臺灣球迷線上收看中華職棒比賽行為意圖模式之研究
—結合科技接受模式與計畫行為理論
徐茂洲 吳兆欣 謝仁瑋* 大仁科技大學 * 通訊作者：謝仁瑋 通訊地址：907 屏東縣鹽埔鄉新二村維新路 20 號 E-mail: [email protected] DOI: 10.6167/JSR/2017.26(1)1 投稿日期：2016 年 5 月 接受日期：2016 年 5 月 摘 要 本研究目的結合科技接受模式與計畫行為理論為理論基礎，驗證臺灣球迷線上收看中 華職棒比賽行為意圖模式。本研究以SPSS 12.0 進行敘述性統計並以 Amos 20.0 進行 結構方程模式分析。研究以曾經使用過中華職棒線上轉播平台收看比賽轉播的球迷作 為研究對象，以便利取樣之方式於網路施測問卷，正式問卷發出350 份，回收有效問 卷312 份，問卷有效回收率為 89.1%。研究結果自變項對依變項有其直接效果；行為 態度對行為意圖；知覺有用性對行為態度；知覺易用性對行為態度；知覺易用性對知 覺有用性路徑值；知覺有用性對行為意圖路徑值均達顯著水準。主觀規範對行為意圖； 知覺行為控制對行為意圖路徑值未達顯著水準，所以假設二、三不接受。根據研究結 果提出具體建議一、轉播平台與介面應簡潔且容易上手；二、提供更多元之註冊方式； 三、維持並提供更多元之繳費方式；四、推出並優化可攜式行動裝置專用應用程式；五、 進行使用者體驗問卷或行銷活動以提供政府與相關單位參考。 關鍵詞：中華職棒大聯盟、計畫行為理論、科技接受模式壹、緒論
一、研究背景與動機
由於國人休閒意識的興起，休閒生活 的品質也隨之受到重視，而運動觀賞在臺 灣民眾的眾多休閒活動中是相對受到喜愛 的一項，特別是職業棒球運動，更是最能 夠吸引觀眾入場的競技運動 ( 雷文谷、吳 靜 怡，2012)。自職棒元年 (1990) 成立以 來 的 中 華 職 業 棒 球 大 聯 盟 至 今 職 棒 27 年 (2016) 已經有 27 年的歷史，開打之初不但 刮起一陣職棒熱潮，甚至也帶動了全國棒 球運動的發展，在1996 年 ( 職棒 7 年 ) 時， 中華職棒聯盟更一度擴增到七隊之多，是 我國職棒史上最具熱潮的時期；但是同年 亦爆發臺灣職棒史上第一次簽賭事件，多 達數十名球員遭到收押甚至起訴，另外由 聲寶與年代兩大國內企業聯手打造的臺灣 大聯盟也在1997 年開打，兩大聯盟的分立 與競爭，再加上因為簽賭事件而導致許多 球迷喪失信心流失 ( 中華職棒大聯盟全球 資訊網，2016)。在如此激烈的競爭下，職 業球團自然需要更多更具有效率的方式以 提升職業運動之票房與周邊商品的收入， 也才能夠找到吸引球迷的焦點，永續地經 營職業球隊。 有 鑑 於 近 年 來 網 際 網 路 迅 速 地 興 起 與發展，過去只能在個人電腦存取的大容 量數位化影音檔案，目前已經透過網際網 路 應 用 於 線 上 多 媒 體 影 音 串 流 服 務， 而 且 在 社 會 大 眾 的 日 常 生 活 中 相 當 普 遍。 以 YouTube 網站為例，光是在 2009 年第 一個月就有超過一億名觀眾使用YouTube 收 看 了63 億部線上影音檔案 (ComScore, 2009)，到了 2010 年，全球所有使用者更 是平均每個月花費超過4 小時在 YouTube 上 觀 看 影 片 (Dreyer, 2010)； 另 外 根 據 YouTube (2015) 官方網站新聞中心的統計 資料也發現，目前每個月都有超過10 億名 不同的使用者會造訪該網站，而且單月的 總 播 放 時 數 已 經 超 過60 億小時，可見得 線上影音平台成長之迅速。目前線上影音 平台在臺灣的發展也隨著年輕族群的增加 與可攜式行動裝置的普及化而跟著日益成 熟。 同 樣 以YouTube 為 例，Google 對 臺 灣民眾所進行之調查發現，YouTube 的使 用者人數不僅與傳統電視收視的高峰時段 相吻合，甚至還超越傳統電視的收視人數 (T 客 邦，2013)； 而 且 在 臺 灣 的 YouTube 使用者中，有多達28% 的時間是使用行動 裝 置 ( 含智慧型手機與平板電腦 )，另外 還有超過7 成的使用者是具有跨螢幕使用 YouTube 的經驗。綜合以上數據可明確地 瞭解線上影音平台不僅早已對全球的網際 網路使用者帶來革命性的改變，臺灣身為 已開發國家，對於網路所帶來的衝擊性改 變亦不落於歐美日等國之後。 過去在中華職棒尚未提供線上直播服 務時，曾經有使用者站在服務的立場分享 有線電視收視訊號，雖然不合乎法律上對 於智慧財產權之規範，但是其流量與使用 者數量之大確實讓中華職棒官方開始重視 線上直播平台的市場需求。進而讓中華職 棒 決 定 在2014 年 開 始 推 動 CPBL TV 的 服 務， 根 據 中 華 職 棒 大 聯 盟 全 球 資 訊 網 (2014) 統 計資料顯示，CPBL TV 自 2014年3 月 7 日正式上線試營運起，短短三週 內就已經約25 萬人使用該平台收看中華職 棒賽事，當時正值中華職棒官方因為有線 電 視 轉 播 權 問 題 而 無 法 播 放 之 際，CPBL TV 此一網路影音轉播平台的出現，確實 對過去習慣以電視收看之球迷造成相當大 的衝擊，但是也讓聯盟官方更正視網路轉 播市場之龐大。 