第四章、 資料分析
第一節 樣本結構
本研究以具有旅遊經驗(包含國內或國外旅遊)的人為研究對象，使用免費線 上問卷網站 My3q 進行「網路問卷」之設計，發放期間為 2010 年 5 月 25 日至 2010 年 6 月 21 日為止，總共四個星期。樣本資料回收總共有 528 份，扣除無 旅遊經驗及無效問卷共 43 份，最終有效問卷共有 485 份；有效問卷比率為 91.9%。
研究樣本人口統計資料方面，樣本以「女性」居多，占68.2%，而「男性」
則占31.8%。主要年齡層分布在「21~25 歲」，占 50.9%；其次為「26~30 歲」的 族群，占27.4%。婚姻狀況則以「未婚」為主，占 92.8%。另外在教育程度方面 以「專科/大學」為最多，占 65.8%；其次為「研究所(含)以上」，占 32.6%。職 業別以「學生」為主，占 55.7%；每月所得「新台幣 10,000 元以下」為主，占 54.5%。在基本資料中可知，填答者多為「專科/大學」學歷之學生為主。研究樣 本特徵如表4-1 所示。
而在相關旅遊習慣方面如表4-2 所示，近一年內旅遊的次數，以「1~5 次」
為主，占79.7%；取得旅遊資訊的來源，有 71.3%的受測者從「旅遊書籍(遊記、
旅遊指南、雜誌) 」取得資訊為最多，其次為「部落格」 (57.7%) 以及「旅遊資 訊網站 (如大台灣旅遊網、背包客棧) 」(53%)。八成五以上的受測者最常的旅 遊型式為「自助旅行 (自己規劃) 」。最後，在旅遊費用的看法上，有 61.9%的人 對旅遊行程會有預算額度規劃；然而為了能玩得開心，亦有兩成以上的受測者願 花費超出預算或較多的金錢。上述數據顯示出國人規劃自己的旅遊行程成為主 流，並會根據自己訂定的預算來規劃行程；此外，主要透過旅遊書籍與網路旅遊 資訊來取得所需的旅遊資訊。
表 3-1 樣本特徵(N=485)
表 4-2 旅遊習慣特徵(N=485)
本研究在資料分析前，進行兩群樣本來源(PTT 與 Facebook)之差異性檢定，
進一步使用t 檢定來檢定不同樣本在不同構面間是否存在差異，以顯著水準小於 0.05 作為判斷標準，在其結果顯示兩樣本來源並無顯著差異(如表 4-3 所示)。因 此將總樣本進一步進行正式資料分析。先以因素分析檢測衡量工具的建構效度 (construct validity)，再進行信度分析檢測內部一致性。並使用結構方程模式 (structural equation model; SEM) 來驗證研究模型與假說，研究之模型分析分成兩 階段，第一階段為測量模式 (measurement model) 的信度與效度評估，第二階段 為結構模式 (structural model) 評估。在測量模式分析時以組成信度 (composite reliability)、收斂效度(convergent validity) 和區別效度 (discriminant validity) 檢測
測量工具的可靠程度。
表 4-3 獨立 t 檢定(PTT 與 Facebook)
研究變項 平均數
PTT Facebook
t 值 檢定結果
過去享樂經驗 4.178 4.183 -0.063 無顯著差異 過去新奇經驗 3.807 3.847 -0.352 無顯著差異 享樂旅遊動機 4.463 4.544 -1.107 無顯著差異 新奇旅遊動機 3.905 3.8480 0.590 無顯著差異 蒐集旅遊資訊自我效能 4.162 4.170 -0.099 無顯著差異 蒐集旅遊資訊意圖 4.227 4.227 0.000 無顯著差異 旅遊意圖 4.089 4.020 0.631 無顯著差異 旅遊行動 3.385 3.220 1.814 無顯著差異 一、 信度與效度分析
(一) 建構效度
衡量建構效度是以探索性因素分析法 (Explorative Factor Analysis) 來進 行，分別以取樣適切性量數 (Kaiser Meyer Olkin; KMO) 和球形檢定 (Bartlett’ s test of sphericity) 來檢驗衡量問項是否適合進行因素分析；本研究之研究變項共 有八個，分別為過去經驗之「過去享樂經驗」與「過去新奇經驗」；旅遊動機之
「享樂旅遊動機」與「新奇旅遊動機」；以及根據實踐意圖理論所提之變數「蒐 集旅遊資訊自我效能」、「蒐集旅遊資訊意圖」、「旅遊意圖」；將「過去經驗」、「旅 遊動機」、「自我效能、意圖與行動」等變項進行因素分析。KMO 取樣適切性分 別為0.859、0.855、0. 842；球形檢定 (Bartlett’ s test of sphericity) 則檢定結果均 顯著。因此，都符合進行因素分析的要求。
