第四章 資料處理與統計分析
第四節 模式檢定與假說驗證
一、測量模式檢定
本研究所採用的偏最小平方法（partial least squares, PLS）之電腦軟體為
SmartPLS 3.0 版，用來檢測結構模型當中不同路徑的顯著程度，依其路徑係數是 否顯著檢驗本研究提出之假設。本研究展示一模擬之心房顫動警示系統，之後發 出了 143 份問卷，回收的有效問卷 143 份，因本研究為研究人員親訪解說或集合 作答，且作答人員皆為醫療專業人士，故無空白問卷與未完成問卷等等無效問卷。
而本研究針對所回收的有效問卷，進行信效度量測、研究假說與測量模型的檢定。
測量模型的檢定包含了內部一致性、收斂效度與區別效度的檢驗。
（一）信度效度分析
PLS 測量模型的檢驗 ，在信度方面包 含個 別問項信度（ individual item reliability）及內部一致性（internal consistency）來檢驗樣本研究資料之信度。由 問項所相對應的因素負荷量（factor loading）來進行檢驗個別問項信度。負荷量 的門檻值為大於或等於 0.7，以表示該問項具有個別的信度(Barclay, Higgins, &
Thompson, 1995)，負荷量可以呈現個別問項所能評估此構念的程度。Cronbach's α 與組合信度（composite reliability, CR）可以評估構念的內部一致性(Fornell &
Larcker, 1981)。為了測量變項達到內部一致性，Nunnally (1978)建議組成信度值 應在 0.7 以上。PLS 測量模型的檢驗，在效度方面有包括收斂效度（convergent
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validity）和區別效度（discriminate validity）來檢驗資料樣本的效度。
Fornell and Larcker (1981)表示多重變項所測量皆為同一構念的相符程度，建 議收斂效度可採行偏最小平方法（partial least squares, PLS）之驗證性因素分析作 為衡量依據，其中個別構念之組合信度（CR）與 Cronbach's α 都應大於 0.70。
Hair, Black, Babin, Anderson, and Tatham (1998)等人建議，各構面之題項其因素負 荷量(factor loadings)應皆大於 0.5；平均變異抽取量(average variance extracted，
AVE)須大於 0.5，方達可接受之收斂效度。Straub, Boudreau, and Gefen (2004)提 出當個別變項對於它們所測量的構念之因素荷負量（loading）夠高時（>0.707）， 同樣也達成收斂效度的要求。本研究測量模型檢定信效度結果如下表 16 所示，
為組合信度與收斂效度之檢定結果，刪除因素負荷量未達到 0.707 之題項，包含 認知易用性之 PEOU1 與態度之 ATT4 題項，且於後續假說驗證與研究模式的路 徑分析的統計上，則將此兩題項排除。易用性 PEOU4 之因素負荷量為 0.625，但 是因為此題非常重要，故保留。由下表 17 的分析結果可知，本研究架構的所有 構面的相關變項組合信度皆高於門檻值 0.70 以上，平均變異萃取量（average variance extracted; AVE）與因素負荷量也同樣達到學者要求的門檻，因此本研究 各構面變項之組合信度與收斂效度均符合標準。
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表 17 研究架構之主要構面間相關係數與區別效度分析結果 構念名稱 1. 2. 3. 4. 5. 6.
1. 心房顫動疾病知識 1.00*
2.認知有用性 0.22 0.88
3.認知易用性 0.20 0.62 0.81
4.態度 0.18 0.85 0.70 0.91
5.主觀規範 0.06 0.64 0.67 0.68 0.86
6.行為意圖 0.20 0.69 0.77 0.81 0.68 0.89
*對角線數值為潛在構面平均萃取變異量(AVE)的平方根。
二、研究假說驗證
本研究路徑係數分析採用 SmartPLS 3.0 版軟體，根據上兩章節，本研究分別 對個別的問項、構面的信效度做過分析，從得到具體的數字當中，已經可以確定 各個構面具有一定程度的信度與效度，因此便可進一步的對各個構面、變數間進 行實質關係的檢測。由於 SmartPLS 3.0 版本身並不提供顯著性之考驗，故本研究 採用拔靴法（BootStrapping）之方法來估計路徑係數(Bollen & Stine, 1992)，經由 樣本的重新取樣程序進行顯著性檢驗。當 t 值介於(含)1.96~2.58 之間時，則 p 值 小於 0.05，表示已達顯著標準（以*表示）；當 t 值大於 2.58 時，則 p 值小於 0.01，
表示為非常顯著（以**表示）。在假說檢定方面，本研究所提出的 7 項假說，除 了第一項假說外，其餘皆獲得支持。由 PLS 檢定結果分析，本研究基於所提出研 究假說的驗證分析，歸結出以下的重要研究結果：
(1) H1：對於心房顫動疾病知識對於心房顫動警示系統的認知有用性沒有正向
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顯著的影響。由PLS統計分析結果可知，疾病知識與認知有用性之間的路徑 係數為0.10，t 值為1.39＜2.58，未達p < 0.05之顯著水準，故假說H1不成立。
(2) H2：對於心房顫動疾病知識對於心房顫動警示系統的認知易用性有正向顯 著的影響。由PLS統計分析結果可知，疾病知識與認知易用性之間的路徑係 數為0.20，t 值為2.20＞1.96，達到p < 0.05之顯著水準，故假說H2成立。
(3) H3：心房顫動警示系統的認知易用性對於認知有用性有正向顯著的影響。由 PLS統計分析結果可知，認知易用性與認知有用性的路徑係數為0.61，t 值為 6.68＞2.58，達到p < 0.01之顯著水準，故假說H3成立。
(4) H4：心房顫動警示系統的認知有用性對於醫療資訊系統使用者的使用態度 有正向顯著的影響。由PLS統計分析結果可知，認知有用性與使用態度之間 的路徑係數為0.67，t 值為6.86＞2.58，達到p < 0.01之顯著水準，故假說H4 成立。
(5) H5：心房顫動警示系統的認知易用性對於醫療資訊系統使用者的使用態度 有正向顯著的影響。由PLS統計分析結果可知，認知易用性與使用態度之間 的路徑係數為0.28，t 值為2.69＞2.58，達到p < 0.01之顯著水準，故假說H5 成立。
(6) H6：心房顫動警示系統使用者的使用態度對於行為意圖有正向顯著的影響。
由PLS統計分析結果可知，使用態度與行為意圖之間的路徑係數為0.64，t 值 為8.42＞2.58，達到p < 0.01之顯著水準，故假說H6成立。
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(7) H7：心房顫動警示系統使用者的主觀規範對於行為意圖有正向顯著的影響。
由PLS統計分析結果可知，主觀規範與行為意圖之間的路徑係數為0.25，t 值
為3.17＞2.58，達到p < 0.01之顯著水準，故假說H7成立。
表 18 本研究假設檢定整理表
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*p<0.05; **p<0.01 (T-value)
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