在國內對於行為學之研究，過去已經 有為數眾多之學者都採用由Ajzen (1985) 所提出之計畫行為理論作為研究架構，而 源自於理性行動理論 (Theory of Reasoned Action, TRA) 的 計 畫 行 為 理 論 認 為 行 為 意圖 (Behavioral Intention) 會直接對行為 產 生 影 響， 而 行 為 態 度 (Attitude Toward Behavior)、 主 觀 規 範 (Subject Norm)， 以 及 知 覺 行 為 控 制 (Perceived Behavioral Control) 則 是 透 過 行 為 意 圖 間 接 影 響 行 為，故若此三構面若愈往正向發展，則其 行為意圖亦會愈強。 在 休 閒 與 運 動 領 域 中， 計 畫 行 為 理 論之運用亦已經相當廣泛，舉凡對於行為 學之相關研究，多數學者都會採用計畫行 為 理 論 作 為 研 究 架 構。 李 永 祥 與 余 宗 龍 (2014) 在「計畫行為理論對大學生從事規 律運動行為之影響因素」中就以此架構進 行研究，研究結果顯示態度與主觀規範最 能夠有效地解釋從事規律運動之意圖，且 計畫行為理論較理性行動理論在該研究中 更為合適。 另外在駱碧蓮與施致平 (2012)「中華 職棒虛擬社群參與行為意圖模式之研究」 中，以計畫行為理論用於網路社群之使用 者行為意圖研究，並得到行為態度以及知 覺行為控制對於使用者之行為意圖影響， 而主觀規範此構面之影響則較低，其中若 以參與社群討論之行為意圖來看，知覺行 為控制為最具影響之構面。 由於近年來科技工業之飛速進步，民 眾在科技工具之使用上也有愈來愈普及之 情 況， 而 科 技 接 受 模 式 正 是Davis (1989) 基於理性行動理論，針對科技使用行為所 發展之模型。此一模型發展至今已有20 餘 年之歷史，許多學者欲研究使用科技之行 為者之意圖都會採用科技接受模式，甚至 用於預測最終使用者之接受度，其使用範 圍亦相當廣泛。 科技接受模式提出科技使用行為中， 知覺有用性 (perceived usefulness) 與知覺 易用性(perceived ease of use) 此兩認知構 面會對使用者之行為態度產生影響，進而 對行為意圖及實際行為本身產生影響。唯 科技接受模式中並未包含理性行動理論中 之 主 觀 規 範 構 面， 但 是 根 據 Hartwick 與 Barki (1994) 之研究中發現，若使用者在 對於新科技使用之知識或認知信念未清楚 之際，主觀規範對於使用者會有較大之影 響力，而當使用者清楚其知識與認知信念 之後，反而會是態度對於行為意圖之影響 較顯著，故Davis 在發展科技接受模式時 並未將主觀規範置入科技接受模式之模型 中。 在休閒與運動領域中，戶外活動使用 到科技之機會相對較少，唯近年來智慧型 手機普及之故，不少民眾在從事戶外活動 之際，亦同時會結合科技之運用。楊舜雯、
鄭佳昆與林晏州(2014) 在「解說導覽 APP 系統使用行為意向之研究」中就以科技接 受模式作為主要之研究架構，知覺有用性 與態度正向影響使用者之行為意圖。 另 外 在 朱 斌 妤、 黃 仟 文 與 翁 少 白 (2008)「以科技接受模式探討即時交通資訊 系統之使用意願」中，該研究之研究者亦 將媒體豐富度加入作為知覺有用性與知覺 易用性之外部變數，使用成本作為態度之 外部變數，並得其研究結果為知覺易用性 對知覺有用性有正向顯著影響，知覺易用 性對行為態度有正向顯著影響，知覺有用 性對態度及行為意圖均有正向顯著影響。 有鑑於Davis 所提出之科技接受模式 雖然在預測使用者使用科技時之行為意圖 及實際行為上得到許多後續研究的實證， 但是科技接受模式卻未將主觀規範及知覺 行為控制此兩項社會構面與控制構面列入 研究模型中，而此一構面也同樣在許多研 究中得到會正向顯著影響使用者之行為意 圖 之 實 證， 故Taylor 與 Todd (1995) 整合 Ajzen 的計畫行為理論與 Davis 的科技接 受模式，提出結合科技接受模式與計畫行 為理論之模型，此一模型不但有助於預測 使用者於使用科技時之行為意圖，同時亦 能填補科技接受模式中未能考量社會因素 及控制因素之遺缺，使整個研究模型更臻 完美。 由於結合科技接受模式與計畫行為理 論之研究模型於1995 年發展至今約十年之 歷史，雖拜電子商務及移動式智慧裝置於 近年來蓬勃發展之故，此一研究模型亦得 到許多研究之實證支持，但是於休閒運動 領域方面，此類論文於我國仍尚屬闕如。 張志銘、陳南琦與林忠政 (2012)「結合科 技接受模式與計畫行為理論探討參與Wii 運動型遊戲之行為意圖」為本領域中運用 兩 模 式 結 合 之 模 型 所 完 成 之 實 證 研 究 之 一，其研究結果發現知覺易用性、研究者 所加入之知覺娛樂性均對行為態度產生正 向顯著之影響，而知覺易用性對知覺有用 性、知覺易用性對知覺娛樂性、行為態度 對行為意圖、主觀規範對行為意圖、知覺 行為控制對行為意 圖亦均達正向顯著影響 之關係。 基 於 上 述 之 問 題 背 景， 本 研 究 以 Taylor 與 Todd (1995) 所 提 出 之 結 合 科 技 接 受 模 式 與 計 畫 行 為 理 論 (Combined Technology Acceptance Model and Theory Planned Behavior, C-TAM-TPB) 為研究架 構，對中華職棒網路轉播平台之使用者行 為意圖進行研究，並就研究結果進行討論 與建議。
二、研究假設
