第三章 研究方法
第三節 資料分析
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第三節 資料分析
在資料分析方面，本研究運用 AMOS 5.0 (Arbuckle, 2003)進行結構方程模式
之模式估計，並且依據Anderson and Gerbing (1988)建議之「二階段程序」(two-step procedure)進行資料分析。申言之，本研究首先進行驗證性因素分析以確認評估 測量模式之配適度，依據過去研究之建議(McDonald and Marsh, 1990; Steiger, 1990; Tucker and Lewis, 1973)，本研究採取 CFI (Comparative Fit Index)、TLI (Tucker-Lewis Index)與 RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation)作為配 適度指標，其中CFI 與 TLI 必須高於 0.90，而 RMSEA 須小於 0.08。
其次，基於驗證性因素分析之結果，檢驗各研究構面之信度、收斂效度及區 辨效度。在信度方面，本研究將計算各構面之Cronbach’s α 值與構念信度(construct reliability)作為信度指標，其可接受標準皆為 0.70 (Nunnally and Berstein, 1994;
Hair et al., 2006)。在收斂效度方面，本研究根據 Anderson and Gerbing (1988)之建 議，以每一構面下各題項之顯著程度，作為收斂效度之判定標準。最後，在區辨 效度方面，本研究將運用Fornell and Larcker (1981)之方式進行評估，倘若一構面 之 AVE (average variance extracted)平方根皆高於該構面與其他構面之相關係數 時，可視為該構面與其他構面具有區辨效度。
最後，當測量模式配適度與信效度指標皆達到可接受標準後，本研究首先參 考過去研究進行不同模式之比較以決定最終用於假設檢定之整體模式。再者，關
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於中介效果之檢定，除了檢驗各變項間之路徑是否達到顯著外，本研究採取雙重 方式檢定中介效果：第一，本研究檢驗整體模式中各變項之直接效果、間接效果 與總效果，並且參酌Shrout and Bolger (2002)之建議，運用 Bootstrapping 法(設定 抽樣次數為1000 次，95%信賴區間)檢定上述各效果之顯著性；第二，本研究依 據Baron and Kenny (1986)之建議，進一步運用 Sobel’s test 計算各中介效果之 z 值並評估其顯著性，始完成中介效果檢定之全部程序。
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l C h engchi U ni ve rs it y 第四章 研究結果
在研究結果中，本研究將依序說明各變數之敘述統計與相關分析、驗證性因
素分析、模式比較與假設檢定。
第一節 敘述統計與相關分析
本研究各變數之平均數、標準差與信度指標，列於表4-1-1 中。另外，由表 4-1-2 之相關分析結果中，可以看出除了運動家精神與知覺社群規範呈現負相關 之外，其他研究變數間皆具有正相關，介於0.07 至 0.72 之間。
表4-1-1 各研究變數之敘述統計與信度分析表
變數 平均數 標準差 Alpha 值 CR 值 AVE 值 1. 對個人結果之預期 5.15 1.01 0.80 0.81 0.59 2. 對社群結果之預期 5.50 0.94 0.86 0.87 0.69 3. 知覺社群信任 5.10 1.02 0.88 0.88 0.72 4. 知覺社群規範 4.46 1.26 0.87 0.88 0.70 5. 知覺社群支持 5.06 1.01 0.91 0.92 0.73 6. 知覺社群認同 5.29 1.15 0.93 0.93 0.76 7. 社群投入度 5.13 0.99 0.82 0.84 0.64 8. 社群合作 5.44 1.03 0.93 0.93 0.81 9. 助人行為 5.32 0.99 0.81 0.81 0.59 10. 社群禮貌 6.00 0.84 0.83 0.83 0.63 11. 運動家精神 5.42 1.24 0.91 0.92 0.79
本研究整理
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表4-1-2 相關分析表
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 1. 對個人結果之預期 0.77
2. 對社群結果之預期 0.60** 0.83
