錯置效果影響⼒ - 實驗結果

本研究先使⽤統計軟體 SPSS 來針對研究問卷各個構⾯進⾏信度(Cronbach’s α)與組合信度(Composite Reliability)分析，以確定問卷調查的結果是具備穩定性 及⼀致性。再以 Mplus7 來進⾏驗證性因素分析(confirmatory factor analysis, CFA) 來檢測各構⾯衡量合適度的檢定，分析各構⾯收斂效度與區別效度。

在信度⽅⾯，結果顯⽰錯置、知覺規範偏差、社會負向認同、情緒借位紓發、

認同感及社會參與⾏為的 Cronbach’s α 值分別是為 0.74、0.86、0.86、0.75、0.79 及 0.91，顯⽰所有構⾯的信度皆超越或是接近標準值 0.70。在組合信度(CR)⽅

⾯，錯置、知覺規範偏差、社會負向認同、情緒借位紓發、認同感及社會參與⾏

為之組合信度分別為 0.71、0.87、0.86、0.76、0.80 及 0.90，皆超過或接近 Fornell 和 Larcker (1981)所訂的 建議值 0.60 以上，顯⽰問卷中構⾯皆具有⼀致性，且構

⾯中各指標具有⾼度的內在關聯，符合了問卷信度規範的要求。

在收斂效度⽅⾯，本研究是採⽤平均萃取變異量(AVE)作為判斷標準，AVE 為計算各構⾯之觀察值的變異數解釋能⼒，結果顯⽰錯置、知覺規範偏差、社會 負向認同、情緒借位紓發、認同感及社會參與⾏為的 AVE 值分別是為 0.47、0.68、

0.57、0.51、0.50、0.60，根據 Fornell 和 Larcker (1981)建議，AVE 值最好⼤於標 準值 0.5，故除了錯置接近標準值外，其餘構⾯皆⾼於 0.5，顯⽰在同⼀構⾯中，

不同的問項是⾼度相關的，符合了問卷效度規範的要求，詳細情請參表 12

表 12 各構⾯信效度及敘述統計表

構⾯ 題數 平均數 標準差 α值 CR AVE

1. 錯置 4 5.74 0.91 0.74 0.71 0.47 2. 知覺規範偏差 3 4.54 1.30 0.86 0.87 0.68 3. 社會負向認同 5 4.73 1.19 0.86 0.86 0.57 4. 情緒借位紓發 3 5.45 0.85 0.75 0.76 0.52 5. 認同感 4 5.28 0.84 079 0.80 0.51 6. 社會參與⾏為 6 4.51 1.56 0.91 0.90 0.60

*AVE=Σ(因素負荷量²) / ((Σ因素負荷量) ² + (Σ各測量變項的測量誤差))

*CR=(Σ標準化因素負荷量) ²/((Σ標準化因素負荷量) ² +(Σ各測量變項的測量誤差)) 資料來源：本研究

4-3-2 相關分析與區別效度

區別效度是指在不同的構⾯彼此之間本⾝應為低度相關的，亦即任⼀構⾯各 項 觀 察 值 之 解 釋 程 度 ， 應 ⼤ 於 解 釋 其 他 構 ⾯ 之 程 度 。 ⽽ 本 研 究 採 ⽤ Fornell and Larcker (1981) 所提出的平均萃取變異量(AVE)與潛在變項配對相 關值之⽐較法，其⽅法為以各構⾯ AVE 為基礎，若是所有構⾯的 AVE 平⽅根 皆⼤於其他構⾯之間的相關係數，則表⽰構⾯之間是確定可以區別的。結果不同 構⾯之間的相關係數皆⼩於每⼀構⾯之平均萃取變異量(AVE)之平⽅根，顯⽰該 研究具備良好的區別效度。詳細請請參表 13。

表 13 各構⾯之相關係數表

構⾯ 相關係數

1 2 3 4 5 6

1. 錯置 0.68

2. 知覺規範偏差 0.43** 0.83

3. 社會負向認同 0.33** 0.61** 0.75

4. 情緒借位紓發 0.25** 0.19* 0.11 0.72

5. 認同感 0.18* -0.18* -0.28** 0.22** 0.70

6. 社會參與⾏為 0.05 -0.22** -0.41** 0.05 0.59** 0.77 對⾓線為 AVE 之平⽅根 ; ⾮對⾓線為個構⾯相關係數 (*p<0.05 ; **p<0.01 )

