整體模式分析與假說驗證

依據研究目的與文獻探討，本研究提出研究架構如圖 3-1。並以 AMOS 統 計軟體來進行結構方程式模型(SEM)分析，以測詴模式的配適度及驗證本研究 所提出之假說，所使用的參數估計法為最大概似法(Maximum Likelihood Model, MLM)。表 4-8 為本研究假說模型之各項配適度指標及可否接受的判斷準則。

一、整體模式配適度

本研究利用 Hair et al.(1998)所提出之絕對配適度量測、增值配適度量測與 簡效配適度量測來判斷模式之整體配適度。測詴結果分述如下：

(一)絕對配適度量測

絕對配適度量測反應出模式推導出的共變矩陣與實際觀測共變矩陣之間 的配適情形，配適度的數值大小代表模式導出數與實際觀測數差異多寡的程度 (邱皓正，2008)。常被用來判斷絕對配適度量測的指標有：(1)卡方自由度比 (χ²/d.f.)、(2)良性配適指標(GFI)、(3)調整後良性配適指標(AGFI)、(4)標準化均 方根殘差(SRMR)與(5)近似誤差均方根 (RMSEA)等。

本 研 究 整 體 理 論 模 式 的 絕 對 配 適 度 量 測 結 果 分 別 為 ：χ²/d.f.=2.658 、 GFI=0.851、AGFI=0.833、SRMR=0.075、RMSEA=0.047。由此可知，本研究 之 GFI 與 AGFI 值達到 0.8 以上，符合 Doll et al.(1994)合理配適的標準。卡方 自由度比小於 3，符合 Hayduk(1987)建議之值。而 SRMR 小於 0.1，符合 Hu and Bentler(1999)與黃芳銘(2007)的建議值。RMSEA 低於 0.05 達到了良好配適之標 準(McDonald & Ho, 2002; 黃芳銘，2007)。故整體來說，本研究模式與觀察資 料具有合理的配適度。詳細分析結果請參考表 4-8。

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(二)增值配適度量測

增值配適度量測使用在一個比較嚴格的或套層的基線模式(baseline model) 與理論模式相互比較的時候，以測量其配適改進比例的程度(黃芳銘，2007)。

常被用來判斷增值配適度量測的指標有：(1)規範配適度指標(NFI)、(2)增值配 適度指標(IFI)、(3)非規範配適度指標(NNFI)與(4)比較配適度指標(CFI)。

本研究整體理論模式的增值配適度量測結果分別為：NFI=0.903、IFI=0.937、

NNFI=0.932、CFI=0.937。由此可知，各項指標皆達到 0.9 以上，符合學者建議 之值(Bentler & Bonett, 1980；Bollen, 1989；Bentler, 1990；Doll et al., 1994；Hair et al., 1998；Hu & Bentler, 1999)。顯示本研究模式良好的配適度。詳細分析結 果請參考表 4-8。

(三)簡效配適度量測

簡效配適度量測所要呈現的是，需要達到某一特定水準模式配適的估計係 數數目是多少。主要目地在於更正模式中任何過度配適的情況，即對模式的複 雜性加以懲罰(黃芳銘，2007)。常用的判斷指標有:(1)簡效良性配適指標(PGFI)、

(2)簡效規範配適指標(PNFI)。

如 表 4-8 所 示 ， 本 研 究 整 體 理 論 模 式 的 簡 效 配 適 度 量 測 結 果 分 別 為:PGFI=0.757、PNFI=0.835。數值均大於 0.5，符合 Mulaik et al.(1989)與黃芳 銘(2007)建議之值。

綜合上述本研究整體理論模式的檢測結果皆符合其判斷準則，顯示本研究 模式具有良好的配適度，整體分析結果如表 4-8 所示:

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p 值<0.001，即有正向顯著的影響效果。因此本研究 H₁可獲得支持。

