結構方程模式分析

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l C h engchi U ni ve rs it y 第四章 資料分析與實證結果

本研究以結構方程模式進行實證分析，首先檢測樣本是否符合單變量與多變 量常態，再以衡量模式分析模型的適配程度，最後利用結構模式釐清潛在變數間 的影響機制以及係數顯著與否。調節效果則以多群組分析驗證兩個干擾變項的方 向性與顯著性，並在最後一節提出研究結果的彙整。

第一節 結構方程模式分析 (一)、初步分析：

結構方程模式大多採用最大概似法(maximum-likelihood estimation，MLE)進 行估計，因此檢驗多變量常態對資料品質的把關相當重要，本研究在初步分析執 行三個步驟：1.檢驗所有外顯變數的描述統計量。2.檢驗所有外顯變數的單變量 常態。3.檢驗整體外顯變數的多變量常態。

本研究所有外顯變數之平均數、標準差與相關係數如表 4-1。平均數與標準 差的範圍適切，所有相關係數皆為正值且達顯著水準(p < .01)。操作結構方程模 式之前，需先檢驗其常態性，常態性檢驗可分為單變量與多變量二個部分。

在單變量常態性檢驗中，對於偏態係數與峰度係數的門檻值，大多數研究以 特定的絕對分數做為判斷標準，然而學界對於判斷的標準並沒有完全一致的共識 (邱皓政，2011)。在結構方程模式的應用上，Kline(1998)認為當偏態係數絕對值 大於 3 時，峰度係數絕對值大於 10 時即違反常態。而本研究所有外顯變數之偏 態係數絕對值皆小於 1，峰度係數絕對值皆小於 2，符合 Kline(1998)之建議，可 將本資料視為符合單變量常態分配。在多變量常態性的檢驗上，本研究採用 AMOS 軟體估計多元峰度(Multivariate kurtosis，又稱 Mardia 係數)做為多變量常 態性之檢驗。分析結果顯示，Mardia 係數= 42 < 19(19+2)=399，符合 Bollen(1989) 所建議的檢測標準，且 Gao, Mokhtarian, & Johnston(2007)亦指出資料在中度非多 元常態下(c.r. < 50)，最大概似法仍有一定的準確度(robust)。描述統計採用 SPSS 21 版，多變量常態考驗及後續測量模式、結構模式與拔靴法之分析採用 AMOS 21 版軟體進行(Arbuckle, 2011)。

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M SD 偏態 峰度 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 BR1 5.60 1.00 -0.47 -0.27 1

BR3 5.58 0.95 -0.49 -0.13 0.75 1 BR4 5.52 1.01 -0.56 0.02 0.73 0.77 1 品質 5.57 0.79 -0.67 0.05 0.77 0.79 0.75 1 價格 5.20 0.97 -0.35 -0.51 0.65 0.68 0.67 0.80 1 社會 4.85 1.17 -0.38 -0.49 0.60 0.65 0.58 0.71 0.76 1 情感 5.35 1.00 -0.41 -0.48 0.68 0.77 0.69 0.79 0.75 0.77 1

CS1 5.59 0.96 -0.76 0.72 0.75 0.69 0.67 0.77 0.68 0.60 0.69 1 CS2 5.65 0.99 -0.66 0.31 0.71 0.70 0.69 0.78 0.67 0.56 0.73 0.74 1 CS4 5.47 1.02 -0.63 0.78 0.69 0.72 0.67 0.76 0.66 0.62 0.73 0.71 0.73 1

IB3 4.88 1.30 -0.30 -0.42 0.62 0.63 0.64 0.68 0.71 0.69 0.66 0.58 0.60 0.62 1 IB4 4.10 1.27 0.05 -0.18 0.44 0.44 0.40 0.46 0.49 0.53 0.46 0.44 0.36 0.42 0.65 1 IB5 4.89 1.24 -0.24 -0.24 0.65 0.61 0.64 0.63 0.64 0.67 0.65 0.57 0.61 0.59 0.78 0.64 1 CL4 5.64 1.00 -0.64 0.39 0.63 0.65 0.57 0.66 0.58 0.54 0.65 0.61 0.66 0.67 0.65 0.41 0.58 1 CL5 5.27 1.11 -0.35 -0.02 0.71 0.67 0.68 0.75 0.71 0.70 0.72 0.68 0.69 0.66 0.74 0.56 0.73 0.71 1 CL7 5.15 1.19 -0.41 0.08 0.67 0.65 0.66 0.70 0.66 0.60 0.67 0.62 0.68 0.65 0.67 0.50 0.68 0.64 0.78 1 WOM1 5.41 1.11 -0.55 0.08 0.69 0.66 0.63 0.71 0.63 0.62 0.67 0.67 0.70 0.67 0.66 0.43 0.63 0.70 0.77 0.71 1 WOM2 5.50 1.15 -0.75 0.64 0.65 0.67 0.65 0.71 0.62 0.58 0.68 0.65 0.72 0.67 0.66 0.44 0.65 0.71 0.75 0.70 0.86 1 WOM3 5.48 1.11 -0.83 1.01 0.72 0.70 0.68 0.75 0.66 0.66 0.70 0.69 0.70 0.70 0.69 0.46 0.66 0.70 0.79 0.72 0.86 0.84 1 註 1：所有相關係數皆達顯著水準(p < .01)

