調節變項之干擾分析

第四章研究結果分析與討論

第三節調節變項之干擾分析

2 0 1 3 D r . T u n g C h u n g T s a i

與 Davis（2000）認為科技能否對工具產生幫助，是影響使用者對科技的態度，

乃至於使用意願的關鍵因素之一，毛鳳敏（2010）、余宗樺（2010）與陳淵源（2007）

也認為教師使用科技的意願取決於新科技是否能更快完成工作或者提升教學成果，例如教材多元化、節省備課時間。因此，新科技的應用若能達到教學上的便利性，讓學生可以得到適性的學習，教師的使用意願將會大幅增加（邱小玲，2008；

徐志豪，2007；陳建源，2009；劉宗旻，2009）。

此外，教師的使用意願是影響其實際使用行動載具教學行為的最重要因素，

亦即若要求教師在教學情境中實際應用行動載具，必須先提升其對於行動載具教學的正向態度及看法，Ajzen（1985）、Davis（1989）、Davis et al.（1992）、Fishbein 與 Ajzen（1975）、Venkatesh 與 Davis（2000）、Venkatesh et al.（2003）皆認為使用意願比任何外部變數更能解釋使用行為。而沈妙伶（2011）、紀佳佑（2013）、

陸珮津（2011）、張靜雯（2009）、楊培祺（2007）、蔡瓊卉（2010）的研究中也認為使用意願比促成環境更能解釋教師的使用行為。因此，外在組織環境的支援與協助固然重要，教師本身對於行動載具的個人主觀意識及態度才是真正影響行動載具進入教室大門的鑰匙。

第三節調節變項之干擾分析

本研究以階層調節迴歸分析（Hierarchical Moderator Regression Analysis, HMRA）檢驗調節變項之干擾效果。為了避免多元共線性的問題，利用「離均差化」法使資料「平均值化」，因此先將自變數與調節變項予以標準化後再相乘，

以求得交互作用項值（Aiken & West, 1991），再透過 HMRA 逐次加入自變數、

調節變項及交互作用項，觀察交互作用項的係數值，若係數值達顯著水準，則代表干擾效果確實存在（Baron & Kenny, 1991）。以下針對各調節變項之 HMRA 模式進行說明。

壹、性別對於影響構面與行為意願間的干擾效果

在性別對於影響構面與使用意願之調節效果中，如表 29 所示，模式 1 之解釋力 R

²

為 56.3%達顯著（p<.001），亦即教師的績效期望、付出期望、社會影響對於使用意願具有顯著的解釋量。模式 2 將性別納入探討，其模型解釋力 R

²

為 56.6%，解釋變異量增加了 0.3%，F 改變量為 2.404 未達顯著，即加入教師性別變項並無法提升對使用意願的解釋力，而性別之標準化係數（0.052）也未達到顯著，故教師性別對於使用意願不具有顯著的影響效果。模式 3 則進一步加入績效期望、付出期望、社會影響與性別之交互作用項，其模型解釋力 R

²

為 57.7%，

解釋變異量增加了 1.1%，F 改變量為 3.467 未達顯著；其中付出期望、社會影響之標準化係數為負數，代表教師付出期望、社會影響對於使用意願的影響，男性會略大於女性，反之績效期望對於使用意願的影響，女性會略大於男性。但績效期望、付出期望、社會影響與性別之交互作用項標準化係數皆未達顯著，故性別在教師績效期望、付出期望、社會影響與使用意願之間不具有干擾效果。因此，

本研究結果不支持假設 H1a、H2a、H3a。

表 29

性別在使用意願之調節效果分析摘要表

模式 1 模式 2 模式 3

R² .563 .566 .577

ΔR² .563 .003 .011

ΔF 值 168.490*** 2.404 3.467

β 值 t 值 β 值 t 值 β 值 t 值績效期望 .264 5.854*** .264 5.861*** .265 5.882***

付出期望 .405 9.397*** .407 9.450*** .398 9.268***

社會影響 .223 5.484*** .228 5.598*** .233 5.742***

性別 .052 1.550 .062 1.851

性別 X 績效期望 .004 .077

性別 X 付出期望 -.020 -.449

性別 X 社會影響 -.098 -2.474

***p < .001。

在性別對於影響構面與使用行為之調節效果中，如表 30 所示，模式 4 之解釋力 R

²

為 15.6%達顯著（p<.001），亦即促成環境對於使用行為具有顯著的解釋量。模式 5 將性別納入探討，其模型解釋力 R

²

為 15.7%，解釋變異量並無提升，

F 改變量為 0.177 未達顯著，即加入教師性別變項並無法提升對使用行為的解釋力；而性別之標準化係數（0.02）也未達到顯著，故教師性別對於使用行為不具有顯著的影響效果。模式 6 則進一步加入促成環境與性別之交互作用項，其模型解釋力 R