3. 知覺社群信任 0.39** 0.51** 0.85
4. 知覺社群規範 0.40** 0.33** 0.22** 0.84
5. 知覺社群支持 0.43** 0.42** 0.47** 0.32** 0.86
6. 知覺社群認同 0.49** 0.56** 0.55** 0.33** 0.72** 0.87
7. 社群投入度 0.63** 0.66** 0.53** 0.43** 0.46** 0.62** 0.80
8. 社群合作 0.53** 0.57** 0.47** 0.39** 0.60** 0.69** 0.70** 0.90
9. 助人行為 0.39** 0.47** 0.44** 0.26** 0.53** 0.65** 0.54** 0.68** 0.77
10. 社群禮貌 0.30** 0.44** 0.41** 0.15** 0.34** 0.41** 0.40** 0.40** 0.47** 0.79
11. 運動家精神 0.07 0.18** 0.21** -0.13* 0.14* 0.17* 0.09 0.12* 0.14* 0.38** 0.89
註1. * p < 0.05；** p < 0.01 註2. 對角線數值為 AVE 平方根
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第二節 驗證性因素分析
在驗證性因素分析部份，本研究進行測量模式之配適度檢驗與信效度評估，
以及共同方法偏誤之檢測。
4.2.1. 測量模式之配適度評估
本研究運用驗證性因素分析檢驗測量模式之配適度，本研究建立了 11 因素 結構之驗證性因素分析，分析結果指出本研究11 因素模式之配適度為：χ2(505) = 1041.84 (p < 0.01), normed χ2 = 2.06, CFI = 0.94, TLI = 0.93, RMSEA = 0.056，各項 配適度指標皆超過學者所建議之標準(McDonald and Marsh, 1990; Steiger, 1990;
Tucker and Lewis, 1973)，顯示本研究測量模式具有良好之模式配適度。所有題項 之標準化負荷量，列於表4-2-1 與表 4-2-2 中。
4.2.2. 信效度分析
在 信 度 方 面 ， 本 研 究 將 計 算 各 構 面 之 Cronbach’s α 值 與 構 念 信 度 之 CR(construct reliability)值。研究結果發現各構面之 α 值介於 0.80 與 0.93 之間，
皆達到可以接受之0.70 標準(Nunnally and Berstein, 1994)，而依據驗證性因素分 析之結果所計算之CR 值，介於 0.81 及 0.93 之間，亦高於 Hair et al. (2006)所建
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視為該構念具有收斂效度(Anderson and Gerbing, 1988)。由驗證性因素分析結 果，得知整體測量模式中的各構面問項之負荷量介於0.59 與 0.95 之間，其 t 值 皆達到顯著 (p < 0.01)。詳細之標準化負荷量，請見表 4-2-1 及表 4-2-2。此外，各構念之AVE 值介於 0.59 與 0.81 之間(見表 4-1-1)，亦高於 Fornell and Larcker (1981)所建議之 0.50 水準，顯示各構面都具有良好的收斂效度。
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其次在區辨效度方面，Fornell and Larcker (1981)指出當一構面之 AVE 值平 方根皆高於該構面與其他構念之相關係數時，則表示該構念與其他構念間具有區 辨效度。所有研究變數之AVE 平方根列於表 4-1-2 中。在表 4-1-2 中，可以發現 各構念之AVE 值平方根皆高於其與其他構面之相關係數，支持各構念之區辨效 度(Fornell and Lacker, 1981)。
4.2.3. 共同方法偏誤之檢驗
由於同時於一玩家身上搜集自變數及依變數之資料，為了減低共同方法偏誤 (common method bias)之影響，首先本研究在問卷設計上，除了將自變數皆置於 依變數之前，使得二者避免產生直接關聯之外(Podsakoff and Organ, 1986)，本研 究還盡量將各構念安置於不同答題區塊，以減低受試者答題之一致性誤差 (Podsakoff, MacKenzie, Lee, and Podsakoff, 2003)。
此外，為檢驗研究構念間是否具有共同方法偏誤，本研究再運用驗證性因素 分析進行Harman 單一因素檢定(Podsakoff et al., 2003)。倘若單一因素之模式配 適度不佳，則顯示研究構念較少受到共同方法變異之影響(Malhotra et al., 2006)。
