第四章 資料分析結果
第三節 結構模式衡量
表 17 整體模式之配適度指標
配適度指標 建議值 本模型配適度
指標 模式判定結果 χ2(Chi-square) 愈小愈好，
P>0.1
χ2=3761.26，
P=0 接近
χ2/d.f.值(卡方/自由度比) <5 7.28 (d.f.=516) 稍差
GFI(適配度指標) 0.8 0.76 接近
AGFI(調整後適配度指標) 0.8 0.71 接近 RMSEA(漸進誤差均方根) 0.1 0.11 接近
RMR(殘差均方根) 0.1 0.094 良好
NFI(基準適配度指標) 0.9 0.89 接近 NNFI(非基準適配度指標) 0.9 0.89 接近 CFI(比較適配度指標) 0.9 0.90 良好 PNFI(簡效基準適配度指標) 0.5 0.81 良好 PGFI(簡效適配度指標) 0.5 0.58 良好
圖 6 理論模式與參數結構
註1：服務品質(SQ)；顧客滿意度(CS)；企業形象(IM)。
註 2：ξ：測量變項(X)的外衍潛在變項；η：測量變項(Y)的內衍潛在變項；γ：
外衍潛在變項與內衍潛在變項間之路徑關係；β：內衍潛在變項間之路徑關係；
λ：潛在變項與測量變項間之關係，亦即因素負荷量。
γ71
γ61
γ51
γ41
β102
β82
γ21
服務品質ξ1
企業形象η2
關懷性η7 保證性η6 反應性η5 可靠性η4 有形性η3
顧客滿意η1
SQ6 SQ7 SQ8 SQ9 SQ10 SQ11 SQ12 SQ13 SQ14 SQ15 SQ16
SQ18
SQ17 SQ19 SQ20
CS22
CS21 CS23 CS24 CS25 CS26
SQ2
SQ1 SQ3 SQ4 SQ5
商品形象η10 功能形象η9
機構形象η8
IM34 IM30 IM31 IM32 IM33
IM27 IM28 IM29 γ11
β12
λ211
λ221 λ231 λ241 λ251
λ261
β92
λ13
λ23 λ33 λ43
λ53
λ64
λ74
λ84
λ94
λ105
λ115
λ125
λ135
λ146
λ156
λ166
λ177
λ187 λ197
λ207
λ278 λ288
λ298 λ309 λ319
λ329 λ3310 λ3410
γ31
三、 研究假說驗證
由路徑係數之大小值，加以判定研究假說的影響關係之成立與否。由圖 7 可看出分析結果顯示「服務品質→顧客滿意度」之路徑係數(γ11=0.52，t=4.28)，
達到 0.001 顯著水準，顯示兩個變數間具有直接正向影響關係，研究假說一成立。
此與 PZB(1988)研究以銀行業、證卷經紀商、信用卡公司與電器維修業、劉崇義 (2001)研究國內壽險公司、黃靖文(2003)大台北地區大潤發量販店、王美慧等人 (2006)研究中油直營加油站、張火燦與余月美(2008)研究電梯停車設備產業之研 究結果相呼應。故對於本研究探討之量販店，若加強服務品質，時時注意市場 趨勢與顧客感受，業者應提高對消費者的重視度以及購物的便利性，並且以將 心比心的態度去經營，確實有助於增加消費者對量販店的顧客滿意度。其「服 務品質→企業形象」之路徑係數(γ21=0.85，t=10.27)，達到 0.001 顯著水準，顯 示兩個變數間具有直接正向影響之關係，研究假說二成立。此部分則與黃萬益 (2002)研究汽車代檢業、黃明政(2004)研究銀行業、陳嘉旻(2005)研究大台北地 區量販店、鄭家雄(2007)研究銀行業之研究結果相符合。故本研究探討之量販店，
若加強服務品質，亦確實有助於增加消費者對量販店的企業形象，也就是當消 費者認為此家量販店有更好的企業形象時，會對量販店更加信任與滿意。因此，
業者應提升服務品質，建立良好的企業形象，以有助於消費者與量販店業者維 持長久的關係。而「企業形象→顧客滿意度」之路徑係數(β12=0.42，t=3.49)，
