本研究採用Smart PLS 2.0 M3進行模式的檢測。但是PLS 不提供整
體模式的配適度，它是以解釋力「R2」來檢測結構路徑的預測能力。「R2」
愈大，表示模型解釋力愈好。
本研究使用拔靴法(Bootstrapping)於參數估計上，它是一種無母數估 計方法，對樣本資料的重新抽樣(Resampling)，估計統計量的分配。本研 究的重新抽樣次數為500次(Chin, 1998)，做為每條結構路徑的估計值顯 著性檢定依據，了解本研究構面間的因果分析。
本研究提出的十三個假說中，除了假說H3a、H6a、H6b、H9a之外，其 他的假說均達到顯著水準，如圖4-1與表4-6所示。
50 注：* p值<0.05；**p值<0.01；***p值<0.005。
虛線表示未達顯著標準。
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H5b 消費者對線上團購網站聲譽的認知會正向影響其
對主購的信任。 1.943* 支持
H6a 消費者對線上團購網站的信任會正向影響消費者
參加線上團購的意圖。 1.628 不支持 H6b 消費者對主購的信任會正向影響消費者參加線上
團購的意圖。 1.034 不支持
H7 消費者對主購的信任會正向影響消費者對主購的
承諾。 16.377*** 支持
H8 消費者對主購的承諾會正向影響消費者參加線上
團購的意圖。 2.286** 支持
H9a 消費者評價的數量會正向影響消費者對主購的信
任。 1.428 不支持
H9b 消費者評價的品質會正向影響消費者對主購的信
任。 3.92*** 支持
注：* p 值<0.05；**p 值<0.01；***p 值<0.005。
一、 研究模式結果
從圖4-1可以看到本研究的研究模式構面包括：團購意圖、主觀規範、
衝動性購買、快樂的需求、網站聲譽、網站信任、主購信任、主購承諾、
評價數量與評價品質。
（一） 團購意圖方面
主觀規範(H1)、快樂的需求(H3b)、消費者對線上團購網站聲譽的認知
(H4)、消費者對主購的承諾(H8)會正向影響消費者參加線上團購的意圖
(R2=62.5%)。
衝動性購買(H3a)、消費者對線上團購網站的信任(H6a)、消費者對主
購的信任(H6b)不會正向影響消費者參加線上團購的意圖(R2=62.5%)。
因此，本研究的假說H1、H3b、H4、H8成立，H1的研究結果和Ariely
與Levav(2000)、Argo等學者(2005)、Luo(2005)的研究相符；H3b的研究結 果和Hausman(2000)、Peck與Childers(2006)的研究相符；H4的研究結果和
Anderson與Weitz(1992)、Jarvenpaa等學者(2000)的研究相符；H8的研究結 果和Dwyer等學者(1987)、Park與Kim(2003)的研究相符。
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但是，本研究的假說H3a、H6a、H6b不成立，所以H3a的研究結果和
Rook(1987)、Rook與Fisher(1995)、Baumeister(2002)的研究不相符；H6a、
H6b的研究結果和Ba與Pavlou(2002)、Marios與William(2002)、Yoon(2002)
的研究不相符。
（二） 衝動性購買方面
主觀規範(H2)會正向影響衝動性購買(R2=1.8%)。因此，本研究的假
說H2成立，H2的研究結果和Luo(2005)的研究相符。
（三） 網站信任與主購信任方面
消費者對線上團購網站聲譽的認知(H5a、H5b)會正向影響消費者對線
上團購網站的信任(R2=67.5%)與消費者對主購的信任(R2=40.8%)，消費者
評價的品質(H9b)會正向影響消費者對主購的信任(R2=40.8%)；消費者評價
的數量(H9a)不會正向影響消費者對主購的信任(R2=40.8%)。
因此，本研究的假說H5a、H5b、H9b成立，H5a、H5b的研究結果和Anderson
與Weitz(1989)、Ganesan(1994)、Doney與Cannon(1997)、Luo(2002)的研究
相符；H9b的研究結果和Park等學者(2007)的研究相符。但是，本研究的假 說H9a不成立，H9a的研究結果和Park等學者(2007)的研究不相符。
（四） 主購承諾方面
消 費 者 對 主 購 的 信 任(H7)會 正 向 影 響 消 費 者 對 主 購 的 承 諾
(R2=44.2%)。 因 此 ， 本 研 究 的 假 說H7成 立 ，H7的 研 究 結 果 和
Papadopoulou等學者(2001)、Hwang與Kim(2007)的研究相符。