牛盼盼，張 薇，王 飛，王向陽

（遼寧師范大學計算機與信息技術學院，遼寧大連 116081）

0 引言

網絡信息技術的繁榮發(fā)展加快了教育信息化的變革，“互聯(lián)網+教育”正深刻影響著教育模式、教育理念和教育走向。網絡學習空間作為集云、網、端一體化的新型虛擬學習環(huán)境，在政府引導，以及校方與企業(yè)的聯(lián)合推動下，其開通率與覆蓋率均大幅上升。但隨著原有學生用戶群體的不斷流失，網絡學習空間當前的訪問量與活躍度并不理想，多數空間僅處于開通狀態(tài)，并未實現(xiàn)常態(tài)化應用［1-2］。大學生作為網絡學習空間面向高等教育的主要目標對象，其滿意度和持續(xù)使用意愿直接影響網絡學習空間的未來發(fā)展走向。因此，在推進網絡學習空間建設過程中，探究學生持續(xù)使用網絡學習空間意愿的影響因素，尋找有效方法控制流失率是當前研究的重點之一［3-4］。

1 相關工作

國內外學者對網絡學習空間的研究主要分為網絡學習空間建設研究、網絡學習空間應用研究，以及網絡學習空間與使用者關系研究。近年來，實證類研究逐步成為網絡學習空間領域的一大研究熱點。采納行為研究側重于研究用戶初始使用情況，但隨著信息技術的進步和用戶需求的變化，用戶采納后的行為即持續(xù)使用行為變得更為重要，已成為信息系統(tǒng)獲得成功的支撐和保障。因此，本文通過文獻分析將其總結歸納為以下3 類：

第一類是基于技術接受模型TAM 的網絡使用意愿研究［5-7］，例如Peng 等［5］運用UTAUT2 研究社交網絡、游戲和產品類移動應用程序中繼續(xù)使用意圖的影響因素，通過結構方程分析得出被調研的所有應用程序中，績效期望和享樂動機與持續(xù)使用意圖的假設關系都得到了成立，應用程序類型對持續(xù)使用意圖起到了調節(jié)作用；第二類是基于期望確認理論ECT 的網絡使用意愿研究［8-10］，例如Zhou［9］采用信息系統(tǒng)期望確認模型（ECM-IS）作為理論基礎，研究學習者對MOOC 持續(xù)使用意愿的影響因素，數據分析顯示，Coursera 等國外平臺比中國大陸的平臺更受歡迎，同時3 個ECM 因素（感知有用性、對先前學習經驗的滿意度和確認）對持續(xù)使用意愿的影響是顯著的，其他影響因素從大到小排序為知識結果、社會影響力、學習者表現(xiàn)能力；第三類是基于其他理論的網絡使用意愿研究［11-13］。例如Hew 等［12］基于自我決定理論和渠道擴展理論，結合平臺屬性探究在基于云的虛擬學習環(huán)境中用戶的使用行為，利用神經網絡的多層感知器進行數據分析發(fā)現(xiàn)，所有因素都與使用行為相關，自我決定理論中的感知相關性、感知能力、感知自治是對使用行為影響最大的因素。

以上有關用戶體驗的研究大多應用于市場經濟、藝術設計等領域，較少將其引入到教育信息系統(tǒng)情境下，目前還沒有研究系統(tǒng)探討用戶體驗對網絡學習空間用戶持續(xù)使用意愿的影響，本研究彌補了此方面的不足。首先，結合市場學中的用戶體驗理論，將價值體驗、享樂體驗、社交體驗、可用體驗和歸屬體驗引入到ECM-IS 模型中，構建網絡學習空間學生持續(xù)使用意愿理論模型，界定潛在變量的情境概念，并提出相應研究假設；然后，通過問卷調研方式收集了551 份有效樣本數據；最后，通過數據預處理、測量模型信效度檢驗與結構方程模型進行驗證，對理論模型與研究假設進行檢驗分析。

