路徑分析及假說驗證

本研究使用 SmartPLS 2.0 統計軟體進行研究，主要目的是進行 PLS 的模型，它亦 提供量測模型相關數據，我們在此將 SmartPLS 所提供之量測模型相關數據加以整理，

依據前述的驗證性因素分析與整體結構模式之適配度檢定得知本研究各構陎確立了足 夠的信效度，並重新驗證使用「偏最小帄方法」(partial least square，PLS)計算檢驗各變

數之間的關係性，分析其路徑係數是否顯著，來進行研究假說的檢定。

由於 PLS 方法沒有預設的資料分配，因此不需要檢驗資料是否符合常態分配的假 設；另一方陎 PLS 方法不提供路徑係數信任區間的估計及統計的顯著性的檢定，所以為 了估計路徑係數的顯著性，本研究採用 Bootstrap 重新抽樣方法(200 resamples)，利用 t 檢定估計值進行係數是否顯著的檢定。結構化模型分析係用來檢測結構模型的路徑係數 的顯著性與預測能力。Fornell and Larcker(1981)及 Hair 等人(1998)提出在結構模型方 陎，一般必頇檢驗下列數值包含(如圖 4.1 所示)：

1. 標準化路徑係數(path coefficient)是否達統計上的顯著性。

2. 以 R2 判斷模型的解釋能力。

0.20**

(t=2.93) 綠色3C產品的 購買意願(R²=59%)

(t=5.04) 0.20**

(t=3.00)

(t=3.35) 0.14*

(t=2.04) 0.16*

(t=1.98) 0.11 (t=1.64)

0.15 (t=1.87) 0.20*

(t=2.24)

PEU1 PEU2 PEU3

PU2

EP1 EP2 EP3

耐久性

0.78 0.84 0.83 0.58 0.60 0.76 0.67

0.73 0.71

0.75

0.76

0.76 0.69 0.67

0.72

***表示之)，當 t 值大於 2.58 時，p 值小於 0.01，表示達到次要顯著(以**表示之)，當 t 值大於 1.96 時，p 值小於 0.05，表示剛好達顯著水準(以*表示之)。

依據結構模型的路徑分析結果，以下針對本研究所提出之假設進行檢定，檢定結果 (如表 4-10 所示)說明如下：

1. 假說一：消費者對綠色 3C 產品的正陎態度越高，其使用意圖也越強。

說明：由 PLS 的路徑分析結果可知，消費者「購買綠色 3C 產品的態度」對「綠 色 3C 產品的購買意願」之影響程度(H1=0.20**，t=2.93，p<0.01)，達顯著 水準，故假說 H1 成立。

2. 假說二：「認知有用性」會正向顯著影響個人購買綠色 3C 產品的態度。

說明：由 PLS 的路徑分析結果可知，消費者對綠色 3C 產品的「認知有用性」

對「購買綠色 3C 產品的態度」之影響程度(H2=0.40***，t=5.04，p<0.001)，

達顯著水準，故假說 H2 成立。

3. 假說三：「認知有用性」會正向顯著影響個人購買綠色 3C 產品的意願。

說明：由 PLS 的路徑分析結果可知，消費者對綠色 3C 產品的「認知有用性」

對「購買綠色 3C 產品的意願」之影響程度(H3=0.20**，t=3.00，p<0.01)，

達顯著水準，故假說 H3 成立。

4. 假說四：「認知易用性」會正向顯著影響個人購買綠色 3C 產品的態度。

說明：由 PLS 的路徑分析結果可知，消費者對綠色 3C 產品的「認知易用性」

對「購買綠色 3C 產品的態度」之影響程度(H4=0.17**，t=2.72，p<0.01)，

達顯著水準，故假說 H4 成立。

5. 假說五：「認知易用性」會正向顯著影響個人購買綠色 3C 產品的意願。

說明：由 PLS 的路徑分析結果可知，消費者對綠色 3C 產品的「認知易用性」

對「購買綠色 3C 產品的意願」之影響程度(H5=0.14**，t=2.63，p<0.01)，

達顯著水準，故假說 H5 成立。

6. 假說六：越具有環保意識的消費者對購買綠色 3C 產品越具有正向態度。

說明：由 PLS 的路徑分析結果可知，消費者的「環保意識」對「購買綠色 3C 產品的態度」之影響程度(H6=0.19***，t=3.35，p<0.001)，達顯著水準，

故假說 H6 成立。

7. 假說七：越具有環保意識的消費者對購買綠色 3C 產品越具有正向意願。

說明：由 PLS 的路徑分析結果可知，消費者的「環保意識」對「購買綠色 3C

產品的意願」之影響程度(H7=0.14*，t=2.04，p<0.05)，達顯著水準，故假 說 H7 成立。

8. 假說八：具有環保意識的角色認同會正向影響消費者購買綠色 3C 產品的態度。

說明：由 PLS 的路徑分析結果可知，當消費者具有環保意識的「角色認同」對

「購買綠色 3C 產品的態度」之影響程度(H8=0.16*，t=1.98，p<0.05)，達 顯著水準，故假說 H8 成立。

9. 假說九：具有環保意識的角色認同會正向影響消費者購買綠色 3C 產品的意願。

說明：由 PLS 的路徑分析結果可知，當消費者具有環保意識的「角色認同」對

「購買綠色 3C 產品的意願」之影響程度(H9=0.11，t=1.64，p>0.05)，未達 顯著水準，故假說 H9 不成立。

10. 假說十：對綠色 3C 產品的認知愈瞭解、清楚的消費者，則會正向影響消費者 購買綠色 3C 產品的態度。

說明：由 PLS 的路徑分析結果可知，當消費者愈明瞭綠色 3C 產品時其「產品 認知」對「購買綠色 3C 產品的態度」之影響程度(H10=0.20*，t=2.24，

p<0.05)，達顯著水準，故假說 H10 成立。

11. 假說十一：對綠色 3C 產品的認知愈瞭解、清楚的消費者，則會正向影響消費 者購買綠色 3C 產品的意願。

說明：由 PLS 的路徑分析結果可知，當消費者愈明瞭綠色 3C 產品時其「產品 認知」對「購買綠色 3C 產品的意願」之影響程度(H11=0.15，t=1.87，

p>0.05)，未達顯著水準，故假說 H11 不成立。

表 4-10 研究假說檢定之整理表

*p<0.05；**p<0.01；***p<0.001