圖 4-4、4-5 為節能意識二階驗證因素模式圖，相關參數整理如表 4-5。
由表 4-5 得知，節能意識模式虛無模式至二階因子模式卡方值是愈來愈小，
且卡方與自由度比皆是愈來愈小，表示此模式適用二階因子模式。節能 意識合計有六個題，其二階因子模式因素負荷量標準化係數各題均超過 0.5 以上且未超過 0.95 以上，殘差均為正而且顯著，顯見無違犯估計。
圖 4-4 節能意識二階驗證因素模式圖(A)一階一因子分析 (B)一階三因子 模式(無相關)
A B
圖 4-5 節能意識二階驗證因素模式圖(C)一階三因子模式(有相關) (D)二階 因子模式
表 4-5 節能意識二階驗證因素模式表
X2值 df X2/df GFI AGFI CFI RMSEA Null model 734.536 36 20.404 0.588 0.485 0.00 0.222 一階一因子分析 126.320 27 4.679 0.925 0.876 0.858 0.097 一階三因子模式
(無相關) 256.266 27 9.490 0.870 0.784 0.672 0.147 一階三因子模式
(有相關) 49.551 24 2.065 0.972 0.948 0.963 0.052 二階因子模式 49.551 24 2.065 0.972 0.948 0.963 0.052
建議值 愈小 愈好
愈大
愈好 <5 >0.8 >0.8 >0.9 <0.08 圖 4-6 為節能態度二階驗證因素模式圖，相關參數整理如表 4-6 整理 得知，節能態度模式虛無模式至二階因子模式卡方值由 952.662 至 53.975，
且卡方與自由度比是由 14.869 至 1.178，RMSEA 由 0.255 至 0.056，表示 此模式適用二階因子模式。節能態度合計有六個題，其二階因子模式因
C D
素負荷量標準化係數各題均超過 0.5 以上且未超過 0.95 以上，殘差均為 正而且顯著，顯見無違犯估計。
圖 4-6 節能態度二階驗證因素模式圖 (A)一階一因子分析 (B)一階三因子 模式(無相關) (C)一階三因子模式(有相關) (D)二階因子模式
C D
A B
表 4-6 節能態度二階驗證因素模式表
X2值 df X2/df GFI AGFI CFI RMSEA Null model 952.662 36 26.462 0.510 0.388 0.00 0.255 一階一因子分析 162.310 27 6.011 0.909 0.849 0.852 0.113 一階三因子模式
(無相關) 299.362 27 11.087 0.850 0.750 0.703 0.160 一階三因子模式
(有相關) 53.975 24 2.249 0.972 0.948 0.967 0.056 二階因子模式 53.975 24 2.249 0.972 0.948 0.967 0.056
建議值 愈小 愈好
愈大
愈好 <5 >0.8 >0.8 >0.9 <0.08 圖 4-7 為節能行為二階驗證因素模式圖，相關參數整理如表 4-7。由 表 4-7 得知節能行為模式虛無模式至二階因子模式卡方值由 981.361 至 58.924，且卡方與自由度比皆是愈來愈小，RMSEA 由 0.188 至 0.021，表 示此模式適用二階因子模式。節能態度合計有六個題，其二階因子模式 因素負荷量標準化係數各題均超過 0.5 以上且未超過 0.95 以上，殘差均 為正而且顯著，顯見無違犯估計。
表4-8為利用常態性檢定建構之結構模式是否成立，本研究利用 AMOS 16.0統計軟體進行適配度檢定。由於AMOS統計軟體的內設參數估 計方法是最大可能性法(Maximum Likelihood, ML)，此方法對於大樣本與 多變量常態性分配(multivariate normality distribution)的假定有較嚴格的 要求(Bollen, 1989; Joreskog & Sorbom, 1984)，因此研究者需對本研究之量 表進行常態性檢定。
模式變數常態檢定(如表 4-8)，理論上常態峰是 kurtosis=3 (目前的統 計軟體都會減 3，因此 kurtosis=0 及 skew=0 為常態)。實務上偏態絕對 值在 2 以內，峰態絕對值在 8 以內可視為常態(Kline, 2005)。另 Leech, Barrett, & Morgan(2004)指出 skew 在小於正負 1.0 視為常態。由表 5-1 得 知是符合模式變數常態檢定。資料無嚴重的偏差情形，本研究適合最大 概似估計法。
圖 4-7 節能行為二階驗證因素模式圖(A)一階一因子分析 (B)一階四因子 模式(無相關) (C)一階四因子模式(有相關) (D)二階因子模式
