第四章 研究結果與討論
第四節 本研究模式之驗證及修正
本研究模式以 TPB 為基礎，加入行動控制變項而成。故探討研究 模式中變項之因果關係時，先分析 TPB 變項之間的關係，再探討行動 控制變項加入後的情形，並且，在分析變項之間因果關係的同時，也 將驗證研究模式的適切性，期能找出一個在統計觀點上能與研究資料 適配，而且所有參數都能有意義解釋的模式。
探討各變項之間的因果關係，可以利用一系列的迴歸方程式將這 些變項之間的關係加以整合，再以路徑分析模式來呈現。但是，多次 迴歸分析估計程序會造成統計決策錯誤機率的膨脹（邱皓政，2004）。
為避免此問題，故本研究採用 SEM 程序來進行統計分析，並將本研究 模式與樣本資料結構進行適配度檢定（test of goodness of fit）， 以驗證本研究模式是否成立，如果需要，也將進行模式修正，直至模
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式與資料適配，而且所有參數皆能合理解釋為止。評估適配度的指標
（余民寧，2006）如表 4-18 所示。
表 4-18 適配度指標及其判斷標準
適配指標 可能值範圍 判斷標準
χ２ 依統計表中某自 p＞.05 卡方值未顯著，
由度下的卡方值 表示模式與資料適配
GFI 0～1 ＞.9 良好適配
AGFI 0～1 ＞.9 良好適配
SRMR ＞0 ＜.05 良好適配
RMSEA 0～1 ＜.05 良好適配 ＜.08 合理適配 ＜.10 普通適配 ＞.10 不良適配
NFI 0～1 ＞.9 比較良好適配
CFI 0～1 ＞.9 比較良好適配
χ２：卡方值；GFI：適配度指標；AGFI：修正後適配度指標；
SRMR：標準化均方根殘差；RMSEA：均方根近似誤；
NFI：正規化適配指標；CFI：比較適配指標
壹、計畫行為理論模式之驗證
本研究除了以 TPB 為基礎來發展研究模式之外，亦將驗證本研究 資料與 TPB 的適配性，以考驗研究假設三。
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一、確認模式
TPB 模式的路徑圖示如圖 4-2。其中，行為為內衍變項，行為意 圖則兼為內衍及外衍變項，視其所屬之路徑而異。態度、主觀規範及 知覺行為控制為外衍變項。
圖 4-2 計畫行為理論模式路徑圖
二、SEM/LISREL 進行模式分析結果
本研究輸入模式內變項之共變數矩陣（見表 4-19）進行 SEM 的 各項參數估計，採用最大概似法（maximum likelihood）進行估計。
結果如圖 4-3 所示。
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表 4-19 計畫行為理論模式內變項之共變數矩陣
AB SN PBC BI1 B AB .406
SN .257 .496
PBC .104 .160 .682
BI1 .218 .249 .527 .818
B .121 .076 .320 .369 .790
註：AB：態度；SN：主觀規範；PBC：知覺行為控制；BI1：行為意圖一；B：行為
TPB 模式經 SEM 進行各項參數估計後，研究樣本資料與模式的整 體適配度指標（表 4-20）：卡方值（Chi-Square）為 6.39（ df＝2, p-value＝0.04＜ .05）, 均方根近似誤（RMSEA）為 0.08。表示卡 方檢定達顯著水準，樣本資料與模式之間不適配。而且，RMSEA 為 0.08，
表示樣本資料與模式之間僅具合理適配（mediocre fit）（余民寧，
2006）。顯示本研究假設三：態度、主觀規範、知覺行為控制、行為 意圖及行為之間的假設模式與觀測資料可以適配的假設成立。但是，
TPB 模式在本研究樣本的適用性未臻完美。
TPB 自 Ajzen（1985）在理性行動論的基礎上，增加了知覺行為 控制而形成，至今已二十多年。國內外應用在健康行領域研究時，對 於目標行為的解釋力多低於 25％（表 2-2），研究者一直希望能提高 該模式的解釋力。本研究資料與 TPB 的適配度不高，也許是研究樣本 的特殊性，也許是 TPB 的適用性需要再討論，這樣的結果也支持本研 究在 TPB 的基礎上發展新的模式。
