第四章 研究分析與結果
第五節 結構方程模式
為了瞭解學習動機、教育服務品質、學習滿意度與行為意圖間的影響關係，本研 究採結構方程模式(structural equation modeling, SEM)進行模式驗證與分析，以下分成 測量模式衡量與結構模式衡量兩部分：
一、測量模式衡量
在開始結構方程模式建構之前，必需先進行模式的測量，其主要用意為驗證模式 中的各測量變項是否能在整體考量下正確估計到潛在變項，並且檢定收斂效度與區別 效度兩種建構效度是否符合模式。本研究使用最大概似估計法(Maximum Likelihood, ML)來估計參數，其為相當有效率的不偏估計法，然使用ML時必頇符合多變量常態 性(multivariate normality)的假設，樣本數不能太少，最少應於100~150以上才適合採 用(Ding, Velicer, & Harlow, 1995)；本研究的有效問卷數為576筆，合於假定要求，故 可進行分析。
本研究將學習動機構面的題項16題編號為A1~A16，教育服務品質構面的題項20 題編號為B1~B20，學習滿意度構面的題項3題編號為C1~C3，並將行為意圖構面13題
分成正面行為意圖6題與負面行為意圖7題，分別編號為D1~D6與E1~E7，共同納入測 量模式的評鑑來檢驗信效度，如表59所示：
表59
模式變項之信效度 潛在
變項
各別項目的信度 結構信度
(CR)
帄均萃取變 異量(AVE)
累積解釋 變異量(R2) 測量變項 λ δ 或 ε
學習 動機
A1 0.50 0.75
0.895 0.353 0.629 A2 0.66 0.57
A3 0.65 0.57 A4 0.71 0.49 A5 0.61 0.63 A6 0.54 0.71 A7 0.72 0.48 A8 0.70 0.51 A9 0.41 0.83 A10 0.47 0.78 A11 0.44 0.81 A12 0.59 0.66 A13 0.60 0.64 A14 0.60 0.64 A15 0.61 0.63 A16 0.59 0.65
服務 品質
B1 0.53 0.72
0.945 0.465 0.605 B2 0.61 0.62
B3 0.68 0.53 B4 0.60 0.63 B5 0.68 0.53 B6 0.69 0.53 B7 0.73 0.46 B8 0.73 0.47 B9 0.64 0.59 B10 0.71 0.50 B11 0.69 0.52 B12 0.71 0.50
表 59(續) 潛在 變項
各別項目的信度 結構信度
(CR)
帄均萃取變 異量(AVE)
累積解釋 變異量(R2) 測量變項 λ δ 或 ε
B13 0.69 0.52 B14 0.66 0.56 B15 0.72 0.50 B16 0.71 0.50 B17 0.68 0.54 B18 0.73 0.47 B19 0.73 0.47 B20 0.68 0.53 學習
滿意度
C1 0.75 0.44
0.761 0.517 0.675 C2 0.76 0.42
C3 0.64 0.59
正面 行為 意圖
D1 0.78 0.39
0.884 0.565 0.632 D2 0.86 0.26
D3 0.85 0.28 D4 0.52 0.72 D5 0.74 0.46 D6 0.71 0.49
負面 行為 意圖
E1 0.67 0.55
0.618 0.272 0.666 E2 0.83 0.32
E3 0.83 0.32 E4 0.16 0.97 E5 0.12 0.99 E6 0.12 0.99 E7 0.14 0.98
樣本總數：576
註：λ：因素負荷量；δ：X 的測量誤差；ε：Y 的測量誤差。
由表可知，各題項的因素負荷量(factor loading, λ)普遍皆高於0.5，而Brackett and Mayer (2003)的研究建議λ值高於0.3即可，故本研究具有良好之收斂效度。
而在信度方面，依據 Fornell and Larcker (1981)的研究，結構信度(composite reliability, CR)大於0.6為良好之信度；CR值愈高，則測量變數愈能測得該潛在變項。
而本研究學習動機構面的CR值為0.895，教育服務品質構面的CR值為0.945，學習滿
意度構面的CR值為0.761，正面行為意圖構面的CR值為0.884，負面行為意圖構面的 CR值為0.618，皆符合Fornell and Larcker學者的建議，顯示本研究具有高度內部一致 性。
