問卷前測結果分析

本研究的前測問卷發放期間為 2017 年 7 月 1 日至 7 月 31 日，受測對象為最 近一次搭乘本國籍航空公司且曾經發生過服務失誤經驗者作為研究對象。問卷前 測分為兩個階段進行：第一階段為語意測試，自 2017 年 7 月 1 日至 2017 年 7 月 10 日於臺東航空站發放問卷，以每回合 4 人次共 6 回合方式填答，每回合作答結 束，立即針對部份題項內容進行語意修飾；第二階段自 2017 年 7 月 11 日至 7 月 31 日於臺東航空站、臺中航空站及馬公航空站於旅客待機期間發放前測實體問卷，

網路問卷則透過 mySurvey(http://www.mysurvey.tw/)網路問卷服務將問卷內容放置 於 MySurvey(http://www.mysurvey.tw/)網路問卷網站、Lucky Dog(http://luckydog.tw/) 抽獎達人網站、Facebook 網站中碩士問卷幫幫忙社團及臺大批踢踢實業坊(PTT)等 網站；做為正式問卷前的最終確認，以確保本研究問卷的完整性及準確性。根據 Boomsma (1982) 建議樣本大小(N)最少達 100，而最好能大於 200。因此，本研究 前測取得樣本數共計 314 份，扣除遺漏填答及同變數內缺乏一致性作答等無效問 卷，前測有效樣本數為 232 份，有效樣本率為 73.89%。

本問卷前測的檢測方式，分為共同方法變異問題檢測、收斂效度與信度檢測，

以及區別效度檢測等方式，其目的在檢測本研究變數之題項，以確保有效性及一 致性，相關檢測結果分析如下。

一、共同方法變異問題檢測

本研究共同方法變異(CMV)問題，其檢測方式是採用 Harman’ s 單因子檢定法，

並且分為兩部份做檢測，分別為探索性因素分析(EFA)及單因子驗證性因素分析 (CFA)。第一部分，將所有變數之題項進行探索性因素分析，檢測結果第一因子的 解釋力為 26.418%，並未大於 50%，由此判定本研究之前測樣本資料，未受到共同 方法變異的影響(彙整資料於附錄三)。第二部分，單因子驗證性因素分析，將本研 究八個構面共 33 題項，使用單一因子檢測，檢測結果所有題項之因素負荷量(彙整 於附錄四)皆低於本研究測量模式之因素負荷量(彙整於附錄五)。另外，單因子驗 證性分析的配適度結果(Chi–square=5401.868, DF=495, χ²/DF=10.913, GFI=0.386, AGFI=0.304, IFI=0.294, CFI=0.290, RMSR=0.274)，與本研究測量模式配適度結果 (Chi–square=872.446, DF=467, χ²/DF=1.868, GFI=0.808, AGFI=0.769, IFI=0.942, CFI=0.941, RMSR=0.071)比較後，本研究測量模式整體配適度結果較佳，因此，可 證明本研究之前測樣本資料，沒有受到共同方法變異的嚴重影響。

二、收斂效度與信度檢測

本研究以各構面變數之組合信度(Composite Reliability; CR)及平均萃取變異量 (Average Variance Extracted; AVE)，作為收斂效度分析；而各構面變數的因素負荷 量與 SMC 值，以及構面變數的 Cronbach’s α 係數，做為信度分析之測量，以下是 各變數題項之簡略分析，其詳細統計結果資料彙整於附錄五及附錄七。

(一) 服務失誤嚴重性(SFS)

服務失誤嚴重性構面量表收斂效度分析中，構面的組合信度(CR)為 0.9090，

平均萃取變異量(AVE)為 0.769，顯示變數題項與構面衡量模式具有收斂效度；在 信度分析中，量測變數所有題項之因素負荷量，結果介於為 0.821 至 0.915 之間，

因為數值均大於 0.5，表示該變數所有題項有足夠的信度(Hair Jr. et al., 2010)，而 SMC 值介於 0.673 至 0.837 之間，符合 Bentler & Wu (1993)與 Jöreskog & Sörbom (1993)所建議的標準(SMC＞0.2)，在構面信度 Cronbach’s α 檢測係數為 0.907，符 合信度檢測標準(α＞0.7)；由以上檢測可知，服務失誤嚴重性構面在前測中均符合 各項檢測標準，其變數所有題項可用於正式問卷之發放。