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圖 4-3 計畫行為理論模式參數估計圖
表 4-20 計畫行為理論適配度指標
適配指標 判斷標準 理論模式
χ２ p＞.05 卡方值未顯著， 6.39（p＝.04）
表示模式與資料適配
GFI ＞.9 良好適配 .99
AGFI ＞.9 良好適配 .94
SRMR ＜.05 良好適配 .02
RMSEA ＜.05 良好適配 ＜.08 合理適配
＜.10 普通適配 .08 ＞.10 不良適配
NFI ＞.9 比較良好適配 .99
CFI ＞.9 比較良好適配 .99
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貳、本研究模式之驗證及修正 一、本研究模式之驗證
本研究模式以 TPB 為基礎，加入行動控制變項而成。以下將驗證 此模式與研究資料的適配情形，以考證研究假設七。
（一）確認模式
本研究模式的路徑圖示如圖 4-4。其中，行為為內衍變項，行為 意圖及行動控制則兼為內衍及外衍變項，視其所屬之路徑而異。態度、
主觀規範及知覺行為控制為外衍變項。
圖 4-4 本研究模式路徑圖
（二）SEM/LISREL 進行模式分析結果
本研究輸入模式內變項之共變數矩陣（表 4-21）進行 SEM 的各 項參數估計，採用最大概似法（maximum likelihood）進行估計。結 果如圖 4-5 所示。
態度 主觀 規範
知覺 行為 控制
行為
意圖 行動 行為
控制
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表 4-21 本研究假設模式內變項之共變數矩陣
AB SN PBC BI1 AC B AB .406
SN .257 .496
PBC .104 .160 .682
BI1 .218 .249 .527 .818
AC .097 .090 .285 .329 .551
B .121 .076 .320 .369 .530 .790
註：AB：態度；SN：主觀規範；PBC：知覺行為控制；BI1：行為意圖一；AC：行動控制；B：行為
本研究模式經 SEM 進行各項參數估計後，研究樣本資料與模式 的整體適配度指標（表 4-23）：卡方值（Chi-Square）為 20.65（ df
＝6, p-value＝0.002＜ .05）, 均方根近似誤（RMSEA）為 0.09。
表示卡方檢定達顯著水準，樣本資料與模式之間並不適配，而且，
RMSEA 為 0.09，表示樣本資料與模式之間為普通適配。因此，本研 究假設模式可以支持研究假設七：規律運動行為影響因素的假設模 式與觀測資料可以適配。
雖然依據研究樣本資料與模式的適配度指標，整體適配度可以 接受，但是其中 RMSEA 為 0.09（母群體差異函數值為 0.046，90％的 信賴區間為（0.014；0.102），且自由度為 15），90％的信賴區間並 未包括 0，適配程度檢定結果，其 p＝0.06，略高於 0.05 的臨界值，
因此，研究者僅能勉強接受模式適配的結果，並且，針對假設模式進 行修正，以提高模式的整體適配程度。
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圖 4-5 本研究模式參數估計圖
二、本研究模式之修正
由於研究模式經 SEM 進行各項參數估計後，發現研究樣本資料與 模式的整體適配度不盡理想，因此，根據研究理論及修正指標
（modification index，MI）進行模式修正。由於 SEM 所含括的變項 眾多，增加或減少參數會影響其他參數的估計，因此，每一次僅針對 一個參數進行更動，反覆檢驗模型變動之後的結果，直至符合理論及 研究目的的模型為止。
（一）第一次模式修正
SEM 模式的修正應以理論為依歸，即使依據統計結果的診斷訊 息來進行模式修正的策略時，都應該考量相關的理論（吳明隆，2006）。 因此，本研究模式之修正從理論著手，輔以參數估計的結果來進行。
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在 TPB 中，行為意圖直接作用於行為。在本研究模式中，加入行 動控制作為行為意圖與行為之間的中介變項。但是，在尚未確認行動 控制是完全中介或者部分中介角色的情況下，不應認定其為完全中介 作用，應該保留行為意圖與行為之間的作用關係，待模式分析後，確 認行動控制的作用角色。故在修正模式時，增加行為意圖與行為之間 的作用路徑。
