結構方程式分析

在結構方程式分析方面，將分為三個部分加以說明。第一部分進行理論模式 的評估，以確定整體模式的配適度是否達到理想標準;其次是進行線性結構模式 分析;第三部分為計算出各變數間的影響效果，包括直接效果，間接效果及總效 果，並進行分析及模式修正。

有關模式配適度的評估，Bagozzi and Yi（1988）認為必須從基本的適配標準

（preliminary fit criteria）、整體模式適配度（overall model fit）、及模式內在結構 適配度（fit of internal structure of model）等三方面來加以評量。以下就此三方面 來加以分析：

一、理論模式

(一)、基本適配標準

此標準是用來檢測模式之誤差、辦識或輸入有誤等問題，這可從衡量指標的 衡量誤差不能有負值及當所有顯現變數因素負荷大於 0.7，達顯著水準，表示此 份量表有收斂效度(陳順宇，2005)。由表 6-3 顯示本研究之五個潛在構面的衡量 指標之因素負荷量均達顯著水準，因素負荷皆大於 0.7，而且衡量誤差亦沒有出 現負值，整體而言應屬可接受範圍。

此指標是用來評量整個模式與觀察資料的適配程度。Bagozzi and Yi（1988）

指出模式的適配度無法僅就單一準則或指標而決定，必須重視整體模式的測試結 果。本研究取用指標如下：

χ

²卡方值、卡方值除自由度（

χ

²/

df

）適合度指標

（GFI）與調整的適合度指標（AGFI）；比較配適指標（CFI）與基準配適度 指標（NFI）與以及增值適配指數（ IFI ）平均方根殘值（RMR）以及平均概似 平方誤根係數（RMSEA）。由表 6-3 顯示本研究之整體理論模式之適合度指標 分析結果如表4-9 所示：卡方值為 18.106，p 值為 0.202，不顯著，表示整體模式 與樣本資料並無不符合，再觀察其他指標，綜合性評斷，其中卡方值比率（

χ

² /

df

） 為1.293，符合理想標準；而 GFI 值為 0.986、AGFI 值為 0.963， IFI 值為 0.998、

CFI 值為 0.998 、NFI 值為 0.993，亦在 0.9 以上之理想標準，RMR 值為 0.013 及RMSEA 值為 0.031 符合小於 0.05，故整體評鑑顯示本研究理論模式的整體模 式配適度為相當佳。¹²

12對 SEM 而言，χ²統計為一種差性配適 (badness-of-fit measure)的指標,在某種自由度之下獲得一

表6-2 模式之適合度指標表

評鑑項目 理想評鑑結果 本研究結果 評鑑結果

χ² 值 P 值大於 0.05 χ² =18.106 ，df=14，P 值=0.202 符合 /

df

χ

2 小於3 1.293 符合

GFI 0.9 以上 0.986 符合

AGFI 0.9 以上 0.963 符合

CFI 0.9 以上 0.998 符合

NFI 0.9 以上 0.993 符合

IFI

0.9 以上 0.998 符合

RMR

小於0.05 0.013 符合

RMSEA 小於0.05 0.031 符合

(二)、模式內在結構適配度

此標準是在評量模式內估計參數的顯著程度、各指標及潛在變項的信度等，

這可從個別項目的信度（individual item reliability）是否在0.7 以上、潛在變項的 組合信度是否在0.7 以上、及潛在變項的萃取變異量是否在0.5 以上的可接受水 準來加以評估，而上所述各構面的信度係數，均超過0.7的可接受水準，顯示本 研究理論模式的結構模式配適度為可接受。(參見表6-3)

依據Bagozzi and Yi（1988）的建議，研究模式要滿足以上兩個條件，可用 下列三項最常用指標來評鑑：（1）觀察變項之個別項目的信度（individual item reliability）：個別項目的信度是評估測量變項對該潛在變項的因素負荷量(factor loading)，同時每個負荷量是否具有統計顯著性。由表 6-3 所示，本研究因素負荷 量皆達統計顯著水準；（2）潛在變項的組合信度值（composite reliability,CR）：