4-3-3 結構⽅程模型

在確認問卷樣本是具備信度與效度後，本研究使⽤ Mplus 統計軟體來進⾏

結構⽅程式模型的因素分析(factor analysis)與路徑分析(path analysis)，可得知觀 察指標與潛在變數之間的關係，以及檢驗各個潛在變項之間的路徑關係，以驗證 本研究的假設推論以及模型的配適性。根據學者 McDonald & Ho (2002)以及 Hu

& Bentler (1999)的研究指出，模型配適度的指標包含了近似均⽅根誤差指標 (RMSEA)、標準化均⽅根殘差指標(SRMR)以及⽐較性配適指標(CFI)等。

RMSEA與 SRMR 皆為⼀種缺適度指標，其值越⼤表⽰結構⽅程模型與資料 越不配適，是近年來相當受重視的⼀個模型配適指標，根據 McDonald & Ho (2002) 所建議，RMSEA 需⼩於等於 0.06，如果介於 0.06~0.08 之間，則視模型有不錯 的配適度(fair fit)，若是超過 0.10 則表⽰模型配適不理想。⽽ Hu & Bentler (1999) 則建議 SRMR 數值⼩於 0.08 即算是模型配適度佳。CFI 指標的數值範圍介於 0~1 之間，越接近 1 代表模型配適度越理想，傳統上認為 CFI 在 0.9 以上為良好配 適。⽽由圖 4-3 整體結構⽅程模型關係圖可得知，本研究模型的配適度指標為 RMSEA=0.08、SRMR=0.08 以及 CFI=0.86，可知本研究模型在 SRMR 指標是有 達到良好配適，RMSEA 與 CFI 則是接近良好配適度，詳細請參表 14。

表 14 結構⽅程模型配適度指標

模型配適度指標 RMSEA SRMR CFI Chi-square

數值 0.08 0.08 0.86 659.03

為了檢驗⽬前的模型是為最佳配適狀態，透過巢狀測試，在模型上任⼀新增 不同的路徑，來檢驗模型配適指標是否會更加改善。結果顯⽰，在 RMSEA、SRMR 以及 CFI 指標上，原始模型的數值皆較其他新增路徑模型好或相等，且所有新增 路徑皆為不顯著(P>0.01)。因此在同⼀筆資料下，為了避免模型過於複雜，選擇 配適度較好且最簡化的原始模型，詳細請參圖 表 15。

表 15 巢狀模型配適度檢驗

新增加的模型路徑 RMSEA SRMR CFI Chi-square

是否 顯著

原始模型 0.08 0.08 0.86 659.03 -

錯置--->社會負向認同 0.08 0.08 0.85 659.06 否 錯置--->社會參與⾏為 0.08 0.09 0.86 659.80 否 錯置--->認同感 0.08 0.11 0.85 659.95 否 知覺規範偏差-->社會參與⾏為 0.08 0.08 0.86 657.57 否

模型中各假說構⾯為錯置、知覺規範偏差、社會負向認同、情緒借位紓發、

認同感以及社會參與⾏為，各假說構⾯之路徑係數以及相關數值將如下逐項說明。

詳細請參圖 4 與表 16。在負向路徑上，分析結果顯⽰ YouTuber 影⽚的錯置內容 對於觀眾感知 YouTuber 規範偏差有正向顯著的效果(t 值=7.75，P<0.001)，即假 設 1 成⽴。⽽觀眾對 YouTuber 規範偏差的感受對於社會負向認同有正向顯著的 效果(t 值=12.83，P<0.001)，假設 2 成⽴。最終社會負向認同則是能負向顯著預 測觀眾對於 YouTuber 的參與⾏為(t 值=-4.59，P<0.001)，則假設 3 成⽴。

在正向路徑上，分析結果顯⽰ YouTuber 影⽚的錯置內容對觀眾情緒借位紓 發的感受有正向顯著的效果(t 值=3.79，P<0.001)，假設 4 成⽴。⽽觀眾情緒借位 紓發的感受對於 YouTuber 的認同感有正向顯著的效果(t 值=3.02，P<0.01)，假設 5成⽴。最終認同感則是能正向顯著預測觀眾對於 YouTuber 的參與⾏為(t 值=9.36，

P<0.001)，假設 6 成⽴。

圖 4 完整結構⽅程式模型關係圖 (*p<0.05 ; **p<0.01 ; ***p<0.001)