A B
C D
表 4-7 節能行為二階驗證因素模式表
X2值 df X2/df GFI AGFI CFI RMSEA Null model 981.361 66 14.869 0.534 0.449 0.00 0.188 一階一因子分析 119.978 54 2.222 0.951 0.929 0.928 0.056 一階五因子模式
(無相關) 446.103 54 8.261 0.810 0.725 0.703 0.572 一階五因子模式
(有相關) 58.788 48 1.225 0.976 0.961 0.988 0.024 二階因子模式 58.924 50 1.178 0.976 0.962 0.990 0.021
建議值 愈小 愈好
愈大
愈好 <5 >0.8 >0.8 >0.9 <0.08 表 4-9 為迴歸加權係數摘要表，在模式設定上將「節能意識節能觀 念」、「節能態度→節能生活」、「節能行為食」、「節能生活→生 活 1」、「節能消費→消費 1」、「食→食 1」、「衣→衣 1」、「住→
住 1」、「行→行 1」、「觀念→觀念 3」、「標示→標示 3」、「價值
→價值 3」、「訊息→訊息 1」設為固定參數，其參數值為 1，所以這十 三個參數不需要進行徑路係數顯著性檢定。
臨界比值(critical ratio)等於參數估計值(Estimate)與估計值標準誤(the standard error of estimate)的比值，相當於 t 檢定值，臨界比值絕對值大於 1.96，表示參數估計值達 0.50 之顯著水準(李茂能, 2006)。其 CR 值介於 4.262 至 11.135 之間，顯示 CR 值皆>1.96，除節能意識對於節能行為的 CR 值為 1.443，不顯著且 P 值為 0.149。其標準誤(S.E.)值介於 0.087 至 0.182 之間，顯示本研究模式沒有很大的準備誤。
表 4-8 各變項常態評估表
Variable min max skew c.r. kurtosis c.r.
價值 1 1.000 7.186 -0.141 -1.141 -0.190 -0.768 價值 2 1.000 8.227 -0.194 -1.570 0.141 0.572 價值 3 2.000 9.279 -0.009 -0.070 -0.403 -1.631 標示 1 2.000 7.740 -0.287 -2.327 -0.507 -2.056 標示 2 0.597 9.008 -0.017 -0.136 -0.156 -0.632 標示 3 2.000 7.580 -0.375 -3.041 -0.405 -1.643 觀念 1 2.000 7.900 -0.245 -1.983 -0.639 -2.589 觀念 2 2.000 8.894 -0.335 -2.716 -0.498 -2.018 觀念 3 2.000 8.509 -0.601 -4.868 -0.286 -1.161 行 3 1.000 7.508 -0.413 -3.344 -0.376 -1.523 行 2 1.000 7.000 -0.484 -3.923 -0.396 -1.605 行 1 1.000 7.245 -0.439 -3.554 -0.191 -0.772 住 3 1.000 8.664 -0.396 -3.207 -0.564 -2.285 住 2 1.000 7.385 -0.378 -3.065 -0.188 -0.761 住 1 2.000 8.521 -0.380 -3.081 -0.535 -2.167 衣 3 1.000 8.066 -0.362 -2.935 -0.376 -1.525 衣 2 1.000 7.000 -0.378 -3.065 -0.280 -1.136 衣 1 1.000 7.000 -0.376 -3.045 -0.366 -1.485 食 3 1.000 7.286 -0.415 -3.361 -0.567 -2.298 食 2 0.821 7.218 -0.678 -5.497 -0.116 -0.471 食 1 1.000 7.504 -0.463 -3.752 -0.336 -1.363 訊息 4 1.000 7.080 -0.261 -2.113 -0.355 -1.439 訊息 3 1.000 7.000 -0.160 -1.296 -0.238 -0.962 訊息 2 1.000 7.000 -0.406 -3.286 -0.352 -1.426 消費 4 1.000 7.255 -0.234 -1.898 0.030 0.121 消費 3 1.000 9.129 -0.169 -1.371 -0.228 -0.925 消費 2 1.477 7.000 -0.205 -1.659 -0.856 -3.469 生活 3 0.969 7.000 -0.788 -6.383 0.301 1.218 生活 2 1.000 7.136 -0.169 -1.370 -0.486 -1.968 生活 1 1.000 7.000 -0.116 -0.942 -0.281 -1.139 Multivariate 127.156 28.801
