第四章 資料分析與結果
第二節 因素分析與信度分析
一、 測量模型分析
本研究正向老化之構面採用二階分析，依據表 4.2.1 可發現正向老化子構 面與
表
4.2.2，各構面題項之因素負荷量皆高於 0.7 以上，根據 Hair et al.(2006) 建議因素負荷量(Factor loadings)需大於標準 0.5 才具良好效度，所以可知本 研究各構面具良好效度，再者，T 檢定數值皆超過 3.29，達到顯著水準(Hair et al., 1998)。Cronbach’s α 值若介於 0.7-0.9 為高信度值，而介於 0.35~0.7 之間 則為可接受之信度值 (Nunnally & Bernstein, 1994)，本研究皆超出 0.8，表示 各構面都為高信度值。此外，該表組成信度(Composite reliability; CR) 皆高於 Hair et al.(1998) 所建議標準 0.7，表示各構面具有良好的內部一致性。此外平均變異萃取量 (Average variance extracted；AVE )依據 Fornell & Larcker(1981)建議標準需 達 0.5 以上才表示具有收斂效度，而各構面 AVE 都皆高於所建議之標準，
具有收斂效度。
表 4.2.1 正向老化子構面之測量模式分析表
子構面 因素負荷量/
路徑係數 T 檢定 α CR AVE
正向老化 0.948 0.953 0.507
正向心理狀 態
PA1 0.881 44.756 PA2 0.937 83.605 PA3 0.942 110.585 PA4 0.921 95.595 PA5 0.759 23.768
關係資源
PA6 0.836 33.595 PA7 0.783 21.770 PA8 0.860 44.786 PA9 0.874 47.851 PA10 0.822 30.655 身體狀況 PA11 0.777 33.395
(續表 4.2.1)
註: α= Cronbach's alpha；CR=組成信度；AVE=平均解釋變異量 表 4.2.2 各構面之二階測量模式分析表
(續表 4.2.2)
SN6 0.812 34.338
自我效能 0.936 0.949 0.758
SE1 0.805 26.556 SE2 0.862 39.204 SE3 0.836 30.900 SE4 0.923 88.621 SE5 0.914 84.076 SE6 0.880 60.844
便利條件 0.920 0.940 0.759
FC1 0.895 64.788 FC2 0.883 45.552 FC3 0.910 66.948 FC4 0.854 42.237 FC5 0.810 36.579
知覺行為控制 0.930 0.947 0.782
PBC1 0.850 35.226 PBC2 0.905 54.843 PBC3 0.891 53.579 PBC4 0.889 51.481 PBC5 0.886 50.720
行為意圖 0.961 0.972 0.896
BI1 0.950 91.602 BI2 0.958 114.130 BI3 0.928 69.716 BI4 0.949 83.687
註: α= Cronbach's alpha；CR=組成信度；AVE=平均解釋變異量
AVE 可用來評判信度外，亦可用來代表收斂效度，Fornell &
Larcker(1981)建議收斂效度以 0.5 為標準來判斷是否具備收斂效度，而本研 究依表 4.2.1 判斷，各構面皆大於標準，表示本研究 8 個構面皆具有收斂效 度。依據 4.2.3 判斷，本研究各構面之平均變異抽取量之平方根皆大於其與 其它構面之相關係數值，可得出各構面都具有區別效度。
表 4.2.3 區辨效度分析 構面 正向老
化 態度 社會認
同 主觀規
範 自我效
能 便利條
件 知覺行為
控制 行為
意圖 正向老化 0.712
態度 0.466*** 0.949
社會認同 0.484 0.764 0.873
主觀規範 0.262 0.392 0.381*** 0.819
自我效能 0.625 0.474 0.543 0.299 0.871
便利條件 0.603 0.477 0.555 0.384 0.607 0.871 知覺行為
控制 0.649 0.485 0..525 0.387 0.665*** 0.758*** 0.884
行為意圖 0.349*** 0.684*** 0.670*** 0.490** 0.481*** 0.585 0.568*** 0.947 註₁: 對角反白的部份，其值為平均解釋變異量（AVE 平方根）；非對角線之其
他數值為各構面相關。
註₂:：*p<0.05, **p<0.01, ***p<0.001
二、 結構模型分析
經由 PLS 統計分析，分析結果以圖 4.2.1 呈現，如圖所示，正向老化 對態度具有正向顯著影響(β=0.466, p<0.001)，因此，假設 1 成立；態度對 持續工作之行為意圖具有正向顯著影響(β=0.361, p<0.001)，因此，假設 2 成立；主觀規範對社會認同具有正向顯著影響(β=0.381, p<0.001)，因此，
假設 3 成立；社會認同對行為意圖具有正向顯著影響(β=0.260, p<0.001)，
因此，假設 4 成立；自我效能對知覺行為控制具有正向顯著影響(β=0.325, p<0.001)，因此，假設 5 成立；便利條件對知覺行為控制具有正向顯著影 響(β=0.560, p<0.001)，因此，假設 6 成立；知覺行為控制對行為意圖具有 正向顯著影響(β=0.256, p<0.001)，因此，假設 7 成立。
其次，依據 Cohen (1988)根據解釋力判定 R²small=0.02，R²
medium=0.13，R²large=0.26，正向老化對態度之 R²解釋力為 21.7%，主觀 規範對社會認同之 R²解釋力為 14.5%，自我效能與便利條件對知覺行為控 制之 R²解釋力為 64.1%，而態度、社會認同及知覺行為控制對行為意圖的 整體 R²解釋力為 56.7%，藉此發現自我效能與便利條件對知覺行為控制擁 有良好的解釋力。再者，結構模型適配度(Goodness of Fit)依據 Vinzi et al.(2010)與 Wetzels et al.(2009)給定標準，其弱中強的適配度門檻值分別為 0.1、0.25、0.36，而本研究結構模型適配度為 0.641，因此本研究結構模型 適配度良好。此外，依照 Sobel (1982)的建議檢驗中介效果，Sobel 檢驗的 中介效果以 Sobel Z 值進行判定，本研究檢驗結果如表 4.2.4:
表 4.2.4 中介效果 Sobel Z 值
構面 Sobel Z 檢驗結果
正向老化-態度-行為意圖 4.172>1.96 態度具有中介效果 主觀規範-社會認同-行為意圖 3.102>1.96 社會認同具有中介效果 自我效能-知覺行為控制-行為意圖 3.259>1.96 知覺行為控制具有中介效果 便利條件-知覺行為控制-行為意圖 3.637>1.96 知覺行為控制具有中介效果
圖 4.2.1 結構模型分析 資料來源：本研究整理
R²=0.145
R²=0.641
R²=0.567 0.361***
0.381***
0.325***
0.256***
R²=0.217
0.466***
0.560***
高齡持 續工作 之行為 意圖
知覺行為控制
社會認同 正向老化 態度
自我效能
主觀規範
便利條件
0.260***
關係資源 正向心理狀態
身體狀況 參與活動
0.833*** 0.897***
*
0.851*** 0.812***