第四章 資料分析
第六節 多群組樣本比較與分析
本節共有六個結構模型之路徑分析結果，依序為遠東航空公司結構模型之路 徑分析、華信航空公司結構模型之路徑分析、立榮航空公司結構模型之路徑分析、
德安航空公司結構模型之路徑分析、年搭機次數 5 次以下及 6 次以上結構模型之 路徑分析。
本研究分別就「航空公司的四大分群」及「年搭機次數分群」進行卡方值差 異檢定，航空公司卡方值為 4157.587、p-value 小於 0.001，年搭機次數分群卡方值 為 2573.632、p-value 小於 0.001，結果顯示四大航空公司、年搭機次數分群亦存在 差異性，因此，必要針對航空公司四群及年搭機次數兩群進行模型的差異性比較。
相關說明如下：
一、遠東航空公司結構模型之路徑分析(N=202)
利用結構方程模型對搭乘遠東航空公司曾遭遇服務失誤之乘客進行分析，結 果如圖 4–3、表 4–20 所示。此模型的路徑係數以「補救後信任」對「補救後滿意」
之路徑係數最高，為 0.869，顯示乘客對航空公司服務失誤補救後的信任度越高，
則服務失誤補救後的滿意度越高。在服誤失務與歸因層面，「服務失誤嚴重性」對
「心理契約違犯」的路徑係數為 0.405、「穩定性歸因」對「心理契約違犯」的路 徑係數為 0.288、「可控制性歸因」對「心理契約違犯」的路徑係數為 0.106。在顧 客心理層面，「心理契約違犯」對 「補救後信任」的路徑係數為-0.177、「心理契 約違犯」對「補救後滿意」的路徑係數為-0.039、「補救後信任」對「補救後滿意」
之路徑係數為 0.869。在補救後行為意圖層面，「補救後信任」對「再購意圖」、「補 救後信任」對「建言意圖」、「補救後滿意」對「再購意圖」、「補救後滿意」對「建 言意圖」、「建言意圖」對「再購意圖」的路徑係數依序為 0.372、-0.012、0.457、
0.400 及-0.026。綜合上述顯示，就搭乘遠東航空公司國內航班且曾經發生過服務 失誤之乘客而言，「服務失誤嚴重性」對「心理契約違犯」、「穩定性歸因」對「心 理契約違犯」、「補救後信任」對「補救後滿意」、「補救後信任」對「再購意圖」、
「補救後滿意」對「再購意圖」、「補救後滿意」對「建言意圖」具顯著正向影響；
但「心理契約違犯」對 「補救後信任」具有顯著負向影響；另外，「可控制性歸 因」對「心理契約違犯」、「補救後信任」對「建言意圖」、「建言意圖」對「再購 意圖」不具顯著正向影響；「心理契約違犯」對「補救後滿意」則不具顯著負向影 響。
β43=0.457***
β53=0.400*
β32=0.869***
β42=0.372**
β52=-0.12
β54=-0.026
R2=0.357 γ12=0.288***
β21=-0.177*
β31=-0.039 γ11=0.405***
γ13=0.106
R2=0.768 R2=0.152
服務失誤 嚴重性
(ξ1)
穩定性歸因 (ξ2)
可控制性歸因 (ξ3)
心理契約違犯 (η1)
R2=0.031 R2=0.630
補救後滿意 (η3) 補救後信任
(η2)
再購意圖 (η4)
建言意圖 (η5)
說明：顯著 不顯著
χ2=1069.696、D.F.=478、χ2/D.F.=2.238、GFI=0.758、AGFI=0.716、RMSR=0.135、RMSEA=0.078；
路徑係數為標準化之值*p＜0.05; **p＜0.01; ***p＜0.001
表 4–20 遠東航空公司結構模型路徑分析結果(N=202) 假說驗證彙整表
假 說
路
徑 構面間關係 路徑
係數 顯著性 檢定結果 H1 γ11 服務失誤嚴重性→心理契約違犯 0.405 *** 獲得支持
H2 γ12 穩定性歸因→心理契約違犯 0.288 *** 獲得支持
H3 γ13 可控制性歸因→心理契約違犯 0.106 ─ 未獲支持
H4 β21 心理契約違犯→補救後信任 -0.177 * 獲得支持
H5 β31 心理契約違犯→補救後滿意 -0.039 ─ 未獲支持
H6 β32 補救後信任→補救後滿意 0.869 *** 獲得支持
H7 β42 補救後信任→再購意圖 0.372 ** 獲得支持
H8 β52 補救後信任→建言意圖 -0.12 ─ 未獲支持
H9 β43 補救後滿意→再購意圖 0.457 *** 獲得支持
H10 β53 補救後滿意→建言意圖 0.400 * 獲得支持
