迴歸分析

一、確認對認知有用性的影響

由表4-12迴歸分析的結果顯示，確認對認知有用性具有顯著的正向影響 (調整後的 R²= 0.519，標準化係數Beta之估計值為0.720，t= 18.311，P= 0.000，F= 335.301，D-W值

= 2.059)。這表示消費者確認程度愈高時，認知有用性也就愈高。就整條迴歸估計方程 式Y= 1.714+0.716X1來說 (Y代表認知有用性；X1代表確認)，消費者確認程度對認知有 用性具有相當不錯的解釋能力。

表 4-12 確認對認知有用性之簡單迴歸 認知有用性

變數 未標準化係數

Beta 之估計值 標準誤 標準化係數之

Beta 分配 t 顯著性

常數 1.714 .206 8.340 .000

確認 .716 .039 .720 18.311 .000

R² .519

F 335.301

P .000

Adj. R² .517

D-W 值 2.059

由於消費者確認程度對認知有用性具有顯著的正向影響，因此本研究之假設H₁獲得 支持。

假設H₁：消費者的確認程度對行動裝置App遊戲的認知有用性有顯著的影響。

二、確認對體驗價值的影響

由於確認對體驗價值具有顯著的正向影響，因此本研究再進一步檢定確認對體驗價 值的各個子構面的影響。由表4-13的迴歸分析結果顯示，確認對體驗價值具有顯著之正 向影響 (調整後的R²= 0.475，標準化係數Beta之估計值為0.690，t= 16.829，P= 0.000，

F= 283.224，D-W值= 1.948)。這表示消費者確認程度愈高時，體驗價值程度也就愈高。

就整條迴歸估計方程式Y¹= 2.012+0.584X¹來說 (Y¹代表體驗價值；X¹代表確認)，消費者 確認程度對體驗價值具有相當不錯的解釋能力。

表 4-13 確認對體驗價值之簡單迴歸 0.517，標準化係數Beta之估計值為0.719，t= 18.241，P= 0.000，F= 332.716，D-W值=

1.996)。這表示消費者確認程度愈高時，對於美感認同程度也就愈高。就整條迴歸估計 0.274，標準化係數Beta之估計值為0.523，t= 10.822，P= 0.000，F= 117.123，D-W值=

1.968)。這表示消費者確認程度愈高時，對於趣味性感受程度也就愈高。就整條迴歸估 計方程式Y³= 1.734+0.555X¹來說 (Y³代表趣味性；X¹代表確認)，消費者確認程度對趣味 性具有相當不錯的解釋能力。

表 4-15 確認對趣味性之簡單迴歸 R²= 0.273，標準化係數Beta之估計值為0.524，t= 10.858，P= 0.000，F= 117.904，D-W值

= 2.008)。這表示消費者確認程度愈高時，對於服務優越性認同程度也就愈高。就整條 迴歸估計方程式Y⁵= 2.139+0.584X¹來說 (Y⁵代表服務優越性；X¹代表確認)，消費者確認 程度對服務優越性具有相當不錯的解釋能力。

表 4-17 確認對服務優越性之簡單迴歸 的R²= 0.592，標準化係數Beta之估計值為0.769，t= 21.228，P= 0.000，F= 450.614，D-W 值= 1.815)。這表示消費者認知有用性程度愈高時，滿意度也就愈高。就整條迴歸估計

由於消費者認知有用性對滿意度具有顯著的正向影響，因此本研究之假設H₃獲得支 持。

假設 H₃：消費者對於行動裝置 App 遊戲的認知有用性對滿意度有顯著的影響。

四、認知有用性對持續使用意圖的影響

由表4-19的迴歸分析結果顯示，認知有用性對持續使用意圖具有顯著之正向影響 (調整後的R²= 0.515，標準化係數Beta之估計值為0.718，t= 18.213，P= 0.000，F= 331.720，

D-W值= 2.025)。這表示消費者認知有用性程度愈高時，持續使用意圖也就愈高。就整 條迴歸估計方程式Y= 1.419+.0697X¹來說 (Y代表持續使用意圖；X¹代表認知有用性)，

