第四章 資料分析與討論
第三節 研究架構主要構念間因果影響關係之探討
一、量測模式檢定分析 (Measurement Model Validation)
本研究採用電腦軟體 SmartPLS 2.0 M3 版進行最小偏平方法（partial least squares, PLS）及研究架構當中路徑顯著程度的檢測。而本研究對於台東縣延平 鄉鸞山森林文化博物館資訊傳遞果、旅遊涉入、人際關係與知覺復癒關係進行探 討的問卷，發出了 350 份，回收的問卷有 289 份，扣除空白與未完成問卷 14 份，
有效問卷為 275 份。而本研究據此 275 份有效問卷，進行測量工具性質（信度與 效度）、研究假設與概念模式的檢定。測量模型的檢定包含了內部一致性、收斂
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效 度 與 鑑 別 效 度 的 檢 驗 。 有 關 構 念 的 內 部 一 致 性 是 評 估 變 數 的 組 合 信 度
（composite reliability, CR）進行考驗（Fornell and Larcker, 1981）。Nunnally (1978) 指出，組合信度值應在 0.7 以上，以確定測量變項達到內部一致性。收斂效度表 示多重變項所測量皆為同一構念的相符程度。而依據 Fornell 與 Larcker (1981)建 議，收斂效度可採用最小偏平方法（PLS）之驗證性因素分析作為衡量依據，其 中個別構念之組合信度（CR）應大於 0.70，而平均變異萃取量（average variance extracted; AVE）應大於 0.5，方達到可接受之收斂效度；當個別變項對於它們所 測量的構念之因素荷負量（loading）夠高時（大於 0.707），同樣也達到收斂效度 的要求水準（Straub et al., 2004）。本研究測量性質檢定的統計分析結果，依各子 構面分述於表 26、27、28、29、30、31、32、33、34、35、36 及 37，表示內部 一致性與收斂效度之檢定結果。構念的相關面向除人際關係－人際上歸屬 0.57
＜0.7 及知覺復癒－延伸性 0.65＜0.7 二面項外，其他構念面向組成信度皆高於門 檻值 0.70 以上，內部一致性符合標準。
表 23 本研究模式變數之信度、效度整理表（資訊傳遞果－網路口碑）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
資訊 1 旅遊前，我會積極地去瀏覽各個旅遊
網路口碑的內容。 0.874
0.75 0.92 資訊 2 旅遊前，我會去網路尋找奇特的景點
作為旅遊目的地。 0.891
資訊 3 旅遊前，對於想去的目的地，我會尋
找網路其他遊客的意見與評論。 0.878 資訊 4 我常去社群網站、部落格搜尋景點的
最新資訊。 0.838
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表 24 本研究模式變數之信度、效度整理表（資訊傳遞果－傳遞效果）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
資訊 7 旅遊網路資訊會影響我選擇旅遊活
動的決策。 0.918
0.84 0.94
資訊 8 旅遊網路資訊會實際影響到我購買
旅遊行程。 0.936
資訊 9 旅遊網路資訊會實際影響到我購買
旅遊行程。 0.901
表 25 本研究模式變數之信度、效度整理表（旅遊涉入－自我表現）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
涉入 1 當我參予這項活動時，我可以做我
真正的自己。
0.887
0.71 0.88
涉入 2 當從事這項活動時，可以看出我的 與眾不同。
0.852
涉入 3 當我參與這項活動時，其它人看我 的方式就是我想要的給人看的。
0.776
表 26 本研究模式變數之信度、效度整理表（旅遊涉入－吸引力）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
涉入 5 我對從事這項活動很感興趣。 0.906
0.82 0.95
涉入 6 參與這項活動是我最喜歡的活動之
一。 0.902
涉入 7 參與這項活動很愉快。 0.917
涉入 8 我非常享受從事這項活動。 0.905
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而為能更嚴謹驗證本研究架構所建立之主要研究變項的整體構念效度，本研 究亦針對測量工具在相關構念的鑑別效度進行考驗。構念鑑別效度之檢驗，主要 在檢定測量之潛在變項（latent variable）對於不同的構念之間的鑑別程度。每個 變項與測量同一個構念的其他變項之相關程度，應該要高於與測量不同構念變項 的相關係數。為了通過鑑別效度的檢驗，個別構念抽取之平均變異萃取量（AVE）
