第五章 信度與效度分析
第二節 常態性檢定
第一節 因素分析
一、Bartlett 球形檢定及 KMO 取樣適當性檢定
根據研究架構，對五個變項媒體資訊、經紀人特質、品牌形象、消費者態度 及委託意願進行因素分析。在進行因素分析之前，先進行 Bartlett 球形檢定 (Bartlett’ssphericity test)及 KMO 取樣適當性檢定(Kaiser-Meyer-Olkin measure of sampling)檢定媒體資訊、經紀人特質、品牌形象、消費者態度及委託意願，以確 定各變數觀察之間是否具有共同因素存在，才能決定是否適合進行因素分析。在 Bartlett 球形檢定方面，該檢定假設抽樣之母體數個變數彼此無關，則母體之相 關矩陣為單位矩陣，如此則沒有共同變異性存在，也就沒有進行因素分析的必要 (黃俊英，2002)。當根據樣本求得之 Bartlett 球形檢定的 p 值愈接近 0，則表示 可以拒絕母體相關矩陣為單位矩陣之假設，建議可以因素分析來縮減維度。在 KMO 取樣適當性定方面，當 KMO 值愈大時，表示變項間的共同因素愈多，愈 適合進行因素分析。
二、因素分析
利用因素分析所產生的因素負荷量(factor loading)大小來判定建構效度好 壞。同一構念中，若因素負荷量的值愈大(通常取 0.5 以上者才保留該項目，否 則刪除此題項後，再重新執行一次因素分析)，表示收斂效度愈高(張紹勳，2001)。
本研究採用主成份分析法以萃取主要因素。所萃取之準則是以特徵值(eigenvalues) 大於 1 之因素，再以最大變異法旋轉，旋轉後之因素負荷量絕對值大於 0.5 之 題項組成該因素，最後根據組成該因素之變項含意分別予以命名。
(一)、媒體資訊
在媒體資訊構面中，共有5 個題項，進行因素分析，KMO 值為 0.843 表示 適合做因素分析，萃取出一個因素，並予以此因素命名為「媒體資訊」。此因素 的累積解釋變量為66.764%，如表 5-1：
表5-1 媒體資訊之因素分析結果
因素 題目 因素負荷量 特徵值 解釋量 累積解釋量 Cronbach’s α 電視媒體 0.878
良好媒體 0.837 平面媒體 0.831 網際網路 0.780 媒體
資訊
留意媒體 0.753
3.338 66.764 66.764 0.8743
註1：表中問項順序依最大變異轉軸後之因素負荷量大小排列
註2：KMO=0.843；Bartlett 球型檢定=754.172，自由度=10，顯著性=0.000
(二)、經紀人特質
在經紀人特質構面中，共有10 個題項，進行因素分析，KMO 值為.881 表 示適合做因素分析，萃取出二個因素，剔除因素負荷量不足的問項(第 4、7、8、
10 題)，並予以此因素命名為「銷售能力」、「專業能力」。此因素的累積解釋變量 為85.013%，如表 5-2：
表5-2 經紀人特質之因素分析結果
因素 題目 因素負荷量 特徵值 解釋量 累積解釋量 Cronbach’s α 信賴形象 0.897
了解委託 0.814 銷售
能力 銷售能力 0.702
4.180 69.674 69.674 0.8334 專業知識 0.917
誠實可靠 0.873 專業
能力 勝任能力 0.785
0.920 15.339 85.013 0.7944
註1：表中問項順序依最大變異轉軸後之因素負荷量大小排列
註2：KMO=0.852；Bartlett 球型檢定=1461.485，自由度=21，顯著性=0.000 註3：因第二特徵值已接近 1，且兩個主成份可解釋全體變數的變異數 8 成以上
，故仍選两個因素
註4：整體 Cronbach’s α 係數為 0.8648
(三)、品牌形象
在品牌形象構面中，以Johnson、Nourse and Day(2001)量表為主共有 8 個題 項及林國俊 (1992) 6 個題項(第 1、及 17～28 題)進行因素分析，KMO 值為 0.923 表示適合做因素分析，萃取出二個因素，並予以此二因素命名為「服務導向」及
「制度導向」。此二個因素的累積解釋變量為68.510，如表 5-3：
表5-3 品牌形象之因素分析結果
因素 題目 因素負荷量 特徵值 解釋量 累積解釋量 Cronbach’s α 代理能力 0.830
廣告內容 0.817 就業機會 0.796 悠久歷史 0.757 認識程度 0.740 名氣大小 0.724 服務
導向
整套服務 0.688
8.035 57.390 57.390 0.8471
