第四章 分析
第二節 信度與效度檢定
國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
87
第二節 信度與效度檢定 一、信度與相關係數
接續上述分析，本研究將利用第一群樣本(n=263)進行衡量題項 信度與效度之檢定，依序檢定各構面之 Cronbach’s α 信度、相關係數 與排除社會期許影響後之偏相關係數，以及因素分析。信度部分，各 構面之信度值介於 0.56~0.85 之間，社會期許、非環保產品評估與搜 尋、環保行為鑲嵌度等三構面未達傳統建議的 0.7 門檻值。然而，由 於社會期許量表之過去研究結果顯示信度偏低，因而此結果為預期之 內。非環保產品評估與搜尋構面只具有三題衡量題項，較低的信度可 能是因為其衡量題項較少所造成(Cortina, 1993)。觀察該構面中各題 項之相關係數，發現其值介於 0.22~0.50 之間，屬中低度相關範圍，
因此 0.64 之信度值尚為可接受。然而，環保行為鑲嵌度之信度分析 結果卻顯示出該構面題項有調整空間，部分題項間之相關係數低於 0.2，屬低度相關，本研究將在後續分析中刪除部分題項。
如表 4.2.1 之信度與 Pearson 相關係數之統計結果，大部分之構 面信度皆為可接受水準範圍內，且構面間之相關係數方向皆如本研究 假設所預期，亦達顯著水準。然而，從相關係數表可知，社會期許構 面仍與其他構面存在中低度相關，絕對值介於 0.15~0.33 之間，符合 過去研究中認為環保議題會受到社會期許影響的論點(Rice et al., 1996; Mostafa, 2007; Roper and Parker, 2008; Lee, 2009)。因此，本研究 以偏相關分析控制社會期許構面之共同影響，還原各構面間之相關性 (Podsakoff and Organ, 1986)。偏相關之統計結果如表 4.2.2 所示。偏相 關結果顯示，除環保行為鑲嵌度構面之外，所有應具有相關性的構面，
依然保有其應具有的相關性與方向性。環保行為鑲嵌度構面可能因為
‧
將從 EFA 模式中挑選出不合適的題項，包括交叉負荷(cross-loading)
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
89
問題與負荷量不足問題嚴重的題項，並經由理論合適性考量之後予以 刪除。第二步驟為利用第二群樣本將修正後的題項，CFA 模式檢定其 構面信度、聚合效度與區別效度。第三步驟為單構面模式與理論構面 模式的比較，證明本研究所提出之理論模式較單構面模式(共同因素 模式)有更好的配適度與合理性。
EFA 主要為刪減構面中相關性過低或與其他構面高度相關之題 項，本研究欲藉由 EFA 將效度不足或效度汙染之題項予以刪除。本 研究自行發展之衡量題項包括綠購買行為、放棄綠購買意圖、知覺環 保衝擊事件、環保心像違背、非環保產品評估與搜尋、以及環保行為 鑲嵌度等六個構面。探索性因素分析結果，如表 4.2.3 所示。本研究 之所以將其他衡量題項排除於 EFA 之外，理由為在構面與題項關係 已確認的情況下，使用 EFA 用以驗證構面的聚合效度，通常會因為 無法排除衡量誤差或方法變異，而使結果產生型一過誤(type I error) 或型二過誤(type II error)，即誤判該群構面具有或不具有可接受的聚 合或區別效度(Bagozzi and Phillips, 1982; Bagozzi, Yi and Phillips, 1991)。此外，在 EFA 中，由於該方法假定各衡量題項與各構面間都 存在相關，故所獲得的因素負荷量並非獨特的(單一的)，難以用於測 試該題項是否屬於該構面的聚合效度問題(Bagozzi and Phillips, 1982;
