此節主要說明本研究假設模式適配檢驗之結果，擬先透過描述性統計針對所得資料 進行常態性假設檢定；以整體模式適配度與信度分析 (組合信度) 考驗本研究所得樣本 資料之適切性。於後，再續分析並說明與驗證本研究假設模式適配性。
一、研究結果 (一) 常態性檢定
依據結構方程模式 (Structural Equation Modeling, SEM) 參數估計方法上，主張觀 察資料須符合多變量常態分配 (Kline, 2005) ，是以，以下則進一步針對本研究中各題 項採平均數、標準差、偏態及峰度等描述性統計分析，藉以檢驗所得資料之常態性。
如表4-6-1 所示，各變項於偏態數值上皆小於2，且峰度方面亦無大於7者，符合West, Finch, 與Curran (1995) 所提出的常態性檢定標準，因此本研究於後將可進行整體模式適 配性分析。
表 4-6-1
各變項描述性統計一覽表
潛在變項 題項 平均數 標準差 偏態 峰度
行為意圖 1 4.01 .70 -0.17 -0.48 2 3.91 .77 -0.13 -0.51 3 4.05 .79 -0.31 -0.78 4 3.86 .77 -0.11 -0.43 5 3.93 .78 -0.35 0.01 6 3.40 .79 0.39 0.01 7 3.44 .81 0.33 -0.03 8 4.33 .67 -0.86 1.30 9 4.29 .71 -0.66 0.16 10 4.27 .77 -0.87 0.73 11 4.39 .70 -0.94 0.48 12 4.10 .79 -0.70 0.60 13 4.01 .86 -0.61 0.12 14 4.06 .85 -0.67 0.20 品牌形象 1 4.23 .70 -0.90 1.92 2 4.30 .66 -0.75 1.10 3 4.15 .78 -0.74 0.57 4 4.12 .80 -0.64 0.07 5 4.02 .80 -0.36 -0.60 6 4.04 .86 -0.69 0.17 7 4.02 .86 -0.66 0.24 購買意願 1 4.02 .88 -0.71 0.22 2 4.20 .81 -0.99 1.20 3 4.09 .84 -0.85 0.91
註：本表所列之題項為各研究變項經驗證性因素分析後之題項，詳請參照下列信度與效度分析內容。
(二) 整體模式適配度評鑑
研究者經由彙整相關理論與實證性文獻，建構出本研究之假設模式，透過 Amos 18.0 統計套裝軟體之分析工具，藉以檢驗假設模式之適配度。本研究透過最大概率法 (maximum likelihood) 進行估計，此方法是目前最廣為應用的 SEM 適配函數估計法，其 目的是替母群參數尋求最可能解釋觀察資料之數值 (吳明隆，2009) 。而依據 Bagozzi 與 Yi (1988) 指出，模式的基本適配度應注意：所有誤差變異數 (t 值) 不能為負值且須 達顯著水準，而因素負荷量須應介於 .50 至 .95 之間；從表 4-6-2 可得知，本研究所有 誤差變異數 (t 值) 均達顯著水準，而觀察變項之因素負荷量在 .77~ .94 之間，皆達到基 本適配之要求。
研究者接續觀察整體模式適配指標，由表 4-6-2 整體模式檢驗結果顯示，本研究假 設模式的 x2值為 650.82 (p < .05) ，而 x2愈小表示整體模式愈適配，可知本研究結構模 式間的契合度不理想，模式被拒絕；然而，對 SEM 分析而言，x2值容易因為樣本數愈 大，則愈容易達到顯著 (p < .05) (吳明隆，2009) ，而 Bentler (1990) 認為可採用其他適 配度指標來評估假設模式的適配程度。藉此，本研究改以 x2/df 為評鑑指標，然其結果 亦未達標準 (x2/df = 3.616)；綜觀其他適配度指標之適配程度發現，GFI 值 (.88) 與 AGFI 值 (.85) 小於.9，RMSEA 值 (.08) 未達標準值，雖其他指標達適配，但總的來說，本研 究假設模式有其進行修正的必要性。
因此，研究者將參照修正指標 (modification idices, MI) 來進行模式修正，本研究先 後刪除題項「我會使用 Nike Facebook 粉絲專頁是親朋好友預期中的事」、「我覺得 Nike 的運動產品設計非常好」、「我認為 Nike 是運動產品的領導品牌」及「使用 Nike 的運 動產品給予我舒適的感覺」，經刪除上述題項後，模式適配度明顯增加，x2/df 已達評鑑 標準 (3.00) ，GFI、NFI、NNFI、CFI 皆已達.90 以上，AGFI 值 .88 接近 .90 之標準，