(二) 心理契約違犯(PCV)

心理契約違犯構面量表收斂效度分析中，構面的組合信度(CR)為 0.896，平均 萃取變異量(AVE)為 0.682，顯示變數題項與構面衡量模式具有收斂效度；在信度 分析中，量測變數所有題項之因素負荷量，結果介於為 0.713 至 0.901 之間，因為 數值均大於 0.5，表示該變數所有題項有足夠的信度(Hair Jr. et al., 2010)，而 SMC 值介於 0.508 至 0.813 之間，符合 Bentler & Wu (1993)與 Jöreskog & Sörbom (1993) 所建議的標準(SMC＞0.2)，在構面信度 Cronbach’s α 檢測係數為 0.890，符合信度 檢測標準(α＞0.7)；由以上檢測可知，心理契約違犯構面在前測中均符合各項檢測 標準，其變數所有題項可用於正式問卷之發放。

(三) 穩定性歸因(SA)

穩定性歸因構面量表收斂效度分析中，構面的組合信度(CR)為 0.950，平均萃 取變異量(AVE)為 0.830，顯示變數題項與構面衡量模式具有收斂效度；在信度分 析中，量測變數所有題項之因素負荷量，結果介於為 0.633 至.995 之間，因為數值 均大於 0.5，表示該變數所有題項有足夠的信度(Hair Jr. et al., 2010)，而 SMC 值介 於 0.401 至 0.991 之間，符合 Bentler & Wu (1993)與 Jöreskog & Sörbom (1993)所建 議的標準(SMC＞0.2)，在構面信度 Cronbach’s α 檢測係數為 0.838，符合信度檢測 標準(α＞0.7)；由以上檢測可知，穩定性歸因構面在前測中均符合各項檢測標準，

其變數所有題項可用於正式問卷之發放。

(四) 可控制性歸因(CA)

可控制性歸因構面量表收斂效度分析中，構面的組合信度(CR)為 0.861，平均

萃取變異量(AVE)為 0.615，顯示變數題項與構面衡量模式具有收斂效度；在信度 分析中，量測變數所有題項之因素負荷量，結果介於為 0.549 至 0.889 之間，因為 數值均大於 0.5，表示該變數所有題項有足夠的信度(Hair Jr. et al., 2010)，而 SMC 值介於 0.302 至 0.791 之間，符合 Bentler & Wu (1993)與 Jöreskog & Sörbom (1993) 所建議的標準(SMC＞0.2)，在構面信度 Cronbach’s α 檢測係數為 0.854，符合信度 檢測標準(α＞0.7)；由以上檢測可知，可控制性歸因構面在前測中均符合各項檢測 標準，其變數所有題項可用於正式問卷之發放。

(五) 補救後信任(PRT)

補救後信任構面量表收斂效度分析中，構面的組合信度(CR)為 0.885，平均萃 取變異量(AVE)為 0.607，顯示變數題項與構面衡量模式具有收斂效度；在信度分 析中，量測變數所有題項之因素負荷量，結果介於為 0.664 至 0.963 之間，因為數 值均大於 0.5，表示該變數所有題項有足夠的信度(Hair Jr. et al., 2010)，而 SMC 值 介於 0.442 至 0.718 之間，符合 Bentler & Wu (1993)與 Jöreskog & Sörbom (1993)所 建議的標準(SMC＞0.2)，在構面信度 Cronbach’s α 檢測係數為 0.865，符合信度檢 測標準(α＞0.7)；由以上檢測可知，補救後信任構面量在前測中均符合各項檢測標 準，其變數所有題項可用於正式問卷之發放。

(六) 補救後滿意(PRS)

