ßà 知覺易用性 0.160 0.127 0.203
知覺有用 性
ßà 行為意圖 0.065 0.016 0.123
知覺易用 性
ßà 行為意圖 0.022 -0.031 0.070
資訊成功 模式
系統品質 ßà 資訊品質 0.163 0.129 0.203
第五節、 結構方程模式分析
本研究運用 Amos20 以整體模型作配適度分析與結構方程式分析，採用最大 概似估計法(Maximum likelihood estimates)，結構模式只在外衍變數及內衍變 數之間的因果相關，將估計收集之資料加以推論是否與理論推演符合，本節將執 行結構方程分析，並先以配適度分析做檢定，再將假說描繪路徑圖進行路徑分析。
一、配適度分析
本研究以結構方程式軟體 AMOS 20 進行模型檢定，χ2 愈小、P＞0.05，則 代表模型有良好的適配度。但為避免 χ2 在大樣本下過強的檢定力問題，因此 採行 Hair 的建議，以 χ2/df＜5 為可接受範圍，並搭配多重指標來進行模型的 適合度檢定，以獲得較為客觀的結論。
表 4-13 整體驗證性因素分析配適指標結果 為 0.721、RMSEA 值為 0.129、CFI 值為 0.753，大部分配適度指標皆不在可接受 範圍。基於因素分析的準則，每一個題目之標準化因素負荷量>0.6 為可接受，>0.7 為理想，<0.6 將其刪除，並採用修正指標作為刪題原則，故將系統品質 4、系統 品質 5、資訊品質 4、資訊品質 5、行為意圖 4、行為意圖 5、行為意圖 6(陳順宇, 2007)。經過修正後，衡量模式的卡方檢定（χ2 /df = 55，N = 313) = 83.737，
p<0.0001 ，整體模式的卡方下降了 901.43，自由度減少 105，χ2 /df＝1.522，
在理想值 1~3 之間，GFI 值、AGFI 值修正後皆>0.9，RMR 值為 0.021，RMSEA 值為 0.041，CFI 值為 0.985，所有適配度指標皆在可接受範圍，本研究將以修正過後
之模式作為路徑分析之基礎，經由刪除複雜變數過後，所有配適指標皆有明顯成 長，且皆都在接受範圍內。
二、路徑分析
本研究以標準化路徑係數來驗證各構面間的因果關係，並將此路徑係數圖 簡化，如圖 4-1 所示。
圖 4-1 標準化路徑係數圖
表 4-14 標準化路徑係數表
假設 路徑 標準化路徑係數
一 系統品質à知覺有用性 -0.070
二 系統品質à知覺易用性 0.593
三 資訊品質à知覺有用性 0.360
四 資訊品質à知覺易用性 0.151
五 知覺易用性à知覺有用性 0.651
六 知覺有用性à行為意圖 0.327
七 知覺易用性à行為意圖 -0.200
如表 4-12 顯示：當系統品質改變一個標準差時，知覺有用性的改變量為-0.070，當系統品質改變一個標準差時，知覺易用性的改變量為 0.593；當資訊品 質改變一個標準差時，知覺有用性的改變量為 0.360，當資訊品質改變一個標準 差時，知覺易用性的改變量為 0.151；當知覺易用性改變一個標準差時，知覺有 用性的改變量為 0.651；當知覺有用性改變一個標準差時，行為意圖的改變量為 0.327；當知覺易用性改變一個標準差時，行為意圖的改變量為-0.200。
以非標準化路徑係數來驗證各構面間的因果關係，並將此路徑係數圖簡化，
如圖 4-2 所示。
圖 4-2 非標準化路徑係數圖
表 4-15 非標準化路徑係數表
假設 路徑 Estimate S.E. C.R. P 值 一 系統品質à知覺有用性 -0.070 0.134 -0.524 0.600 二 系統品質à知覺易用性 0.632 0.130 4.859 ***
三 資訊品質à知覺有用性 0.303 0.096 3.161 0.002 四 資訊品質à知覺易用性 0.134 0.105 1.276 0.202 五 知覺易用性à知覺有用性 0.614 0.109 5.613 ***