本研究採用主軸法 (method of principal axes) 中的主成份分析法 (principal component analysis)，依照因子的個數來進行因素的萃取，並且以最大變異法
(varimax) 來進行因素的直交轉軸 (orthogonal rotation) 並以特徵值 (eigenvalue) 大於 1 為判斷標準進行檢驗；此外，Churchill (1979) 建議若驗證結果未達可接 受的標準，則研究者須對測量問項進行增加、刪除或修正，即進行所謂的「純化」
(purify)。
在過去經驗的變項當中，歸納出Past_h01、Past_h02、Past_h03、Past_h04、
Past_h07 與 Past_h08 被歸同一構面，命名為「過去享樂經驗」; Past_n02、Past_n04 與 Past_n05 被歸同一構面，命名為「過去新奇經驗」。本研究刪除未達標準之 Past_h05、Past_h06、Past_n01、Past_n03 構面問項 4 題。由表 4-4 得知「過去享 樂經驗」的因素負荷量介於0.544 至 0.783 之間；「過去新奇經驗」的因素負荷量 介於 0.503 至 0.879 之間。個別項目的因素負荷量 (factor loading) 都在 0.5 以 上，符合 Hair 等人 (1998) 之建議值。
表 4-4 過去經驗之因素分析
研究問項
因素一 過去享樂經驗
因素二 過去新奇經驗 past_h01 0.707
past_h02 0.754 past_h03 0.783 past_h04 0.725 past_h07 0.630 past_h08 0.544
past_n02 0.503
past_n04 0.879
past_n05 0.871
特徵值 3.890 1.354
解釋變異% 34.602 23.664
累積解釋變異量% 34.602 58.265 註：past_h 為過去享樂經驗；past_n 過去新奇經驗
在旅遊動機方面，本研究刪除未達標準之hedonic06 與 novel01、novel07 構 面問項3 題。最後餘歸納出 hedonic01、hedonic02、hedonic03、hedonic04、hedonic05 為一構面，命名為「享樂旅遊動機」；novel02、 novel03 、novel04、novel05、
novel06 被歸同一構面，命名為「新奇旅遊動機」。由表 4-5 得知「享樂旅遊動機」
的因素負荷量介於0.763 至 0.822 之間；「新奇旅遊動機」的因素負荷量介於0.528 至0.865 之間。
表 4-5 享樂與新奇動機之因素分析
研究問項
因素一 享樂旅遊動機
因素二 新奇旅遊動機 hedonic01 0.788
hedonic02 0.822 hedonic03 0.785 hedonic04 0.796 hedonic05 0.763
novel02 0.848
novel03 0.865
novel04 0.599
novel05 0.799
novel06 0.528
特徵值 4.550 1.805
解釋變異% 34.520 29.033
累積解釋變異量% 34.520 63.553 註：hedonic享樂旅遊動機；novel為新奇旅遊動機
而根據實踐意圖所提之構面方面，結果分別均收斂於其歸屬之構面上，由表
本研究確保內部一致性 (consistency) 與穩定性 (stability)，以 Cronbach’s α 來衡量，如表 4-7 所示。本研究構面 Cronbach’ s α 皆介於 0.737 至 0.932 之 間，符合 Hair 等人 (1998) 所建議需大於 0.7 以上的標準，因此，本研究八個
構面具有良好的信度水準。
表 4-7 研究變項之信度分析
研究構面 題數 Cronbach’s α 值
過去享樂經驗 6 0.812
過去新奇經驗 3 0.737
享樂旅遊動機 5 0.870
新奇旅遊動機 5 0.818
蒐集旅遊資訊自我效能 4 0.864
蒐集旅遊資訊意圖 3 0.932
旅遊意圖 3 0.910
旅遊行動 3 0.752
