第三章 理論架構與研究方法
第五節 問卷設計
Jones & Sasser (1995)；
Brown et al.(2005)
關係
Palmatier, Houston, Dant, & Grewal
(2013)
& Sassar(2000)
第四節 問卷前測
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
站─「問卷星」及手機微信 App 發放，2014 年 8 月 28 日起至 9 月 15 日，總共 收集問卷 500 份。當出現以下任一特徵則被視作無效問卷予以刪除：(1) IP 位置 重複或 IP 不是源於上海；(2)答題秒數少於 300 秒或多於 1200 秒；(3)每個構念 之選答過於相同；(4)有無消費過德克士之題項答否；(5)未通過反向題。依照此 準則，剔除無效問卷 142 份，有效問卷共 358 份，填答有效率為 71.6%。
(二)研究工具與內容設計：
本研究先以 SPSS 21.0 操作敘述性統計，再用 Amos 21.0 建構結構方程模式 (structural equation model, SEM)，並採用最大概似估計法(maximum likelihood estimation, MLE)驗證模型。
問卷編制共分九個部分，內容依受測者自身實際情況填寫，且為了增加問卷 填答率，註明將以隨機方式抽取三名受測者致贈禮品(Kingston 8G 隨身碟、
Yoobao 6000 毫安行動電源、BYZ 重低音入耳式耳機)。本研究欲探討之潛在構 念，每個衡量題項均以李克特(Likert)量表分為七個等級：非常不同意、不同意、
有點不同意、普通、有點同意、同意、非常同意。關係階段則分為四個階段，請 受測者自行勾選符合實際階段的選項。最後，受測者之基本資料包含有性別、年 齡、教育程度、婚姻狀況、職業、平均實際月收入等。
(三)、中介模式分析方法：
MacKinnon、Lockwood、Hoffman、West 與 Sheets(2002)以型一錯誤(Type I error)與統計檢定力(statistical power)評估各種檢驗中介效果的方法，最常被使用 的 Baron 與 Kenny(1986)的顯著性推論策略其檢定力最低。其次，Sobel(1982)納 入路徑係數與標準誤的計算方式(用 Sobel test 來判斷 Z 值)也因小樣本情況下可 能違反常態分配而為人所詬病。近年來，Shrout & Bolger(2002)建議採用拔靴法 (bootstrap method)來提高估計值的正確性。拔靴法是一種透過重複取樣
(resampling)的程序，以獲得中介效果之平均數及 95%信賴區間(95% Confidence Interval)的方法。根據中央極限定理，樣本平均數所形成之抽樣分配必為常態，
故拔靴法在樣本違反常態假設的情況下對中介效果之檢定依然具有強韌性。根據 Shrout & Bolger(2002)的建議，倘若 5000 次抽樣所得到的中介效果之 95% CI 不 包含 0，則表示可拒絕中介效果為 0 之虛無假設；換言之，中介效果達到顯著水 準(p < .05)可宣稱其存在(余民寧、洪兆祥、陳柏霖，2013)。
‧
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
截至 2014 年 9 月 30 日為止，上海德克士店數總共 26 家，表 3-3 彙整研究 樣本之顧客曾經消費過的門市。
表 3-3 樣本顧客來源
店名 樣本人次 店名 樣本人次
松匯中路店 18 七寶店 53
寶地育得店 9 東寶店 19
新客站店 33 江寧路店 75
三門店 21 虹橋高鐵站店 46
嘉定店 15 錦繡店 22
綠地風尚店 5 東方國貿店 24
彬宸餐廳 4 淞濱路店 8
綠地顧村 6 金山店 11
通河餐廳 14 昌碩餐廳 0
世紀聯華店 46 浦江餐廳 8
陸家嘴店 61 上海南站店 73
南橋易買得店 12 萬體館餐廳 45
重固餐廳 2 永德餐廳 2
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y 第四章 資料分析與實證結果
本研究以結構方程模式進行實證分析，首先檢測樣本是否符合單變量與多變 量常態，再以衡量模式分析模型的適配程度，最後利用結構模式釐清潛在變數間 的影響機制以及係數顯著與否。調節效果則以多群組分析驗證兩個干擾變項的方 向性與顯著性，並在最後一節提出研究結果的彙整。
第一節 結構方程模式分析 (一)、初步分析：
結構方程模式大多採用最大概似法(maximum-likelihood estimation，MLE)進 行估計，因此檢驗多變量常態對資料品質的把關相當重要，本研究在初步分析執 行三個步驟：1.檢驗所有外顯變數的描述統計量。2.檢驗所有外顯變數的單變量 常態。3.檢驗整體外顯變數的多變量常態。
本研究所有外顯變數之平均數、標準差與相關係數如表 4-1。平均數與標準 差的範圍適切，所有相關係數皆為正值且達顯著水準(p < .01)。操作結構方程模 式之前，需先檢驗其常態性，常態性檢驗可分為單變量與多變量二個部分。