H11 β54 建言意圖→再購意圖 -0.026 ─ 未獲支持 註：*: p＜0.05; **: p＜0.01; ***: p＜0.001
資料來源：本研究整理
二、華信航空公司結構模型路徑分析結果(N=238)
利用結構方程模型對搭乘華信航空公司曾遭遇服務失誤之乘客進行分析，結 果如圖 4–4、表 4–21 所示。此模型的路徑係數以「補救後信任」對「補救後滿意」
之路徑係數最高，為 0.872，顯示乘客對航空公司服務失誤補救後的信任度越高，
則服務失誤補救後的滿意度越高。在服誤失務與歸因層面，「服務失誤嚴重性」對
「心理契約違犯」的路徑係數為 0.473、「穩定性歸因」對「心理契約違犯」的路 徑係數為 0.185、「可控制性歸因」對「心理契約違犯」的路徑係數為 0.139。在顧 客心理層面，「心理契約違犯」對「補救後信任」的路徑係數為-0.178、「心理契約 違犯」對「補救後滿意」的路徑係數為 0.040、「補救後信任」對「補救後滿意」
之路徑係數為 0.872。在補救後行為意圖層面，「補救後信任」對「再購意圖」、「補 救後信任」對「建言意圖」、「補救後滿意」對「再購意圖」、「補救後滿意」對「建 言意圖」、「建言意圖」對「再購意圖」的路徑係數依序為 0.451、0.060、0.344、
0.163 及-0.001。綜合上述顯示，就搭乘華信航空公司國內航班且曾經發生過服務 失誤之乘客而言，「服務失誤嚴重性」對「心理契約違犯」、「穩定性歸因」對「心 理契約違犯」、「可控制性歸因」對「心理契約違犯」、「補救後信任」對「補救後 滿意」、「補救後信任」對「再購意圖」、「補救後滿意」對「再購意圖」具有顯著 正向影響；但「心理契約違犯」對「補救後信任」具有顯著負向影響；另外「補 救後信任」對「建言意圖」、「補救後滿意」對「建言意圖」、「建言意圖」對「再 購意圖」不具顯著正向影響；「心理契約違犯」對「補救後滿意」則不具顯著負向 影響。
β43=0.344**
路徑係數為標準化之值*p＜0.05; **p＜0.01; ***p＜0.001
圖 4–4 華信航空公司結構模型之路徑分析結果
表 4–21 華信航空公司結構模型路徑分析結果(N=238) 假說驗證彙整表
假 說
路
徑 構面間關係 路徑
係數 顯著性 檢定結果 H1 γ11 服務失誤嚴重性→心理契約違犯 0.473 *** 獲得支持
H2 γ12 穩定性歸因→心理契約違犯 0.185 ** 獲得支持
H3 γ13 可控制性歸因→心理契約違犯 0.139 * 獲得支持
H4 β21 心理契約違犯→補救後信任 -0.178 * 獲得支持
H5 β31 心理契約違犯→補救後滿意 0.040 ─ 未獲支持
H6 β32 補救後信任→補救後滿意 0.872 *** 獲得支持
H7 β42 補救後信任→再購意圖 0.451 *** 獲得支持
H8 β52 補救後信任→建言意圖 0.060 ─ 未獲支持
H9 β43 補救後滿意→再購意圖 0.344 ** 獲得支持
H10 β53 補救後滿意→建言意圖 0.163 ─ 未獲支持
H11 β54 建言意圖→再購意圖 -0.001 ─ 未獲支持 註：*: p＜0.05; **: p＜0.01; ***: p＜0.001
資料來源：本研究整理
三、立榮航空公司結構模型路徑分析結果(N=220)
利用結構方程模型對搭乘立榮航空公司曾遭遇服務失誤之乘客進行分析，結 果如圖 4–5、表 4–22 所示。此模型的路徑係數以「補救後信任」對「補救後滿意」
之路徑係數最高，為 0.836，顯示乘客對航空公司服務失誤補救後的信任度越高，
則服務失誤補救後的滿意度越高。在服誤失務與歸因層面，「服務失誤嚴重性」對
「心理契約違犯」的路徑係數為 0.311、「穩定性歸因」對「心理契約違犯」的路 徑係數為 0.469、「可控制性歸因」對「心理契約違犯」的路徑係數為-0.006。在顧 客心理層面，「心理契約違犯」對「補救後信任」的路徑係數為-0.173、「心理契約 違犯」對「補救後滿意」的路徑係數為-0.023、「補救後信任」對「補救後滿意」
之路徑係數為 0.836。在補救後行為意圖層面，「補救後信任」對「再購意圖」、「補 救後信任」對「建言意圖」、「補救後滿意」對「再購意圖」、「補救後滿意」對「建 言意圖」、「建言意圖」對「再購意圖」的路徑係數依序為 0.103、0.266、0.521、
