初始結構方程模式修正

依據上節針對初始模式各構面信度、效度分析以及徑路分析結果，重新修正 研究模式。初始模式各構面與整體量表之信度優良，但部分構面效度以及觀察變 數之因素負荷量欠佳而導致信度不足，因此將透過刪減信度不足之觀察變數以提 高模式效度。表4.27 整理各構面經刪除觀察變數後之信度與效度分析結果。

表4.27 各構面之信、效度分析(修正模式)

Cronbach’s α 值

註：***p<0.001

因素負荷量代表著觀察變項測量共同因素的重要指標，可用來判斷觀察變項 與相對應因素的關係，觀察比較各觀察變項之相對影響力。若因素負荷量值越小，

表示觀察變項能被共同構念解釋的變異越小，導致觀察變項無法有效反映共同構 念的特質，因此，刪除的觀察變項表示其對構面之貢獻度過低，相對於其他觀察 變項較不具影響力。在此階段工具性態度構面之刪除觀察變項為 IA5、IA7、IA8 與IA9，分別代表對環境有益、成本可負擔、可達到健康與健身的效果以及具彈性 的，由此分析結果可得知上述四項觀察變項相對於其他變項影響力較低，健康健 身、成本、環境有益與彈性考量不足以影響受訪者之工具性態度。推測其因，受 訪者於抉擇旅運方式時，仍以功能性為考量主軸，如時間、安全、方便性等，Anable and Gatersleben (2005) 的研究成果也表示健康與健身以及環境因素對於受訪者來 說，重要程度是最低的兩項屬性，Gatersleben and Appleton (2007) 也指出比起直接 並可在每趟旅次中立即體驗之功利性好處，健康、健身以及環境有益等優點需長 期才能體會到，故非主要影響個人行為的因素，另外，兩位作者同時提及彈性因 素並非對所有人均具意義，必須參照其旅運特性方具影響力。而自行車購置成本 甚低，敘述性統計結果也指出受訪者普遍認為自行車轉乘捷運之成本是可以負擔 的，故可能是造成相對於其他因素影響力較低之因素，劉皓寧(民 91)的研究結果也 指出經濟成本因素相對於時間、方便性等因素重要程度較低，此外，過去研究(陳 建銘，民88; 劉皓寧，民 91; Sherwin and Parkhurst, 2008 等) 亦顯示省時、安全與 方便性為重要性較高的影響因素。另一方面，情感及象徵性態度構面需刪除之觀 察變項為ASA1 與 ASA4，相較於喜好與受迫程度，輕鬆快樂、不易受到其他車種 阻礙的影響(自由的)對受訪者情感及象徵性態度較大。Flavia et al. (2010) 指出個人 之偏好不盡然能主宰其旅運方式，別無選擇 (captive) 之因素亦為運具選擇的影響 原因之一，此推測為喜好程度無法有效反映情感及象徵性態度構面的原因。

雖然初始模式之主觀規範構面信、效度皆達建議判定適配值，但 SN2 之因素 負荷量數值偏低，在主觀規範構面內權重相對較低，此外，依據信度檢定結果顯 示將其刪除，整體之Cronbach’s α 值可提升，故予以刪除。SN2 之原始問項為「反 對我用自行車轉乘捷運」，若將其與其他觀察變項之量測尺度一致，語意應為允許 或同意我用自行車轉乘捷運，推測其影響力較低的原因，應是其所造成的社會壓 力對受訪者來說，感知之約束力程度偏低，因此無法全面地反映主觀規範構面之

特質。而同樣的情形亦發生在環保意識構面，該構面整體而言信、效度尚稱理想，

惟GI2 信度不足，將其刪除除可再提升構面效度外，信度指標 Cronbach’s α 值也會 隨之攀升，GI2 原為反向問項，故轉換其意後應為「環境保護的觀念會影響到我選 擇交通工具」，此項貢獻度較低之可能因素應同為前述工具性態度構面部份，雖然 受訪者對環境具應盡己責的認知，其餘問項也充分反應與顯露其對影響環保意識 構面的影響力，然當涉及運具選擇，旅行時間、便利性等因素的影響力仍偏大，