2 理論模型與研究假設

2.1 理論模型

信息系統(tǒng)期望確認模型（ECM-IS）用于重點解釋用戶初始采納信息系統(tǒng)后并未中斷使用的持續(xù)行為，是揭示信息系統(tǒng)用戶持續(xù)使用規(guī)律的代表性理論。由于傳統(tǒng)線下營銷的用戶體驗理論已無法適用于網絡使用意愿研究，因此本文在前人研究的基礎上，結合網絡學習空間具體特點，選取價值體驗、享樂體驗、社交體驗、可用體驗、歸屬體驗5 個維度衡量網絡學習空間的用戶體驗情況。本研究以ECM-IS 模型和用戶體驗理論為基礎，構建網絡學習空間學生持續(xù)使用意愿理論模型，并給出模型中各因素之間的假設關系，如圖1 所示。

Fig.1 Theoretical model of students'continuance intention in online learning space圖1 網絡學習空間學生持續(xù)使用意愿理論模型

2.2 意愿影響因素與研究假設

（1）意愿影響因素。感知有用性是指學生在使用網絡學習空間時，感知到對自身學習效益的提升程度；滿意度是指學生在使用網絡學習空間后對使用體驗的總體滿意程度；持續(xù)使用意愿是指學生長期使用所選擇的網絡學習空間開展學習活動的意愿。

用戶體驗用于評估學生在使用網絡學習空間過程中獲得的多方位經歷和感受。價值體驗是指學生使用網絡學習空間的主要目的為獲取學習資源、獲得學分或解決學習難題等；享樂體驗是指學生使用網絡學習空間時所感受的樂趣，是一種內在的心靈感受；社交體驗是指學生在網絡學習空間中所感受到空間成員對自己的欣賞、包容，以及個人與其他成員之間的人際關系；可用體驗是指學生感受到網絡學習空間功能的導向性和易用性，如學生使用網絡學習空間選課過程中較少出現(xiàn)系統(tǒng)性錯誤等；歸屬體驗是指學生對網絡學習空間的使用呈正面態(tài)度，內心需求不斷得到滿足時而產生的歸屬感。

（2）研究假設。ECM-IS 理論用于評估用戶初始采納信息系統(tǒng)后未中斷使用的持續(xù)性，感知有用性不僅影響滿意度，還通過滿意度間接影響持續(xù)使用意愿；滿意度是持續(xù)使用意愿最重要的前因決定性因素［14］。趙文軍等［15］認為移動閱讀APP 用戶感受到的價值與平臺的感知有用性呈正相關，同時Hamid 等［16］的研究表明用戶感受到的價值還能正向影響滿意度和持續(xù)使用意愿；曲霏［17］證實在非交易性虛擬社區(qū)情境下，用戶的享樂體驗越強烈，其對社區(qū)的滿意度和持續(xù)使用意愿也會越高；Hsu 等［18］研究證明在社交媒體使用過程中，自我呈現(xiàn)與社交人際關系是影響用戶使用意愿不可或缺的因素；耿榮娜［19］認為社會化電子商務用戶使用信息系統(tǒng)后如果感到滿意，即用戶需求得到滿足時，將會對平臺產生包括歸屬感等情感依賴，繼而產生強烈的持續(xù)使用意愿。綜上，本研究提出以下假設：