至於區別效度方面，若構面間的相關係數小於帄均萃取變異量(AVE)則表示具有 良好的區別效力，AVE值與相關係數矩陣關係如表60所示。學習動機與負面行為意圖 構面的相關係數皆小於每個構面的AVE值，故符合區別效度；然服務品質與學習滿意 度的相關係數為0.722大於各自的AVE值(0.465與0.517)，服務品質與正面行為意圖的 相關係數為0.687大於各自的AVE值(0.465與0.565)，學習滿意度與正面行為意圖的相 關係數為0.606大於各自的AVE值(0.517與0.565)，似乎不合於區別效度，但依本研究 對滿意度的定義，服務品質為衡量整體滿意度的主要依據，且接受服務後自然會有所 感受而產生相應的行為表現，故服務品質、滿意度與行為意圖本有著高度相關，再從 此三者之間的相關係數不為1可以認定，此三個構面仍可做為區別。
最後由各潛在變項對整體模式的解釋能力來看，學習動機為62.9%，服務品質為 60.5%，學習滿意度為67.5%，正面行為意圖為63.2%，負面行為意圖為66.6%，皆符 合Hair, Anderson, Tatham, and Black (2006)的建議值，代表本研究的各測量變項能解 釋各構面的程度頗高。
表60
AVE值與相關係數矩陣關係表
構面 學習動機 服務品質 學習滿意度 正面意圖 負面意圖 學習動機 0.353(AVE)
服務品質 0.307*** 0.465(AVE)
學習滿意度 0.305*** 0.722*** 0.517(AVE)
正面意圖 0.294*** 0.687*** 0.606*** 0.565(AVE)
負面意圖 0.222*** 0.129** 0.065 0.159*** 0.272(AVE) 註1：AVE：帄均萃取變異量。
註2：***P < 0.001，**P < 0.01，*P < 0.05
關於測量模式與觀察資料的配適度如表61所示，除了χ2檢定與GFI、AGFI指標因 受樣本大小影響未有良好的配適度外(大於300筆)，其他輔助指標皆有達到建議值之 要求。而Bagozzi and Yi (1988)提出應使用χ2值與其自由度的比值來檢定模式配適度，
建議值應小於5且愈小愈好；本研究的比值為4.80，符合建議參考之要求，故本研究 為可接受的測量模式，具有良好之配適度。
表61
配適度指標
指標型態 配適指標 建議值 結構模式
絕對性 配適指標
χ2(Chi-square) 愈小愈好 6069.30***
χ2/d.f.(卡方值自由度比) <5 4.80***
(d.f.=1265) 適合性
指標
GFI(配適度指標) ≧0.8 0.71
AGFI(調整後配適度指標) ≧0.8 0.69 RMSEA(漸進性誤差均方根) ≦0.1 0.081
增值性 指標
NFI(基準配適度指標) ≧0.9 0.93
NNFI(非基準配適度指標=TLI) ≧0.9 0.94
CFI(比較配適度指標) ≧0.9 0.94
IFI(增值適配指標) ≧0.9 0.94
RFI(相對適配指標) ≧0.9 0.92
簡效性 指標
PNFI(簡效規範適配指標) ≧0.5 0.88 PGFI(簡效良性適配指標) ≧0.5 0.65 註：***P < 0.001，**P < 0.01，*P < 0.05
二、結構模式衡量
衡量完本研究之測量模式，顯示本研究適合建立結構模式，故以下將以結構方程 模式之理論模式評估、假說關係驗證與效果分析三部分加以探討。
圖11 理論模式與參數結構
註：ξ：測量變項(X)的潛在外生變項；ε：測量變項(Y)的潛在內生變項；γ：潛在外 生變項與潛在內生變項間的因徑關係；β：潛在內生變項間的因徑關係；δ：X 的 測量誤差；ε：Y 的測量誤差；δ：潛在內生變項測量誤差。
A2 A3 A4 A5 A6 A7 A8 A9 A10 A11 A12 A13 A14 A15 A16 A1
B1 B2 B3 B4 B5 B6 B7 B8 B9
B10
B11
B12
B13
B14
B15
B16
B17
B18
B19
B20
D1 D2 D3 D4 D5 D6
E1 E2 E3 E4 E5 E6 E7
C1 C2 C3
δ δ δ δ δ δ δ δ δ δ δ δ δ δ δ
δ
δ δ δ δ δ δ δ δ δ δ δ δ δ δ δ δ δ δ δ δ
ε ε ε
ε ε ε ε ε ε
ε ε ε ε ε ε ε
LM ξ 1
SQ ξ 2
LS ε 1
PB ε 2
NB ε 3
γ11
γ21
γ31 γ12
γ22
γ32 β21
β31 δ1
δ2
δ3