在單變量常態性檢驗中，對於偏態係數與峰度係數的門檻值，大多數研究以 特定的絕對分數做為判斷標準，然而學界對於判斷的標準並沒有完全一致的共識 (邱皓政，2011)。在結構方程模式的應用上，Kline(1998)認為當偏態係數絕對值 大於 3 時，峰度係數絕對值大於 10 時即違反常態。而本研究所有外顯變數之偏 態係數絕對值皆小於 1，峰度係數絕對值皆小於 2，符合 Kline(1998)之建議，可 將本資料視為符合單變量常態分配。在多變量常態性的檢驗上，本研究採用 AMOS 軟體估計多元峰度(Multivariate kurtosis，又稱 Mardia 係數)做為多變量常 態性之檢驗。分析結果顯示，Mardia 係數= 42 < 19(19+2)=399，符合 Bollen(1989) 所建議的檢測標準，且 Gao, Mokhtarian, & Johnston(2007)亦指出資料在中度非多 元常態下(c.r. < 50)，最大概似法仍有一定的準確度(robust)。描述統計採用 SPSS 21 版，多變量常態考驗及後續測量模式、結構模式與拔靴法之分析採用 AMOS 21 版軟體進行(Arbuckle, 2011)。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
M SD 偏態 峰度 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 BR1 5.60 1.00 -0.47 -0.27 1
BR3 5.58 0.95 -0.49 -0.13 0.75 1 BR4 5.52 1.01 -0.56 0.02 0.73 0.77 1 品質 5.57 0.79 -0.67 0.05 0.77 0.79 0.75 1 價格 5.20 0.97 -0.35 -0.51 0.65 0.68 0.67 0.80 1 社會 4.85 1.17 -0.38 -0.49 0.60 0.65 0.58 0.71 0.76 1 情感 5.35 1.00 -0.41 -0.48 0.68 0.77 0.69 0.79 0.75 0.77 1
CS1 5.59 0.96 -0.76 0.72 0.75 0.69 0.67 0.77 0.68 0.60 0.69 1 CS2 5.65 0.99 -0.66 0.31 0.71 0.70 0.69 0.78 0.67 0.56 0.73 0.74 1 CS4 5.47 1.02 -0.63 0.78 0.69 0.72 0.67 0.76 0.66 0.62 0.73 0.71 0.73 1
IB3 4.88 1.30 -0.30 -0.42 0.62 0.63 0.64 0.68 0.71 0.69 0.66 0.58 0.60 0.62 1 IB4 4.10 1.27 0.05 -0.18 0.44 0.44 0.40 0.46 0.49 0.53 0.46 0.44 0.36 0.42 0.65 1 IB5 4.89 1.24 -0.24 -0.24 0.65 0.61 0.64 0.63 0.64 0.67 0.65 0.57 0.61 0.59 0.78 0.64 1 CL4 5.64 1.00 -0.64 0.39 0.63 0.65 0.57 0.66 0.58 0.54 0.65 0.61 0.66 0.67 0.65 0.41 0.58 1 CL5 5.27 1.11 -0.35 -0.02 0.71 0.67 0.68 0.75 0.71 0.70 0.72 0.68 0.69 0.66 0.74 0.56 0.73 0.71 1 CL7 5.15 1.19 -0.41 0.08 0.67 0.65 0.66 0.70 0.66 0.60 0.67 0.62 0.68 0.65 0.67 0.50 0.68 0.64 0.78 1 WOM1 5.41 1.11 -0.55 0.08 0.69 0.66 0.63 0.71 0.63 0.62 0.67 0.67 0.70 0.67 0.66 0.43 0.63 0.70 0.77 0.71 1 WOM2 5.50 1.15 -0.75 0.64 0.65 0.67 0.65 0.71 0.62 0.58 0.68 0.65 0.72 0.67 0.66 0.44 0.65 0.71 0.75 0.70 0.86 1 WOM3 5.48 1.11 -0.83 1.01 0.72 0.70 0.68 0.75 0.66 0.66 0.70 0.69 0.70 0.70 0.69 0.46 0.66 0.70 0.79 0.72 0.86 0.84 1 註 1：所有相關係數皆達顯著水準(p < .01)
註 2：BR：Brand Reputation、Perceived Value：品質，價格，社會，情感、CS：Customer Satisfaction、IB：Inertia Behavior、CL：Customer Loyalty、WOM：Word of Mouth
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
