅性，均絲毫不受到過去使用電腦之相關經驗，以及其對於 3G 認識程度 的影響。而排斥組則會因為經驗（.30）與知識（.31）影響其對於行動網路 之有用性的知覺；相關愉悅性經驗，亦會顯著影響其知覺愉悅性（.46）；唯 知覺易用性，並不受到經驗與知識的影響。至於鍾愛組，其知覺有用性會同 時受到相關有用性經驗（.32）與知曉型知識（.29）的影響，而知覺易用性 與知覺愉悅性亦會分別受到操作型知識（.32）與娛樂型知識（.34）的影響。

表 11 行動網路結構模型效果分析綜合摘要表

二、視訊電話多群組分析

視訊電話經多群組分析，各組之標準化路徑係數與顯著性列於表 12，而係 數間的差異情形與顯著考驗，亦在表 12 中呈現。

（一）態度關聯因子之因果關係

由表 12 可看出，知覺有用性與知覺愉悅性在三組中均會對主觀態度產 生直接影響（有用性，β^矛：.46，p=.00；β^排：.37，p=.00；β^鍾：.26，p=.02。

愉悅性，β^矛：.51，p=.00；β^排：.48，p=.00；β^鍾：.53，p=.00），而知覺易用 性對態度雖不具此直接影響，但在排斥組與鍾愛組當中，其藉由影響知覺愉 悅性（β^排：.20，p=.03；β^鍾：.36，p=.00），愉悅性再進而影響態度（β^排：.48，

p=.00；β^鍾：.53，p=.00），如此便與態度之間有了間接效果的存在（排：.20

* .48 = .10；鍾：.36 * .53 = .19）。

綜合以上我們發現，儘管是不同族群，其態度均會受到知覺愉悅性的顯 著影響；而與行動網路不同的是，視訊電話的知覺有用性，在不同科技準備 特性之族群中亦可達到普遍的重視。知覺易用性，影響性仍然不如預期，對 態度的生成傴限於間接之作用，且其與知覺有用性的關連亦無法有效彰顯出 來。

（二）使用意圖關聯因子之因果關係

研究結果顯示，代表內在因素的主觀態度在三組中均有顯著影響（β

矛：.32，p=.00；β^排：.62，p=.00；β^鍾：.44，p=.00）；而代表價格因素的知覺 價格水帄，其影響傴在矛盾組與鍾愛組中顯現（β^矛：-.47，p=.00；β^鍾：-.24，

p=.05），且在矛盾組中的影響更甚於鍾愛組；代表外在因素的知覺社會意見

影響與知覺社會行為影響，其對使用意圖的關連，則在三組當中均不存在（社 會意見，β^矛：-.09，p=.49；β^排：-.13，p=.41；β^鍾：.00，p=.99。社會行為，

β^矛：.12，p=.36；β^排：-.07，p=.64；β^鍾：-.01，p=.96）。

因此我們可知，主觀態度是不同族群在構成使用意圖時，同樣受到重視

的因素，而除了態度，知覺價格水帄也同樣扮演關鍵的角色，並且其影響性 依族群的不同而有顯著的差異。至於知覺社會行為影響與知覺社會意見影 響，在不同族群中均無關乎使用意圖的形成。

（三）使用意圖與實際使用行為之因果關係

研究結果顯示，三組受訪者對於視訊電話之使用意圖與實際使用行為之

研究結果顯示，三組受訪者對於視訊電話之使用意圖與實際使用行為之