表 4-9 迴歸加權係數摘要表
Estimate S.E. C.R. P Label 態度 <--- 意識 0.593 0.087 6.852 *** par_23 行為 <--- 態度 0.829 0.194 4.262 *** par_24 行為 <--- 意識 0.161 0.111 1.443 .149 par_25 觀念 <--- 意識 1.000
標示 <--- 意識 0.781 0.102 7.658 *** par_21 價值 <--- 意識 0.698 0.101 6.939 *** par_22 生活 <--- 態度 1.000
消費 <--- 態度 1.334 0.180 7.426 *** par_26 訊息 <--- 態度 1.357 0.179 7.600 *** par_27
食 <--- 行為 1.000
住 <--- 行為 0.921 0.128 7.203 *** par_28 行 <--- 行為 1.068 0.149 7.192 *** par_29 衣 <--- 行為 1.048 0.140 7.488 *** par_30 生活 1 <--- 生活 1.000
生活 2 <--- 生活 1.285 0.147 8.717 *** par_1 生活 3 <--- 生活 1.666 0.182 9.146 *** par_2 消費 1 <--- 消費 1.000
消費 2 <--- 消費 0.989 0.095 10.416 *** par_3 消費 3 <--- 消費 0.710 0.088 8.114 *** par_4 訊息 2 <--- 訊息 0.920 0.085 10.848 *** par_5 訊息 3 <--- 訊息 0.957 0.086 11.135 *** par_6
食 1 <--- 食 1.000
食 2 <--- 食 1.136 0.132 8.627 *** par_7 食 3 <--- 食 1.223 0.137 8.918 *** par_8 註：***0.1％顯著水準
表 4-9 迴歸加權係數摘要表(續)
Estimate S.E. C.R. P Label 衣 1 <--- 衣 1.000
衣 2 <--- 衣 1.065 0.128 8.326 *** par_9 衣 3 <--- 衣 1.098 0.120 9.172 *** par_10 住 1 <--- 住 1.000
住 2 <--- 住 1.007 0.129 7.783 *** par_11 住 3 <--- 住 1.234 0.154 8.024 *** par_12
行 1 <--- 行 1.000
行 2 <--- 行 1.111 0.141 7.895 *** par_13 行 3 <--- 行 1.033 0.135 7.644 *** par_14 觀念 3 <--- 觀念 1.000
觀念 2 <--- 觀念 0.737 0.091 8.067 *** par_15 觀念 1 <--- 觀念 0.725 0.088 8.198 *** par_16 標示 3 <--- 標示 1.000
標示 2 <--- 標示 1.094 0.131 8.341 *** par_17 標示 1 <--- 標示 1.078 0.125 8.596 *** par_18 價值 3 <--- 價值 1.000
價值 2 <--- 價值 1.440 0.168 8.593 *** par_19 價值 1 <--- 價值 1.206 0.147 8.204 *** par_20 訊息 1 <--- 訊息 1.000
註：***0.1％顯著水準
表 4-10 整體模式配適度指標顯示，卡方檢定的 p 值小於 0.05，因卡 方檢定為一易受樣本數大小影響的檢定量，Bagozzi and Yi(1988)建議須 將樣本大小的問題加以考量，以卡方檢定值與其自由度比值來檢定模式 配適度，其比值應該愈小越好，較嚴謹的研究建議以不超過 3 為標準(Chin
