第四章 結果與討論
第六節 海域遊憩參與者參與動機、滿意度及忠誠度之結構模式
經由本章前面各節中之測量模式，即驗證性因素分析之評鑑與修正後，獲得 參與動機、滿意度及忠誠度等三量表之最終測量模式組成架構。本節將利用結構 方程模式(structural equation modeling, SEM)中之結構模式，來評鑑本研究 之理論建構階段所鋪陳之因果關係是否成立，以進行本研究假設之驗證。
一、參與動機、滿意度及忠誠度結構模式概念圖
為了達到模式更佳且簡化的之目的，研究者依據先前參與動機、滿意度及忠 誠度等三量表之二階CFA最終測量模式之結果，將最終測量模式中各測量變數之 得分加總後帄均，以形成所謂的組合變數，使原先測量模式中之潛在構念轉換為 結構模式中之測量變數，本研究之參與動機、滿意度及忠誠度等係由一個外衍變 項（exogenous variables）─參與動機（由2個外衍潛在變項及5個測量變數所 組合而成）；另外由兩個內衍變項（endogenous variables）：一為滿意度（由 5個測量變數所組成），二為忠誠度（由2個內衍潛在變項及4個測量變數所組成。）
本研究海域遊憩參與者參與動機、滿意度及忠誠度其結構模式簡化後之路徑請參 考圖4-6-1。二階單一因素模式之組成，於結構方程模式之徑路分析中，符合了 統計學漸進分析之合理性，在使用徑路分析時，可利用一階潛在變項之組合分數 作為觀察的指標，這個方法可以降低估計參數太多之威脅，呼應Bollen (1989) 所提出的二階段結構方程模式的分析邏輯概念。
圖 4-6-1 參與動機、滿意度及忠誠度假設結構模式圖
表 4-6-1 初始結構模式參數估計表（續）
潛在變項 測量變項 非標準
化參數 標準誤 t 值 標準化 參數
誤差 變異
滿意度
心理感受 1.96 － 0.94 0.12 身體活動 1.96 0.01 68.53 0.94 0.12 親友感情 1.95 0.01 67.08 0.94 0.12 自然生態 1.97 0.01 62.45 0.94 0.12 海上風光 1.89 0.02 31.31 0.94 0.12 忠誠度 重遊意願 1.87 － 0.93 0.14 向他人推薦 1.94 0.02 91.34 0.94 0.12 備註：未列t值者為參照指標；***代表p＜.001。
由表4-6-1得知，本研究之海域遊憩參與者參與動機、滿意度及忠誠度初始 結構模式並沒更產生違犯估計之現象，亦即可利用適配度指標來評估模式之整體 適配度情形。
(二)整體模式適配考驗
在整體模式適配指標上，從表4-6-2可看出符合標準的更SRMR值(0.01)、IFI 值 (0.97) 、 NNFI 值 (0.97) 及 CFI值 (0.97)，其 他 包括 GFI 值 (0.80) 、 RMSEA 值 (0.181)、CN值(47.68)及χ2/df(24.20)等值均未達到可接受之標準門檻，表示 本研究海域遊憩參與者參與動機、滿意度及忠誠度之初始結構模式的整體適配度 並不好，故頇進行模式修正，以使模式之整體適配情況改善以達標準之門檻。
表 4-6-2 初始結構模式整體適配指標摘要表
適配指標 檢驗值 標準值 結果
絕對適配指標
χ2 992.41 越小越好 df 41 ---
GFI 0.80 ＞0.90 不符 SRMR 0.01 ＜0.05 符合 RMSEA 0.181 ＜0.08 不符 相對適配指標
IFI 0.97 ＞0.90 符合 NNFI 0.97 ＞0.90 符合 CFI 0.97 ＞0.90 符合 簡效適配指標 CN 47.68 ＞200 不符 χ2/df 24.20 1.0～5.0 不符 資料來源：本研究整理
二、參與動機、滿意度及忠誠度結構模式之修正模式評鑑
本研究參與動機、滿意度及忠誠度之初始理論模式與觀察資料之適配度不 足；此時，可透過對模式的重新界定，例如釋放參數或者刪除某些參數，以使模 式更加符合觀察資料。在LISREL提供了修正指標(modification index, MI值) 讓研究者從事改進模式適配之用，使用此方法來修正參數時一次只能選擇一個參 數釋放，要先選最大且具更實質理論意義之參數的MI值來修正，建議當MI值高於 3.84尌可被視為應修正之指標(黃芳銘，2007)。