PNFI 達 .50 以上，而 RMSEA 則達 .06 (適配合理) ；修正結果顯示本研究之取樣資料 與假設模式有良好的適配度，為一個可以接受的模式。
(三) 整體模式內在結構適配度
內在結構適配度方面，當模型通過整體模式適配檢驗後，本研究以潛在變項的組合
信度及模式內在結構適配檢驗，以檢測模式的內在品質。由表 4-6-3 得知，Nike Facebook 粉絲專頁使用者在其行為意圖模式、品牌形象及購買意願之潛在變項組合信度上顯示，
各潛在變項的組合信度係數值均大於 .60 ( .78~ .94)，而 Bagozzi 與 Yi (1988) 建議個別 潛在變項之組合信度宜在 .60 以上，具良好組合信度。故整體而言，各潛在變項之組合 信度皆符合內在結構適配度之評鑑，表示整體模式內在品質佳，並具有良好之信度。
另一方面，本量表所有觀察變項對其所對應的個別潛在因素之平均變異萃取量皆達 到 .50 之門檻 ( .68~ .84) ，同時，個別潛在因素之因素負荷量λ值皆介於 .77至 .94 之 間，達到 .50至 .95之間的標準，顯示此變項量表在測量資料上具有良好之收斂效度 (convergent validity) (Jöreskog & Sörborn, 1989) 。故綜述而論，本研究模式成立且適配 良好，獲得統計上的支持。
表 4-6-2
Nike Facebook 粉絲專頁使用意圖、品牌形象與購買意願整體適配評鑑
類別 絕對適配度 增量適配度 簡效適配度
指標 GFI AGFI RMSEA NFI NNFI CFI PNFI
x
2/df 評鑑標準 >0.9 >0.9 <0.08 >0.9 >0.9 >0.9 >0.5 1~3 原始模式 0.88 0.85 0.08 0.92 0.93 0.94 0.78 3.62 調整後模式 0.91 0.88 0.06 0.93 0.95 0.95 0.79 3.00符合程度 V V V V V V V V
* x2=487；df =161 表 4-6-3
整體模式內在結構適配度摘要表
變項／題項
因素
負荷量 標準誤 t 值 組合信度 變異萃取量
態度 0.92 0.70
態度 1 0.88* 0.04 23.34 態度 2 0.77* 0.05 19.46 態度 3 0.81* 0.05 21.43 態度 4 0.87* 0.04 23.87
態度 5 0.86 N/A N/A
(續下頁)
變項／題項
因素
負荷量 標準誤 t 值 組合信度 變異萃取量
主觀規範 0.88 0.79
主觀規範 1 0.92* 0.05 19.52
主觀規範 2 0.86 N/A N/A
知覺行為控制 0.89 0.68
知覺行為控制 1 0.80* 0.05 19.47 知覺行為控制 2 0.81* 0.05 19.65 知覺行為控制 3 0.85* 0.05 21.04 知覺行為控制 4 0.83 N/A N/A
使用意圖 0.94 0.84
使用意圖 1 0.90 N/A N/A
使用意圖 2 0.94* 0.04 32.65 使用意圖 3 0.91* 0.04 30.01
功能性品牌形象 0.89 0.73
功能性 1 0.90* 0.05 20.19 功能性 2 0.88* 0.05 19.76
功能性 3 0.78 N/A N/A
象徵性品牌形象 0.78 0.64
象徵性 1 0.80* 0.07 14.91
象徵性 2 0.80 N/A N/A
經驗性品牌形象 0.89 0.80
經驗性 1 0.91* 0.05 22.16
經驗性 2 0.88 N/A N/A
購買意願 0.92 0.79
購買意願 1 0.89 N/A N/A
購買意願 2 0.92* 0.03 28.06 購買意願 3 0.85* 0.04 24.35
註：因素負荷量為標準化之值，*p < .05
由整體模式檢驗結果顯示，Nike Facebook 粉絲專頁使用者的態度及知覺行為控制 分別對使用意圖有正向關係，具有顯著解釋力，使用意圖則進一步對 Nike 品牌形象具 有顯著之解釋力，而品牌形象對購買意願亦具有顯著解釋力。其中，使用意圖能間接透 過品牌形象，進而解釋購買意願。因此，透過此一結果驗證，證實本研究假設成立，顯 示使用意圖、品牌形象與購買意願對 Nike Facebook 粉絲專頁使用者而言，實為重要影 響模式的因素之一。