信度亦可稱為量測之可靠度，乃是對同一或相似母體所得結果之一致性程度。而 潛在變項的組合信度值，是其所有的測量變項信度的組成，表示構念指標的內部 一致性，信度愈高顯示這些指標的一致性愈高。依據 Fornell and Larcker(1981) 建議，CR 值應達 0.6 以上為佳。由表 6-3 可知，本研究之 CR 值皆在可接受範圍 內；（3）潛在變項的平均萃取變異量（average variance extracted，AVE）：計 算潛在變項之各測量變項對該潛在變項的變異解釋力，所以 AVE 愈高，則表示 潛在變項有愈高的信度與收斂效度。而依據Fornell and Larcker (1981)建議，AVE 值應達 0.5 以上為佳。由表 6-3 可看出，平均萃取變異量皆超過 0.5 的可接受水 準，顯示量表的內部一致性是可接受的。

樣本數相當敏感，當樣本愈大時，χ²值愈容易到顯著，導致理論模式遭受拒絕,故採用 SEM 除了 檢測 χ²值之外，亦可採用其他綜合性指標來來加衡量整體模式的配適標準。例如：GFI、AGFI、

RMSEA 等。(黃芳銘，2002)

表6-3 量表信度、負荷量及萃取變異數分析

MLE 的估計參數 (CR) (AV)

R

²

R

_TO²

變項 因素負荷量

（λ 或 γ）

衡量誤差

（ε 或 δ）

組合信度 萃取 變異數

個別結構 方程評估

整體結構 方程評估

媒體資訊 — — — — — —

媒體資訊

經紀人特質 0.909 0.909 — —

銷售能力 0.985*** 0.265

專業能力 0.915*** 1.204

品牌形象 0.931 0.928 0.596

制度導向 0.957*** 3.702

服務導向 0.972*** 2.300

消費者態度 0.944 0.944 0.549

認知因素 1.000 0.012

情感因素 0.942*** 1.357

委託意願 — — — — 0.569

委託意願

0.924

註：1. **表示 p<0.05，***表示 p<0.01 2.—表無數值。

（二）、線性結構模式分析

結構方程模式之結果可分為兩個部分來加以說明，分別為測量模型與結構模 型。測量模型是指實際觀察變項與潛在變項之間的關係，而結構模型指的是潛在 變項與潛在變項之間的關係。本研究之驗證結果如圖6-5 所示，由於整體模式的 各項配適度統計值為佳，顯示各個假說的路徑關係模式可獲得支持。現分測量模 型與結構模型兩部分，並以標準化之係數來做說明。¹³

1.測量模型方面

測量模型如表6-4，在媒體資訊方面，為單一測量故（係數值為 1）。在經紀 人特質方面，以銷售能力最為重要（係數值為 0.99），其次為專業能力（係數值 為0.92）且均達顯著水準。此結果顯示，消費者對房屋仲介經紀人之特質，普遍 有相當高期望與要求。在品牌形象方面，消費者認為品牌形象中以制度導向為最 重要（係數值為 0.97），其次為服務導向（係數值為 0.96）且均達顯著水準。此 結果顯示，房屋仲介業欲提昇品牌形象，維持全方位的服務是必備條件，所以房

13使用標準化係數之優點，是它的解釋不受到 x 與 y 變項量尺改變的影響，例如變項 x 一開始是

屋仲介業者應整合所累積的經驗與公司整體資源，加強全方位的服務或制度，讓 全方位的服務內容和品質能獲得顧客的認同，進而強化本身在同業間的競爭優 勢。在消費者態度之測量上，以認知因素為最重要（係數值為 1），其次為情感 因素（係數值為 0.94）且均達顯著水準;在委託意願建構之測量上，為單一測量 故（係數值為1）。

表6-4 整體理論模式測量模式分析

註：1. **表示 p<0.05，***表示 p<0.01

2.表中—表示在 SEM 模式已自動設為定值 1，故無標準誤

2.結構模型方面

(1).媒體資訊與經紀人特質對品牌形象的影響

由研究結果可知，媒體資訊與經紀人特質對品牌形象，有正向的影響關係，

影響效果分別為（係數值0.11）、（係數值0.70），兩者影響效果均達顯著水準0.05。

此結果確認了，Lutz and Swasy（1977）認為消費者對廣告的知覺，會影響他對 廣告內容的認知與情感反應進而形成品牌態度，若消費者喜歡廣告，品牌認知情 況就會愈佳，廣告態度與品牌認知間的關係遂形成。Biel (1992) 認為品牌形象為 行銷人員和廣告專家發起與傳播。因此，欲探討房屋仲介業品牌形象的影響因 素，必須同時考慮媒體資訊與經紀人特質兩者的作用效果。此部分所得出之研究 結果為：房屋仲介業品牌形象，同時受到媒體資訊與經紀人特質正向的影響。(H1 與H2得到支持)