1、確認模式
第一次修正模式的路徑圖示如圖 4-6。其中，行為為內衍變項，行為 意圖及行動控制則兼為內衍及外衍變項，視其所屬之路徑而異。態度、
主觀規範及知覺行為控制為外衍變項。
圖 4-6 第一次修正模式路徑圖 態度
主觀 規範
知覺 行為 控制
行為
意圖 行為
行動 控制
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2、SEM/LISREL 進行模式分析結果
本研究輸入模式內變項之共變數矩陣（表 4-21）進行 SEM 的各 項參數估計，採用最大概似法（maximum likelihood）進行估計。結 果如圖 4-7 所示。
本研究模式經 SEM 進行各項參數估計後，研究樣本資料與模式的 整體適配度指標（表 4-22）：卡方值（Chi-Square）為 19.26（ df
＝5, p-value＝0.001＜ .05）, 均方根近似誤（RMSEA）為 0.09。
表示卡方檢定達顯著水準，樣本資料與模式之間並不適配，而且，
RMSEA 為 0.09，也表示樣本資料與模式之間僅為普通適配，需要進行 模式修正。
圖 4-7 第一次修正模式參數估計圖
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（二）第二次模式修正
利用修正指標（MI）進行模式修正時，當 MI 值＞5，表示此參 數宜納入模型中（邱皓政，2004）。從 GAMMA 參數的修正指標（表 4-22）
中看出知覺行為控制對行動控制的迴歸係數具有統計意義，顯示知覺 行為控制是對行動控制具有顯著解釋力的變項。修正後的預期改變量 是正值，表示知覺行為控制越高，行動控制越強，具有理論上的合理 性，應將其納入模型中。故在第二次修正模式時，增加知覺行為控制 與行動控制之間的作用路徑。
表 4-22 第一次修正模式的 GAMMA 參數修正指標
路徑 MI 值 預期改變量 知覺行為控制→行為意圖 --- --- 知覺行為控制→行動控制 11.94 .21 知覺行為控制→行為 --- --- 主觀規範→行為意圖 --- --- 主觀規範→行動控制 .19 - .02 主觀規範→行為 2.05 - .06 態度→行為意圖 --- --- 態度→行動控制 .19 .03 態度→行為 .87 .05
1、確認模式
第二次修正模式的路徑圖示如圖 4-8。其中，行為為內衍變項，
行為意圖及行動控制則兼為內衍及外衍變項，視其所屬之路徑而異。
態度、主觀規範及知覺行為控制為外衍變項。
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圖 4-8 第二次修正模式路徑圖
2、SEM/LISREL 進行模式分析結果
本研究輸入模式內變項之共變數矩陣（表 4-21）進行 SEM 的各 項參數估計，採用最大概似法（maximum likelihood）進行估計。結 果如圖 4-9 所示。
本研究模式經 SEM 進行各項參數估計後，研究樣本資料與模式的 整體適配度指標（表 4-23）：卡方值（Chi-Square）為 7.34（ df＝
4, p-value＝0.12＞ .05）, 均方根近似誤（RMSEA）為 0.05。表 示卡方檢定未達顯著水準，樣本資料與模式之間適配，而且，RMSEA 為 0.05，也表示樣本資料與模式之間已達良好適配的門檻。
態度 主觀 規範
知覺 行為 控制
行為
意圖 行為
行動 控制
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圖 4-9 第二次修正模式參數估計圖
（三）第三次模式修正
在第二次模式修正後（圖 4-9），發現知覺行為控制與行為之間 的路徑係數值（GAMMA＝0.05，t＝.93＜1.96，p＞.05）未達顯著水 準。表示此路徑參數的估計不具統計意義，可以不予估計。故在第三 次修正模式時，取消知覺行為控制與行為之間的作用路徑。
1、確認模式
第三次修正模式的路徑圖示如圖 4-10。其中，行為為內衍變項，
行為意圖及行動控制則兼為內衍及外衍變項，視其所屬之路徑而異。
態度、主觀規範及知覺行為控制為外衍變項。