註 2：BR：Brand Reputation、Perceived Value：品質，價格，社會，情感、CS：Customer Satisfaction、IB：Inertia Behavior、CL：Customer Loyalty、WOM：Word of Mouth

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(二)、衡量模式(Measurement Model)：

根據 Anderson & Gerbing(1988)的兩階段方法(two-step approach)，先以驗證 式因素分析(confirmatory factor analysis, CFA)獲得研究構念有效的「衡量模式」，

確立外顯變數與潛在變數的模型配適性，再使用「路徑分析」(path analysis)檢測 研究構念間的因果關係。傳統上以卡方值不顯著來反映理想的模型契合度，但卡 方檢驗去執行統計決策會受制於諸多限制，故學者建議搭配其他指標來測量契合 度之良窳(Bentler & Wu, 2002；Hair et al., 2006)。參考 Hair et al. (2006)、Bagozzi

& Yi (1988)、Byrne (1994)、Hu & Bentler (1999)等學者之建議，採用 GFI(適配度 指標)、NFI(規範適配指標)、RFI(相對適配指標)、TLI(Tucker-Lewis Index)、CFI(比 較適配指標)與 RMSEA (近似誤差均方根)等指標以評估資料和理論模型的適配 程度。

為了符合模型的適配性，本研究利用 MI 指標(Modification Index)刪除掉 BR2、

BR5、CS3、IB1、IB2、IB6、CL1、CL2、CL3、CL6 等題項，衡量模型分析結 果顯示，整體達到良好適配(²=341.84, df =137, ²/df =2.50；p < .001；NFI=.95；

TLI=.96；GFI=.90；CFI=.97；SRMR=.03；RMSEA=.07)，其結果列於表 4-2。

表 4-2 衡量模型適配指標評估

模型適配度指標 研究結果 判斷準則 評鑑結果

絕對適配度 指標

2/df 2.50 < 3 良好 GFI .90 > .90 良好 RMR .04 < .05 良好 SRMR .03 < .05 良好 RMSEA .07 < .08 良好

增值適配度 指標

NFI .95 > .90 良好 RFI .94 > .90 良好 IFI .97 > .90 良好 TLI .96 > .90 良好 CFI .97 > .90 良好 精簡適配度

指標

PGFI .65 > .50 良好 PNFI .76 > .50 良好 PCFI .78 > .50 良好

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本研究以個別題項的信度(item reliability)與內部一致性(internal consistency) 來檢測信度分析。表 4-3 彙整各觀察題項對潛在構念的因素負荷量，依照 Hair et al. (1992)之建議，因素負荷量的值應大於.50 為佳，本研究的因素負荷量皆在.70 之上，且均達顯著水準(p <.001)，代表個別題項的信度良好。

內部一致性則以潛在構念的組成信度(composite reliability, CR)和平均變異 萃取量(average variance extracted, AVE)作為衡量指標。Fornell & Larcker(1981)分 別建議組成信度的門檻值應在.60 以上，平均變異萃取量則須大於.50，本研究之 CR 值介於 0.875~0.943，AVE 值介於 0.702~0.846，顯示各個潛在構念之觀察題 項具有高度的內部一致性。

在效度的部分，分別利用「內容效度」(content validity)、「收斂效度」

(convergent validity)、「區別效度」(discriminant validity)作評測標準。本研究的問 卷編制是有系統性地參考過往文獻，若文獻有相似的衡量指標，則加以修改或詮 釋為適當的構念。問卷正式發放之前，先請上海通路行銷部資深經理、兩位總部 行銷人員及三位子公司輪調人員進行內容適切性之討論，前測問卷大部分的填答 者也多持正面態度，顯示本研究應具有足夠的內容效度。

收斂效度可利用每個題項的標準化因素負荷量(standardized factor loading)以 及個別題項對潛在構念的 t 檢定加以評估，表 4-3 顯示所有構念的標準化因素負 荷量均大於.70，符合 Hildbrandt(1991)大於.50 之建議值；t 值則介於 15.27~30.31，