故應是造成GI2 觀察變項不足以反映環保意識構面的原因。

針對知覺行為控制構面，PBC1 以及 PBC2 之因素負荷量校估數值顯示知覺行 為控制構面解釋此兩觀察變項的變異過小，將其刪除後，構面整體信、效度明顯 提升，觀察變項間之關聯更趨近一致性。刪除的兩項觀察變項分別為「我有自行 車可用於轉乘捷運」與「我會騎自行車且能充分控制」，導致其解釋力不佳的原因，

推論是該項與另外兩測驗受訪者感知之自行車轉乘捷運難易程度題目共同性有些 許的不足，亦可能是過度偏向於是否問題，造成難以測出知覺行為控制構面的特 性。而天候與地形承受力構面之各觀察變項之因素負荷量數值理想，雖有信度但 效度不甚完善，故仍須進行觀察變項之修正與調整，修正後整體之信度與效度尚 稱理想，被刪除的觀察變項為WT1 以及 WT4，刪除前此兩變項已能有效反映天候 與地形承受力構面，只是影響力相對其他變項較低，故成為考慮刪除之優先對象。

其餘構面於初始模式信、效度分析時，檢定結果呈現優良，因此於修正模式 時不另變動。整體而言，模式經修正後，各潛在構面信度與效度比初始模式提升 許多。此外，觀察因因素負荷量數值不足而被刪除之變項，問卷中之反向問項幾 乎名列其中，似乎道出由於受訪者誤答導致問項影響力被削弱的可能性。另根據 徑路分析結果，發現環境滿意度構面對工具性態度構面的徑路係數不顯著、環境 滿意度構面對意向構面徑路係數雖顯著但呈現負號關係不合理，由於欲將模式精 簡時，可將結構模式中不顯著的路徑係數刪除，或將顯著但不合理的路徑刪除(吳 明隆，民98)，因此刪除此兩條直接效果關係路徑。而雖然以下三條路徑未達顯著 水準之理想值：工具性態度構面對意向構面、情感及象徵性態度構面對意向構面、

感知機動需求構面對意向構面，但由於過去大多研究結果指出態度意向路徑關係 是顯著的(如 Haustein and Hunecke ,2007; C.H. Hsiao, C. Yang, 2010; Haustein et al., 2007 等) ，且三條路徑為本研究觀察重點之一，故仍予以保留，繼續觀察模式精

簡後，三條路徑所產生之變化。

4.7.2 修正模式之整體適配度分析

刪除部分觀察變項以及路徑後，進行檢核整體模式之適配度。修正模式一之 適配指標值整體而言明顯改善，如表 4.28 所示。但由於修正模式一的整體模式配 適度指標並非均達到優良程度，而可再透過檢視殘差以判斷特定參數之設定是否 理想，因若觀察變項的測量誤差很大可能會導致整個模型的契合度不佳 (邱皓政，

民92)，基於此，研究將標準化殘差過大之觀察變數刪減，經由觀察標準化殘差矩 陣，發現觀察變數SN4 以及 BH2 有多處標準化殘差過大之現象，故逐步予以刪減，

藉以提升整體模式之適配度。透過刪除步驟後，再次檢視整體適配度，各指標值 大致可通過考驗，達到理想值要求，表示此修正模式是可接受的，故停止模式修 正動作。修正模式之測量模式部份標準化因素負荷量如附表所示。

表4.28 整體模式適配度分析 (修正模式)

模式 適配度指標 建議值 模式檢定值 適配程度

修正 模式 一

χ² 越小越好，P＞0.1 2489.943 顯著 χ²/DF ＜5.0 3.425 良好 GFI ＞0.9 0.776 不良 AGFI ＞0.9 0.748 不良 RMSEA ＜0.1 0.07 良好 CFI ＞0.9 0.849 尚可 TLI(NNFI) ＞0.9 0.838 尚可 PNFI ＞0.5 0.745 良好 PGFI ＞0.5 0.688 良好