店面氣氛 0.806 團隊精神 0.801 銷售能力 0.801 連鎖會員 0.756 交易速度 0.737 居住距離 0.683 制度
導向
制度完善 0.642
1.557 11.120 68.510 0.7545
註1：表中問項順序依最大變異轉軸後之因素負荷量大小排列
註2：KMO=0.923；Bartlett 球型檢定=3318.309，自由度=91，顯著性=0.000 註3：整體 Cronbach’s α 係數為 0.9070
(四)、消費者態度
在消費者態度構面中，共有8 個題項，進行因素分析，KMO 值為 0.868 表 示適合做因素分析，萃取出二個因素，剔除因素負荷量不足的問項(第 8 題)，並 予以此因素命名為「認知因素」、「情感因素」。此因素的累積解釋變量為 82.916%，如表 5-4：
表5-4 消費者態度之因素分析結果
因素 題目 因素負荷量 特徵值 解釋量 累積解釋量 Cronbach’s α 喜愛委託 0.847
可信任性 0.849 信任品牌 0.664 認知
因素
房屋品質 0.882
4.876 69.662 69.662 0.8409
朋友評價 0.841 整體印象 0.904 情感
因素 較有保障 0.833
0.928 13.254 82.916 0.8447
註1：表中問項順序依最大變異轉軸後之因素負荷量大小排列
註2：KMO=0.868；Bartlett 球型檢定=1822.202，自由度=21，顯著性=0.000 註3：因第二特徵值已接近 1，且兩個主成份可解釋全體變數的變異數 8 成以上
，故仍選两個因素
註4：整體 Cronbach’s α 係數為 0.9261
(五)、委託意願
在購屋意願構面中，共有3 個題項，進行因素分析，KMO 值為 0.774 表示 適合做因素分析，萃取出一個因素，並予以此因素命名為「委託意願」。此因素 的累積解釋變量為94.042%，如下表 5-5：
表5-5 委託意願之因素分析結果
因素 題目 因素負荷量 特徵值 解釋量 累積解釋量 Cronbach’s α 委託機率 0.977
委託意願 0.969 委託
意願 委託可能 0.963
2.821 94.042 94.042 0.9683
註1：表中問項順序依最大變異轉軸後之因素負荷量大小排列
註2：KMO=0.774；Bartlett 球型檢定=1164.849，自由度=3，顯著性=.000
第二節 常態性檢定
為確認本研究各變數資料是否符合常態性假設，以利結構方程模式之分析乃 配合偏態 S (skewness)係數絕對值小於 3 與峰度 K (kurtosis)係數絕對值小於 10 之常態檢定(kline，1998) ，其結果得知如表 5-6 本研究各顯現變數之 S 係數絕對 值介於0.487~1.569，K 係數絕對值介於 0.132~2.944 皆合乎常態性要求。
表5-6 顯現變數統計資料分析 顯現變數 偏態
統計量
峰度 統計量
最小值 最大值 平均數 標準差 變異數 媒體資訊 x1 -0.605 0.191 5.00 35.00 23.957 5.437 29.561 銷售能力 x2 -1.506 2.944 4.00 21.00 16.606 3.036 9.220 專業能力 x3 -1.569 2.897 3.00 21.00 16.875 3.274 10.721 制度導向 y1 -1.187 2.338 7.00 49.00 37.311 6.630 43.965 服務導向 y2 -1.291 2.711 7.00 49.00 37.573 6.484 42.048 認知因素 y3 -0.487 0.278 4.00 28.00 19.537 4.305 18.539 情感因素 y4 -0.503 0.290 3.00 21.00 14.619 3.470 12.046 委託意願 y5 -0.533 0.132 3.00 21.00 13.855 3.938 15.512
第三節 信度與效度分析
一、信度分析
本研究以內部一致性分析法Cronbach’s α 值，來衡量同一構面下各題項間之 一致性。當係數大於0.7 則表示內部一致性高，係數小於 0.35 則表示內部一致性 低，必須予以拒絕(黃俊英、林震岩，1997)。各量表之整體信度皆大於 0.7，屬於 高信度，故整體問卷具有一致性及穩定性。(參見表 5-1～5-5)在媒體資訊量表方 面，媒體資訊整體量表之Cronbach’s α 係數為 0.8743;在經紀人員特質量表方面，