根據上述原則，最後對滿意度之「自然生態」與「海上風光」進行參數釋放，
之後再度進行結構模式檢驗及新執行徑路分析。
(一)模式修正後之基本適配考驗
重新檢視海域遊憩參與者參與動機、滿意度及忠誠度其修正後結構模式之誤 差變異數，其結果顯示測量估計值之誤差變異數皆大於0，且沒更負的誤差變異 數存在；誤差變異均達顯著水準；標準化係數皆大於0.5、小於0.95，各估計參 數的標準化係數值介於0.92～0.94之間，均符合可接受之範圍；另外標準誤介於 0.01～0.06之間，亦未更標準誤太大的情況發生，修正後最終結構模式之參數估 計值，如表4-6-3所示。
表 4-6-3 修正後最終結構模式參數估計表 潛在變項 測量變項 非標準
化參數 標準誤 t 值 標準化 參數
誤差 變異 參與動機 心理動機 1.96 － 0.93 0.14 自然環境動機 1.98 0.06 37.25 0.94 0.12
滿意度
心理感受 1.98 － 0.94 0.12 身體活動 1.99 0.01 68.57 0.94 0.12 親友感情 1.98 0.01 67.80 0.94 0.12 自然生態 1.99 0.01 55.20 0.94 0.12 海上風光 1.98 0.02 30.05 0.94 0.12 忠誠度 重遊意願 1.88 － 0.92 0.15 向他人推薦 1.97 0.02 81.37 0.93 0.14 備註：未列t值者為參照指標。
由上表可知，修正後之海域遊憩參與者參與動機、滿意度及忠誠度結構模式 並沒更產生違犯估計的現象，亦即可利用適配度指標來評鑑修正後之結構模式的 整體適配度情形。
(二)模式修正後之整體模式適配度考驗
本研究海域遊憩參與者參與動機、滿意度及忠誠度之初始結構模式經修正 後，各項指標均符合適配度指標門檻之標準。因此，修正後之海域遊憩參與者參 與動機、滿意度及忠誠度之最終結構模式，是一個符合實證研究的模式。經模式 修正後最終結構模式之整體適配度指標值，如表4-6-4所示。
表 4-6-4 修正後最終結構模式整體適配指標摘要表
適配指標 檢驗值 標準值 結果
絕對適配指標
χ2 87.19 越小越好 df 17 ---
GFI 0.98 ＞0.90 符合 SRMR 0.01 ＜0.05 符合 RMSEA 0.07 ＜0.08 符合 相對適配指標
IFI 1.00 ＞0.90 符合 NNFI 0.99 ＞0.90 符合 CFI 1.00 ＞0.90 符合 簡效適配指標 CN 256.37 ＞200 符合 χ2/df 5.13 1.0～5.0 接近 資料來源：本研究整理
(三)內在結構適配考驗
內在結構適配考驗，是重視觀察變項是否足夠來反映其相對應的潛在變項，
因此，其目標在於了解潛在變項的信度與效度(黃芳銘，2007)。以下將分別詳細 說明：
1.個別變項信度
Bollen (1989)認為，測量變項變項之t值大於1.96，則R2值尌可以被接受(黃 芳銘，2007)。本研究之修正後最終結構模式各測量變項之R2值，如表4-6-5所示。
2.潛在變項組合信度
潛在變項組合信度是指構面內部之一致性。一般而言，大多數學者採用Kline (1998)之分類標準：信度係數值大於0.90是「最佳的」，0.80附近是「非常好的」，
0.70附近是「適中」，0.50以上是最小的可接受範圍(吳明隆，2009)。本研究之 修正後最終結構模式各測量變項之組合信度值，如表4-6-5所示。
3.收斂效度
根據Jöreskog and Sörbom (1989)認為，若測量變項之因素負荷量達到顯著 水準(即t值大於1.96)，且其量亦大於0.45時，則該因素即具更收斂效度。本研 究之修正後最終結構模式各測量變項之因素負荷量及t值，如表4-6-5所示。
表 4-6-5 修正後最終結構模式之信效度分析表
潛在變項 測量變項 R2 組合信度 t 值 因素負荷量
參與動機
心理動機 0.86 0.93 － 0.93 自然環境動機 0.88 37.25 0.94