修正 模式 二

χ² 越小越好，P＞0.1 1652.126 顯著 χ²/DF ＜5.0 2.614 良好 GFI ＞0.9 0.834 尚可 AGFI ＞0.9 0.806 尚可 RMSEA ＜0.1 0.057 良好 CFI ＞0.9 0.902 良好 TLI(NNFI) ＞0.9 0.891 尚可 PNFI ＞0.5 0.766 良好 PGFI ＞0.5 0.711 良好

4.7.3 修正模式之徑路分析

圖4.9 修正模式之徑路分析結果

註：**p< 0.01, ***p<0.001, ns: non-significant

模式經修正且獲得適當適配度後，本小節接著進行潛在變項間的路徑分析，

圖 4.9 與表 4.29 同為校估結果。潛在變項之間的標準化迴歸係數另可稱作路徑係 數或是標準化因素負荷量，代表各個構面之間的直接效果，亦指圖4.9 箭頭上之數 據。由圖4.9 可觀察出工具性態度會受到情感及象徵性態度正面且顯著的直接影響 (0.612)，且大於環保意識對其之正面直接顯著影響效果(0.17)，而此兩條路徑關係 使研究假設H4 與 H5 獲得驗證。情感及象徵性態度會受到工具性態度、環境滿意 度以及天候與地形承受力的正面直接顯著影響，大小依序為工具性態度、天候與 地形承受力、環境滿意度，同時證實研究假設H2、H3、以及 H6 之路徑關係。最 後討論意向構面，自行車轉乘捷運意向會受到環保意識、主觀規範、知覺行為控 制以及習慣之正面的直接影響；另尚受到感知機動需求負面之直接影響、工具性 態度和情感及象徵性態度之正面直接影響，然而後三者的影響不顯著，路徑關係 未受到證實，因此對意向構面而言，直接路徑關係受到證實的研究假設為 H8、

H11、H12 以及 H14。

表4.29 潛在變項之徑路分析結果與假設驗證 (修正模式)

潛在變項 路徑

關係

路徑係數 (標準化迴

歸係數)

P 值 驗證 結果 環境滿意度→情感及象徵性態度 H2 0.175 *** 成立 天候與地形承受力→情感及象徵性態度 H3 0.212 *** 成立 環保意識→工具性態度 H4 0.17 *** 成立 情感及象徵性態度→工具性態度 H5 0.612 *** 成立 工具性態度→情感及象徵性態度 H6 0.557 *** 成立

環保意識→意向 H8 0.159 *** 成立

工具性態度→意向 H9 0.129 0.279 否決 情感及象徵性態度→意向 H10 0.033 0.778 否決 主觀規範→意向 H11 0.113 0.009** 成立 知覺行為控制→意向 H12 0.305 *** 成立 感知機動需求→意向 H13 -0.031 0.372 否決

習慣→意向 H14 0.625 *** 成立

註：**p< 0.01, ***p<0.001

由校估結果發現，架構於計畫行為理論的態度之於意向路徑關係不顯著。本 研究依據先前之研究嘗試將此態度構面區分為工具性態度以及情感及象徵性態 度，但經檢定得出兩條態度意向路徑關係皆不顯著的結果。過去 Haustein and Hunecke (2007) 的研究曾運用自行車態度來預測使用環境友善運具的意向，路徑

由校估結果發現，架構於計畫行為理論的態度之於意向路徑關係不顯著。本 研究依據先前之研究嘗試將此態度構面區分為工具性態度以及情感及象徵性態 度，但經檢定得出兩條態度意向路徑關係皆不顯著的結果。過去 Haustein and Hunecke (2007) 的研究曾運用自行車態度來預測使用環境友善運具的意向，路徑