銷售能力與專業能力之 Cronbach’s α 係數分別為 0.8334、0.7944，整體量表之 Cronbach’s α 係數為 0.8648;在品牌形象方面，其制度導向、服務導向之 Cronbach’s α 係數分別為 0.7545、0.8471，而整體量表之 Cronbach’s α 係數為 0.9070;消費者 態度方面，其情感因素、認知因素之Cronbach’s α 係數分別為 0.8409、0.87，而 整體量表之 Cronbach’s α 係數為 0.9261;在委託意願量表方面，整體量表之 Cronbach’s α 係數為 0.9683。
二、效度分析
效度亦可稱為量測之正確性。10為衡量真正量測所要衡量事物之衡量能力或 功能之程度。以下本研究將檢測內容效度(content validity)及建構效度(construct validity)。
（一）、內容效度
所謂「內容效度」是指，量表內容的適切性，亦即量表內容是否涵蓋所要衡 量的構念(張紹勳, 2001)。由於本研究之問卷內容設計主要參考過去文獻理論修改 而成，並先經過前測(pretest)，即由業界人士針對問卷項目及語法提供意見，然 後加以修正，因此應具有內容效度。
（二）、建構效度
所謂「建構效度」是指，量表能測量理論上某概念或特質的程度，亦即構念 是否能真實反應實際狀況(張紹勳, 2001)。本研究以因素負荷量作為建構效度的衡 量標準，由表5-7及表5-8中可看出其各量表問項之因素負荷量，皆達顯著水準，
因此具有建構效度。即使如此，本研究為求嚴謹與完整，決定依據張紹勳 (2001) 建議，採用收斂效度(convergent validity)及區別效度(discriminant validity)來衡量。
1.收斂效度分析
一份量表的收斂效度是以標準化的測量之路徑係數(或稱負荷)為判斷依據，
當所有負荷大於0.7 時，表示此份量表有收斂效度(陳順宇，2005)。如表 5-8，各 顯現變數因素負荷都超過0.7，表示本量表有收斂效度。
2.區別效度分析
本研究依據anderson and Gerbing（1988）的建議來進行區別效度分析，其方 式為：分別將兩兩構面之相關係數限定為一，而後將此限定模式與未限定之原衡 量模式進行卡方差異度檢定，如果限定模式之卡方值較未限定的卡方值為大且達 顯著水準時，則顯示此二構面間具有區別效度。各量表構面之區別效度分析結果 如表5-7 示，顯示各構念中的兩兩構面的相關係數限定為一時，其限定模式之卡 方值均較未限定模式之卡方值為大。
10 效度（validity）即測量的正確性，係指問卷量表所能測出其所欲測量的特質或功能之程度，
也就是問卷是否能真正測出受測者心理的反應。效度愈高，表示測驗的結果愈能代表受測者 真實的反應。以結構方程模式的衡量模式進行模式的適合度（goodness-of-fit）檢定，以檢定 各構面是否具有足夠的收斂效度（convergent validity）和區別效度（discriminant validity）。
限制模式與非限制模式，兩者主要差別是，前者在計算前先限制這兩個潛在 變數之間內的初始參數估計值為1.0 ( 這是基於"假定"不同特質之間有高相關的 思維，但實際計算結果 相關值仍會受到誤差項之間彼此的相關或變異程度而調 整 )，而後者則界定 為自由參數，並言表電腦計算其模式適合度 χ2值，若限制 模式與非限制模式兩者 χ2 值的差達到顯著水準 (P<0.05)，則表示這個構面具有 高的區別效度。假如未限制之適合度χ2值愈小，則表示這些特質的相關性愈低，
其區別效度就愈高。(Bagozzi and Phillips,1982)
各量表成對因素區別效度 (銷售能力與專業能力)、(制度導向與服務導向)、
(認知因素與情感因素)，限定模式之卡方值與未限定的卡方值，兩者相減之 χ2
值差大於χ21,0.05=3.8415，表 P<0.05，達到顯著水準，代表各構面有區別效度。
表5-7 各量表區別效度分析
經紀人特質量表區別效度分析
未受限模式 受限模式 Δχ2 成對因素 卡方值 自由度 卡方值 自由度 銷售能力 專業能力 184.2 8
188.3 9
4.1 品牌形象量表區別效度分析
未受限模式 受限模式 Δ
χ
2 成對因素 卡方值 自由度 卡方值 自由度制度導向 服務導向 839 76 852.3 77 13.3 消費者態度量表區別效度分析
未受限模式 受限模式 Δ
χ
2 成對因素 卡方值 自由度 卡方值 自由度認知因素 情感因素 260.5 13 266.1 14 5.6