的平方根，應該大於該構念與模型中其他構念的共變關係（Chin, 1998）。表 38 為各構面之間的相關係數矩陣，對角線所列之值即該構念的 AVE 平方根。由表 可知，任兩個構念之間的相關係數皆小於該構念之測量變項的 AVE 平方根。顯 示出測量模型中各構念的變項確實彼此相異，本研究使問卷具有足夠的鑑別效 度。
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二、研究假說驗證 (Structural Model Test)
如前所述，本研究路徑係數分析採用 SmartPLS 2.0 M3 版軟體，前兩個章節 中，本研究分別對個別的問項、構面的信度與效度做過分析，從結果可知，各個 構面具有一定程度的信度與效度水準，因此便可進一步的對各個構面、變數間進 行實質關係的檢測。因為 SmartPLS 2.0 M3 版本身並不提供顯著性之考驗，因此 以拔靴法（Bootstrapping）做為估計路徑係數的方法（Bollen and Stine, 1992），
經由樣本的重新取樣的程序進行顯著性檢驗，當 t 值大於 2.58 時，則 p 值小於 0.01，為非常顯著（以**表示）；當 t 值大於 1.96 時，則 p 值小於 0.05，代表已 達顯著標準（以*表示）。根據本研究結構模式路徑分析之結果，本研究所提出的 5 項假設皆獲得支持，獲得的結論如下所述（本研究結構模式路徑分析結果圖置 於下頁之「圖 3」）：
（一）H1：資訊傳遞效果對人際關係無正向影響關係：由 PLS 之統計分析結果 可知，資訊傳遞效果與人際關係兩者間的路徑係數為 0.030，t 值為 0.475，
小於 2.58，達到 p < 0.01 之顯著水準，故假說 H1 不成立。
（二）H2：資訊傳遞效果對旅遊涉入有正向顯著影響：由 PLS 之統計分析結果 可知，資訊傳遞效果與旅遊涉入的路徑係數為 0.657，t 值為 14.409，大於 2.58，達到 p < 0.01 之顯著水準，故假說 H2 成立。
（三）H3：資訊傳遞效果對知覺復癒有無正向顯著影響：由 PLS 之統計分析結 果可知，資訊傳遞效果與知覺復癒的路徑係數為 0.035，t 值為 0.624，大 於 2.58，達到 p < 0.01 之顯著水準，故假說 H3 不成立。
（四）H4：旅遊涉入對人際關係有正向顯著影響：由 PLS 之統計分析結果可知，
旅遊涉入與人際關係的路徑係數為 0.802，t 值為 17.106，大於 2.58，達到 p < 0.01 之顯著水準，故假說 H4 成立。
（五）H5：人際關係對知覺復癒有正向顯著影響：由 PLS 之統計分析結果可知，
人際關係與知覺復癒的路徑係數為 0.251，t 值為 3.082，大於 2.58，達到
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p < 0.01 之顯著水準，故假說 H5 成立。
表 34 研究假設驗證結果
研究假設 驗證結果
H1 資訊傳遞效果對人際關係有正向影響關係 不成立
H2 資訊傳遞效果對旅遊涉入有正向顯著影響 成立
H3 資訊傳遞效果對知覺復癒有正向顯著影響 不成立
H4 旅遊涉入對人際關係有正向顯著影響 成立
H5 人際關係對知覺復癒有正向顯著影響 成立
H6 旅遊涉入對知覺復癒有正向顯著影響 成立
三、資訊傳遞效果、旅遊涉入、人際關係對知覺復癒的可解釋變異量分析 關於資訊傳遞效果、旅遊涉入、人際關係對知覺復癒彼此間的影響關係，已於前 面「驗證假說」的段落中獲得證明，而本段落乃針對鸞山森林文化博物館資訊傳 遞效果、旅遊涉入、人際關係對知覺復癒之可解釋變異量進行探討。為此，本研 究採用決定係數（coefficeint of determination，或稱 R2、R square）進行分析，
決定係數乃表示 Y 的變異數可由此模式解釋的程度（黃芳銘， 2004），結果如 下：
（一）資訊傳遞效果對於旅遊涉入可解釋變異量為 43.2％，所以資訊傳遞效果做 為自變項，對於旅遊涉入，有一定程度預測力。
（二）資訊傳遞效果、旅遊涉入對於人際關係的合併可解釋變異量達 61.3％，所 以資訊傳遞效果、旅遊涉入兩個變項能有效預測人際關係。
（三）資訊傳遞效果、旅遊涉入、人際關係對於知覺復癒的合併可解釋變異量達 69.0％，所以旅遊涉入、人際關係兩個變項能有效預測知覺復癒。
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圖 3 本研究結構模式路徑分析結果
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