H1a：感知有用性顯著正向影響網絡學習空間學生的滿意度。

H1b：感知有用性顯著正向影響網絡學習空間學生的持續(xù)使用意愿。

H2a：滿意度顯著正向影響網絡學習空間學生的持續(xù)使用意愿。

H2b：滿意度顯著正向影響網絡學習空間學生的歸屬體驗。

H3a：價值體驗顯著正向影響網絡學習空間學生的感知有用性。

H3b：價值體驗顯著正向影響網絡學習空間學生的滿意度。

H3c：價值體驗顯著正向影響網絡學習空間學生的持續(xù)使用意愿。

H4a：享樂體驗顯著正向影響網絡學習空間學生的滿意度。

H4b：享樂體驗顯著正向影響網絡學習空間學生的持續(xù)使用意愿。

H5a：社交體驗顯著正向影響網絡學習空間學生的滿意度。

H5b：社交體驗顯著正向影響網絡學習空間學生的持續(xù)使用意愿。

H6a：可用體驗顯著正向影響網絡學習空間學生的感知有用性。

H6b：可用體驗顯著正向影響網路學習空間學生的滿意度。

H7：歸屬體驗顯著正向影響網絡學習空間學生的持續(xù)使用意愿。

3 量表設計與數據收集

3.1 量表設計

本研究數據來源于問卷調查研究，問卷題項均為客觀選擇題，采用封閉式的自填問卷。結合網絡空間的學習特點，在ECM-IS 測量部分，測量題項是根據Bhattacherjee 等（2001）的研究改編，對于用戶體驗理論測量部分，則根據寧連舉（2013）、曲霏（2016）、Schmitt（1999）等的研究改編［7，17］。針對問卷測量尺度，本研究使用李克特5 級量表，間隔設置范圍從“1：非常不同意”到“5：非常同意”。問卷設計分為3 部分：首先簡短介紹問卷研究目的和部分名詞；其次調查學生的基本信息，包括性別、年級、學科性質和使用網絡學習空間的時間；最后設置題項測量網絡學習空間學生的持續(xù)使用意愿情況。

3.2 數據收集

本研究采用在線網絡問卷和傳統(tǒng)紙質問卷相結合的調查方式。網絡調查問卷首先借助問卷星設計問卷，然后一部分發(fā)放到河南與河北等校的QQ 和微信群組，另一部分在網絡學習空間服務人員的幫助下進行用戶推送，網絡調查問卷均為有償問卷；紙質問卷則在遼寧某高校的自習室、圖書館等學生人流密集的地方，對用戶進行一次性跟蹤調查完成。

本研究在預調研時收集到150 份線上問卷（有效問卷133 份），正式調研時收集到339 份線上問卷（有效問卷278份）以及180 份線下紙質問卷（有效問卷140 份）。總共收集了669 份問卷，其中有效問卷551 份，有效率為82.4%。篩選原則為填寫時間少于100s，同時連續(xù)選擇15 個以上同一選項的問卷為無效問卷。受訪者大多使用過移動超星學習通、優(yōu)慕課等網絡學習空間。

根據問卷數據，從受訪者性別來看，男性受訪者為188人（占34.1%），女性為363 人（占65.9%），女性用戶多于男性用戶；從受訪者所在年級來看，本科生人數最多，為327人（占59.3%），其次是碩士生151 人（占27.4%），?？粕?3人（占13.3%），說明網絡學習空間使用者普遍學歷較高；從學科分布來看，文史類學科人數為195 人（占35.4%），理工類學科人數為356 人（占64.6%）；從使用網絡學習空間的時間來看，1 年以下的為116 人（占21.1%），1～2 年的為161 人（占29.2%），2 年以上的達到274 人（占49.7%）。

4 數據分析

4.1 數據預處理

（1）潛在變量描述統(tǒng)計分析。本研究首先利用SPSS 對模型潛在變量進行整體的描述性統(tǒng)計分析，包括平均值、標準差、偏度和峰度。各潛在變量如果平均值達到3.0 以上，標準差大于0.8，則說明被調查者對各因素都比較認同［20］。從表1 中可以看出，各潛在變量平均值在3.568～3.772 之間，標準差在0.869～1.076 之間，說明測量變量題目設置合理、有效。潛在變量的偏度值在-1.055～-0.512之間，峰度值在-0.823～1.433 之間，說明樣本數據滿足正態(tài)分布條件。

Table 1 Descriptive statistical analysis表1 描述性統(tǒng)計分析

（2）問卷數據信度分析。為檢驗問卷信度，本研究使用克朗巴哈系數（Cronbach’s Alpha）檢驗問卷數據的內部一致性，評判標準為該值大于0.7［20］。在檢驗結果中，網絡學習空間學生持續(xù)使用意愿影響因素模型的整體Cron?bach’s Alpha 為0.957，其中8 個潛在變量的測量量表Cron?bach’s Alpha 系數為0.799～0.924，均在0.7 以上，達到了信度檢驗標準。

（3）問卷數據效度分析。本研究采取探索性因子分析方法驗證調查問卷的結構效度。在因子分析之前，需先對問卷數據進行Bartlett 球形檢驗，并測量KMO 值。在檢驗結果中，KMO=0.953（大于0.7），Bartlett 球形檢驗的近似卡方值為13 058.001，自由度（df）為561，顯著性水平（Sig.）=0.000（非常顯著），證明各變量不傾向于獨立假設，問卷所測量的數據集中度良好，適合進行因子分析。