Bagozzi, Yi and Phillips, 1991)。而採用一般傳統建議的 Kaiser 法來決 定 EFA 的因素個數，通常亦無法找出準確的因素個數(Lance et al., 2006)。因此，在構面與題項間關係為已知的情況下，CFA 能提供統 計檢定量(卡方或 t 檢定)，並可以將衡量誤差、方法變異與真實變異 分別明確化，使研究者有更合理的證據支持其構念效度的檢定結果 (Bagozzi and Phillips, 1982)。故本研究將只利用 EFA 進行自行發展衡 量題項之篩減，但已被確認的構面衡量題項將由 CFA 過程進行檢驗。
‧
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
91
探索性因素分析結果顯示，除環保行為鑲嵌度構面之外，所有 構面之衡量題項皆無因素負荷量不足或交叉負荷的情況產生，足證明 本研究所發展之衡量題項能夠有效的衡量該所屬構面，並具備良好區 別效度。除環保行為鑲嵌度構面之外，其餘衡量題項皆正確的座落於 所屬構面中，其因素負荷量介於 0.57~0.90 之間，且與其他構面之負 荷量皆小於 0.3。然而，為更清楚的瞭解消費者環保行為鑲嵌度是否 為單一構面，本研究單獨將消費者環保行為鑲嵌度進行 EFA 檢定。
EFA 結果顯示，消費者環保行為鑲嵌度共可被分成兩個因素。第一個 因素之解釋變異量為 36.57%，因素負荷量大於 0.4 者共有第五題 (0.822)與第六題(0.919)，信度值為 0.70。第二個因素之解釋變異量為 17.58%，因素負荷量大於 0.4 者共有第一題(0.826)、第二題(0.764)與 第四題(0.543) ，信度值為 0.55。因此，扣除負荷量不足的第三題衡 量題項，第一個因素主要為配適與犧牲的整體性消費者環保行為鑲嵌 度衡量，第二個因素則主要為連結與配適的產品相關消費者環保行為 鑲嵌度衡量，以及連結的整體性消費者環保行為鑲嵌度衡量。
EFA 與信度分析的結果顯示，消費者環保行為鑲嵌度構面之衡量 題項存在不一致的衡量內容。配適與犧牲係整體性消費者環保行為鑲 嵌度之衡量，與連結以及其他產品相關係屬特定行為的衡量之間存在 區別性。根據 Mitchell and Lee (2001)的實證結果，配適與犧牲相較於 連結對於後果變數的影響力較強，對於鑲嵌度之解釋力較高，此實證 結果與本研究 EFA 之因素解釋力結果相似。故本研究以環保行為鑲 嵌度構面中之第五題「每天實行環保行為是我生活中不可或缺的一部 分」與第六題「若不實行環保行為，我會覺得心理上有壓力並且感到 不舒服」等兩題較具代表性的衡量題項做為環保行為鑲嵌度構面之代 表題項，此兩題皆為反映性之衡量題項，其因素負荷量與解釋變異量
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
92
亦能符合因素分析中之要求。若以表 4.2.3 中前六個因素為最終 EFA 結果，則總解釋變異量可達 61.69%。反之，連結與其他產品相關題 項則因解釋變異量不足與缺乏可接受水準的信度值，因此予以刪除。
而本研究所保留的兩題消費者環保行為鑲嵌度衡量題項，皆符合常態 分配的假設。第五題衡量題項之平均數為 3.30，標準差為 0.83，偏態 為 0.18 (z 值=1.19)，峰度為-0.13 (z 值=-0.43)。第六題衡量題項之平 均數為 3.06，標準差為 0.92，偏態為 0.14 (z 值=0.93)，峰度為 0.004 (z 值=0.01)。不論偏態或峰度的 z 值都顯示未超過 0.05 顯著性之門檻值 (+1.96 或-1.96)，說明此兩題衡量題項調查數據皆服從常態分配的假 設(Hair et al., 2006, pp.81~82)，且受測者勾選選項皆接包含非常不同 意(1 分)與非常同意(5 分)的回答選項，無明顯尺度縮限的問題存在。
除此之外，本研究為提供更完整的證據支持消費者同時存在綠購 買意圖與放棄綠購買意圖，並未將兩者單純視為是另一構面的反向衡 量題項，故將此二構面單獨進行 EFA 證明其為不同的兩個因素。在 第一份樣本(n=263)中，EFA 結果顯示共有兩個主成份因素，第一個 因素之特徵值為 3.10，解釋變異量為 51.67%，三題放棄綠購買意圖 皆屬於此因素，因素負荷量介於 0.84~0.92 之間。第二個因素之特徵 值為 1.42，解釋變異量為 23.60%，三題綠購買意圖皆屬於此因素，