(二)、衡量模式(Measurement Model)：
根據 Anderson & Gerbing(1988)的兩階段方法(two-step approach)，先以驗證 式因素分析(confirmatory factor analysis, CFA)獲得研究構念有效的「衡量模式」，
確立外顯變數與潛在變數的模型配適性，再使用「路徑分析」(path analysis)檢測 研究構念間的因果關係。傳統上以卡方值不顯著來反映理想的模型契合度，但卡 方檢驗去執行統計決策會受制於諸多限制，故學者建議搭配其他指標來測量契合 度之良窳(Bentler & Wu, 2002；Hair et al., 2006)。參考 Hair et al. (2006)、Bagozzi
& Yi (1988)、Byrne (1994)、Hu & Bentler (1999)等學者之建議，採用 GFI(適配度 指標)、NFI(規範適配指標)、RFI(相對適配指標)、TLI(Tucker-Lewis Index)、CFI(比 較適配指標)與 RMSEA (近似誤差均方根)等指標以評估資料和理論模型的適配 程度。
為了符合模型的適配性，本研究利用 MI 指標(Modification Index)刪除掉 BR2、
BR5、CS3、IB1、IB2、IB6、CL1、CL2、CL3、CL6 等題項，衡量模型分析結 果顯示，整體達到良好適配(2=341.84, df =137, 2/df =2.50；p < .001；NFI=.95；
TLI=.96；GFI=.90；CFI=.97；SRMR=.03；RMSEA=.07)，其結果列於表 4-2。
表 4-2 衡量模型適配指標評估
模型適配度指標 研究結果 判斷準則 評鑑結果
絕對適配度 指標
2/df 2.50 < 3 良好 GFI .90 > .90 良好 RMR .04 < .05 良好 SRMR .03 < .05 良好 RMSEA .07 < .08 良好
增值適配度 指標
NFI .95 > .90 良好 RFI .94 > .90 良好 IFI .97 > .90 良好 TLI .96 > .90 良好 CFI .97 > .90 良好 精簡適配度
指標
PGFI .65 > .50 良好 PNFI .76 > .50 良好 PCFI .78 > .50 良好
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
本研究以個別題項的信度(item reliability)與內部一致性(internal consistency) 來檢測信度分析。表 4-3 彙整各觀察題項對潛在構念的因素負荷量，依照 Hair et al. (1992)之建議，因素負荷量的值應大於.50 為佳，本研究的因素負荷量皆在.70 之上，且均達顯著水準(p <.001)，代表個別題項的信度良好。
內部一致性則以潛在構念的組成信度(composite reliability, CR)和平均變異 萃取量(average variance extracted, AVE)作為衡量指標。Fornell & Larcker(1981)分 別建議組成信度的門檻值應在.60 以上，平均變異萃取量則須大於.50，本研究之 CR 值介於 0.875~0.943，AVE 值介於 0.702~0.846，顯示各個潛在構念之觀察題 項具有高度的內部一致性。
在效度的部分，分別利用「內容效度」(content validity)、「收斂效度」
(convergent validity)、「區別效度」(discriminant validity)作評測標準。本研究的問 卷編制是有系統性地參考過往文獻，若文獻有相似的衡量指標，則加以修改或詮 釋為適當的構念。問卷正式發放之前，先請上海通路行銷部資深經理、兩位總部 行銷人員及三位子公司輪調人員進行內容適切性之討論，前測問卷大部分的填答 者也多持正面態度，顯示本研究應具有足夠的內容效度。
收斂效度可利用每個題項的標準化因素負荷量(standardized factor loading)以 及個別題項對潛在構念的 t 檢定加以評估，表 4-3 顯示所有構念的標準化因素負 荷量均大於.70，符合 Hildbrandt(1991)大於.50 之建議值；t 值則介於 15.27~30.31，
大於3.31(α＝.001)，代表本研究的理論構念具有收斂效度。
區別效度則檢測 95%信賴區間下，所有潛在構念間的相關係數上下限均未包 含 1 在內，即表示兩兩構念間具有區別效度(Bagozzi & Yi, 1988)。研究結果顯示，
沒有任何一個信賴區間包含 1，因此可宣稱本研究具有合理的區別效度。其次，
如表 4-3 所示，對角線值為每一個潛在構念的平均變異萃取量開根號( AVE )，
若該根號值大於下三角矩陣水平與垂直元素(兩兩構念間之相關係數)，則符合區 別效度之標準。
表 4-3 衡量模式摘要表 潛在變數＆
外顯變數
未標準化
因素負荷量 標準誤 t 值 標準化
因素負荷量 品牌聲望
BR1 1.00 .86
BR3 0.97 .05 21.70 .88 BR4 1.00 .05 20.42 .85