之后利用因子分析功能對所獲得的觀測變量數據進行探索性因子分析，旋轉方法為“最大方差法”。觀測變量在一個維度上的因子負荷量越大，在其他維度上的因子負荷量相對越小，則認為測量指標能夠聚合在一起，形成同一維度的變量。正交旋轉后的矩陣顯示，問卷數據的34 個測量指標被提取出8 個特征值大于1 的公因子，其中累計解釋方差達到73.7%，說明用所提取的8 個公因子能反映34 個測量指標73.7%的信息，較好地解釋了整體問卷數據所包含的信息。同時，各觀測變量在同一測量維度的因子載荷均大于0.553（標準值為0.5），且大于該觀測變量在其他潛在變量維度的載荷值，說明測量問卷具有良好的結構效度。

4.2 測量模型信效度分析

為檢驗各觀測變量因素負荷量在結構方程模型潛在變量上的顯著程度，以及檢驗測量模型的信效度，本研究使用AMOS22.0 對測量模型數據進行驗證性因子分析，簡稱CFA。在驗證性因子分析過程中，整體模型適配評判標準如表2 所示。該模型適配度結果顯示：CMIN/DF=1.976；RMSEA=0.042；GFI=0.911；AGFI=0.894；NFI=0.926；IFI=0.962；TLI/NNFI=0.957；CFI=0.962；PGFI=0.762；PNFI=0.824，均符合評價標準。

在驗證性因子分析的基礎上，本文主要分析網絡學習空間學生持續(xù)使用意愿影響因素測量模型中，潛在變量的標準化因子負荷（STD）、多元相關平方（SMC）、組合信度（CR）與平均方差抽取量（AE），如表3 所示。45 個指標變量在對應潛在變量維度上的標準化因子負荷值（STD）在0.716～0.877 之間，均大于理想值0.7；多元相關平方（SMC）在0.513～0.770 之間，均大于理想值0.5；11 個潛在變量的組合信度（CR）最小值為0.798 5，大于理想值0.7；同時平均方差抽取量（AVE）為0.569～0.709，大于理想值0.5。統(tǒng)計結果顯示，網絡學習空間學生持續(xù)使用意愿測量模型的信度和效度良好。

Table 2 Overall model fit test value表2 整體模型適配度檢驗值

Table 3 Analysis results of confirmatory factor表3 驗證性因子分析結果

4.3 結構模型驗證分析結果

4.3.1 結構模型檢驗

（1）初始結構模型路徑及適配度檢驗。為進一步分析理論模型中的14 個路徑假設是否成立，本文利用AMOS22.0 中的最大似然估計法進行路徑系數估計與顯著性檢驗。結構模型適配評判標準見表2，該初始模型的擬合優(yōu)度指標結果顯示：CMIN/DF=2.056，RMSEA=0.044，GFI=0.909，AGFI=0.893，NFI=0.922，IFI=0.958，TLI/NNFI=0.954，CFI=0.958，PGFI=0.772，PNFI=0.835，除“AGFI”未達到優(yōu)秀標準外，其他均符合優(yōu)秀標準。AMOS22.0 輸出的路徑分析檢驗結果顯示，網絡學習空間用戶持續(xù)使用影響因素模型中的14 條假設路徑，除“社會影響→持續(xù)使用意愿”（C.R.=1.079<標準值1.97，P=0.282>標準值0.5）1 條路徑系數不顯著外，其余13 條路徑關系標準化系數均較為顯著，說明理論模型的多數路徑關系假設符合實際測量數據結果。

（2）結構模型修正與檢驗。潛在變量路徑分析評估應包含以下幾個方面：整體模型適配度、標準誤差、參數估計值的顯著性、參數估計值的合理性。根據評估標準，該模型存在參數估計值不顯著的路徑，即相應研究假設不被樣本數據所支持，因此在修正模型時可去除該路徑，或設定該路徑系數值為0，進而簡化模型，并提高模型擬合程度?？ǚ綔p少值在結構方程模型調整時被稱為修正指數（Modi?fication Index，MI）。本文對結構模型的修正步驟如下：首先刪除假設關系不成立的路徑，然后新增修正指數MI 大于20 的誤差變量間的共變關系，以保證誤差變量只能在同一潛在變量間進行。進行模型修正時，一次只進行一個參數修正，修正完再重新執(zhí)行模型估計。根據檢驗結果，首先剔除了本研究初始模型中的社交體驗對網絡學習空間持續(xù)使用意愿的假設關系，即假設H5b。其次，根據修正指標對測量模型進行修正，保證修正指標同屬于一個潛變量，因此將依次增列誤差變量間的共變關系。本文重新繪制了網絡學習空間學生持續(xù)使用意愿影響因素的結構模型，計算結構模型的路徑系數和顯著性檢驗。