本研究所建立的理論模式與參數結構如圖 11 所示。依本研究之研究假設，外生 變項學習動機(learning motivation, LM)、外生變項服務品質(service quality, SQ)、內生 變項學習滿意度(learning satisfaction, LS)、內生變項正面行為意圖(positive behavior, PB)與內生變項負面行為意圖(negative behavior, NB)的交互關係之中，學習動機將正 向影響學習滿意度，服務品質將正向影響學習滿意度，學習滿意度將正向影響正面行 為意圖，學習滿意度將負向影響負面行為意圖，且學習動機影響正負面行為意圖的過 程中學習滿意度具有中介效果，服務品質影響正負面行為意圖的過程中學習滿意度也 具有中介效果。
然以結構方程模式分析出來的實際結構模式與因徑係數如圖12所示：
圖12 結構模式因徑圖
註1：ξ：測量變項(X)的潛在外生變項；ε：測量變項(Y)的潛在內生變項；γ：潛在外 生變項與潛在內生變項間的因徑關係；β：潛在內生變項間的因徑關係。
註2：─表示達顯著之路徑；---表示未達顯著之路徑。
註3：***P < 0.001，**P < 0.01，*P < 0.05。
LM ξ 1
SQ ξ 2
LS ε 1
PB ε 2
NB ε 3
γ11=0.02
γ21=0.06
γ31=0.20**
γ12=0.84***
γ22=0.44***
γ32= -0.19 β21=
0.31**
β31=
-0.07
由圖可知，學習動機對於學習滿意度、學習動機對於正面行為意圖、學習滿意度 對於負面行為意圖、服務品質對於負面行為意圖皆未達顯著影響效果；而學習動機對 於負面行為意圖的影響效果雖達顯著性，然卻是正向影響而非研究假設之負向影響，
也與原本的研究假設相悖。故驗證研究模式的8條路徑中，僅有3條路徑的假設檢定成 立，所有之路徑係數與假設驗證結果如表62所示。
表62
路徑係數與假設驗證表
路徑 變數間關係 假設關係 路徑係數 驗證結果
γ11 學習動機→學習滿意度 ＋ 0.02 不成立
γ12 服務品質→學習滿意度 ＋ 0.84*** 成立 β21 學習滿意度→正面行為意圖 ＋ 0.31** 成立 β31 學習滿意度→負面行為意圖 － -0.07 不成立
γ21 學習動機→正面行為意圖 ＋ 0.06 不成立
γ31 學習動機→負面行為意圖 － 0.20** 不成立 γ22 服務品質→正面行為意圖 ＋ 0.44*** 成立
γ32 服務品質→負面行為意圖 － -0.19 不成立
註1：γ：潛在外生變項與潛在內生變項的因徑關係；β：潛在內生變項間的因徑關係。
註2：***P < 0.001，**P < 0.01，*P < 0.05。
然路徑係數僅代表著兩構面間的直接效果，而各潛在構面間尚有間接效果；在本 研究的假設中，即探討學習動機、服務品質透過學習滿意度對正面與負面行為意圖的 影響關係中，學習滿意度是否有效扮演中介變項。遂進行模式之效果分析，分析結果 彙整於表63所示。
首先在學習動機透過學習滿意度對正面行為意圖的關係模式中，學習動機對學習 滿意度與正面行為意圖皆無顯著直接效果，故不加探討學習滿意度的中介效果；在學 習動機透過學習滿意度對負面行為意圖的關係模式中，學習動機對負面行為意圖為正 向直接效果，而非具有間接效果，故學習滿意度此為完全不中介。
表63
模式直接、間接、整體效果分析表
潛在變項 潛在依變項 直接效果 間接效果 總效果
學習動機
學習滿意度 0.02 N.A. 0.02
正面行為意圖 0.06 0.01 0.07 負面行為意圖 0.20** 0.00 0.20**
服務品質
學習滿意度 0.84*** N.A. 0.84***
正面行為意圖 0.44*** 0.26** 0.70***
負面行為意圖 -0.19 -0.06 -0.25 學習滿意度 正面行為意圖 0.31** N.A. 0.31**
負面行為意圖 -0.07 N.A. -0.07 註1：***P < 0.001，**P < 0.01，*P < 0.05
註2：N.A.表示不存在之路徑
而在服務品質透過學習滿意度對正面行為意圖的關係模式中，服務品質對學習滿 意度與正面行為意圖皆存在正向直接效果，也同時具有正向間接效果，故學習滿意度 此為部分中介；最後在服務品質透過學習滿意度對負面行為意圖的關係模式中，服務 品質對負面行為意圖並無顯著直接效果，然其間接效果也不顯著，故學習滿意度此沒 有中介效果。
總效果等於直接效果加上間接效果，其以服務品質對學習滿意度的總效果最高 (0.84)，其次為服務品質對正面行為意圖的總效果(0.70)，然兩者目的之成因皆為服務 品質。故若想提高學生學習滿意度，使學生對學校具有品牌忠誠，增加繼續升學意願，
持續改善教育服務品質將是不二法門。