理論模式之驗證

本節將根據前一節測量模試驗正性因素分析之結果，驗證「素食者旅遊動機、

旅遊阻礙、阻礙協商與行為意圖之關係模式」，並透過整體模式之適配度，來瞭 解本研究所建構模式之適配情形是否良好。

本研究將整體模型之評鑑分為以下階段進行整體模型評鑑。

一、模式之整體模式適配度評鑑

首先檢視模式是否有違反估計值存在， 所有參數的標準化迴歸加權係數介 於-0.43 到 0.84 之間，並無超過或太接近 1 的現象；標準誤介於 0.06 到 0.63 之間；

測量誤差變異數介於 0.07 到 2.09 之間，全是正的數值。由此可研判，整體模型 並不存在違犯估計。

表 4-6-1 整體模式參數估計表

註 1：***p<0.001

註 2：MS=自我追求；MR=逃離感；NI=改善財務與時間；NC=改善人際關係；NF=調整飲食需求；CI=內在阻礙；

CP=人際阻礙；CC=結構性阻礙；CF=飲食阻礙；BI1=我樂於將大陸旅遊 BI2=未來 3 年內，我有意願前往大陸地區旅 遊；BI3=我會推薦其他人到大陸旅遊；BI4=我會推薦其他素食者到大陸地區旅遊

透過表 4-6-2 顯示，說明本模式在絕對適配指標 GFI=0.94，AGFI=0.91，

SRMR=0.05，RMSEA=0.06；增量適配指標 NNFI=0.92，CFI=0.94 與精配適量指 標 PNFI=0.71，PGFI=0.64，本路徑指標均符合學者建議的經驗法則標準(Fornel &

Larcker, 1981)。

表4-6-2旅遊動機、旅遊阻礙、阻礙協商與行為意圖模式配適度指標

一、「旅遊動機」會正向影響「阻礙協商」，本研究假說一成立。

從結構模式中發現旅遊動機對阻礙協商的路徑係數為 0.62，t 值為 6.35，大 於 1.96 之標準，顯示路徑係數估計值顯著，故本研究假說一成立，如表 4-6-3 所 示。

二、「旅遊阻礙」會正向影響「阻礙協商」，本研究假說二成立。

從結構模式中發現旅遊阻礙對阻礙協商的路徑係數為 0.33，t 值為 2.35，大 於 1.96 之標準，顯示路徑係數估計值顯著，故本研究假說二成立，如表 4-6-3 所 示。

三、「旅遊動機」會正向影響「行為意圖」，本研究假說三成立。

從結構模式中發現旅遊動機對行為意圖的路徑係數為 0.24，t 值為 2.49，大 於 1.96 之標準，顯示路徑係數估計值顯著，故本研究假說三成立，如表 4-6-3 所 示。

四、「阻礙協商」會正向影響「行為意圖」，本研究假說四成立。

從結構模式中發現阻礙協商對行為意圖的路徑係數為 0.51，t 值為 4.23，大 於 1.96 之標準，顯示路徑係數估計值顯著，故本研究假說四成立，如表 4-6-3 所 示。

五、「旅遊阻礙」會負向影響「行為意圖」，本研究假說五成立。

從結構模式中發現旅遊阻礙對行為意圖的路徑係數為-0.39，t 值為-2.50，小 於 1.96 之標準，依據過往文獻，旅遊阻礙會負向影響行為意圖(Lee, Agarwal & Kim, 2008；Huang, 2009；Hung & Petrick, 2012)，但本研究顯示路徑係數估計值不顯著，

故本研究假說五不成立，如表 4-6-3 所示。

表4-6-3 路徑關係檢定表

假設 路徑 假設關係 路徑值 t 值 假設成立與否

H1 旅遊動機→阻礙協商 正向 0.62 6.35*** 成立 H2 旅遊阻礙→阻礙協商 正向 0.33 3.35*** 成立 H3 旅遊動機→行為意圖 正向 0.24 2.49*** 成立 H4 阻礙協商→行為意圖 正向 0.51 4.23*** 成立 H5 旅遊阻礙→行為意圖 負向 -0.39 -2.50 不成立