修正后SEM 擬合適配度指標參數結果顯示：CMIN/DF=1.847，RMSEA=0.040，GFI=0.915，AGFI 為0.901，NFI=0.928，IFI=0.965，TLI/NNFI=0.961，CFI=0.965，PGFI=0.776，PNFI=0.839，對照模型適配度評價標準表，均符合評價標準。修正后的網絡學習空間學生持續(xù)使用意愿影響因素結構模型具有良好的適配度，說明本文提出的路徑假設關系與實際測量數據較為吻合，相關理論模型的建構及假設比較理想。

4.3.2 驗證分析結果

AMOS22.0 輸出的路徑分析檢驗結果如表4 所示，修正后的網絡學習空間學生持續(xù)使用影響因素模型中的9 個假設路徑均較為顯著（C.R.絕對值>1.96，P<0.05，即接受路徑假設），說明理論模型的多數路徑關系假設符合實際測量數據結果。

Table 4 Path analysis test results after model revision表4 模型修正后路徑分析檢驗結果

分析表4 中的相關數據，本文得出以下結論：

（1）價值體驗對感知有用性、滿意度和持續(xù)使用意愿有顯著影響，影響系數分別為0.513、0.198、0.160，即假設H3a、H3b、H3c 成立。結果表明，網絡學習空間學生的價值體驗越好，則會認為其對自身越有用，相應的滿意度和持續(xù)使用意愿也會越強，同時價值體驗還能通過感知有用性和滿意度進而間接影響學生的持續(xù)使用意愿。價值體驗對持續(xù)使用意愿的直接影響效果值為0.160，間接影響效果值為0.276，總效果值為0.436。在5 個用戶體驗維度中，價值體驗對持續(xù)使用意愿影響的總效果值相對最大，表明學生使用網絡學習空間最重要的目的是瀏覽對自己有價值的信息或獲取實質性的學分獎勵，以改善當前的學習狀態(tài)及存在的薄弱環(huán)節(jié)，從而進行學習過程中的知識建構。所以網絡學習空間為了長期吸引學生，必須注重學生的學習需求，對學習內容質量嚴格把關，為其提供真正有價值的內容。

（2）享樂體驗對滿意度和持續(xù)使用意愿有顯著影響，影響系數分別為0.233、0.123，即假設H4a、H4b 成立。結果表明，學生使用網絡學習空間時享樂體驗越好，其持續(xù)使用意愿也會越強，同時享樂體驗還能通過滿意度進而間接影響學生的持續(xù)使用意愿。享樂體驗對持續(xù)使用意愿的直接影響效果值為0.123，間接影響效果值為0.112，總效果值為0.235。根據心理學理論，個體有必要追求享樂，以維系一定的生理喚醒水平。網絡學習空間學生的享樂體驗能夠激發(fā)自身的積極情緒，從而獲得與傳統(tǒng)學習方式不同的樂趣，發(fā)現(xiàn)在線學習的魅力，才能更持久地想要使用網絡學習空間。

（3）可用體驗對感知有用性和滿意度有顯著影響，影響系數分別為0.215、0.166，即假設H6a、H6b 成立。結果表明，可用體驗通過感知有用性與滿意度對持續(xù)使用意愿的間接影響效果值為0.158，總效果值為0.158。相比其他用戶體驗因素而言，可用體驗對持續(xù)使用意愿的影響較小?？赡艿脑蛟谟冢芏鄬W生認為系統(tǒng)性能良好、界面設計和功能導航清晰是其接觸網絡學習空間的第一印象，但長時間使用網絡學習空間后，其可能更注重空間的學習內容是否滿足自己的需求或自身價值能否得到提升。

（4）歸屬體驗對持續(xù)使用意愿有顯著影響，影響系數為0.296，即假設H7 成立。結果表明，網絡學習空間學生的歸屬體驗越好，其持續(xù)使用意愿也會越強。歸屬體驗對持續(xù)使用意愿的直接影響效果值為0.296，總效果值為0.296。學生在持續(xù)使用網絡學習空間的過程中，自身需求不斷得到滿足，在平臺中找到了自我存在感與歸屬感，此時行為特征逐漸由理性決策轉變?yōu)槔硇耘c感性并重的決策，逐漸對空間產生情感上的依賴，對成為網絡學習空間的一員持正面態(tài)度，進而增強了其持續(xù)使用意愿。