消費者認知有用性對持續使用意圖具有相當不錯的解釋能力。

表 4-19 認知有用性對持續使用意圖之簡單迴歸 持續使用意圖

變數 未標準化係數

Beta 之估計值 標準誤 標準化係數之

Beta 分配 t 顯著性

常數 1.419 .211 6.738 .000

認知有用性 .697 .038 .718 18.213 .000

R² .516

F 331.720

P .000

Adj. R² .515

D-W 值 2.025

由於消費者認知有用性對持續使用意圖具有顯著的正向影響，因此本研究之假設H₄ 獲得支持。

假設H4：消費者對於行動裝置App遊戲的認知有用性對持續使用意圖有顯著的影響。

五、體驗價值對滿意度的影響

由於體驗價值對滿意度具有顯著的正向影響，因此本研究再進一步檢定體驗價值 的各個子構面對滿意度的影響。由表4-20的迴歸分析結果顯示，體驗價值對滿意度具 有顯著之正向影響 (調整後的R²= 0.528， 標準化係數Beta之估 計值為 0.728，t=

18.720，P= 0.000，F= 350.442，D-W值= 1.713)。這表示消費者的體驗價值程度愈高

時，滿意度也就愈高。就整條迴歸估計方程式Y= 1.110+0.841X¹來說 (Y代表滿意度；

X¹代表體驗價值)，消費者的體驗價值對滿意度具有相當不錯的解釋能力。

表 4-20 體驗價值對滿意度之簡單迴歸 滿意度

變數 未標準化係數

Beta 之估計值 標準誤 標準化係數之

Beta 分配 t 顯著性

常數 1.110 .229 4.845 .000

體驗價值 .841 .045 .728 18.720 .000

R² .530

F 350.442

P 0.000

Adj. R² .528

D-W 值 1.713

由表4-21的迴歸分析結果顯示，美感對滿意度具有顯著之正向影響 (調整後的R²= 0.602，標準化係數Beta之估計值為0.777，t= 21.747，P= 0.000，F= 472.914，D-W值=

1.823)。這表示消費者美感認同程度愈高時，滿意度也就愈高。就整條迴歸估計方程式 Y= 0.940+0.830X²來說 (Y代表滿意度；X²代表美感)，消費者美感認同程度對滿意度具 有相當不錯的解釋能力。

表 4-21 美感對滿意度之簡單迴歸 滿意度

變數 未標準化係數

Beta 之估計值 標準誤 標準化係數之

Beta 分配 t 顯著性

常數 .940 .205 4.579 .000

美感 .830 .038 .777 21.747 .000

R² .603

F 472.914

P .000

Adj. R² .602

D-W 值 1.823

由表4-22的迴歸分析結果顯示，趣味性對滿意度具有顯著之正向影響 (調整後的R²= 0.312，標準化係數Beta之估計值為0.561，t= 11.938，P= 0.000，F= 142.521，D-W值=

1.774)。這表示消費者趣味性程度愈高時，滿意度也就愈高。就整條迴歸估計方程式Y= 整後的R²= 0.274，標準化係數Beta之估計值為0.526，t= 10.896，P= 0.000，F= 118.725，

D-W值= 1.710)。這表示消費者投資報酬程度愈高時，滿意度也就愈高。就整條迴歸估

由表4-24的迴歸分析結果顯示，服務優越性對滿意度具有顯著之正向影響 (調整後 的R²= 0.340，標準化係數Beta之估計值為0.585，t= 12.717，P= 0.000，F= 161.720，D-W 值= 1.733)。這表示消費者服務優越性認同程度愈高時，滿意度也就愈高。就整條迴歸 估計方程式Y= 2.689+0.513X5來說 (Y代表滿意度；X5代表服務優越性)，服務優越性程 度對滿意度具有相當不錯的解釋能力。

表 4-24 服務優越性對滿意度之簡單迴歸 滿意度

變數 未標準化係數

Beta 之估計值 標準誤 標準化係數之

Beta 分配 t 顯著性

常數 2.689 .213 12.616 .000

服務優越性 .513 .040 .585 12.717 .000

R² .342

F 161.720

P .000

Adj. R² .340

D-W 值 1.733

由於消費者體驗價值程度以及其子構面對滿意度具有顯著的正向影響，因此本研究 之假設H₅獲得支持。

假設H₅：消費者對於行動裝置App遊戲的體驗價值對滿意度有顯著的影響。

六、體驗價值對持續使用意圖的影響

由於體驗價值對持續使用意圖具有顯著的正向影響，因此本研究再進一步檢定體 驗價值的各個子構面對持續使用意圖的影響。由表4-25的迴歸分析結果顯示，體驗價 值對持續使用意圖具有顯著之正向影響 (調整後的R²= 0.505，標準化係數Beta之估計 值為0.712，t= 17.866，P= 0.000，F= 319.211，D-W值= 1.911)。這表示消費者的體驗 價值程度愈高時，持續使用意圖也就愈高。就整條迴歸估計方程式Y= 1.111+0.811X¹ 來說 (Y代表持續使用意圖；X¹代表體驗價值)，消費者的體驗價值對持續使用意圖具 有相當不錯的解釋能力。