路徑 估計係數(λ 值) 標準誤 wald 值 媒體資訊

媒體資訊ξ →媒體資訊₁ x₁ 1.00 — —

經紀人特質

經紀人特質ξ →銷售能力₂ x₂ 0.99*** — — 經紀人特質ξ →專業能力₂

x

₃ 0.92*** 0.34 29.77 品牌形象

品牌形象η →服務導向₁ y₁ 0.97*** — —

品牌形象η →制度導向₁ y₂ 0.96*** 0.27 37.479 消費者態度

消費者態度η →情感因素₂

y

₃ 0.94*** 0.32 40.84

消費者態度η →認知因素₂ y₄ 0.99 — —

委託意願

委託意願

η

₃→委託意願

y

₅ 1.00 — —

(2).媒體資訊、經紀人特質及品牌形象對消費者態度的影響

由驗證結果可知，媒體資訊與品牌形象對消費者態度，有正向的影響關係，

影響效果分別為（係數值0.32）、（係數值0.63），兩者影響效果均達顯著水準0.05。

而經紀人特質則對消費者態度有顯著的負向影響，影響效果為-0.14。此結果確認 了一般學者認知，「好的廣告策略除了注重商品和企業形象外，在訊息傳遞上更 需要引人入勝，廣告訊息會影響到消費者對廣告本身的反應，進而影響到消費者 對廣告商品品牌之態度」（Abernety and Frank，1996）。

Aaker（1991）認為品牌個性主要來自於消費者對品牌的聯想。不同的聯想 具有不同強度特性，企業塑造的形象與產品相關的屬性，透過這些屬性與消費者 的連結，將會使消費者產生知覺品牌的改變。在經紀人特質與消費者態度之間的 關係方面，與預期不相符，可能與「不動產經紀業管理條例」剛起步，或消費者 仍存在對傳統掮客不佳印象有關。而由本次研究結果來看，消費者態度受到媒體 資訊與品牌形象影響。從模式結果，可得出以下研究結果：消費者委託房屋仲介 業的態度，同時受到媒體資訊與品牌形象正向的影響。(H3與H5得到支持) (3).媒體資訊與消費者態度對委託意願的影響

由模式驗證結果發現分析如圖6-5及表6-5～6-7，消費者委託意願主要是受 到，媒體資訊與消費者態度正向的影響，影響效果分別為（係數值0.11）、（係數 值0.68），兩者影響效果均達顯著水準0.05。此假設確認了過去許多文獻所指出 的，「探討產品涉入對廣告效果的中介影響，結果發現：無論高低產品涉入，廣 告中訊息的強度都會影響品牌態度與購買意向；訊息的強度愈強，品牌態度愈 佳，購買意向愈高」，的研究結果(Petty et al，1983)。

Fishbein and Ajzen（1975）也曾提出類似的說法，他們認為消費者對廣告的 情感一種說服的線索，會影響對訊息內容的接受度。因此，欲探討消費者委託意 願的影響因素，必須同時考慮媒體資訊與消費者態度兩者的作用效果。而由本次 研究結果來看，此部分可得出研究結果為：消費者委託房屋仲介業賣屋的意願，

Fishbein and Ajzen（1975）也曾提出類似的說法，他們認為消費者對廣告的 情感一種說服的線索，會影響對訊息內容的接受度。因此，欲探討消費者委託意 願的影響因素，必須同時考慮媒體資訊與消費者態度兩者的作用效果。而由本次 研究結果來看，此部分可得出研究結果為：消費者委託房屋仲介業賣屋的意願，

在文檔中 媒體資訊、經紀人特質、品牌形象對消費者委託房屋仲介業售屋意願之實證研究 (頁 78-86)