大於3.31(α＝.001)，代表本研究的理論構念具有收斂效度。

區別效度則檢測 95%信賴區間下，所有潛在構念間的相關係數上下限均未包 含 1 在內，即表示兩兩構念間具有區別效度(Bagozzi & Yi, 1988)。研究結果顯示，

沒有任何一個信賴區間包含 1，因此可宣稱本研究具有合理的區別效度。其次，

如表 4-3 所示，對角線值為每一個潛在構念的平均變異萃取量開根號( AVE )，

若該根號值大於下三角矩陣水平與垂直元素(兩兩構念間之相關係數)，則符合區 別效度之標準。

表 4-3 衡量模式摘要表 潛在變數＆

外顯變數

未標準化

因素負荷量 標準誤 t 值 標準化

因素負荷量 品牌聲望

BR1 1.00 .86

BR3 0.97 .05 21.70 .88 BR4 1.00 .05 20.42 .85

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知覺價值

品質功能 1.00 .92

價格功能 1.15 .05 24.26 .86 社會功能 1.30 .06 21.04 .81 情感功能 1.21 .05 25.53 .88 顧客滿意度

CS1 1.00 .85

CS2 1.05 .05 20.50 .86 CS4 1.06 .05 19.74 .85 行為慣性

IB3 1.00 .91

IB4 0.76 .05 15.24 .70 IB5 0.92 .04 22.49 .88 顧客忠誠度

CL4 1.00 .79

CL5 1.28 .07 19.43 .91 CL7 1.27 .07 17.46 .84 口碑傳播

WOM1 1.00 .93

WOM2 1.02 .04 28.77 .91 WOM3 1.01 .03 30.33 .93 註：所有標準化因素負荷量皆達顯著水準(p < .001)

表 4-4 潛在變數相關係數、組合信度與平均萃取變異量、Cronbach‘s α 潛在變數 1 2 3 4 5 6 CR AVE 品牌聲望 .87 .66 .68 .70 .71 .75 .90 .75 知覺價值 .83** .87 .66 .76 .71 .73 .93 .76 顧客滿意度 .85** .83** .84 .67 .72 .76 .88 .71 行為慣性 .69** .75** .66** .83 .86 .84 .87 .69 顧客忠誠度 .80** .81** .81** .77** .85 .90 .89 .73 口碑傳播 .78** .77** .80** .70** .85** .92 .95 .85

Cronbach’s α .90 .93 .89 .87 .88 .95

註：CR 為組合信度；AVE 為平均變異萃取量；對角線數值為 AVE 的平方根；

下三角為構念間相關係數矩陣、上三角為共變數矩陣。

* p＜.05；** p＜.01；*** p < .001

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(三)、結構模式 (Structural Model)：

一、理論模型：因徑分析

結構模式分析結果顯示本研究之模型達到良好契合度(²=374.48, df =144,

2/df =2.60；p < .001；NFI=.94；TLI=.96；GFI=.89；CFI=.97；SRMR=.034；

RMSEA=.070)，該模型與實證資料間之適配度尚稱理想。檢視各構念之間的關係，

品牌聲望對知覺價值的路徑係數₂₁=.93 (p < .01)影響係數顯著，因此 H1 成立。

同時，品牌聲望也會正向影響顧客滿意度，₃₁=.50 (p < .01)，與 H2 的預期結果 一致。而知覺價值對顧客滿意度的影響係數β32 = .50 (p < .01)，代表具有正向影 響 H3 獲得支持。再者，顧客滿意度對慣性行為的路徑係數 β43為.82 (p < .01)，

兩者間有顯著正相關，可知滿意度愈高時，正向影響顧客之慣性行為，支持 H4 之假設；顧客滿意度對顧客忠誠度之係數β53 = .60 (p < .01)，達到顯著水準證明 H5 成立；顧客滿意度對口碑傳播的路徑係數 β63 = .21 (p > .05)，H6 沒有獲得支 持。慣性行為影響了顧客忠誠度，H7 路徑係數 β₅₄ = .39 (p < .01)，結果顯示當顧 客慣性行為愈強時，則他們的顧客忠誠度愈高，因此 H7 獲得支持。最後，顧客 忠誠度與口碑傳播之影響係數β64 = .72 (p < .01)，顯示忠誠顧客會有主動推薦與 分享他人的行為出現，H8 假設成立。

* p < .05；** p < .01；*** p < .001

圖 4-1 理論架構路徑係數

表 4-5 研究假設驗證結果與結構模式配適度說明

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假設 路徑關係 標準化係數 實證結果

H1 品牌聲望 → 知覺價值 .93** 支持 H2 品牌聲望 → 顧客滿意度 .50** 支持 H3 知覺價值 → 顧客滿意度 .50** 支持 H4 顧客滿意度 → 慣性行為 .82** 支持 H5 顧客滿意度 → 顧客忠誠度 .60** 支持 H6 顧客滿意度 → 口碑傳播 .21 不支持 H7 慣性行為 → 顧客忠誠度 .39** 支持 H8 顧客忠誠度 → 口碑傳播 .72** 支持