表 4-25 體驗價值對持續使用意圖之簡單迴歸 持續使用意圖

變數 未標準化係數

Beta 之估計值 標準誤 標準化係數之

Beta 分配 t 顯著性

常數 1.111 .231 4.798 .000

體驗價值 .811 .045 .712 17.866 .000

R² .507

F 319.211

P 0.000

Adj. R² .505

D-W 值 1.911

由表4-26的迴歸分析結果顯示，美感對持續使用意圖具有顯著之正向影響 (調整後 的R²= 0.553，標準化係數Beta之估計值為0.745，t= 19.674，P= 0.000，F= 387.064，D-W 值= 1.938)。這表示消費者美感認同程度愈高時，持續使用意圖也就愈高。就整條迴歸 估計方程式Y= 3.088+0.392X²來說 (Y代表持續使用意圖；X²代表美感)，消費者美感認 同程度對持續使用意圖具有相當不錯的解釋能力。

表 4-26 美感對持續使用意圖之簡單迴歸 持續使用意圖

變數 未標準化係數

Beta 之估計值 標準誤 標準化係數之

Beta 分配 t 顯著性

常數 1.029 .215 4.796 .000

美感 .785 .040 .745 19.674 .000

R² .554

F 387.073

P .000

Adj. R² .553

D-W 值 1.938

由表4-27的迴歸分析結果顯示，趣味性對持續使用意圖具有顯著之正向影響 (調整

由表4-29的迴歸分析結果顯示，服務優越性對持續使用意圖具有顯著之正向影響 (調整後的R²= 0.292，標準化係數Beta之估計值為0.543，t= 11.390，P= 0.000，F= 129.742，

D-W值= 1.941)。這表示消費者服務優越性認同程度愈高時，持續使用意圖也就愈高。

就整條迴歸估計方程式Y= 2.764+0.469X5來說 (Y代表持續使用意圖；X5代表服務優越 性)，服務優越性程度對持續使用意圖具有相當不錯的解釋能力。

表 4-29 服務優越性對持續使用意圖之簡單迴歸 持續使用意圖

變數 未標準化係數

Beta 之估計值 標準誤 標準化係數之

Beta 分配 t 顯著性

常數 2.764 .218 12.695 .000

服務優越性 .469 .041 .543 11.390 .000

R² .294

F 129.742

P .000

Adj. R² .292

D-W 值 1.941

由於消費者體驗價值程度以及其子構面對持續使用意圖具有顯著的正向影響，因此 本研究之假設H₆獲得支持。

假設H₆：消費者對於行動裝置App遊戲的體驗價值對持續使用意圖有顯著的影響。

七、滿意度對持續使用意圖的影響

由表4-30的迴歸分析結果顯示，滿意度對持續使用意圖具有顯著之正向影響 (調整 後的R²= 0.674，標準化係數Beta之估計值為0.822，t= 25.445，P= 0.000，F= 647.463，

D-W值= 1.903)。這表示消費者滿意度愈高時，持續使用意圖也就愈高。就整條迴歸估 計方程式Y= 0.859+.0811X¹來說 (Y代表持續使用意圖；X¹代表滿意度)，消費者滿意度 對持續使用意圖具有相當不錯的解釋能力。

表 4-30 滿意度對持續使用意圖之簡單迴歸 持續使用意圖

變數 未標準化係數

Beta 之估計值 標準誤 標準化係數之

Beta 分配 t 顯著性

常數 .859 .173 4.965 .000

滿意度 .811 .032 .822 25.445 .000

R² .676

F 647.463

P .000

Adj. R² .674

D-W 值 1.903

由於消費者滿意度對持續使用意圖具有顯著的正向影響，因此本研究之假設H₇獲得 支持。

假設H7：消費者對於行動裝置App遊戲的滿意度對持續使用意圖有顯著的影響。

在文檔中 I-Shou University Institutional Repository:Item 987654321/18703 (頁 65-76)