補救後滿意構面量表收斂效度分析中，構面的組合信度(CR)為 0.948，平均萃 取變異量(AVE)為 0.859，顯示變數題項與構面衡量模式具有收斂效度；在信度分 析中，量測變數所有題項之因素負荷量，結果介於為 0.894 至 0.953 之間，因為數 值均大於 0.5，表示該變數所有題項有足夠的信度(Hair Jr. et al., 2010)，而 SMC 值 介於 0.800 至 0.908 之間，符合 Bentler & Wu (1993)與 Jöreskog & Sörbom (1993)所 建議的標準(SMC＞0.2)，在構面信度 Cronbach’s α 檢測係數為 0.948，符合信度檢 測標準(α＞0.7)；由以上檢測可知，補救後滿意構面在前測中均符合各項檢測標準，

其變數所有題項可用於正式問卷之發放。

(七) 再購意圖(RI)

再購意圖構面量表收斂效度分析中，構面的組合信度(CR)為 0.940，平均萃取 變異量(AVE)為 0.759，顯示變數題項與構面衡量模式具有收斂效度；在信度分析 中，量測變數所有題項之因素負荷量，結果介於為 0.761 至 0.929 之間，因為數值 均大於 0.5，表示該變數所有題項有足夠的信度(Hair Jr. et al., 2010)，而 SMC 值介 於 0.579 至 0.864 之間，符合 Bentler & Wu (1993)與 Jöreskog & Sörbom (1993)所建 議的標準(SMC＞0.2)，在構面信度 Cronbach’s α 檢測係數為 0.948，符合信度檢測 標準(α＞0.7)；由以上檢測可知，再購意圖構面在前測中均符合各項檢測標準，其

(八) 建言意圖(VI)

建言意圖構面量表收斂效度分析中，構面的組合信度(CR)為 0.907，平均萃取 變異量(AVE)為 0.664，顯示變數題項與構面衡量模式具有收斂效度；在信度分析 中，量測變數所有題項之因素負荷量，結果介於為 0.691 至 0.900 之間，因為數值 均大於 0.5，表示該變數所有題項有足夠的信度(Hair Jr. et al., 2010)，而 SMC 值介 於 0.477 至 0.809 之間，符合 Bentler & Wu (1993)與 Jöreskog & Sörbom (1993)所建 議的標準(SMC＞0.2)，在構面信度 Cronbach’s α 檢測係數為 0.909，符合信度檢測 標準(α＞0.7)；由以上檢測可知，建言意圖構面在前測中均符合各項檢測標準，其 變數所有題項可用於正式問卷之發放。

二、區別效度檢測

本研究區別效度檢定是依據 Gaski & Nevin (1985)提出的兩項準則，以及 Fornell & Larcker (1981)提出的第三項準則進行：(1)任意兩構面間的相關係數，小 於 1；(2)任意兩構面的相關係數，小於個別構面的 Cronbach’ s α 係數，用以表示 這兩構面具有區別效度；(3)任意兩構面的相關係數，小於各構面的 AVE 平方根，

可以表示這兩構面具有區別效度。本研究使用統計軟體 SPSS 及 AMOS，進行各 個變項衡量，及相關係數之矩陣分析，資料若能符合上述區別效度檢測之準則，

顯示各個構面區別效度良好。

綜合上述分析，所有題項的因素負荷量，若超過 Hair Jr. et al. (2010)所提出的 0.5 標準，SMC 檢測也達到 Bentler & Wu (1993)與 Jöreskog & Sörbom (1993)所建議 大於 0.2 標準，各構面信度檢測都要超過 Nunnally (1978)所建議 Cronbach’s α 大於 0.7 水準，顯示本研究題項與構面具有良好信度；而各構面收斂效度，如果皆能超 過 Anderson & Gerbing (1988)建議收斂效度分析準則，及超過 Bagozzi & Yi (1988) 提出驗證性因素分析的評估標準，則顯示本研究構面有良好收斂效度；除此之外，

各構面區別效度也都符合 Gaski & Nevin (1985)與 Fornell & Larcker (1981)的三項準 則，顯示本研究構面間有良好區別效度。前測問卷、前測各構面量表收斂效度分 析、前測區別效度分析暨變數相關係數表，及前測各構面信度分析之結果，分別 整理於附錄一、五、六及七。