(二) 主觀規範對行為意圖的影響

本研究假設消費者對再生紙類產品的主觀規範將正向影響其行為意圖(H₂)，

從結構模式分析結果之路徑係數中，可發現主觀規範對行為意圖的路徑係數為 0.067，p 值<0.01，即有正向顯著的影響效果。因此本研究 H₂可獲得支持。

(三) 知覺行為控制對行為意圖的影響

本研究假設消費者對再生紙類產品的知覺行為控制將正向影響其行為意 圖(H₃)，從結構模式分析結果之路徑係數中，可發現知覺行為控制對行為意圖 的路徑係數為 0.606，p 值<0.001，即有正向顯著的影響效果。因此本研究 H₃ 可獲得支持。

(四) 價格意識對態度的影響

本研究假設消費者的價格意識，將負向影響其對再生紙類產品的態度(H₄)，

從結構模式分析結果之路徑係數中，可發現價格意識對態度的路徑係數為 -0.006，p 值>0.05，即不顯著的影響效果。故本研究 H₄未獲得支持。

(五) 價值意識對態度的影響

本研究假設消費者的價值意識，將正向影響其對再生紙類產品的態度(H₅)，

從結構模式分析結果之路徑係數中，可發現價值意識對態度的路徑係數為 0.310，p 值<0.001，即有正向顯著的影響效果。因此本研究 H₅可獲得支持。

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(六) 知覺環境知識對態度的影響

本研究假設消費者的知覺環境知識，將正向影響其對再生紙類產品的態度 (H₆)，從結構模式分析結果之路徑係數中，可發現知覺環境知識對態度的路徑 係數為 0.101，p 值<0.001，即有正向顯著的影響效果。因此本研究 H₆可獲得 支持。

(七) 知覺品質對態度的影響

本研究假設消費者對再生紙類產品的知覺品質，將正向影響其對產品的態 度(H₇)，從結構模式分析結果之路徑係數中，可發現知覺品質對態度的路徑係 數為 0.481，p 值<0.001，即有正向顯著的影響效果。因此本研究 H₇可獲得支 持。

(八) 人際影響、外部影響對主觀規範的影響

本研究假設消費者之人際影響，將正向影響其對再生紙類產品的主觀規範 (H₈)，從結構模式分析結果之路徑係數中，可發現人際影響對主觀規範的路徑 係數為 0.712，p 值<0.001，即有正向顯著的影響效果。因此本研究 H₈可獲得 支持。

本研究假設消費者之外部影響，將正向影響其對再生紙類產品的主觀規範 (H₉)，從結構模式分析結果之路徑係數中，可發現外部影響對主觀規範的路徑 係數為 0.173，p 值<0.001，即有正向顯著的影響效果。因此本研究 H9可獲得 支持。

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(九) 資源便利條件對知覺行為控制

本研究假設消費者對再生紙類產品的資源便利條件，將正向影響其知覺行 為控制(H₁₀)，從結構模式分析結果之路徑係數中，可發現資源便利條件對知覺 行為控制的路徑係數為 0.880，p 值<0.001，即有正向顯著的影響效果。因此本 研究 H₁₀可獲得支持。

表 4-9 理論結構模式路徑係數與假說驗證

潛在變項間關係 對應

假說

期望 符號

路徑

係數 p 值 檢定

結果 t 值 態度→行為意圖 H₁ + 0.390 0.000^*** 成立 12.117 主觀規範→行為意圖 H₂ + 0.067 0.005^** 成立 2.806 知覺行為控制→行為意圖 H₃ + 0.606 0.000^*** 成立 20.693 價格意識→態度 H₄ - -0.006 0.747 不成立 -0.323 價值意識→態度 H₅ + 0.310 0.000^*** 成立 8.181 知覺環境知識→態度 H₆ + 0.101 0.000^*** 成立 3.583 知覺品質→態度 H₇ + 0.481 0.000^*** 成立 15.419 人際影響→主觀規範 H₈ + 0.712 0.000^*** 成立 15.151 外部影響→主觀規範 H₉ + 0.173 0.000^*** 成立 4.112 資源便利條件→知覺行為控制 H₁₀ + 0.880 0.000^*** 成立 19.987

**表 p<0.01，***表 p<0.001 註：路徑係數為標準化之值

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