²

為 15.7%，解釋變異量並無提升，F 改變量為 0.154 未達顯著；而性別、

促成環境與性別之交互作用項標準化係數皆未達顯著，故性別在促成環境與使用行為之間不具有干擾效果。因此，本研究結果不支持假設 H4a。

表 30

性別在使用行為之調節效果分析摘要表

模式 4 模式 5 模式 6

R² .156 .157 .157

ΔR² .156 .000 .000

ΔF 值 72.404*** .177 .154

β 值 t 值 β 值 t 值 β 值 t 值促成環境 .395 8.509*** .396 8.510*** .397 8.510***

性別 .020 .420 .019 .399

性別 X 促成環境 .018 .393

***p < .001。

綜合上述數據顯示，性別在績效期望、付出期望、社會影響及促成環境對於行為意願間並無干擾效果，換言之，無論是男教師或女教師，只要對績效期望、

付出期望、社會影響或促成環境有高度的認同，就會產生較高的行為意願，並不會因本身的性別而有所不同，此研究結果與沈妙伶（2011）、紀佳佑（2013）、陸珮津（2011）、張靜雯（2009）、楊培祺（2007）及蔡瓊卉（2010）相符，Moroz 與 Waugh（2000）、陳嘉彌（1996）亦認為性別和教師創新接受度並無差異。

貳、年齡對於影響構面與行為意願間的干擾效果

在年齡對於影響構面與使用意願之調節效果中，如表 31 所示，模式 1 之解

對於使用意願具有顯著的解釋量。模式 2 將年齡納入探討，其模型解釋力 R

²

為 56.8%，解釋變異量增加了 0.2%，F 改變量為 1.142 未達顯著，即加入教師之年齡變項並無法提升對使用意願的解釋力；而年齡之標準化係數（-0.041）也未達到顯著，故教師年齡對於使用意願不具有顯著的影響效果。模式 3 則進一步加入績效期望、付出期望、社會影響與年齡之交互作用項，其模型解釋力 R

²

為 56.9%，

解釋變異量增加了 0.1%，F 改變量為 0.334 未達顯著；其中年齡與績效期望之標準化係數為負數，代表教師隨著年齡增長，其績效期望對使用意願的影響會略為少，反之付出期望及社會影響對使用意願的影響則會略為增加；但年齡、績效期望、付出期望、社會影響與年齡之交互作用項標準化係數皆未達顯著，故年齡在教師績效期望、付出期望、社會影響與使用意願之間不具有干擾效果。因此，本研究結果不支持假設 H1b、H2b、H3b。

表 31

年齡在使用意願之調節效果分析摘要表

模式一 模式二 模式三

R² .566 .568 .569

ΔR² .566 .002 .001

ΔF 值 171.791*** 1.142 .334

β 值 t 值 β 值 t 值 β 值 t 值績效期望 .268 5.981*** .270 6.023*** .271 5.955***

付出期望 .406 9.517*** .393 8.979*** .393 8.892***

社會影響 .221 5.480*** .223 5.515*** .223 5.497***

年齡 -.041 -1.201 -.044 -1.256

年齡 X 績效期望 -.027 -.608

年齡 X 付出期望 .008 .201

年齡 X 社會影響 .036 .927

***p < .001。

在年齡對於影響構面與使用行為之調節效果中，如表 32 所示，模式 4 之解釋力 R

²

為 15.5%達顯著（p<.001），亦即促成環境對於使用行為具有顯著的解釋量。模式 5 將年齡納入探討，其模型解釋力 R

²

為 16.7%，解釋變異量提升 1.3%，

F 改變量為 6.036 未達顯著，即加入教師之年齡變項並無法提升對使用行為的解

釋力；而年齡之標準化係數（-0.113）也未達到顯著，故教師年齡對於使用行為不具有顯著的影響效果。模式 6 則進一步加入促成環境與年齡之交互作用項，其模型解釋力 R

²

為 18.7%，解釋變異量提升 2%，F 改變量為 9.641 達顯著（p<.01）；

而促成環境與年齡之交互作用項標準化係數（0.143）達正向顯著（p<.01），代表教師隨著年齡增長，其促成環境對使用行為的影響會明顯增加。故年齡在促成環境與使用行為之間具有正向干擾效果。因此，本研究結果支持假設 H4b。

表 32

年齡在使用行為之調節效果分析摘要表

模式一 模式二 模式三

R² .155 .167 .187

ΔR² .155 .013 .020

ΔF 值 72.111*** 6.036 9.641**

β 值 t 值 β 值 t 值 β 值 t 值促成環境 .393 8.492*** .399 8.656*** .421 9.119***

年齡 -.113 -2.457 -.114 -2.502

年齡 X 促成環境 .143 3.105**

**p < .01. ***p < .001。

綜合上述研究成果，年齡在績效期望、付出期望及社會影響對於使用意願間並無干擾效果，只有在促成環境與使用行為間有正向的調節作用，亦即資深的教師，其知覺學校環境能支援行動載具教學，進而影響使用行為的程度，遠大於新進或資淺的教師，這與部分文獻結果相符，如歐淑芬（2009）在數位學習研究中，