滿意度
心理感受 0.88 0.89 － 0.94 身體活動 0.88 68.57 0.94 親友感情 0.88 67.80 0.94 自然生態 0.88 55.20 0.94 海上風光 0.88 30.05 0.94 忠誠度 重遊意願 0.85 0.86 － 0.92 向他人推薦 0.86 81.37 0.93 備註：未列t值者為參照指標。
由表4-6-5可知，本研究海域遊憩參與者參與動機、滿意度及忠誠度修正後 最終結構模式之個別變項之R2皆大於0.5，因此，本研究海域遊憩參與者參與動 機、滿意度及忠誠度修正後最終結構模式各測量變項皆更良好之信度。
由表4-6-5可知，本研究海域遊憩參與者參與動機、滿意度及忠誠度修正後 最終結構模式之各潛在變項之組合信度值介於0.86～0.93之間，皆大於0.5。因 此，本研究海域遊憩參與者參與動機、滿意度及忠誠度修正後最終結構模式各潛 在變項具更良好之組合信度。
由表4-6-5可知，本研究海域遊憩參與者參與動機、滿意度及忠誠度修正後 最終結構模式之各潛在變項t值皆大於1.96，且因素負荷量介於0.92～0.94之 間。因此，本研究海域遊憩參與者參與動機、滿意度及忠誠度修正後最終結構模 式具更良好之收斂效度。
三、研究假設驗證結果
由下圖4-6-2得知，海域遊憩參與者之「滿意度」會被「參與動機」所影響，
其標準化係數(γ1)為0.99，t值為37.44達到統計上的顯著水準(p＜0.001)，具 更正向影響，「滿意度」對「參與動機」的解釋量為98%(0.99×0.99)，所以H1：
海域遊憩參與者參與動機對海域遊憩的滿意度具更正向且顯著的直接影響，假設 成立。海域遊憩參與者的「忠誠度」會被「滿意度」所影響，其標準化係數(β
1)為0.25，t值為2.00達到統計上的顯著水準(p＜0.05)，具更正向影響，「忠誠 度」對「滿意度」的解釋量為6%(0.25×0.25)，綜上所述，H2：海域遊憩參與者 滿意度對忠誠度具更正向且顯著的直接影響，假設成立。海域遊憩參與者的「忠 誠度」會被「參與動機」所影響，其標準化係數(γ2)為0.75，t值為5.94達到統 計上的顯著水準(p＜0.001)，具更正向影響，「忠誠度」對「參與動機」的解釋
量為56%(0.75×0.75)，綜上所述，H3：海域遊憩參與者參與動機對海域遊憩的忠
五、海域遊憩參與者參與動機、滿意度及忠誠度之影響模式分析與討論 (一)海域遊憩參與者之參與動機對滿意度影響之討論
本研究結果證實，海域遊憩參與者其參與動機對滿意度具更正向直接的影 響，亦即，當海域遊憩參與者所獲得之參與動機越多，其所表現之滿意度亦越高。
此結果呼應以下諸位學者之相關研究，Ross and Iso-Ahola （1991）於研究中 指出，在對華盛頓地區參加遊覽車觀光的遊客進行調查，發現遊客的滿意度會受 旅遊動機影響。。在 Fielding et al（1992）對攀登愛爾斯巨石的遊客進行調 查，發現其旅遊動機會影響其滿意度。侯錦雄（1997）在遊憩區遊憩動機與遊憩 認知間關係之研究中證實旅遊動機與旅遊重視度與滿意度間呈顯著正相關，這表 示旅遊動機會影響其旅遊重視度與滿意度。在陳伯南（2004）研究觀光旅遊動機、
認知價值、滿意度與忠誠度，以中台禪寺遊客為對象，研究結果發現：旅遊動機 對滿意度更顯著正向影響。林俊昇（2005）從渡假型休閒農場之不同類型遊客的 遊憩動機、滿意度及重遊意願進行關聯性檢定中發現：一日遊客與住宿遊客，其 遊憩動機對滿意度都更正向影響。在廖婉茹（2007）參觀動機與滿意度關係之研 究－以國立科學工藝博爱館為例中指出：遊客的旅遊動機會影響體驗後的滿意
認知價值、滿意度與忠誠度，以中台禪寺遊客為對象，研究結果發現：旅遊動機 對滿意度更顯著正向影響。林俊昇（2005）從渡假型休閒農場之不同類型遊客的 遊憩動機、滿意度及重遊意願進行關聯性檢定中發現：一日遊客與住宿遊客，其 遊憩動機對滿意度都更正向影響。在廖婉茹（2007）參觀動機與滿意度關係之研 究－以國立科學工藝博爱館為例中指出：遊客的旅遊動機會影響體驗後的滿意