二、測量模式分析(Measurement Model)
本研究架構和假說採用淨最小平方法 (partial least-squares; PLS) 來驗證，主 要原因為在於本研究屬初探性研究，主要是做為預測分析之用，並對於實踐意圖 理論的效果應用進行實證檢驗。
測量模式分析的主要目的在於檢驗衡量工具的信度與效度，信度包括各別問 項信度 (individual item reliability) 和組成信度 (composite reliability; CR)，效度 則包括收斂效度 (convergent validity) 和區別效度 (discriminant validity)。組成信 度是用來檢測各變項對測量變項間內部一致性之信度指標，Fornell (1982) 建議 組成信度應大於0.6，本研究的結果如表4-8所示，CR值介於0.848~ 0.957之間，
已達其標準。而個別問項之信度則以因素負荷量來檢測，其標準應大於0.5 (Hair et al., 1998)，本研究個別問項之因素負荷量介於0.636~0.953之間，其結果如表4-8 所示。
效度方面，平均萃取變異量 (AVE) 亦應大於 0.5 的門檻，表示具有收斂效 度 (Fornell & Larcker, 1981)。研究的結果如表 4-8 所示，AVE 值介於 0.525~0.881 之間，已達學者建議之標準；表示問項可以適當的衡量各個構面，擁有適當的收 斂效度和區別效度。另外，若每個構念的平均變異萃取量開根號之後的值，大於 該構念與其它構念之相關係數時，則表示具有區別效度 (Fornell & Larcker, 1981)，本研究中，各構念之平均變異萃取量之平方根皆大於其他構念相關係數，
如表4-9 測量模型相關係數摘要表顯示，各構念均符合區別效度之衡量標準。 past_h01 0.778*** 32.229
past_h02 0.729*** 23.798 past_h03 0.726*** 22.894 past_h04 0.736*** 21.795 past_h07 0.724*** 18.888 過去享樂經驗
past_h08 0.647*** 14.788
0.868 0.525
past_n02 0.644*** 14.927 past_n04 0.860*** 40.575 過去新奇經驗
past_n05 0.900*** 69.333
0.848 0.655
hedonic01 0.822*** 43.329 hedonic02 0.845*** 60.031 hedonic03 0.767*** 31.836 hedonic04 0.810*** 35.460 享樂旅遊動機
hedonic05 0.811*** 43.164
0.906 0.658
novel02 0.858*** 66.051 novel03 0.875*** 57.164 novel04 0.636*** 17.137 novel05 0.742*** 24.850 新奇旅遊動機
novel06 0.688*** 24.195
0.875 0.586
info_ef01 0.863*** 65.392 info_ef02 0.885*** 72,838 info_ef03 0.815*** 43.501 蒐集旅遊資訊
自我效能
info_ef04 0.808*** 36.874
0.908 0.711
info_int01 0.923*** 83.435 info_int02 0.953*** 111.424 蒐集旅遊資訊
意圖
info_int03 0.938*** 92.563
0.957 0.881
tra_int01 0.902*** 66.675 tra_int02 0.941*** 122.113 旅遊意圖
tra_int03 0.919*** 69.198
0.944 0.848
travel01 0.883*** 57.573 旅遊行動
travel02 0.879*** 47.930
0.854 0.665
travel03 0.664*** 11.402 註： *p< 0.05； **p< 0.01； ***p< 0.001
表 4-9 測量模型相關係數摘要表
構念 past_h past_n hedonic novel info_ef info_int tra_int travel past_h 0.725b
past_n 0.459 0.809b