根據上述之結合科技接受模式與計畫 行為理論之相關文獻及研究模型，本研究 提出以下研究假設。 假設一： 使用中華職棒線上轉播平台收看 比賽之球迷，其行為態度會正向 顯著影響行為意圖。 假設二： 使用中華職棒線上轉播平台收看 比賽之球迷，其主觀規範會正向 顯著影響行為意圖。 假設三： 使用中華職棒線上轉播平台收看比賽之球迷，其知覺行為控制會 正向顯著影響行為意圖。 假設四： 使用中華職棒線上轉播平台收看 比賽之球迷，其知覺有用性會正 向顯著影響行為態度。 假設五： 使用中華職棒線上轉播平台收看 比賽之球迷，其知覺易用性會正 向顯著影響行為態度。 假設六： 使用中華職棒線上轉播平台收看 比賽之球迷，其知覺易用性會正 向顯著影響知覺有用性。 假設七： 使用中華職棒線上轉播平台收看 比賽之球迷，其知覺有用性會正 向顯著影響行為意圖。
貳、研究方法
一、研究架構
根 據 研 究 目 的 與 文 獻 探 討， 本 研 究 以Taylor 與 Todd (1995) 所 提 出 之 結 合 科 技接受模式與計畫行為理論作為本研究之 研究架構，探討臺灣球迷以中華職棒官方 所提供之線上轉播平台收看比賽之行為態 度、主觀規範、知覺行為控制、知覺有用 性、知覺易用性與行為意圖之因果關係， 進 而 以AMOS 20.0 軟 體 進 行 結 構 方 程 模 式 (structural equation modeling, SEM) 之分 析，以驗證臺灣球迷使用中華職棒官方所 提供之線上轉播平台收看比賽之行為模式。本研究之研究假設與研究架構如圖1 所示。
圖1 本研究架構圖 資料來源：本研究者整理。
二、研究對象
研 究 選 擇 於2014 年中華職棒賽季結 束後至2015 年賽季開打前，於 2014 年 10 月22 日至 28 日期間進行問卷之預試，並 於2015 年 2 月 8 日至 2 月 20 日期間進行 問卷之正試。研究以曾經使用過中華職棒 線上轉播平台收看比賽轉播的球迷作為研 究對象，以便利取樣之方式於網路施測問 卷，總計預試發出152 份問卷，回收有效 問卷130 份，有效回收率為 85.5%；正試 發出350 份問卷，回收有效問卷 312 份， 有效回收率為89.1%。三、研究工具
本研究依據Taylor 與 Todd (1995) 所 提出之結合科技接受模式與計畫行為理論 之 內 涵， 並 參 考 任 維 廉、 呂 堂 榮 與 劉 柏 廷 (2009)「 科 技 接 受 行 為 模 式 之 整 合 分 析 — 三個主要模式之比較」之問卷，加 以修改。整理修編後，製成為「知覺有用 性」(5 題 )、「知覺易用性」(5 題 )、「主 觀規範」(4 題 )、「知覺行為控制」(3 題 )、 「 使 用 行 為 態 度 」(4 題 )，以及「使用行 為意圖」(4 題 ) 等 6 個構面加以衡量，共 25 題。 任 維 廉、 呂 堂 榮 與 劉 柏 廷 之 原 量 表採用Crobanch’s α 係數進行問卷信度分 析， 其 中 知 覺 有 用 性 的 信 度 值 介 於.78 ~ .88、知覺易用性的信度值介於 .72 ~ .79、 主觀規範的信度值介於.80 ~ .85、知覺行 為控制的信度值介於.79 ~ .83、使用行為 態度的信度值介於.57 ~ .90、使用行為意 圖的信度值介於.88 ~ .94。一般研究要求 Crobanch’s α 大 於 .6 表 示 問 卷 具 有 信 度 ( 吳明隆、涂金堂，2005)。 本 研 究 採 結 構 方 程 模 式 進 行 分 析， Bollen (1989) 認 為 結 構 方 程 模 式 在 實 務 分析運用上，量表以七點量尺型式為佳， 故本研究採用李克特七點尺度量表作為研 究 問 卷 之 測 量 工 具。 預 試 回 收 之 有 效 問 卷130 份使用 SPSS 12.0 軟體進行資料項 目分析及信度分析，各題項之決斷值 (CR 值)、與量表總分相關皆達顯著，且各構 面之Crobanch’s α 值介於 .60 ~ .90 之間， 表示本問卷之信度達穩定，因此所有題項 均予以保留至正試問卷。其分析結果摘要 表如表1。四、資料處理
依 據 研 究 目 的， 本 研 究 採 用Amos 20.0 進行結構方程模式分析，其實施程序 如下所列：共同方法變異、驗證式因素分 析 (Confirmatory Factor Analysis, CFA)、 測量模式檢定、配適度分析、交叉效度、 統計檢定力。參、結果
一、共同方法變異 (CMV)
共 同 方 法 變 異 (common method variance, CMV) 是自陳式量表導致高估構 面之間的相關，亦受到同一種測量方法的 影響，使不同構面間差異減少 ( 張偉豪， 2011)。CMV 主要來於測量工具的誤差， 測 量 誤 差 影 響 檢 定 構 面 間 關 係 結 論 的 效度 ( 張 偉 豪； 徐 茂 洲，2015；Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003)。
CMV 事後偵測可應用 SEM 來處理。
將不同構面變數以單因子CFA 模型分析，
構面間有高度相關即表示有CMV，CFA 會
得到不錯的適配度 (Korsgaard & Roberson, 1995; Mossholder, Bennett, Kemery, &
Wesolowski, 1998)。單因子 CFA 評估 CMV
