第四章 系統實驗與評估
第三節 結構模式分析
本研究以科技接受模式為理論基礎，經由文獻探討分別以網站互動性、電腦自我效能 列為外部變數，探討外部因素對於道教互動式學習社群網站之系統使用意向之影響。為驗 證本研究假說，本小節將先呈現潛在變項路徑分析結果，接著對本研究假設作驗證說明，
以了解是否支持本研究假設。
一、潛在變項路徑分析
傳統迴歸取向的徑路分析只有探究徑路係數的影響是否達到顯著，無法就整體徑路分 析的假設模式作整體契合度的檢定。相對於傳統的統計方法，SEM 是種可以將測量與分析 整合為一的的計量研究技術，而潛在變項的路徑分析，就是完整的結構方程模式，包含測 量模式與結構模式。潛在變項是指測量模式中無法觀察的因素(factor)或潛在構念(latent construct)，包含數個測量指標變項。依據本研究架構共分為網站互動性、電腦自我效能、
認知公正性、認知有用性、認知易用性與使用意向六個潛在變項，各潛在變項之關係箭號 為單一關係，為不可逆模式或遞迴式模式，結合結構模式與測量模式，如圖 4-1 即為本研 究之因果模式圖。
本研究有效問卷共計 368 份，以最大概似法估計各迴歸係數參數，由表 4-13 得知，認 知易用性受到網站互動性(p<0.05)、電腦自我效能(p<0.001)顯著影響；認知有用性受到網站 互動性(p<0.05)、電腦自我效能(p<0.05)以及認知公正性(p<0.001)顯著影響；認知易用性對 認知有用性有顯著之影響(p<0.001)；而使用意向則受到認知易用性(p<0.001)與認知有用性 (p<0.001)均有顯著之影響。此外，在標準化迴歸係數值的部分表示的則為潛在變項間的直 接效果或路徑係數，網站互動性、電腦自我效能影響認知易用性之直接效果分別為 0.126 與 0.770；網站互動性、電腦自我效能與認知公正性影響認知有用性之直接效果為 0.155、
-0.114 與 0.713；認知易用性對認知有用性之直接效果為 0.371；而認知有用性與認知易 用性對使用意向之直接效果為 0.691 與 0.256。
WI
表 4-13
潛在變項各迴歸係數參數結果
路徑 估計參數 估計參數
標準誤 C.R. P 標準化迴 歸係數值 網站互動性->認知有用性 .175 .059 2.988 .003 .155 網站互動性->認知易用性 .159 .066 2.400 .016 .126 電腦自我效能->認知有用性 -.113 .083 -1.350 .177 -.114 電腦自我效能->認知易用性 .847 .081 10.422 *** .770 電腦自我效能->認知公正性 .779 .079 9.799 *** .633 認知有用性->使用意向 .751 .081 9.304 *** .691 認知易用性->使用意向 .249 .062 3.999 *** .256 認知公正性->認知有用性 .570 .058 9.840 *** .713 認知易用性->認知有用性 .332 .072 4.636 *** .371
0.16**
0.77***
-0.11 0.13*
0.63***
0.71***
0.37***
0.26***
0.69***
網站互動性
認知公正性
認知有用性
電腦 自我效能
認知易用性
使用意向
圖 4-2 本研究實驗各變項潛在路徑分析圖
二、多群組路徑分析
本研究探討使用者在不同居住環境（城、鄉）將影響其對 Web2.0 道教互動式學習社 群系統的使用意向，故以此為調節變項，本研究將樣本分群以相同之結構方程模式，分析 參數間差異臨界比值，以了解各群之徑路係數是否有差異，作為研究假設驗證之方法。
(一)居住地在台中市（城）群組
由表 4-14 可知，此群組潛在變項關係中，認知易用性受到網站互動性(p<0.05)、
電腦自我效能(p<0.001)顯著影響；認知有用性受到網站互動性(p<0.05)、電腦自我效能 (p<0.05)以及認知公正性(p<0.05)顯著影響；認知易用性對認知有用性有顯著之影響
(p<0.001)；而使用意向則受到認知易用性(p<0.001)與認知有用性(p<0.001)均有顯著之影響。