達到 0.001 顯著水準，顯示兩個變數間具有直接正向影響之關係，研究假說三成 立。此部分與過去研究馬永睿(2003)研究電視購物之會員、陳進益(2007)研究百 貨公司之研究結果相符合。故本研究探討之量販店，若加強企業形象，確實有 助於增加消費者對量販店的顧客滿意度，因此，業者應建立良好的企業形象，
遇到任何問題時，能夠妥善的處理，把「以客為尊，服務至上」的觀念務實在 量販店之中，並保持良好的信譽，有助於消費者對量販店感到滿意的觀感，進 而增進購買源，因此，在競爭激烈的市場環境中，脫穎而出，持續經營獲利。
因此，本研究建立之研究假設皆成立。
圖 7 整體模式之結構摸式
註1：服務品質(SQ)；顧客滿意度(CS)；企業形象(IM)。
註2：ξ：測量變項(X)的外衍潛在變項；η：測量變項(Y)的內衍潛在變項。
註3：─表示達顯著之路徑；----表示未達顯著之路徑。
註4：*表示 P<0.05；**表示 P<0.01；***表示 P<0.001。
分析消費者在購買新竹市大潤發-忠孝店後各研究變數影響程度，由路徑係 數之大小值，加以判定研究假說的影響關係之成立與否。由表 16 可看出分析結 果顯示「服務品質→顧客滿意度」之路徑係數(γ11=0.78，t=6.94)，達到 0.001 顯 著水準，顯示兩個變數間具有直接正向影響關係。「服務品質→企業形象」之路 徑係數(γ21=0.45，t=4.77)，達到 0.001 顯著水準，顯示兩個變數間具有直接正向 影響之關係。「企業形象→顧客滿意度」之路徑係數(β12=-0.16，t=-1.67)，未達 到顯著水準，顯示兩個變數間不具有直接正向影響關係。最後，將線性結構關 係因果模式之路徑係數結果，重新建構驗證模式如圖 8 所示：
圖 8 新竹市大潤發-忠孝店之結構模式
註1：服務品質(SQ)；顧客滿意度(CS)；企業形象(IM)。
CS (η1)
IM (η2) SQ (ξ1)
γ11=0.78***
γ21=0.45***
β12=-0.16
CS (η1)
IM (η2) SQ (ξ1)
γ11=0.52***
γ21=0.85***
β12=0.42***
註2：ξ：測量變項(X)的外衍潛在變項；η：測量變項(Y)的內衍潛在變項。
註3：─表示達顯著之路徑；----表示未達顯著之路徑。
註4：*表示 P<0.05；**表示 P<0.01；***表示 P<0.001。
分析消費者在購買新竹市愛買吉安-新竹店後各研究變數影響程度，由路徑 係數之大小值，加以判定研究假說的影響關係之成立與否。由表 16 可看出分析 結果顯示「服務品質→顧客滿意度」之路徑係數(γ11=1.88，t=2.2)，達到 0.05 顯 著水準，顯示兩個變數間具有直接正向影響關係。「服務品質→企業形象」之路 徑係數(γ21=0.95，t=2.83)，達到 0.01 顯著水準，顯示兩個變數間具有直接正向 影響之關係。「企業形象→顧客滿意度」之路徑係數(β12=-0.96，t=-1.56)，未達 到顯著水準，顯示兩個變數間不具有直接正向影響關係。最後，將線性結構關 係因果模式之路徑係數結果，重新建構驗證模式如圖 9 所示：
圖 9 新竹市愛買吉安-新竹店之結構模式
註1：服務品質(SQ)；顧客滿意度(CS)；企業形象(IM)。
註2：ξ：測量變項(X)的外衍潛在變項；η：測量變項(Y)的內衍潛在變項。
註3：─表示達顯著之路徑；----表示未達顯著之路徑。
註4：*表示 P<0.05；**表示 P<0.01；***表示 P<0.001。
分析消費者在購買新竹市好市多-新竹店後各研究變數影響程度，由路徑係 數之大小值，加以判定研究假說的影響關係之成立與否。由表 16 可看出分析結 果顯示「服務品質→顧客滿意度」之路徑係數(γ11=0.41，t=1.98)，達到 0.05 顯著水準，顯示兩個變數間具有直接正向影響關係。「服務品質→企業形象」之 路徑係數(γ21=0.91，t=5.12)，達到 0.001 顯著水準，顯示兩個變數間具有直 接正向影響之關係。其「企業形象→顧客滿意度」之路徑係數(β12=0.46，t=2.75)，