運用CMV 巢型競爭模式其複雜度的增加，
評 斷 卡 方 值 增 加 是 否 顯 著 (McFarland & Sweeny, 1992; Podsakoff & Organ, 1986 )。 單 因 子 CFA 分 析 χ2 = 1614.102，DF = 253。多因子 CFA 分析 χ2 = 749.828，DF = 243，兩個模型 ΔDF = 253 – 243 = 10，Δχ2 表1 項目與信度分析摘要表 題項 CR 值 與量表總分相關 Crobanch’s α 值 PU1 5.76* .58* .73 PU2 5.89* .56* PU3 6.12* .60* PU4 6.18* .58* PU5 6.40* .44* PEU1 10.11* .69* .90 PEU2 7.96* .65* PEU3 7.29* .62* PEU4 8.27* .73* PEU5 7.71* .71* SN1 7.29* .63* .63 SN2 7.83* .65* SN3 4.69* .41* SN4 4.69* .37* PBC1 5.43* .48* .60 PBC2 4.61* .51* PBC3 9.94* .72* AT1 7.61* .64* .73 AT2 12.64* .80* AT3 5.81* .44* AT4 11.56* .74* BI1 9.53* .69* .83 BI2 9.45* .67* BI3 8.30* .69* BI4 9.15* .73* 資料來源：本研究者整理。 *p < .05
= 1614.102 – 749.828 = 864.274，計算顯著 性，以STATBLW 軟體分析顯著性差異 p < 0.00，顯示拒絕需無假設，因此兩模型不 同，構面並無共同方法變異存在的可能 ( 表 2)。
二、收斂效度
結 構 方 程 模 式 由 測 量 模 式 (measurement model) 與 結 構 模 式 (structural model) 兩部分所構成。測量模 式估計潛在變項，結構模式處理估計潛在 變 數 之 間 的 影 響。SEM 測 量 模 式 對 潛 在 變 項 進 行 具 有 彈 性 的 驗 證， 並 藉 此 評 估 構 念 效 度。SEM 評 估 測 量 模 式 不 討 論 結 構 模 式 之 時， 稱 為「 驗 證 式 因 素 分 析 」 (confirmatory factor analysis, CFA) ( 邱 皓 政，2011)。 「 驗 證 式 因 素 分 析 」 為SEM 分析重 要部分。本研究CFA 測量模式變數縮減依 據Kline (2005) 提出的二階段模式修正， 在 執 行 結 構 模 型 評 估 前 需 先 檢 驗 測 量 模 型。如果測量模型配適度是可接受，才接 著進行完整的SEM 模型報告。 當 CFA 卡 方 值 過 大 時， 應 用 AMOS 修正指標 (M.I.) 找到路徑、進行模式修正 ( 徐茂洲，2010；陳順宇，2007)。M.I. 值 過高顯示題目間測量誤有相關性，會破壞 量表單一向度性，因此對於MI 值過高的 題項予以刪題 ( 徐茂洲、葉明如，2012； 陳儀蓉、黃芳銘，2006)。因此本研究採用 修正指標為刪題原則，刪除MI 值過高題 項SN4。 本研究對所有構面進行 CFA 分析，模 型的六個構面為：行為態度、主觀規範、 知 覺 行 為 控 制、 知 覺 易 用 性、 知 覺 有 用 性、行為意圖。所有構面的因素負荷量均 在0.53 ~ 0.91 間，並達顯著。其組成信度 (C.R.) 分別為 0.76 ~ 0.88 之間。平均變異 數萃取量 (AVE) 在 0.50 ~ 0.60 ( 如表 3)， 均 符 合Hair, Anderson, Tatham and Black (1998); Fornell 與 Larcker (1981) 的標準。 即：（一）因素負荷量大於0.50；（二） 組成信度大於0.60；（三）平均變異數萃 取量大於0.50。緣於本模型均符合標準， 因此，六個構面均具有收斂效度。三、區別效度
本研究應用較嚴謹的AVE 法對區別效 度 進 行 評 估。Fornell 與 Lacker (1981) 每 個構面AVE 開根號需大於各成對變項的相 關係數，表示構面之間具有區別效度。對 角線為各構面AVE 開根號均大於對角線外 的標準化相關係數，因此本研究具有區別 效度 ( 表 4)。四、結構模式分析
本研究參考配適度指標應用最廣泛的 九種配適度指標報告此篇論文。SEM 樣本 大於200 以上通常造成卡方值 (χ2 = (n – 1) 表2 兩模型比較 模型 單因子CFA 多因子CFA DF 253 243 ΔDF 10 χ2 1614.102 749.828 Δχ2 864.274 資料來源：本研究者整理。表3 驗證式因素分析彙整表 C.R. (t- 值 ) p 標準化 迴歸係數 SMC 組成信度 (C.R.) 