年長者之促成環境對於行為意願的解釋力大於中年使用者；Morris 與 Venkatesh

（2000）探討組織員工資訊系統應用中，年長員工知覺行為控制之接受行為影響較年輕員工顯著。因此，當學校教師的年齡層偏高的時候，校內數位環境及人力技術提升所帶來的助益，就顯得比其他因素更為有效。

參、經驗對於影響構面與行為意願間的干擾效果

在經驗對於影響構面與使用意願之調節效果中，如表 33 所示，模式 1 之解釋力 R

²

為 56.8%達顯著（p<.001），亦即教師的績效期望、付出期望、社會影響

56.8%，解釋變異量並未提升，F 改變量為 0.28 未達顯著，即加入教師經驗變項並無法提升對使用意願的解釋力；而經驗之標準化係數（0.018）也未達到顯著，

故教師經驗對於使用意願不具有顯著的影響效果。模式 3 則進一步加入績效期望、

付出期望、社會影響與經驗之交互作用項，其模型解釋力 R

²

為 59.6%，解釋變異量增加了 2.8%，F 改變量為 9.103 達顯著（p<.001）；其中績效期望、社會影響與年齡之交互作用項標準化係數（-0.146、1.32）達顯著（p<.001），故經驗在教師績效期望與使用意願間有負向干擾效果，而在教師社會影響與使用意願間有正向干擾效果。因此，本研究結果支持假設 H1c、H3c，不支持假設 H2c。

表 33

經驗在使用意願之調節效果分析摘要表

模式一 模式二 模式三

R² .568 .568 .596

ΔR .568 .000 .028

ΔF 173.062*** .280 9.103***

β 值 t 值 β 值 t 值 β 值 t 值績效期望 .268 6.006*** .265 5.886*** .266 6.048***

付出期望 .407 9.574*** .406 9.484*** .401 9.598***

社會影響 .220 5.464*** .220 5.455*** .213 5.424***

經驗 .018 .529 .040 1.197

經驗 X 績效期望 -.146 -3.282***

經驗 X 付出期望 -.063 -1.468

經驗 X 社會影響 .132 3.542***

***p < .001。

在經驗對於影響構面與使用行為之調節效果中，如表 34 所示，模式 4 之解釋力 R

²

為 15.5%達顯著（p<.001），亦即促成環境對於使用行為具有顯著的解釋量。模式 5 將經驗納入探討，其模型解釋力 R

²

為 24.3%，解釋變異量提升 8.8%，

F 改變量為 45.739 達顯著（p<.001），即加入教師經驗變項會提升對使用行為的解釋力；而經驗之標準化係數（0.31）也達到顯著（p<.001），故教師經驗對於使用行為具有顯著的影響效果。模式 6 則進一步加入促成環境與經驗之交互作用項，

其模型解釋力 R

²

為 24.6%，解釋變異量提升 0.3%，F 改變量為 1.809 未達顯著；

而促成環境與經驗之交互作用項標準化係數（0.06）未達顯著，故教師經驗在促成環境與使用行為之間不具有干擾效果。因此，本研究結果不支持假設 H4c。

表 34

經驗在使用行為之調節效果分析摘要表

模式一 模式二 模式三

R² .155 .243 .246

ΔR² .155 .088 .003

ΔF 值 72.185*** 45.739*** 1.809 β 值 t 值 β 值 t 值 β 值 t 值促成環境 .393 8.496*** .306 6.681*** .314 6.810***

經驗 .310 6.763*** .300 6.468***

經驗 X 促成環境 .060 1.345

***p < .001。

綜合上述研究成果，經驗在績效期望及社會影響對於使用意願間有干擾效果，

在文檔中高雄市國小教師使用行動載具教學之接受度 (頁 88-99)

第四章 研究結果分析與討論

第三節 調節變項之干擾分析

第三節 調節變項之干擾分析

壹、 性別對於影響構面與行為意願間的干擾效果

2

2

2

2

2

2

貳、 年齡對於影響構面與行為意願間的干擾效果

2

2

2

2

2

參、 經驗對於影響構面與行為意願間的干擾效果

2

2

2

2

2

第四章研究結果分析與討論

第三節調節變項之干擾分析

第三節調節變項之干擾分析

壹、性別對於影響構面與行為意願間的干擾效果

²

²

²

²

²

²

貳、年齡對於影響構面與行為意願間的干擾效果

²

²

²

²

²

參、經驗對於影響構面與行為意願間的干擾效果

²

²

²

²

²