因素負荷量介於 0.81~0.89 之間。以上 EFA 結果顯示放棄綠購買意圖 與綠購買意圖為兩個不同的因素，且具有相當好的內聚性，並未有交 叉負荷的效度污染問題，所有題項對於另一個因素的因素負荷量皆小 於 0.3。第二份樣本(n=249)亦呈現相似的結果，第一個因素之特徵值 為 3.56，解釋變異量為 59.31%，三題放棄綠購買意圖皆屬於此因素，
因素負荷量介於 0.90~0.92 之間。第二個因素之特徵值為 1.33，解釋 變異量為 22.20%，三題綠購買意圖皆屬於此因素，因素負荷量介於
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
93
0.85~0.91 之間。所有題項對於另一個因素的因素負荷量皆小於 0.3，
說明 EFA 結果支持綠購買意圖與放棄綠購買意圖為兩個不同的構面 衡量題項。
三、驗證性因素分析
接續以上題項刪減的步驟，根據 Churchill (1979)與 Hinkin (1998) 之建議，量表發展初期應先以探索性因素分析決定構面的基本型態，
再以驗證性因素分析(confirmatory factor analysis; CFA)比較單一共同 因子模式與理論模式的配適度指標，提供多構面模式較單一共同因子 模式更為合適的證據。並利用驗證性因素分析中的因素負荷量(factor loading)、構念信度(construct reliability; CR)與平均解釋變異量(average variance extracted; AVE)等指標，證明題項與構念間的聚合效度達可接 受水準以上(Fornell and Larcker, 1981)。因此，本研究接著以第二群樣 本(n=249)執行 CFA 以驗證修正後衡量模式之聚合效度與區別效度。
在表 4.2.4 CFA 的檢測結果中發現，經過調整後的衡量模式呈現 可接受水準的因素負荷量、構念信度與平均解釋變異量。因素負荷量 介於.45~.97 之間，除環保知覺效能第一題之外，皆大於等於 Hair et al.
(2006)之建議參考值 0.5，且 t 值皆達顯著水準(t >1.96)。構念信度則 介於 0.65~0.87 之間，與傳統建議參考值 0.7 接近，且根據 Hair et al.
(2006, p.778)之說明，0.6~0.7 之間的構面信度值為可接受水準之信度。
平均解釋變異量則皆大於或接近 Hair et al. (2006)所建議的 50%門檻 值，各構面中最低值為 40% (環保知覺效能)，最高值為 76% (放棄綠 購買意圖)。
另一方面，區別效度的檢定中，本研究採用構面間相關係數矩陣 (PHI matrix)中的相關係數值與其標準誤進行判斷。由於完美的相關係
‧
上兩倍標準誤後應小於 1.0 (Bagozzi, Yi and Phillips, 1991)。概念上為 表達相關係數在加上兩倍(t=1.96, α=0.05)標準誤後所計算出的信賴區 度概念(Fornell and Larcker, 1981)。表 4.2.4 第二群樣本 CFA 結果表
‧
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
96
模式之配適度指標皆未達可接受水準範圍，
χ
2為 3435.01 (p < .01)、自 由度為 495 (卡方自由度比為 6.94)、NFI 為 0.79、TLI 為 0.81、CFI 為 0.82、RMSEA 為 0.15、SRMR 為 0.11。理論模式的卡方值較單因 子模式減少 2513.23 (χ2(450)=921.78 vs. χ2(495)=2513.23, Δχ2(45)=2513.23, p<.001)，NFI、TLI、CFI、RMSEA 與 SRMR 等配適度指標都有較好 的表現，表示實證資料支持本研究所提出的理論模式，單因子模式所 代表的共同影響因素並未影響各衡量題項之變化。模式之配適度指標皆未達可接受水準範圍，