變異數萃取量 (AVE) 主觀規範 SN1 0.68 0.46 0.77 0.53 SN2 8.94 *** 0.86 0.74 SN3 9.18 *** 0.62 0.38 知覺有用性 PU1 0.70 0.49 0.83 0.50 PU2 10.58 *** 0.69 0.47 PU3 11.89 *** 0.79 0.62 PU4 11.56 *** 0.76 0.57 PU5 8.96 *** 0.57 0.32 行為態度 AT1 0.64 0.40 0.80 0,51 AT2 10.77 *** 0.90 0.81 AT3 8.48 *** 0.56 0.31 AT4 10.23 *** 0.71 0.50 行為意向 BI1 0.72 0.51 0.85 0.59 BI2 11.58 *** 0.72 0.51 BI3 12.39 *** 0.78 0.60 BI4 13.17 *** 0.85 0.72 知覺易用性 PEU1 0.78 0.60 0.88 0.60 PEU2 14.94 *** 0.82 0.67 PEU3 12.56 *** 0.70 0.49 PEU4 15.56 *** 0.85 0.72 PEU5 12.41 *** 0.70 0.49 知覺行為控制 PBC1 0.91 0.82 0.76 0.53 PBC2 8.24 *** 0.69 0.47 PBC3 7.37 *** 0.53 0.28 資料來源：本研究者整理。 ***p < .001 表4 區別效度分析 知覺有用性 知覺易用性 主觀規範 知覺行為控制 行為態度 行為意向 知覺有用性 0.71 知覺易用性 0.55 0.71 主觀規範 0.01 0.00 0.73 知覺行為控制 0.42 0.44 0.00 0.73 行為態度 0.66 0.57 0.03 0.47 0.71 行為意向 0.62 0.37 0.00 0.33 0.65 0.77 資料來源：本研究者整理。 註：對角粗黑體字為AVE 值開根號
Fmin) 過大，Fmin 為樣本矩陣與期望矩陣 差異的最小值。樣本數過大卡方值自然就 大，因此p 值容易拒絕 ( 徐茂洲、顏漢平， 2013； 張 偉 豪，2011)。 因 此 Bollen 與 Stine (1992) 提出 Bootstrape 修正。由於卡 方值變小，所有配適度指標均需重新計算， 估算結果如表5 本研究模式適配度均符合 標準。
五、研究假設之實證結果
本 研 究「 臺 灣 球 迷 線 上 收 看 中 華 職 棒比賽行為意圖模式」( 圖 2)，可用來解 釋實際觀察的資料。臺灣球迷線上收看中 華職棒比賽行為意圖模式中，自變項對依 變項有其直接效果，行為態度對行為意圖 路 徑 值0.58 (p < 0.05)，知覺有用性對行 為態度路徑值0.28 (p < 0.05) 均達顯著水 準， 知 覺 易 用 性 對 行 為 態 度 路 徑 值0.22 (p < 0.05)，知覺易用性對知覺有用性路徑 值0.64 (p < 0.05) 均達顯著水準，知覺有 用性對行為意圖路徑值0.28 (p < 0.05) 均 達顯著水準，所以假設一、四、五、六、 七接受。主觀規範對行為意圖路徑值0.04 (p > 0.05) 未達顯著水準，知覺行為控制對 行為意圖路徑值0.04 (p > 0.05) 未達顯著 水準，所以假設二、三不接受 ( 表 6)。六、交叉效度檢定
本 研 究 為 了 要 檢 驗 理 論 模 式 之 交 叉 效度，將研究樣本先進行隨機分組，再按 50% 的比例分成兩個樣本群，並以此兩個 樣本群檢驗理論模式之交叉效度，包含測 量模型之因素負荷量、結構係數及因素共 變異數。若兩個樣本群之間沒有差異，即 表示模型具有穩定性。本研究結果詳述如 下 ( 表 7)： （一） 將兩群因素負荷量設定為等同，結 構 模 型 共 有18 個因素負荷量設定 為等同 (DF = 18)，卡方值 (CMIN) 增 加 15.40， 檢 定 結 果 p = 0.63， 未 達0.05 顯著水準，代表這 18 個 因素負荷量設定為等同是可以接受 的，因此這18 個因素負荷量全等。 （二） 維持測量模型的限制之外，再加 6 表5 本研究適配度指標值 配適指標 (Fit Indices) 可容許範圍 配適度 模式配適判別 Chi-square 329.21 Degree of freedom 266 CFI > 0.9 0.99 通過 RMSEA < 0.05 0.03 通過 TLI > 0.9 0.99 通過 GFI > 0.9 0.95 通過 NFI > 0.9 0.95 通過 χ2/df < 3 1.28 通過 AGFI > 0.8 0.93 通過 資料來源：本研究者整理。圖2 臺灣球迷線上收看中華職棒比賽行為意圖模式 資料來源：本研究者整理。 表6 研究假設之實證結果 假設 路徑關係 路徑值 C.R. p 假設成立 1 行為態度 → 行為意圖 0.58* 4.75 *** 接受 2 主觀規範 → 行為意圖 0.04 0.74 0.46 不接受 3 知覺行為控制 → 行為意圖 -0.06 -1.14 0.25 不接受 4 知覺有用性 → 行為態度 0.28* 7.75 *** 接受 5 知覺易用性 → 行為態度 0.22* 3.29 *** 接受 6 知覺易用性 → 知覺有用性 0.64* 7.78 *** 接受 7 知覺有用性 → 行為意圖 0.28* 2.38 0.02 接受 資料來源：本研究者整理。 ***p < .001 表7 交叉效度資料彙整表
模式 χ2 df Δdf Δχ2 p CFI ΔCFI TLI
測量變數權重 15.40 18 0.63 0.88 -.01 結構權重 22.23 24 6 6.83 0.57 0.88 0.00 -.01 結構共變異數 28.16 27 3 5.93 0.40 0.88 0.00 -.01 資料來源：本研究者整理。