& Todd, 1995)。本研究之卡方檢定值與其自由度比值小於 3，顯示若考量 樣本大小的影響，是一個可以接受的模式。本研究參照 Bagozzi 和 Yi (1988) 與 Jöreskog(1996)的意見，挑選相關指標進行整體模式適配度的評鑑，在 其配適度指標，RMSEA 為 0.035，CFI 為 0.936，SRMR 為 0.0459，均高 於理想值，整體而言，本模式有很好的配適度。
表 4-10 整體模式配適度檢定摘要表
統計檢定量 理想數值 本研究指標值 配適度評估 Χ2(df) 愈小愈好 586.138 (392) 佳 NC=X2/(df) 1<NC<3 1.495 佳
p-value p>0.05
0.000 尚可SRMR <0.05 0.0459 佳 RMSEA <0.08 0.035 佳 TLI >0.9 0.929 佳 IFI >0.9 0.973 佳 CFI >0.9 0.936 佳 PGFI >0.50 0.766 佳 HOELTER >200 295 佳
圖 4-8 節能意識、態度及行為之關係模式路徑圖
模式內在結構適配度的評估，其組合信度需大於0.60，潛在變項的平 均變異數抽取量需大於0.50 (Fornell & Larcker, 1981)。由圖4-8整體樣本之
模式內在結構配適度指標，觀察變項個別潛在因素之因素負荷量值介於 0.52至0.76之間，R2值為變異量被潛在變項所解釋的百分比介於0.27至 0.49之間。二階因素負荷量，在節能意識對於節能觀念之因素負荷量為 0.87(R2=0.75)，節能意識對於節能標示之因素負荷量為0.79(R2=0.63)，節 能意識對於節能價值觀之因素負荷量為0.79(R2=0.62)。節能態度對於節能 生活之因素負荷量為0.88(R2=0.78)，節能態度對於消費習慣之因素負荷量 為0.77(R2=0.60)，節能態度對於節能訊息之因素負荷量為0.79(R2=0.62)。
節能行為對於食之因素負荷量為0.88(R2=0.75)，節能行為對於食之因素負 荷量為0.85(R2=0.73)，節能行為對於食之因素負荷量為0.85(R2=0.72)，節 能行為對於食之因素負荷量為0.86(R2=0.74)。整體而言，對節能的態度行 為模式尚符合基本適配標準，如表4-10所列整體樣本之模式內在結構適配 指標。
表 4-11 整體樣本之模式內在結構配適度指標
構面 因素負荷量 R2 組成信度 平均變異數抽取量
節能意識 0.8578 0.6684
節能觀念 0.87 0.75 節能標示 0.79 0.63 節能價值觀 0.79 0.62
節能態度 0.8551 0.6638
節能生活 0.88 0.78 消費習慣 0.77 0.60 節能訊息 0.79 0.62
節能行為 0.9191 0.7398
食 0.88 0.77 衣 0.85 0.73 住 0.85 0.72 行 0.86 0.74
由圖4-8節能意識、態度及行為之關係模式路徑圖得知，節能意識對 於節能態度影響0.79，節能態度對於節能行為的影響0.71，節能意識對於
節能行為的影響為0.18，表示此結構模式有中介存在。本研究依據Baron 及Kenney(1986)之原則來判定，所謂中介變數係指在自變數與依變數之間，
加入第三個重要變數以解釋其間的關係，完全中介效果是指加入中介變 數後，使原來自變數與依變數間之關係變為不顯著。部分中介效果是指 加入中介變數後，使原來自變數與依變數間之關係變為顯著。
表4-12為中介變項摘要表Bootstrapping檢定，藉由AMOS-重抽法或稱 拔靴法(Bootstrapping)功能，檢定模式的信賴區間(95%)，檢定結果，Lower bound(低限值)為0.292、Upper bound(Upper bound)為0.892，沒有經過0，
由此判定為中介效果。表4-13，Sobel test檢定摘要表，經有Sobel檢定結 果，Sobel z值為3.620，大於1.96即為顯著，表示具有中介效果。整合表 4-23、4-24，得知經由Bootstrapping檢定及Sobel檢定結果(Baron & Kenny, 1986; Sobel, 1982)，由於「節能意識→節能行為」達未顯著，顯示此模式 為「完全中介」效果。
表 4-12 中介變項摘要表 Bootstrapping 檢定
間接效果 Indirect effect
Standardized Indirect Effects(β)
Lower bound
Upper bound 意識→行為 0.491 0.561 0.292 0.892
表 4-13 中介變項摘要表 Sobel test 檢定