（5）社交體驗對滿意度有正向顯著影響，系數為0.296，但對持續(xù)使用意愿影響不顯著，即假設H5a 得到樣本支持，假設H5b 不成立。社交體驗雖然對學生持續(xù)使用意愿的直接影響未達到顯著性要求，但能通過滿意度間接影響學生的持續(xù)使用意愿，間接影響效果值為0.149，總效果值為0.149。社交體驗影響持續(xù)使用意愿的假設不成立，可能的原因在于目前學生在使用網絡學習空間過程中，與教師或其他學生缺乏積極的互動，學生感受不到人與人之間合作對學習的促進作用，所以體驗較弱的社交性并沒有讓學生認為其可成為繼續(xù)使用網絡學習空間的決定性因素。同時，也從側面說明盡管網絡學習空間在建設過程中秉承著為師生與生生之間建立連接橋梁的目標，但實際上并沒有達到預期效果。因此，網絡學習空間在后續(xù)建設過程中，應加強師生、生生之間的交流互動服務，以真正發(fā)揮網絡學習空間的社交功能，從而更好地提升用戶學習和使用效果。

（6）感知有用性對滿意度和持續(xù)使用意愿有顯著影響，影響系數分別為0.221、0.234，即假設H1a、H1b 成立。感知有用性與持續(xù)使用意愿呈正相關關系，還會通過滿意度對持續(xù)使用意愿產生間接影響。感知有用性對持續(xù)使用意愿的直接影響效果值為0.234，間接影響效果值為0.111，總效果值為0.345，表明當學生感受到網絡學習空間對其學習和生活具有實際價值，能夠滿足自身需求時，繼而產生持續(xù)使用的意愿越強烈。

（7）滿意度對歸屬體驗和持續(xù)使用意愿有顯著影響，影響系數分別為0.542、0.344，即假設H2a、H2b 均得到樣本支持。結果表明，學生滿意度越高，越容易產生情感方面的歸屬感，相應地持續(xù)使用意愿則越強烈。同時，滿意度還會通過歸屬體驗對持續(xù)使用意愿產生間接影響。滿意度是所有潛在變量中對持續(xù)使用意愿影響總效果值最大的因素。滿意度對持續(xù)使用意愿的直接影響效果值為0.334，間接影響效果值為0.170，總效果值為0.504。網絡學習空間在給學習者提供優(yōu)質學習資源的同時，應更多地考慮提高學習者學習過程中的滿意度，讓學生認為決策是明智的，經歷是愉悅的，對學習使用效果感到滿意，從而提升學生的持續(xù)使用意愿。

5 結語

本文依據模型構建的基本方法，結合ECM-IS 和用戶體驗理論，構建了網絡學習空間學生持續(xù)使用意愿模型。傳統(tǒng)線下市場的用戶體驗理論不能完全適用于學習意愿測量，所以本文根據網絡學習空間特點，選取價值體驗、享樂體驗、社交體驗、可用體驗、歸屬體驗5 個重要維度對用戶體驗進行測量。通過結構方程模型實證分析，發(fā)現(xiàn)學生持續(xù)使用意愿的直接影響因素按照重要程度排序為滿意度、歸屬體驗、感知有用性、價值體驗、享樂體驗，而可用體驗和社交體驗只對其存在間接影響。用戶體驗中對持續(xù)使用意愿影響總效果值最大的因素是價值體驗，其次是歸屬體驗、享樂體驗、可用體驗與社交體驗。學生年級和使用時間對持續(xù)使用意愿的影響有一定差異性，而性別和學科性質則對其沒有影響。

此外，本文將經過實名認證的學生作為網絡學習空間的主要使用者，但在實際使用過程中，教師和學校行政人員同樣也是平臺中不可缺少的角色。同時，調查問卷分為網絡問卷與線下紙質問卷，雖然樣本數據的信效度表現(xiàn)良好，但依然存在選取用戶所在地區(qū)和學校多樣性不足的問題，缺少更大范圍的樣本選取，可能導致研究結論存在一定局限性。