六 知覺有用性à行為意圖 0.694 0.345 2.011 0.044 七 知覺易用性à行為意圖 -0.401 0.321 -1.246 0.213
如表 4-13 顯示：非標準化迴歸係數則為自變量改變一個單位時，因變量的 改變量。此外由表 的 C.R.值及 P 值可以得知：除了(1)系統品質對知覺有用性、
(2)資訊品質對知覺易用性、(3)知覺易用性對行為意圖等三條路徑不顯著，其餘 路徑的影響力皆為顯著。
三、路徑影響效果分析
各潛在變數之間的影響效果分為直接效果(direct effects)、間接效果 (indirect effects)、總效果(total effects)三種，其中總效果值是直接效果 值與間接效果值之總和。本研究各構面對主要依變數行為意圖的路徑影響效果的 分析結果彙整如表 4-7。
（一）直接效果
本研究以表 4-12、4-13 鑑定直接效果之結果，整理如表 4-14 所示，在顯著 水準 0.05 之下，系統品質對知覺易用性顯著，故假設二成立；資訊品質對知覺有 用性顯著，故假設三成立；知覺易用性對知覺有用性顯著，故假設五成立；知覺 有用性對行為意圖顯著，故假設六成立。但是系統品質對知覺有用性不顯著，故 假設一不成立；資訊品質對知覺易用性不顯著，故假設四不成立；知覺易用性對 行為意圖不顯著，故假設七不成立。
表 4-16 直接效果之標準化路徑係數
假設 路徑 標準化路徑係數 路徑關係 假設驗證結果
一 系統品質à知覺有用性 -0.070 不顯著 假設未獲支持 二 系統品質à知覺易用性 0.593*** 顯著 假設支持 三 資訊品質à知覺有用性 0.360** 顯著 假設支持 四 資訊品質à知覺易用性 0.151 不顯著 假設未獲支持 五 知覺易用性à知覺有用性 0.651*** 顯著 假設支持 六 知覺有用性à行為意圖 0.327* 顯著 假設支持 七 知覺易用性à行為意圖 -0.200 不顯著 假設未獲支持 註：*表 p＜0.05 **表 p＜0.01 ***表 p＜0.001 路徑係數為標準化之值
將上述路徑分析檢驗結果整理成圖 4-3
圖 4-3 結構方程模式路徑圖
（二）間接效果
本研究針對間接效果影響，提出係數相乘法進行檢定(Sobel, 1982)，並整理 結果至表 4-15，從上述圖 4-3 中可計算路徑的間接效果為：系統品質à知覺易 用性à知覺有用性à行為意圖（=0.593*0.651*0.327=0.126）；資訊品質à知覺有 用性à行為意圖（=0.360*0.327=0.118）。
表 4-17 標準化路徑係數之效果分析
潛在變數 依變數 直接效果 間接效果 總效果 系統品質 行為意圖 N.A. 0.126 0.126 資訊品質 行為意圖 N.A. 0.118 0.118 知覺有用性 行為意圖 0.694 N.A. 0.694 知覺易用性 行為意圖 -0.401 N.A. -0.401 註：N.A.表示無法從路徑分析中取得該變數效果值
（三）效果分析
經由上述的直接效果、間接效果與總效果，並針對于此解釋說明變數間的影 響效果。可從表 4-15 得知，在直接效果方面，對於行為意圖產生直接效果的變 數有知覺易用性、知覺易用性，知覺有用性的直接效果為 0.694，但是知覺易用
性效果不顯著，並數值為負數，效果不佳。故可見本研究之直接效果為知覺有用 性最大。
而間接效果方面，對於行為意圖產生間接效果的外衍變數有系統品質及資訊 品質，系統品質的間接效果為 0.126，資訊品質的間接效果為 0.118。另外，兩個 行為信念對於行為意圖之間接效果，知覺有用性的間接效果為 0.327，但是知覺 易用性的間接效果，效果不顯著，數值為負數，效果不彰。
第伍章、結論及建議
本章將根據本研究之目的以及實證分析之結果進行闡述說明，並依據研究 結論提出跨平台收視行為研究以及後續研究者實務上之建議，最後針對本研究之 限制加以說明。