此外，在標準化迴歸係數值的部分表示的則為潛在變項間的直接效果或路徑係數，網站互 動性、電腦自我效能影響認知易用性之直接效果分別為 0.148 與 0.744；網站互動性、電腦 自我效能與認知公正性影響認知有用性之直接效果為 0.183、-0.214 與 0.745；認知易用 性對認知有用性之直接效果為 0.395；而認知有用性與認知易用性對使用意向之直接效果 為 0.743 與 0.221。
表 4-14
居住地原台中市（城）群組潛在變項各迴歸係數參數結果
路徑 估計參數 估計參數
標準誤 C.R. P 標準化迴 歸係數值 網站互動性->認知有用性 .221 .084 2.619 .009 .183 網站互動性->認知易用性 .204 .101 2.015 .044 .148 電腦自我效能->認知有用性 -.198 .096 -2.053 .040 -.214 電腦自我效能->認知易用性 .782 .101 7.706 *** .744 電腦自我效能->認知公正性 .588 .092 6.403 *** .543 認知有用性->使用意向 .810 .093 8.728 *** .743 認知易用性->使用意向 .211 .063 3.346 *** .221 認知公正性->認知有用性 .641 .079 8.159 *** .745 認知易用性->認知有用性 .347 .085 4.054 *** .395
0.18**
0.74***
-0.21**
0.15**
0.54***
0.75***
0.40***
0.22***
0.74***
網站互動性
認知公正性
認知有用性
電腦 自我效能
認知易用性
使用意向
圖 4-3 居住地台中市(城)群組潛在變項路徑分析圖
(二) 居住地在台中縣（鄉）群組
由表 4-15 可知，此群組潛在變項關係中，認知易用性受到網站互動性(p>0.05) 影響 不顯著，而認知易用性受到電腦自我效能(p<0.001)則有顯著影響；認知有用性受到網站互 動性(p>0.05)、電腦自我效能(p>0.05) 影響不顯著，而認知有用性受到認知公正性(p<0.001) 則有顯著影響；認知易用性對認知有用性有顯著之影響(p<0.001)；而使用意向則受到認知 易用性(p<0.05)與認知有用性(p<0.001)均有顯著之影響。此外，在標準化迴歸係數值的部分 表示的則為潛在變項間的直接效果或路徑係數，網站互動性、電腦自我效能影響認知易用 性之直接效果分別為 0.086 與 0.805；網站互動性、電腦自我效能與認知公正性影響認知有 用性之直接效果為 0.103、-0.111 與 0.103；認知易用性對認知有用性之直接效果為 0.406；
而認知有用性與認知易用性對使用意向之直接效果為 0.713 與 0.206。
表 4-15
居住地原台中縣（鄉）群組潛在變項各迴歸係數參數結果
路徑 估計參數 估計參數
標準誤 C.R. P 標準化迴 歸係數值 網站互動性->認知有用性 .101 .061 1.644 .100 .103 網站互動性->認知易用性 .097 .084 1.151 .250 .086 電腦自我效能->認知有用性 -.115 .123 -.933 .351 -.111 電腦自我效能->認知易用性 .969 .140 6.928 *** .805 電腦自我效能->認知公正性 1.102 .151 7.293 *** .737 認知有用性->使用意向 .809 .133 6.106 *** .713 認知易用性->使用意向 .255 .094 2.722 .006 .206 認知公正性->認知有用性 .500 .078 6.420 *** .103 認知易用性->認知有用性 .350 .093 3.776 *** .406
0.10
0.81***
-0.11 0.74*** 0.09
0.72***
0.41***
0.26**
0.71***
網站互動性
認知公正性
認知有用性
電腦 自我效能
認知易用性
使用意向
圖 4-4 居住地台中縣(鄉)群組潛在變項路徑分析圖
為比較兩群之路徑係數是否有差異存在，Amos 將「參數間差異的臨界比值」定義為 相對應之路徑估計參數間的差異值除以差異值的估計標準誤，若其臨界比值絕對值大於 1.96，表示兩群間的參數達到 0.05 的顯著水準；若臨界比值絕對值大於 2.58，表示兩群 間的參數達到 0.01 的顯著水準，兩個參數間的臨界比值小於 1.96 則表示兩個參數間可視 為相等，即兩者差異值可視為顯著等於 0(吳明隆，2007)。將兩個群組之分析結果對照整體 結構方程模式整理如表 4-16 可得知，居住地（城 ) 群組除電腦自我效能對認知有用性有 顯著之影響外，其餘皆與整體之潛在變項路徑關係皆相同；而在（鄉）群組比對整體之潛 在變項路徑關係，網站互動性對認知有用性、認知易用性未有顯著之影響。