個結構路徑係數之設定 (ΔDF = 24 – 18 = 6)，卡方值 (CMIN) 增加 6.83 (ΔCMIN = 22.23 – 15.40 = 6.83)， 檢定結果 p = 0.57，未達 0.05 顯著 水準，代表這6 個結構路徑係數設 定為等同是可以接受的，因此這6 個結構路徑係數全等。 （三） 維 持 結 構 係 數 模 型 的 限 制 之 外， 再 加1 個 變 異 數 與 共 變 異 數 之 設 定 (ΔDF = 27 – 24= 3)， 卡 方 值 (CMIN) 增加 5.93 (ΔCMIN = 28.16 – 22.23 = 5.93)， 檢 定 結 果 p = 0.40，未達 0.05 顯著水準，代表這 3 個變異數與共變異數設定為等同 是可以接受的，因此這3 個變異數 與共變異數全等。 以上研究結果皆符合Kline (2005) 提 出的溫和檢定，資料分兩群組顯現為同質、 殘差全等，即可認為兩群組全等；不變性 比 較 之ΔCFI 及 TLI 皆小於學者建議之標 準，表示兩群組於模式上並無差異。由此 顯示兩群組具交叉效度，本模式具穩定性。
七、樣本預估與統計檢定力
決 定 樣 本 數 之 最 佳 方 式 是 在 樣 本 蒐 集 之 前，SEM 模 型 設 定 之 後 ( 張 偉 豪， 2011)。SEM 分析須評估統計檢定力，當統 計檢定力越大代表研究結果之正確性越高； 當統計檢定力過低時可能得到模型配適度 良好，而結論卻是錯誤的結果(MacCallum, Browne, & Sugawara, 1996)。 本 研 究 以 MacCallum, Browne and Sugawara 建 議 之 RMSEA 估計方式進行抽樣並計算樣本值。 本研究採用R 語言計算樣本數，本研究之 自由度為266，最小樣本數需為 102.14 以 上，而本研究之有效樣本數為312 份，已 達最小樣本數之需求。統計檢定力須達0.8 以上為佳 (Cohen, 1988)，而本研究之統計 檢定力為0.99，大於 0.8，由此顯示本研究 之統計檢定力良好。肆、討論
一、結論
根據本研究之分析結果，假設一、假 設四、假設五、假設六、假設七共五項假 設為接受，而假設二及假設三此兩項假設 不接受，即在本研究中，研究對象之行為 態度會顯著影響行為意圖、知覺有用性會 顯著影響行為態度、知覺易用性會顯著影 響行為態度、知覺易用性會顯著影響知覺 有用性、知覺有用性會顯著影響行為意圖。 此一研究結果在假設二及假設三，即主觀規 範與知覺行為控制並未顯著影響行為意圖， 此兩項假設結果與下述文獻相呼應。Ajzen 與Driver (1992) 在海灘與自行車休閒行為 的研究中發現，主觀規範對行為意圖並無 顯著影響。主觀規範對行為意圖的影響， 在其他實證研究結果中均未達顯著影響 ( 李 能 慧、 古 東 源、 吳 桂 森、 余 泰 魁，2004； Davis, Bagzzi, & Warshaw, 1992; Dishaw & Strong, 1999; Mathieson, 1991; Rhodes, Lee, & Courneya, 2002)。Ajzen (1989, 1991) 指 出行為若不牽涉意志力控制，行為控制知 覺對行為傾向不會有顯著影響。面未對行為意圖產生顯著之影響，其可能 性為由於線上轉播多為使用個人電腦或可 攜式行動裝置，如平板電腦或智慧型手機， 因為此類產品之螢幕多受限於便攜性之故， 所以鮮少有能夠多人共同收看之螢幕尺寸， 再加上國人之收視習慣多偏重於電視收看， 線上轉播之使用族群多為外宿且未有安裝 有線電視之學生或上班族，收視人口推測 多為單身居住，且社會對於收看線上轉播 此一行為並無特別顯著正向或負向之看法， 對於採取線上轉播收看此一行為之球迷自 然也並無特別之社會壓力產生，是故研究 者認為在本研究中，主觀規範未對行為意 圖產生顯著之影響其主要原因為此。 另外在知覺行為控制對行為意圖中， 本研究之此一假設亦不接受。研究者認為 其可能之原因為知覺行為控制是個人在預 期從事特定行為時，自己能夠感受或控制 的程度，而線上轉播平臺其使用者多屬年 輕族群，由於生長環境多屬電腦科技飛 速 進步之時代，特別是近年來可攜式行動裝 置盛行，幾乎年輕族群多人手一支智慧型 手機，故線上轉播其平臺使用對多數為年 輕世代之使用族群並不會造成太多阻礙， 相對地也不會因為其可被使用者控制與否 而有所選擇之差異，未來若能加入計畫行 為理論中之控制信念 (control belief) 及便 利性認知 (perceived facilitation) 此兩項前 置變數，相信更能夠了解知覺行為控制未 能對行為意圖產生顯著影響之原因。 在 本 研 究 中， 行 為 態 度 及 知 覺 有 用 性為直接影響行為意圖之兩項構面，而知 覺易用性則是透過知覺有用性間接影響行 為態度及行為意圖。研究者認為行為態度 構面之題項本就為基於個人對採取此一特 定行為，亦即使用官方線上轉播平臺收看 比賽此一行為之態度，而此一活動本就多 數為單一個人進行之行為，是故行為態度 對行為意圖具顯著且正向影響恰符合此一 行為之特性；且知覺有用性之構面主要為 探究使用者於使用此一線上轉播平臺是 否 可幫助其收看球賽之行為，而研究分析結 果證實知覺有用性顯著且正向影響行為意 圖，研究者認為不論是使用可攜式行動裝 置或是個人電腦收看球賽轉播，其線上轉 播平臺是否能夠幫助使用者絕對為其佔重 比例極高之因素，而根據知覺易用性直接 顯著影響行為意圖，且透過知覺有用性間 接顯著影響行為意圖之分析結果，研究者 認為使用者除了相信此一線上轉播系統是 否能夠幫助收看比賽之外，此系統介面之 易上手性同樣也是使用者關注之焦點，故 若實施能提升知覺易用性、知覺有用性與 行為態度之策略，對於提升使用者使用官 方線上轉播平臺收看比賽之行為意圖亦能 提高，達到經營者與使用者雙贏之局勢。