資料來源：本研究

表 16 本研究假設與路徑分析結果

假設 路經關係 係數 t 值 P 值 結果

H1 錯置--->知覺規範偏差 0.54 7.75*** 0.000 接受 H2 知覺規範偏差--->社會負向認同 0.72 12.83*** 0.000 接受 H3 社會負向認同--->參與⾏為 -0.45 -4.59*** 0.000 接受 H4 錯置--->情緒借位紓發 0.31 3.79*** 0.000 接受 H5 情緒借位紓發--->認同感 0.25 3.02** 0.003 接受 H6 認同感--->參與⾏為 0.64 9.36*** 0.000 接受 資料來源：本研究 (*p<0.05 ; **p<0.01 ; ***p<0.001)

在本結構⽅程模型中，我們可以看到各變項間的直接效果、間接效果與總效 果之關係，結果顯⽰對於 YouTuber 來說，影響觀眾的實際參與⾏為的最⼤因素 是為觀眾對於 YouTuber 的認同感(總效果為 0.64)，其次是為觀眾考量到社會觀 感下的社會負向認同(總效果為-0.45)。我們發現錯置的內容本⾝雖然無法對參與

⾏為產⽣直接效果，但卻可以經由知覺規範偏差以及情緒借位紓發等觀眾不同的 感受，來對於參與⾏為產⽣間接效果。詳細請參表 17。

表 17 觀眾對於 YouTuber 參與⾏為直接效果、間接效果與總效果 觀眾對於 YouTuber 的參與⾏為

變項 直接效果 間接效果 總效果

社會負向認同 -0.45 - -0.45

認同感 0.64 - 0.64

知覺規範偏差 - -0.32 -0.32

情緒借位紓發 - 0.16 0.16

錯置 - -0.12 -0.12

資料來源：本研究

最終，本研究透過 Bootstrap 的⽅式，透過計算間接效果的信賴區間來檢驗 模型中介效果。Bootstrap 是由 Efron (1979) 所提出，透過不斷地反覆抽樣的⽅

法，來達到母群體的⽅式，⽽抽取次數越多其次數分配越能接近母體的分配。⽽

根據 Efron 和 Tibshirani (1993)的研究指出，若是需要進⾏信賴區間等統計推論，

重複抽取的次數⾄少要達 1000 次以上，⽽本研究的重複抽取次數設定為 2000 次，

⽤以衡量模型間接效果的信賴區間。分析結果顯⽰，在負向路徑上，錯置對於社 會參與⾏為的間接效果為-0.32，95%信賴區間為 -0.488 ~ -0.074，其中信賴區間 並未含 0 且達顯著效果(P<0.001)，顯⽰具有中介效果。⽽正向路徑上，錯置對於 社會參與⾏為的間接效果為 0.16，95%信賴區間為 0.016 ~ 0.163，信賴區間也未 含 0 且達顯著效果(P<0.001)，顯⽰具有中介效果，詳情請⾒表 18、19。

表 18 負⾯摘要表 (錯置 > 知覺規範偏差 > 社會負向認同 > 社會參與⾏為)

路徑 Estimate P value 95%信賴區間

直接效果 - - -

a.錯置 > 知覺規範偏差 0.54 <0.001 0.292 ~ 0.754 b.知覺規範偏差 > 社會負向認同 0.72 <0.001 0.591 ~ 0.804 c.社會負向認同 > 社會參與⾏為 -0.45 <0.001 -0.438 ~ -0.181 間接效果 (a*b) -0.32 <0.001 -0.488 ~ -0.074 資料來源：本研究 (*p<0.05 ; **p<0.01 ; ***p<0.001)

表 19 正⾯摘要表 (錯置 > 情緒借位紓發 > 認同感 > 社會參與⾏為)

路徑 Estimate P value 95%信賴區間

直接效果 - - -

a. 錯置 > 情緒借位紓發 0.31 <0.001 0.136 ~ 0.521 b. 情緒借位紓發 > 認同感 0.25 <0.001 0.091 ~ 0.417 c. 認同感 > 社會參與⾏為 0.64 <0.001 0.439 ~ 0.713 間接效果 (a*b) 0.16 <0.001 0.016 ~ 0.163 資料來源：本研究 (*p<0.05 ; **p<0.01 ; ***p<0.001)