圖4-6-1 Nike Facebook粉絲專頁使用意圖對其品牌形象與購買意願之影響模式
二、 討論
本研究旨在探討Nike Facebook粉絲專頁使用者的使用意圖對其品牌形象與購買意
願之影響模式，從上述變項經由結構方程模式的考驗後可得知，本研究所假設之模式經 驗證後獲得統計上的支持，模式顯示態度、知覺行為控制與使用意圖關係達顯著水準，而使用意圖與品牌形象以及品牌形象與購買意願間亦達顯著，然而，使用意圖與購買意 願則未達顯著，此路徑關係未成立，以下將針對各路徑關係進行討論。
從整體的模式上看來，初始模式顯示在GFI、AGFI、RMSEA、χ2/df 等指標未達到
.68 .57
.17
使用意圖
ξ
4品牌形象
η
1購買意願
η
2態度
ξ
1主觀規範
ξ
2知覺行為控制
ξ
3.01 .63
.86
.38 .35
.40
標準值，經研究者對照相關理論並瞭解使用Nike Facebook粉絲專頁之狀況後，配合統計 套裝軟體Amos 8.0所提供的修正指標進行模式校正，先後刪除主觀規範部分的「我會使 用Nike Facebook粉絲專頁是親朋好友預期中的事」、品牌形象部分的「我覺得Nike的運 動產品設計非常好」、「我認為Nike是運動產品的領導品牌」及「使用Nike的運動產品 給予我舒適的感覺」。探究其原因，因為使用Nike Facebook粉絲專頁乃為個人喜好及行 為，參與虛擬社群屬於自主性較高的活動，且必須要對Nike或Facebook粉絲專頁有一定 瞭解者才會參與，因此，使用者的重要他人 (親朋好友) 未必會知道或是預期使用者本 身的參與行為，故產生與量表內容所設定的觀察變項有較大的誤差；而在品牌形象方面，
雖使用Nike Facebook粉絲專頁的使用者，大多是喜愛Nike品牌的消費者，但仍有許多為 潛在客群或純粹喜歡運動的網友，而此類型的使用者未必認為Nike為運動產品的領導品 牌，加上各個品牌在不同運動領域上有其專精的研發項目，在不同運動項目上的設計亦 會因人喜愛而有不一樣的認知，至於Nike運動產品的舒適感方面，則必須經實際使用後 始能正確感知。種種因素影響了品牌形象的結構，使其與量表設定的觀察變項較難符合，
換言之，在結構部分實有調整之必要。
經由模式校正後，本研究假設模式經統計檢驗結果與整體模式適配指標數據皆呈現 良好之適配性，在絕對適配性度指數GFI、AGFI、RMSEA 都符合模式適配判斷之數值 規範；增量適配度指數NFI、NNFI (TLI) 與CFI 都超過0.9的標準；簡效適配度指數PNFI 與χ2/df 亦符合標準範圍，適配良好，顯示本研究使用意圖對其品牌形象及購買意願影 響模式對於本研究對象具有良好之解釋力。
回歸理論的觀點進行討論，在計畫行為理論的部分，本研究所建構之Nike Facebook 粉絲專頁使用意圖模式得知，態度與知覺行為控制對使用意圖有較顯著的正向關係，其 中，知覺行為控制對使用行為意圖之解釋力最高，其次為態度，而主觀規範因未達顯著 水準，故不納入有效範圍的解釋路徑中。從國內以計畫行為理論所發展之職業運動、運 動虛擬社群相關研究中發現，本研究結果與過去研究所發展的模式相呼應，知覺行為控 制對於使用行為意圖的預測力超越態度與主觀規範 (呂宛蓁、鄭志富，2008；熊鴻鈞，
2009；駱碧蓮，2010) ，即Nike Facebook粉絲專頁使用者的知覺行為控制為影響其使用
意圖之關鍵因素，亦愈網路社群特性相符，網路社群主要係一群擁有共同興趣的個人，
因相同目的而集結在一起的群體，多數成員是出於自願而參與，而非受外在因素所控制。
根據Ajzen (1991) 所主張，當個人認為某些因素會促使其從事該活動，且亦能夠掌握這 些因素時，其知覺行為控制也就愈強，使其傾向於從事該行為；此外，雖態度對行為意 圖影響較小，然而若對從事某行為的態度愈正向，亦會增強其使用意圖。意即，當粉絲 專頁使用者擁有足夠的時間、具備Nike產品或運動相關知識，以及對於參與Nike粉絲專 頁態度良好時，其繼續使用之意圖亦會提升。
在Nike Facebook粉絲專頁使用意圖與品牌形象影響關係方面，顯示使用意圖能夠正 向解釋其對使用者對於Nike品牌形象的影響程度。在虛擬社群相關研究指出，對虛擬社 群、品牌社群網站的使用意圖愈高，則對其品牌形象會愈正向及給予正面評價 (吳文經，
2008；李有仁、張書勳、林俊成，2011；姚家瑞，2007；董彥欣，2010) ；此外，從Muñiz
2008；李有仁、張書勳、林俊成，2011；姚家瑞，2007；董彥欣，2010) ；此外，從Muñiz