二、建議
基於研究分析結果，研究者認為如前 述所言，收看線上轉播之族群，其收看時 多為單一個人收看，故個人之使用主觀感 受為其是否使用該平臺及該種方式繼續收 看之主要影響原因。而未來若中華職棒聯 盟官方若有意將此一收視方式納入常年性 轉播方式，研究者認為可就以下幾項建議 進行進一步之改善或維持。（一）轉播平臺與介面應簡潔且容易上 手 雖然使用官方線上轉播平臺之族群仍 以年輕世代為主，但是考量到使用者仍有 各年齡層分佈之可能，故研究者建議使用 者介面應盡可能以圖像化及直覺化，例如 增加更多圖像之使用，且將字體放大以便 於使用者搜尋使用。 此外，考量到使用之便利性，研究者 建議網站平臺建構者應盡可能地將使用滑 鼠或鍵盤之點按次數降低，亦即使用者能 夠從入口首頁起，盡可能地在最少使用輸 入工具之情況下搜尋到所欲收看之直播或 重播球賽。而現行官方線上轉播平臺除影 音直播外，其他轉播方式僅有文字轉播， 建議可參考美國職棒大聯盟之方式，以模 擬圖像之方式配合文字轉播，不但可在圖 像中插入更多球賽資訊，如球速、球種、 球場風向、濕度等，也可以使整體轉播介 面顯得更為單純簡潔，提供更直覺化之使 用者體驗。 （二）提供更多元之註冊方式 現 行 官 方 線 上 轉 播 平 臺 僅 能 以 電 子 郵件帳號進行註冊，並採用註冊信內含註 冊 連 結 之 方 式 進 行 認 證， 研 究 者 認 為 可 保 留 此 一 較 為 傳 統 之 方 式 為 基 礎， 並 增 加 與 社 群 網 站 之 連 結 註 冊 方 式， 如 使 用 Facebook、Google+、Twitter 帳 號 之 登 入 方式，藉由此類社群網站之既有資訊不但 可讓使用者可減少帳號之申請與密碼之記 憶，亦可讓官方線上轉播平臺蒐集資料也 更具準確度及可靠度，甚至可以透過此一 註冊方式讓球迷可以在其所使用之社群網 站上進行即時分享，不但可促進球迷之分 享行為，且可讓官方線上轉播平臺藉由使 用者分享之行為達到宣傳擴散之目的。 （三）維持並提供更多元之繳費方式 目前官方線上轉播平臺提供包括信用 卡線上繳費、ATM 匯款服務、便利超商多
媒 體 機 臺 (Multiple Media Kiosk, MMK) 代收服務，以及電信帳單代收服務共計四 種繳費方式。此四種繳費管道確實就臺灣 現行之金流服務中已幾乎囊括所有可能之 繳費管道，唯官方所配合之便利超商僅有 7-11 一家，倘若能夠提供其他包括像是全 家便利商店、萊爾富 便利商店，以及OK 便利商店這三家國內主流便利商店之多媒 體機臺繳費服務，對於球迷之繳費管道選 擇可更臻完美。 另外官方在電信帳單代收服務中亦只 有配合中華電信此單一電信公司，國內現 階段電信服務已有多家可供選擇，故若能 開放更多電信服務業者共同提供代收費用 之服務，相信亦能夠提高使用者付費便利 性與願意付費收看之意願。 （四）推出並優化可攜式行動裝置專用 應用程式 現 階 段 中 華 職 棒 官 方 線 上 轉 播 平 臺 於 可 攜 式 行 動 裝 置 之 發 展 現 況 中， 已 在 iOS 系 統 的 APP Store 以 及 Android 系 統 的Google Play 商店均有上架與中華職棒 官 方 應 用 程 式 結 合 之 專 用 應 用 程 式， 但 是 在Windows 系 統 中 仍 必 須 使 用 內 建 之 Internet Explorer 瀏覽器進行收看，且不論 是在iOS 系統及 Android 系統之應用程式 也均有使用者反應相關之瀏覽障礙問題，
研究者建議未來官方可增加負責網路使用 者回饋意見處理的客服人員，專責處理相 關之問題，或者提供線上客服即時處理， 並與資訊工程師密切配合，以期達到盡速 解決使用者問題並優化應用程式之效果； 而在Windows 系統方面也建議官方應推出 為此一系統量身訂作之應用程式，以期提 供使用者之最佳體驗。 （五）進行使用者體驗問卷或行銷活動 研究者建議實際可採用定期與不定期 兩種方式進行使用者之體驗問卷調查。其 中定期調查部分，研究者建議可藉由相隔 固定時間，如一個球季結束後，對全體使 用者進行體驗問卷調查，並分成新訂戶及 續訂戶兩類族群進行比較，以期可以在休 季期間進行較大規模之介面更動，提供新 球季訂戶之更佳體驗；在不定期調查部分 則採取抽樣式調查，藉由抽樣之方式即時 在球季中了解球迷收看比賽時之需求，進 一步於維護期間一併進行小規模之更動。 此類體驗問卷調查更可以搭配相關之行銷 活動，如填寫問卷可參與球員周邊簽名商 品抽獎等活動，如此不但可提升球迷對平 臺介面之知覺有用性與知覺易用性，更可 以讓球迷有得到官方重視的感覺。
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Behavioral Intention Model of Taiwanese Fans