hedonic 0.520 0.293 0.811b
novel 0.322 0.604 0.460 0.766b
info_ef 0.276 0.207 0.363 0.349 0.843b
info_int 0.286 0.234 0.390 0.312 0.443 0.938b
tra_int 0.359 0.221 0.361 0.304 0.371 0.538 0.920b
travel 0.217 0.171 0.290 0.294 0.316 0.300 0.291 0.815b 註: a.past_h為過去享樂經驗；past_n為過去新奇經驗；hedonic為享樂旅遊動機；
novel為新奇旅遊動機；info_ef為蒐集旅遊資訊自我效能；info_int為蒐集旅 遊資訊意圖；tra_int為旅遊意圖；travel為旅遊行動。
b.相關係數摘要表中對角線值為平均變異萃取量之平方根 三、結構模式分析(Structural Model)
本研究使用PLS進行檢測模式的因果關係，以Smart PLS 2.0作為分析軟 體，採用bootstrapping重新抽樣方法 (模擬500筆樣本) 來檢測模型路徑的顯著程 度 (Chin, 1998)。由於研究假說皆是單一方向性關係，本研究使用單尾檢定，以 顯著水準小於0.05作為判斷標準 (Bassellier & Benbasat, 2004)，研究模式之驗證結 果如圖4-1所示：
*p< 0.05；**p< 0.01； ***p< 0.001 ----表路徑不顯著
R2=0.271
R2=0.364
R2=0.381
R2=0.155 R2=0.174
R2=0.146
圖 4-1 結構模式分析之驗證
研究結果可知，本研究根據實踐意圖理論所提之假說均獲得支持；在意圖對 行動的影響上，旅遊意圖會正向影響旅遊行動 (β=0. 145, p-value<0.01)；蒐集旅 遊資訊意圖也會正向影響旅遊行動 (β=0.132, p-value<0.01)，因此支持假說 H1 與 H2；另外在目標意圖對實踐意圖的影響方面，旅遊意圖會正向影響蒐集旅遊 資訊意圖(β=0.385, p-value<0.001)，因此支持假說 H3。另外在蒐集旅遊資訊自我 效 能 方 面 ， 蒐 集 旅 遊 資 訊 自 我 效 能 正 向 影 響 蒐 集 旅 遊 資 訊 意 圖(β=0. 231, p-value<0.001)，支持假說 H4；以及蒐集旅遊資訊自我效能正向影響蒐集旅遊資 訊意圖(β=0. 204, p-value<0.001)，支持假說 H5。
在旅遊動機部份，享樂旅遊動機會正向影響蒐集旅遊資訊自我效能(β=0. 258, p-value<0.001)；享樂旅遊動機也同樣會正向影響蒐集旅遊資訊意圖(β=0. 145, p-value<0.01)；最後，享樂旅遊動機對旅遊意圖也有正向的影響(β=0. 281, p-value<0.001)，分別支持假說 H6a、H6b 及 H6c。新奇旅遊動機會正向影響蒐集
旅遊資訊自我效能(β=0. 232, p-value<0.001)；新奇旅遊動機也對旅遊意圖有正向 影響(β=0. 175, p-value<0.01)，分別支持假說 H7a、及 H7c。然而，新奇旅遊動機 對蒐集旅遊資訊意圖沒有顯著影響，H7b 未獲得支持。
而 過 去 經 驗 方 面 ， 過 去 享 樂 經 驗 會 正 向 影 響 享 樂 旅 遊 動 機(β=0.520, p-value<0.001) ； 此 外 ， 過 去 新 奇 經 驗 也 會 正 向 影 響 新 奇 旅 遊 動 機 (β=0.604, p-value<0.001)，因此，假說 H8 與 H9 均獲得支持。
綜合而言，研究結果驗證了實踐意圖理論所提出的論點，目標意圖(旅遊意 圖)會影響實踐意圖(蒐集旅遊資訊意圖)的產生。蒐集旅遊資訊意圖對旅遊行動亦 有顯著影響，表示蒐集旅遊資訊意圖是一個重要的實踐意圖，能幫助旅遊行動的 執行。此外，憑藉著相信自己「能夠」成功蒐集旅遊資訊，也促使他們有蒐集旅 遊資訊的意願以及旅遊行動。
當人們有了享樂的旅遊動機時，會促進個人旅遊意圖與蒐集旅遊資訊意圖的 意願發生；而在新奇的旅遊動機方面，想要體驗新奇刺激的感覺，會影響旅遊意
當人們有了享樂的旅遊動機時，會促進個人旅遊意圖與蒐集旅遊資訊意圖的 意願發生；而在新奇的旅遊動機方面，想要體驗新奇刺激的感覺，會影響旅遊意