分析結果指出單一因素之模式配適度相當不佳：χ2(560) = 4711.56 (p < 0.01), normed χ2 = 8.41, CFI = 0.55, TLI = 0.53, RMSEA = 0.148，表示共同方法偏誤不至 於嚴重影響本研究之分析結果。
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第三節 假設檢定
4.3.1. 模式比較
由於相關前置因素可能會對線上社群協作變項產生直接效果，故在中介效果 檢定之前，本研究先進行各項整體結構模式之比較，以決定最終用於中介效果檢 定之評估模式，所有比較模式之配適度列於表 4-3-1，而各模式中之標準化路徑 值列於表4-3-2。
表4-3-1 不同結構模式之配適度一覽表 配適度指標 模式一：
完全中介模式
模式二：
部份中介模式
模式三：
前置模式
模式四：
最終評估模式 χ2 1218.00 1112.45 1134.67 1137.14
df 533 509 510 527
Normed χ2 2.29 2.19 2.23 2.16
CFI 0.93 0.93 0.93 0.93
TLI 0.92 0.92 0.92 0.93
RMSEA 0.062 0.059 0.060 0.058
本研究整理
本研究首先依據社群投入度完全中介之理論模式進行評估，完全中介模式之 配適度為χ2(533) = 1218.00 (p < 0.01), normed χ2 = 2.29, CFI = 0.93, TLI = 0.92, RMSEA = 0.062。接著，本研究建立社群投入度之部份中介模式，其配適度則為 χ2(509) = 1112.45 (p < 0.01), normed χ2 = 2.19, CFI = 0.93, TLI = 0.93, RMSEA = 0.059。
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雖然完全中介模式與部份中介模式之卡方差值達到顯著水準，並且部份中介 模式之配適度略佳於完全中介模式，但由於大部份直接路徑皆未達顯著水準，故 本研究暫以部份中介模式作為第二階段模式比較之基礎模式。本研究接著建立了 社群投入度之前置模式，前置模式係指所有前置變項(包括社群投入度)皆視為外 生變數，直接影響線上社群協作各變項，分析結果顯示前置模式之配適度良好 [χ2(510) = 1134.67 (p < 0.01), normed χ2 = 2.23, CFI = 0.93, TLI = 0.92, RMSEA = 0.060]，並且路徑顯著情形與部份模式相同。
最後，由於部份中介模式中許多直接影響路徑皆未達顯著水準，本研究將未 達顯著之路徑予以刪除後，建立了最終評估模式，其配適度為χ2(527) = 1137.14 (p
< 0.01), normed χ2 = 2.16, CFI = 0.93, TLI = 0.93, RMSEA = 0.058，最終評估模式 與部份中介模式之卡方差值未達顯著水準[Δχ2(18) = 24.69, p > 0.10]，並且最終評
估模式之配適度略佳於部份中介模式。因此，依據模式簡約原則，本研究以最終 評估模式作為後續假設檢定之基礎模式。
4.3.2. 假設檢定
本研究在中介效果之假設檢定部份，首先檢驗各中介假設中各變項之路徑係
數是否顯著(見表 4-3-2)，其次運用 Bootstrapping 法檢驗各中介關係之間接效果 是否達到顯著(詳細之間接效果列於表 4-3-3)，最後輔以 Sobel’s test 再次檢定中 介效果的成立與否(Sobel’s test 之分析結果列於表 4-3-4)。關於知覺社群支持對於 知覺社群認同之影響，則檢定該路徑值是否達到顯著水準。
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表4-3-3 直接效果、間接效果與總效果一覽表
個人結果預期 社群結果預期 知覺社群信任 知覺社群規範 知覺社群支持 知覺社群認同 社群投入度 直接效果 --- --- --- --- 0.79** --- ---
間接效果 --- --- --- --- --- --- ---
知覺社群認同
總效果 --- --- --- --- 0.79** --- ---
直接效果 0.36** 0.31** 0.17** 0.08† -0.09 0.33** ---
間接效果 --- --- --- --- 0.26** --- ---
社群投入度
總效果 0.36** 0.31** 0.17** 0.08† 0.17** 0.33** --- 直接效果 --- --- --- --- 0.12+ 0.24* 0.56**