Watching Chinese Professional Baseball Game Online
Mao-chou Hsu, Chao-hsin Wu, Jen-Wei Hsieh*
Tajen University
*Corresponding Author: Jen-Wei Hsieh
Address: No.20, Weixin Rd., Yanpu Township, Pingtung County 907, Taiwan (R.O.C.) E-mail：[email protected]
DOI: 10.6167/JSR/2017.26(1)1
Received: May, 2016 Accepted: May, 2016
Abstract
The aim of this study to combine the theoretical bases of the technology acceptance model and theory of planned behavior to verify the behavioral intention model of Taiwanese fans watching the Chinese Professional Baseball Game online. The study will adopted SPSS12.0 in descriptive statistics and Amos20.0 in the analysis of structural equation model. This study took the fans once using the Chinese Professional Baseball online rebroadcast platform in watching the game rebroadcast as its object through the method for convenience sampling by using the network questionnaire with 350 formal questionnaires issued and 312 valid questionnaires recovered, and the valid return rate is 89.1%. The independent variables of the study results have the direct effect on the dependent variables; behavioral attitude on the behavioral intention; perceived usefulness on the behavioral attitude; perceived ease of use on the behavioral attitude; path value of the perceived ease of use on the perceived usefulness; the path value of the perceived usefulness on the behavioral intention reaches very significant level. The path value of the subjective norm on the behavioral intention and the path value of the perceived behavioral control on the behavioral intention did not reach significant level, so the hypotheses II, III are unacceptable. According to the study results, the concrete suggestions were put forward as follows: first, the rebroadcast platform and interface should be simple and easily used; second, more diversified registration methods should be provided; third, more diversified payment methods should be maintained and provided; fourth, the specialized applications of portable mobile devices should be launched
and optimized; fifth, carry out the user experience questionnaires or marketing activities to provide a reference for the government and the related units.
Keywords: Chinese professional baseball league (CPBL), theory of planned behavior (TPB),
