【摘要】：以計(jì)劃行為理論為研究架構(gòu),探討中老年人接受運(yùn)動(dòng)教育后,對(duì)使用智能穿戴健康產(chǎn)品的行為意圖,并進(jìn)一步探討行為態(tài)度、主觀規(guī)范與知覺行為控制對(duì)行為意圖的影響。方法:選取高雄市14個(gè)行政區(qū)432名50歲以上的中老年人,運(yùn)用自編智能型中老年人科技接受量表進(jìn)行調(diào)查。結(jié)果:中老年人對(duì)智能穿戴健康產(chǎn)品的行為態(tài)度和知覺行為控制對(duì)使用行為意向的正效應(yīng)顯著(路徑系數(shù)分別為0.91、0.11,P≤0.01);主觀規(guī)范負(fù)向影響中老年人對(duì)智能穿戴健康產(chǎn)品的使用行為意圖(路徑系數(shù)為-0.17,P0.01);中老年人使用智能穿戴健康產(chǎn)品的行為態(tài)度在主觀規(guī)范與使用行為意圖之間起部分中介作用(總效果、間接效果和直接效果分別為0.24、0.41和-0.17,C.R.1.96)。結(jié)論:中老年人的主觀規(guī)范能夠通過使用智能穿戴健康產(chǎn)品的態(tài)度影響使用行為意圖。
【圖文】：

梢越宕?深入探討在新科技發(fā)展背景下，中老年人對(duì)于新興創(chuàng)新科技產(chǎn)業(yè)的認(rèn)知，并試圖了解此人群接受運(yùn)動(dòng)教育后對(duì)新科技產(chǎn)品使用的行為意圖。1研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)收集1.1概念模型余泰魁等［1］、Mathieson［2］、Davis等［3］、Igbaria等［4］、Dishaw等［5］的研究指出：主觀規(guī)范對(duì)態(tài)度有直接效果，主觀規(guī)范對(duì)行為意圖有間接效果，態(tài)度為主觀規(guī)范與行為意圖的中介變量。在體育領(lǐng)域中，知覺行為控制對(duì)運(yùn)動(dòng)行為意圖有重要的直接影響效果［6］。經(jīng)以上文獻(xiàn)探討，在計(jì)劃行為理論基礎(chǔ)上，擬定研究架構(gòu)（如圖1所示），并設(shè)列假設(shè)，見表1。1.2研究對(duì)象為確保測(cè)量工具問卷的信、效度，預(yù)試問卷選取我國(guó)臺(tái)灣地區(qū)50歲以上中老年人進(jìn)行施測(cè)，共發(fā)放52份問卷，回收50份有效問卷，有效回收率為96.2%。以施測(cè)地區(qū)2014年底的人口年齡數(shù)據(jù)為準(zhǔn)，50歲以上為968萬(wàn)7155人。運(yùn)用絕對(duì)精密度估算所需樣本數(shù)，于95%置信水平與±5%抽樣誤差下，至少需抽樣384人才具有代表性。據(jù)此，正式問卷共計(jì)施測(cè)432人，回收有效問卷413份，超過代表樣本數(shù)最低要求，樣本特征見表2。1.3研究工具參考許嘉麟等［7］的量表，經(jīng)過2次專家會(huì)議討論后，改編成《智能型中老年人科技接受量表》。量表以Ajzen［8］所提出的計(jì)劃行為理論為基礎(chǔ)，設(shè)計(jì)包括行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制與行為意圖4個(gè)分量表。采用李克特7點(diǎn)計(jì)分，從完全不同意到完全同意，分值越高表示同意程度越高。2數(shù)據(jù)處理與結(jié)果分析2.1問卷的信度分析由表3可知，題目與總分相關(guān)的值均大于0.3。各因子的克朗巴哈系數(shù)均大于0.7，屬良好信度系數(shù)，表示內(nèi)部一致性較好。2.2問卷的效度分析在維度之間的相關(guān)超過0.7的情況下，可利用Bootstrap的方式進(jìn)行區(qū)分效度的分析［9］。運(yùn)

第5期第29卷第5期/2017年9月Vol.29No.5/September2017圖4假設(shè)模型路徑分析表5修正擬合度與標(biāo)準(zhǔn)對(duì)照擬合指標(biāo)BollenStine卡方值卡方值/自由度擬合度指標(biāo)修正擬合度指標(biāo)均方根近似誤比較擬合指標(biāo)增值擬合指標(biāo)正規(guī)化擬合指標(biāo)相關(guān)擬合指標(biāo)非正規(guī)化擬合指標(biāo)理想標(biāo)準(zhǔn)愈小愈好＜3＞0.9＞0.9＜0.08＞0.9＞0.9＞0.9＞0.9＞0.9Bootstrap修正模型117.34（P=0.00）1.360.960.940.030.990.990.960.960.99擬合結(jié)果通過通過通過通過通過通過通過通過通過通過注：2000bootstrap樣本。維度的區(qū)分效度，若置信區(qū)間的上下限值區(qū)間未包括1，則稱維度具有區(qū)分效度［10］。估計(jì)結(jié)果見表4，維度的置信區(qū)間大致相同，且低于1，可見，各維度具有區(qū)分效度。2.3共同方法偏差分析單因子驗(yàn)證式因素分析結(jié)果如圖2所示，卡方值為1312.793，自由度為90；多因子驗(yàn)證式因素分析結(jié)果如圖3所示，卡方值為231.933，自由度為84；單因子驗(yàn)證式因素分析與多因子驗(yàn)證式因素分析模型的Δχ2=1080.86，Δdf=6，差異顯著性P<0.01，顯示兩模型有顯著差異，，說明研究不會(huì)因共同方法偏差而造成估計(jì)系數(shù)偏誤，增加了分析結(jié)果解釋的正確性。2.4整體模型擬合度分析在結(jié)構(gòu)方程模型中，當(dāng)樣本數(shù)大于200以上時(shí)，模型的卡方值容易造成膨脹，導(dǎo)致模型擬合度不佳，數(shù)據(jù)未符合多元正態(tài)分布，故擬合度需經(jīng)由Bollen-StineP-valuecorrection修正［11］。令虛無(wú)假設(shè)H0為最大概似法的卡方值（χ2）和經(jīng)修正后的卡方值相等，P<0.05代表拒絕虛無(wú)假設(shè)，即最大概似法所得卡方值與Bollen-StineP-valuecorrection所估計(jì)的卡方值不同。本研究經(jīng)Bollen-Stinebootstrap修正后所得P值為0.00049，故可接受以

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