達到 0.01 顯著水準，顯示兩個變數間具有直接正向影響關係，表示好市多加強 CS (η1)
IM (η2) SQ (ξ1)
γ11=1.88*
γ21=0.95**
β12=-0.96
良好賣場形象、服務形象、品質形象等等企業形象方面，會使顧客對該量販店 產生信賴感，並且促使顧客有更多滿意的觀感。最後，將線性結構關係因果模 式之路徑係數結果，重新建構驗證模式如圖 10 所示：
圖 10 新竹市好市多-新竹店之結構模式
註1：服務品質(SQ)；顧客滿意度(CS)；企業形象(IM)。
註2：ξ：測量變項(X)的外衍潛在變項；η：測量變項(Y)的內衍潛在變項。
註3：─表示達顯著之路徑；----表示未達顯著之路徑。
註4：*表示 P<0.05；**表示 P<0.01；***表示 P<0.001。
表 18 新竹市東區不同連鎖體系量販店之路徑係數與假設驗證
不同連鎖體 系量販店
研究
假設 變數間關係 路
徑
路徑
係數 T 值 驗證結果 大潤發
H1 服務品質→顧客滿意度 γ11 0.78 6.94*** 成立 H2 服務品質→企業形象 γ21 0.45 4.77*** 成立 H3 企業形象→顧客滿意度 β12 -0.16 -1.67 不成立 愛買吉安
H1 服務品質→顧客滿意度 γ11 1.88 2.2* 成立 H2 服務品質→企業形象 γ21 0.95 2.83** 成立 H3 企業形象→顧客滿意度 β12 -0.96 -1.56 不成立 好市多
H1 服務品質→顧客滿意度 γ11 0.41 1.98* 成立 H2 服務品質→企業形象 γ21 0.91 5.12*** 成立 H3 企業形象→顧客滿意度 β12 0.46 2.75** 成立 註：*表示 P<0.05；**表示 P<0.01；***表示 P<0.001。
CS (η1)
IM (η2) SQ (ξ1)
γ11=0.41*
γ21=0.91***
β12=0.46**
四、 效果分析
針對購買過大潤發與愛買吉安商品之消費者對量販店的服務品質、顧客滿 意度與企業形象關係，由圖 8、圖 9 所示，在直接影響效果中，顯示出服務品質 之提升對於顧客滿意度與企業形象有直接之影響，但在間接影響效果中，顯示 顧客滿意度不會透過企業形象中介變數而影響，因此，中介效果並未獲得本研 究調查資料的支持。在好市多消費者的部分，由圖 10 所示，在直接影響效果中，
顯示出服務品質之提升對於顧客滿意度與企業形象有直接之影響，並且在間接 影響效果中，顯示顧客滿意度會透過企業形象中介變數而影響，因此，中介效 果獲得本研究調查資料的支持。
在構念間的影響效果分析上，可區分成直接影響效果、間接影響效果與總 影響效果三方面，依據圖 8、圖 9、圖 10 與表 17 顯示，唯一在好市多的部分是 服務品質會透過直接效果顯著影響顧客滿意度(0.41)，其也會透過企業形象間接 影響顧客滿意度(0.189，總效果(1.099)。由此，可得知欲提高好市多之購買源，
首先必頇強調好市多所提供的服務品質以及企業形象，若消費者對好市多有高 度的形象與印象，便可以直接對顧客滿意度產生正向影響效果，成為提升消費 者持續前往購買之重要因素之一。
表 19 潛在變項間之直接效果、間接效果與總效果彙整
量販店 外衍潛在變項(ξ) 內衍潛在變項(η) 直接 效果
間接
效果 總效果 大潤發 服務品質(ξ1) 顧客滿意度(η1) 0.78 --- 0.78
企業形象(η2) 0.45 -0.125 0.325 愛買吉安 服務品質(ξ1) 顧客滿意度(η1) 1.88 --- 1.88
企業形象(η2) 0.95 -1.805 -0.854 好市多 服務品質(ξ1) 顧客滿意度(η1) 0.41 --- 0.41
企業形象(η2) 0.91 0.189 1.099 註：---表架構中不存在之路徑