表 4-16
城鄉分群結構路徑分析與整體結構路徑分析比較
路徑 整體結構 分群（城） 分群（鄉）
網站互動性->認知有用性 0.16** 0.18** 0.10 網站互動性->認知易用性 0.13* 0.15** 0.09 電腦自我效能->認知有用性 0.63*** 0.54*** 0.74***
電腦自我效能->認知易用性 -0.11 -0.21** -0.11 電腦自我效能->認知公正性 0.77*** 0.74*** 0.81***
認知有用性->使用意向 0.69*** 0.74*** 0.71***
認知易用性->使用意向 0.26*** 0.22*** 0.26**
認知公正性->認知有用性 0.71*** 0.75*** 0.72***
認知易用性->認知有用性 0.37*** 0.40*** 0.41***
二、驗證假說
為驗證本研究 H1a、H1b、H2、H2、H2、H3、H3、H4、H5 之假說，根據以上分析 結果繪製本研究之潛在變項路徑分析如圖 4-2：
(一)H1：外部變數對道教互動式學習社群網站系統之「認知有用性」、「認知易用性」有顯 著影響。
本研究假設網站互動性對於認知有用性有顯著影響(H1a)，依據圖 4-2 潛在變項路徑分 析圖可知，網站互動性對認知有用性具有正向的路徑係數(0.16)，且 p<0.05 達顯著水準。
表示受試者認為社群網站系統的互動性越高，則其對本研究學習系統之認知有用性愈高。
因此本研究假設 H1a：「網站互動性對認知有用性具有正相關性」可獲得支持。
本研究假設網站互動性對於認知易用性有顯著影響(H1b)，依據圖 4-2 潛在變項路徑分 析圖可知，網站互動性對認知易用性具有正向的路徑係數(0.13)，且 p<0.05 達顯著水準。
表示受試者認為社群網站系統的互動性越高，則其對本研究學習系統之認知易用性也愈高。
因此本研究假設 H1b：「網站互動性對認知易用性具有正相關性」可獲得支持。
(二)H2：外部變數對道教互動式學習社群網站系統之「認知公正性」、「認知有用性」、「認 知易用性」有顯著影響。
本研究假設電腦自我效能對於認知公正性有顯著影響(H2a)，而依據圖 4-2 潛在變項路 徑分析圖可知，網站互動性對認知有用性具有正向的路徑係數(0.63)，且 p<0.001 達顯著水 準。表示受試者的電腦自我效能越高，則其對本研究學習系統認之認知公正性愈高。因此 本研究假設 H2a：「電腦自我效能對認知公正性具有正相關性」可獲得支持。
本研究假設電腦自我效能對於認知有用性有顯著影響(H2b)，而依據圖 4-2 潛在變項路 徑分析圖可知，電腦自我效能對認知有用性為負向的路徑係數(-0.11)，且(p=0.177>0.05) 未 達顯著。表示受試者電腦自我效能對認知有用性無顯著相關。因此本研究假設 H2b：「電 腦自我效能對認知有用性具有正相關性」未獲得支持。
本研究假設網站互動性對於認知易用性有顯著影響(H2c)，而依據圖 4-2 可潛在變項路 徑分析圖可知，網站互動性對認知易用性具有正向的路徑係數(0.77)，且 p<0.001 達顯著水 準。表示受試者的電腦自我效能越高，則其對本研究學習系統認之認知易用性也愈高。因 此本研究假設 H2c：「電腦自我效能對認知易用性具有正相關性」可獲得支持。
(三)H3：中介變數對道教互動式學習社群網站系統之「使用意向」有顯著影響。
本研究假設認知有用性對於使用意向有顯著影響(H3a)，而依據圖 4-2 潛在變項路徑分 析圖可知，認知有用性對使用意向具有正向的路徑係數(0.69)，且 p<0.001 達顯著水準。表 示受試者的認知有用性越高，則其對本研究學習系統使用意向愈高。因此本研究假設 H2a：
「認知有用性對使用意向具有正相關性」可獲得支持。
本研究假設認知易用性對於使用意向有顯著影響(H3b)，而依據圖 4-2 潛在變項路徑分
本研究假設認知易用性對於使用意向有顯著影響(H3b)，而依據圖 4-2 潛在變項路徑分