間接效果 0.20** 0.18** 0.10** 0.05† 0.29** 0.18** --- 社群合作
總效果 0.20** 0.18** 0.10** 0.05† 0.41** 0.42** 0.56**
直接效果 --- --- --- --- --- 0.50** 0.34**
間接效果 0.12** 0.11** 0.06** 0.03† 0.46** 0.11** --- 助人行為
總效果 0.12** 0.11** 0.06** 0.03† 0.46** 0.61** 0.34**
直接效果 --- 0.27** 0.18* --- --- --- 0.14 間接效果 0.05 0.04 0.02 0.01 0.02 0.05 --- 社群禮節
總效果 0.05 0.31** 0.20** 0.01 0.02 0.05 0.14
直接效果 --- --- --- -0.24** --- --- 0.28**
間接效果 0.10** 0.09** 0.05** 0.02† 0.05** 0.09** --- 運動家精神
總效果 0.10** 0.09** 0.05** -0.22** 0.05** 0.09** 0.28**
† p < 0.10; * p < 0.05; ** p < 0.01
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H1 假設「社群投入度會中介於成員對個人結果之預期對於線上社群協作之 (a)社群合作、(b)助人行為、(c)社群禮貌與(d)運動家精神之關係」，表 4-3-2 之分 析結果指出個人結果預期會顯著正向影響社群投入度(γ = 0.36, p < 0.01)，而社群 投入度會顯著正向影響社群合作(β = 0.56, p < 0.01)、助人行為(β = 0.43, p <
表4-3-4 Sobel’s test 結果表
中介關係路徑 Sobel’s z 值
個人結果預期Æ社群投入度Æ社群合作 4.11**
個人結果預期Æ社群投入度Æ助人行為 3.29**
個人結果預期Æ社群投入度Æ社群禮貌 1.25 個人結果預期Æ社群投入度Æ運動家精神 3.14**
社群結果預期Æ社群投入度Æ社群合作 4.04**
社群結果預期Æ社群投入度Æ助人行為 3.25**
社群結果預期Æ社群投入度Æ社群禮貌 1.25 社群結果預期Æ社群投入度Æ運動家精神 3.11**
知覺社群信任Æ社群投入度Æ社群合作 3.16**
知覺社群信任Æ社群投入度Æ助人行為 2.74**
知覺社群信任Æ社群投入度Æ社群禮貌 1.21 知覺社群信任Æ社群投入度Æ運動家精神 2.65**
知覺社群規範Æ社群投入度Æ社群合作 1.87†
知覺社群規範Æ社群投入度Æ助人行為 1.77†
知覺社群規範Æ社群投入度Æ社群禮貌 1.07 知覺社群規範Æ社群投入度Æ運動家精神 1.75†
知覺社群認同Æ社群投入度Æ社群合作 3.88**
知覺社群認同Æ社群投入度Æ助人行為 3.17**
知覺社群認同Æ社群投入度Æ社群禮貌 1.24 知覺社群認同Æ社群投入度Æ運動家精神 3.03**
† p < 0.10; * p < 0.05; ** p < 0.01
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0.01)、與運動家精神(β = 0.28, p < 0.01)，但社群投入度與社群禮貌之關係未達顯 著水準(β = 0.14, p > 0.10)。另一方面，表 4-3-3 之間接效果分析顯示個人結果預 期對於社群合作(0.20, p < 0.01)、助人行為(0.12, p < 0.01)與運動家精神(0.10, p <
0.01)皆具有顯著間接效果，但對於社群禮貌之間接效果則未達到顯著水準(0.05, p > 0.10)。最後，表 4-3-4 之 Sobel’s test 分析結果顯示社群投入度會顯著中介於 個人結果預期對於社群合作(z = 4.11, p < 0.01)、助人行為(z = 3.29, p < 0.01)與運 動家精神(z = 3.14, p < 0.01)之關係，但無法顯著中介於個人結果預期與社群禮貌 之關係(z = 1.25, p > 0.10)。因此，H1a、H1b 與 H1d 獲得支持，但 H1c 未獲支持。
H2 假設「社群投入度會中介於成員對社群結果之預期對於線上社群協作之 (a)社群合作、(b)助人行為、(c)社群禮貌與(d)運動家精神之關係」，表 4-3-2 之分 析結果指出社群結果預期會顯著正向影響社群投入度(γ = 0.31, p < 0.01)，並且社
H2 假設「社群投入度會中介於成員對社群結果之預期對於線上社群協作之 (a)社群合作、(b)助人行為、(c)社群禮貌與(d)運動家精神之關係」，表 4-3-2 之分 析結果指出社群結果預期會顯著正向影響社群投入度(γ = 0.31, p < 0.01)，並且社