主要潛在變項之效果，本節將描述本研究修正模式中潛在變項之間 的效果值，以進一步闡述潛在變項之間的關係。潛在變項之效果可區分 為直接效果(direct effect)、間接效果(indirect effect)與總效果(total effect) 三類。直接效果乃是潛在自變項對潛在依變項的直接影響力，間接效果 指得是潛在自變項透過另一個潛在依變項仲介之後，對於潛在依變項之 影響力。總效果即是直接效果與間接效果之加總，亦即是潛在自變項對 於潛在依變項之總影響力。透過效果值之描述，能夠幫助研究者更加瞭 間接效果 ra rb Sea Seb Sobel z 意識→行為 0.593 0.829 0.087 0.194 3.620
解變項之間的關係。
表 4-14 總效果摘要表
路徑 直接效果 間接效果 總效果
H1 意識→態度 0.593 -- 0.593 H2 態度→行為 0.829 -- 0.829 H3 意識→行為 0.161 0.491 0.652 依研究所得之節能意識、態度及行為之關係模式路徑圖(如圖4-8)之 路徑分析，可將各構面間之關係分為直接路徑效果及間接路徑效果如表 4-14，節能意識對於節能態度的直接效果為0.593，並達顯著水準;節能態 度對節能行為之直接效果為0.829，及節能意識對節能行為之直接效果為 0.161，亦達顯著水準，其節能意識對節能行為之間接效果為0.491，表示 意識對於行為的影響需要態度的養成，且態度對行為有正向的影響效果。
綜合上述之結構方程模式統計分析。不論是模式基本適配指標、整體模 式適配指標或內在結構適配指標皆達到理想值，顯示本模式具有良好之 模式適配性，獲得本研究所回收資料與統計分析之驗證。
由表4-9、4-14得知在0.1％的顯著水準下，節能意識對節能態度及節 能態度對節能行為皆有顯著的關係存在；而節能意識對節能行為則未獲 支持。顯示本研究4項假設中，有3項假設成立，1項假設未獲支持，茲說 明如下：
1.假設成立
(1)模型期望共變數矩陣與樣本共變異數矩陣沒有差異
(2)節能意識對節能態度有正向影響關係(H1)：由於意識乃是一種持續的信 念，此信念會影響對事物的看法及行為的選擇。
(3)節能態度對節能行為有正向影響關係(H2)：若消費者具有高度的節能認 知及行為意向等態度，則其有愈高傾向節能行為。
2. 假設未成立
節能意識對節能態度未有正向影響行為(H3)：意識會影響個人對事物 的看法與反應，並且個人是自己獨特，進行選擇、判斷等行為。但近幾 年來，學生自我意識逐漸提升，對產品的看法與需求，已和以往有所不
同。由本研究得知，節能意識雖然無法直接影響節能行為，但卻會透過 節能態度影響節能行為。由此可見，節能行為的重要因素，乃是決定於 學生對於節能的態度。
表 4-15 男、女群組不變性比較 Model DF CMIN P NFI
Delta-1
IFI Delta-2
RFI rho-1
TLI rho2 Measurement
weights 20 22.434 0.317 0.006 0.007 -0.001 -0.002 Structural
weights 30 33.481 0.302 0.008 0.010 -0.002 -0.003 Structural
covariances 31 34.042 0.323 0.008 0.010 -0.002 -0.003 Structural
residuals 43 45.160 0.382 0.011 0.014 -0.004 -0.005 Measurement
residuals 73 83.192 0.194 0.021 0.026 -0.004 -0.006
多群組比較之效果，從圖4-9與表4-15可以得到在假設研究者的模型 是正確的情形下，進行非隨機分群的兩個群組(男、女)比較，1.先將兩群 之因素負荷量設定等同，結構模型共計有20個因素負荷量予以設定等同 (DF=20)，卡方值(CMIN)增加22.434，檢定結果p=0.317，未達0.05顯著水 準，表示這20個因素負荷量設定等同是可以接受的，因此20個因素負荷 量全等；2.維持測量模型的限制外，再加 10個結構路徑係數的設定 (DF=30-20=10)，卡方值(CMIN)增加11.047 (CMIN= 33.481-22.434=11.047)，
檢定結果p=0.302，未達0.05顯著水準，表示這10個結構路徑係數予以設 定等同是可以接受的，因此10個結構路徑係數全等；3.維持結構係數模型 的限制外，再加1個變異數及共變異數的設定 (DF=31-30=1)，卡方值 (CMIN)增加0.561(CMIN= 34.042-33.481=0.561)，檢定結果p=0.323，未達 0.05顯著水準，表示這1個變異數及共變異數予以設定等同是可以接受的，
因此1個變異數及共變異數全等，此與Kline(2005)所提的温和檢定結果相