2=407.58, df =144, ²/df =2.83, p < .001, NFI=.94, TLI=.95, GFI=.88, CFI=.96, SRMR=.036, RMSEA=.075

二、中介效果檢驗

表 4-6 顯示，品牌聲望對知覺價值的影響為.93 達顯著水準(p < .01)，知覺價 值對顧客滿意度的影響為.50 達顯著水準(p < .01)。品牌聲望對顧客滿意度的直接 效果為.50，其 95% CI 為.30～.76 不包含 0，故為顯著(p < .01)，品牌聲望透過知 覺價值對顧客滿意度的中介效果為.47，其 95% CI 為.22～.66 不包含 0，故達顯 著水準(p < .01)，可宣稱知覺價值的中介效果存在。總效果為.97，其 95% CI 為.94

～.98 不包含 0，故達顯著水準(p < .01)。

顧客滿意度對慣性行為的影響為.82 達顯著水準(p < .01)，慣性行為對顧客忠 誠度的影響為.39 達顯著水準(p < .01)。顧客滿意度對顧客忠誠度的直接效果為.60，

其 95% CI 為.45～.72 不包含 0，故為顯著(p < .01)，顧客滿意度透過慣性行為對 顧客忠誠度的中介效果為.32，其 95% CI 為.22～.45 不包含 0，故達顯著水準(p

< .01)，可宣稱慣性行為之中介效果存在。總效果為.92，其 95% CI 為.89～.95 不 包含 0，故達顯著水準(p < .01)。對照過往文獻，本研究提出一項慣性機制的整 合觀點(圖 4-2)，在忠誠四種路徑中，潛在忠誠和無忠誠兩種情境皆沒有慣性行 為，這隱含上述中介效果之驗證只會顯示部分中介而非完全中介，實證與推論相 符合。

顧客滿意度對口碑傳播的直接效果為.21，其 95% CI 為-.08～.46 包含 0，故 為不顯著(p > .05)，顧客滿意度透過顧客忠誠對口碑傳播的中介效果(顧客滿意度

→顧客忠誠度→口碑傳播)為.43；另一中介效果(顧客滿意度→行為慣性→顧客忠 誠度→口碑傳播)為.23，其總和中介機制 95% CI 為.45～.95 不包含 0，故達顯著

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水準(p < .01)，可宣稱中介效果之存在。總效果為.89，其 95% CI 為.83～.91 不包 含 0，故達顯著水準(p < .01)。

表 4-6 結構模式與中介效果拔靴法檢定表

效果 影響方向 參數 標準化係數 95% CI

直接效果 品牌聲望→知覺價值 ₂₁ .93**

直接效果 知覺價值→顧客滿意度 ₃₂ .50**

直接效果 品牌聲望→顧客滿意度 ₃₁ .50**

中介效果 品牌聲望→知覺價值→

顧客滿意度 ²¹*₃₂ .47 .22~.66 總效果 品牌聲望→顧客滿意度(含

中介效果) ³¹+₂₁*₃₂ .97 .94~.98 直接效果 顧客滿意度→慣性行為 ₄₃ .82**

直接效果 慣性行為→顧客忠誠度 ₅₄ .39**

直接效果 顧客滿意度→顧客忠誠度 ₅₃ .60**

中介效果 顧客滿意度→慣性行為→

顧客忠誠度 ⁴³*₅₄ .32 .22~.45 總效果 顧客滿意度→顧客忠誠度

(含中介效果) ⁵³+₄₃*₅₄ .92 .89~.95 直接效果 顧客忠誠度→口碑傳播 ₆₅ .72**

直接效果 顧客滿意度→口碑傳播 ₆₃ .21 ns.

中介效果 顧客滿意度→顧客忠誠度

→口碑傳播 ⁵³*₆₅ .43 中介效果 顧客滿意度→慣性行為→

顧客忠誠度→口碑傳播 ⁴³*₅₄*₆₅ .23 .45~.95 (總和) 總效果 顧客滿意度→口碑傳播(含

中介效果) ⁶³+₄₃*₆₄ .89 .83~.91 註 1：* p < .05；** p < .01；*** p < .001； ns. p > .05

註 2：直接效果部分直接採用 t 檢定，中介效果及總效果採拔靴法檢定

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圖 4-2 慣性文獻整合觀點

在文檔中 從認知、滿意到顧客忠誠─整合性架構之探究 - 政大學術集成 (頁 54-62)