0.287 及 0.159。綜合上述顯示，就搭乘立榮航空公司國內航班且曾經發生過服務 失誤之乘客而言，「服務失誤嚴重性」對「心理契約違犯」、「穩定性歸因」對「心 理契約違犯」、「補救後信任」對「補救後滿意」、「補救後信任」對「建言意圖」、
「補救後滿意」對「再購意圖」、「補救後滿意」對「建言意圖」、「建言意圖」對
「再購意圖」具有顯著正向影響；但「心理契約違犯」對「補救後信任」具有顯 著負向影響；另外，「可控制性歸因」對「心理契約違犯」、「補救後信任」對「再 購意圖」不具顯著正向影響；「心理契約違犯」對「補救後滿意」則不具顯著負向 影響。
β43=0.521***
β53=0.287*
β32=0.836***
β42=0.103
β52=0.266*
β54=0.159**
R2=0.405 γ12=0.469***
β21=-0.173*
β31=-0.023 γ11=0.311***
γ13=-0.006
R2=0.706 R2=0.281
服務失誤 嚴重性
(ξ1)
穩定性歸因 (ξ2)
可控制性歸因 (ξ3)
心理契約違犯 (η1)
R2=0.030 R2=0.498
補救後滿意 (η3) 補救後信任
(η2)
再購意圖 (η4)
建言意圖 (η5)
說明：顯著 不顯著
χ2=1020.277、D.F.=478、χ2/D.F.=2.134、GFI=0.774、AGFI=0.735、RMSR=0.131、RMSEA=0.072；
路徑係數為標準化之值*p＜0.05; **p＜0.01; ***p＜0.001
表 4–22 立榮航空公司結構模型路徑分析結果(N=220) 假說驗證彙整表
假 說
路
徑 構面間關係 路徑
係數 顯著性 檢定結果 H1 γ11 服務失誤嚴重性→心理契約違犯 0.311 *** 獲得支持
H2 γ12 穩定性歸因→心理契約違犯 0.469 *** 獲得支持
H3 γ13 可控制性歸因→心理契約違犯 -0.006 ─ 未獲支持
H4 β21 心理契約違犯→補救後信任 -0.173 * 獲得支持
H5 β31 心理契約違犯→補救後滿意 -0.023 ─ 未獲支持
H6 β32 補救後信任→補救後滿意 0.836 *** 獲得支持
H7 β42 補救後信任→再購意圖 0.103 ─ 未獲支持
H8 β52 補救後信任→建言意圖 0.266 * 獲得支持
H9 β43 補救後滿意→再購意圖 0.521 *** 獲得支持
H10 β53 補救後滿意→建言意圖 0.287 * 獲得支持
H11 β54 建言意圖→再購意圖 0.159 ** 獲得支持 註：*: p＜0.05; **: p＜0.01; ***: p＜0.001
資料來源：本研究整理
四、德安航空公司結構模型路徑分析結果(N=211)
利用結構方程模型對搭乘立榮航空公司曾遭遇服務失誤之乘客進行分析，結 果如圖 4–6、表 4–23 所示。此模型的路徑係數以「補救後信任」對「補救後滿意」
之路徑係數最高，為 0.832，顯示顧客對航空公司服務失誤補救後的信任度越高，
則服務失誤補救後的滿意度越高。在服誤失務與歸因層面，「服務失誤嚴重性」對
「心理契約違犯」的路徑係數為 0.379、「穩定性歸因」對「心理契約違犯」的路 徑係數為 0.151、「可控制性歸因」對「心理契約違犯」的路徑係數為 0.181。在顧 客心理層面，「心理契約違犯」對 「補救後信任」的路徑係數為 0.039、「心理契 約違犯」對「補救後滿意」的路徑係數為-0.063、「補救後信任」對「補救後滿意」
之路徑係數為 0.832。在補救後行為意圖層面，「補救後信任」對「再購意圖」、「補 救後信任」對「建言意圖」、「補救後滿意」對「再購意圖」、「補救後滿意」對「建 言意圖」、「建言意圖」對「再購意圖」的路徑係數依序為 0.085、0.272、0. 663、
0.299 及 0.182。綜合上述顯示，就搭乘德安航空公司國內航班且曾經發生過服務 失誤之乘客而言，「服務失誤嚴重性」對「心理契約違犯」、「可控制性歸因」對「心 理契約違犯」、「補救後信任」對「補救後滿意」、「補救後信任」對「建言意圖」、
「補救後滿意」對「建言意圖」、「補救後滿意」對「再購意圖」、「建言意圖」對
「再購意圖」具有顯著正向影響；另外，「穩定性歸因」對「心理契約違犯」、「補 救後信任」對「再購意圖」不具顯著正向影響；「心理契約違犯」對「補救後信任」、
及「心理契約違犯」對「補救後滿意」則不具顯著負向影響。