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
知覺價值
品質功能 1.00 .92
價格功能 1.15 .05 24.26 .86 社會功能 1.30 .06 21.04 .81 情感功能 1.21 .05 25.53 .88 顧客滿意度
CS1 1.00 .85
CS2 1.05 .05 20.50 .86 CS4 1.06 .05 19.74 .85 行為慣性
IB3 1.00 .91
IB4 0.76 .05 15.24 .70 IB5 0.92 .04 22.49 .88 顧客忠誠度
CL4 1.00 .79
CL5 1.28 .07 19.43 .91 CL7 1.27 .07 17.46 .84 口碑傳播
WOM1 1.00 .93
WOM2 1.02 .04 28.77 .91 WOM3 1.01 .03 30.33 .93 註：所有標準化因素負荷量皆達顯著水準(p < .001)
表 4-4 潛在變數相關係數、組合信度與平均萃取變異量、Cronbach‘s α 潛在變數 1 2 3 4 5 6 CR AVE 品牌聲望 .87 .66 .68 .70 .71 .75 .90 .75 知覺價值 .83** .87 .66 .76 .71 .73 .93 .76 顧客滿意度 .85** .83** .84 .67 .72 .76 .88 .71 行為慣性 .69** .75** .66** .83 .86 .84 .87 .69 顧客忠誠度 .80** .81** .81** .77** .85 .90 .89 .73 口碑傳播 .78** .77** .80** .70** .85** .92 .95 .85
Cronbach’s α .90 .93 .89 .87 .88 .95
註：CR 為組合信度；AVE 為平均變異萃取量；對角線數值為 AVE 的平方根；
下三角為構念間相關係數矩陣、上三角為共變數矩陣。
* p＜.05；** p＜.01；*** p < .001
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
(三)、結構模式 (Structural Model)：
一、理論模型：因徑分析
結構模式分析結果顯示本研究之模型達到良好契合度(2=374.48, df =144,
2/df =2.60；p < .001；NFI=.94；TLI=.96；GFI=.89；CFI=.97；SRMR=.034；
RMSEA=.070)，該模型與實證資料間之適配度尚稱理想。檢視各構念之間的關係，
品牌聲望對知覺價值的路徑係數21=.93 (p < .01)影響係數顯著，因此 H1 成立。
同時，品牌聲望也會正向影響顧客滿意度，31=.50 (p < .01)，與 H2 的預期結果 一致。而知覺價值對顧客滿意度的影響係數β32 = .50 (p < .01)，代表具有正向影 響 H3 獲得支持。再者，顧客滿意度對慣性行為的路徑係數 β43為.82 (p < .01)，
兩者間有顯著正相關，可知滿意度愈高時，正向影響顧客之慣性行為，支持 H4 之假設；顧客滿意度對顧客忠誠度之係數β53 = .60 (p < .01)，達到顯著水準證明 H5 成立；顧客滿意度對口碑傳播的路徑係數 β63 = .21 (p > .05)，H6 沒有獲得支 持。慣性行為影響了顧客忠誠度，H7 路徑係數 β54 = .39 (p < .01)，結果顯示當顧 客慣性行為愈強時，則他們的顧客忠誠度愈高，因此 H7 獲得支持。最後，顧客 忠誠度與口碑傳播之影響係數β64 = .72 (p < .01)，顯示忠誠顧客會有主動推薦與 分享他人的行為出現，H8 假設成立。
* p < .05；** p < .01；*** p < .001
圖 4-1 理論架構路徑係數
表 4-5 研究假設驗證結果與結構模式配適度說明
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
假設 路徑關係 標準化係數 實證結果
H1 品牌聲望 → 知覺價值 .93** 支持 H2 品牌聲望 → 顧客滿意度 .50** 支持 H3 知覺價值 → 顧客滿意度 .50** 支持 H4 顧客滿意度 → 慣性行為 .82** 支持 H5 顧客滿意度 → 顧客忠誠度 .60** 支持 H6 顧客滿意度 → 口碑傳播 .21 不支持 H7 慣性行為 → 顧客忠誠度 .39** 支持 H8 顧客忠誠度 → 口碑傳播 .72** 支持
2=407.58, df =144, 2/df =2.83, p < .001, NFI=.94, TLI=.95, GFI=.88, CFI=.96, SRMR=.036, RMSEA=.075
二、中介效果檢驗
表 4-6 顯示，品牌聲望對知覺價值的影響為.93 達顯著水準(p < .01)，知覺價 值對顧客滿意度的影響為.50 達顯著水準(p < .01)。品牌聲望對顧客滿意度的直接
表 4-6 顯示，品牌聲望對知覺價值的影響為.93 達顯著水準(p < .01)，知覺價 值對顧客滿意度的影響為.50 達顯著水準(p < .01)。品牌聲望對顧客滿意度的直接