路徑分析與驗證假說

一、測量模式檢定分析

本研究所採用的最小偏平方法(partial least squares, PLS)之電腦軟體為SmartPLS 2.0 M3 版，並且檢測結構模型當中路徑的顯著程度。而本研究問卷共發出了350份，回收 的有效問卷是150份，而無效問卷為37份，可用率達80%。而本研究針對所回收的有效 問卷，進行測量工具性質(信度與效度)、研究假設與概念模式的檢定。測量模型的檢定 包含了內部一致性、收斂效度與區別效度的檢驗。有關構念的內部一致性是評估變數的 組合信度(composite reliability；CR)進行考驗(Fornell and Larcker, 1981)。Nunnally(1978) 建議組成信度值應在0.7 以上，以確定測量變項達到內部一致性。由表4-16中可知，本 研究的各衡量構面之組成信度值均在0.8以上，表示本研究問卷具有非常好的信度。

收 斂 效 度 表 示 多 重 變 項 所 測 量 皆 為 同 一 構 念 的 相 符 程 度 。 依 據 Fornell and Larcker(1981)建議，收斂效度可採行最小偏平方法(PLS)之驗證性因素分析作為衡量依 據，其中個別構念之組合信度(CR)應大於0.70，而平均變異萃取量(average variance extracted; AVE)應大於0.5，方達可接受之收斂效度。如表4-16中可知，本研究各變數之 平均變異萃取量皆大於0.5，表示本研究具有良好的收斂效度。當個別變項對於它們所測 量的構念之因素負荷量(loading)夠高時(>0.707)，同樣也達成收斂效度的要求(Straub, Marie and Gefen, 2004)。此外，本研究所有構念的相關面向組合信度皆高於門檻值0.70 以上，因此各構念面向之組合信度/內部一致性均符合標準。測量性質檢定的統計分析結 果如表4-16所示。由統計分析結果可知，除系統品質之SQ1(0.61)一題項與知覺價值之 PV1(0.64)與PV2(0.64)兩題項未達因素負荷量之標準外，其他主要構念與相關問項指標 之組合信度與收斂效度之檢定結果，均能符合統計檢定指標，此三題項因均為相關構念 極為重要的衡量指標，因而於後續結構模式之分析中仍決定予以保留。

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本研究針對測量工具於相關構念的區別效度進行考驗，以嚴謹驗證本研究概念架構 所建立之主要研究變項之整體構念效度。構念區別效度之檢驗主要在檢定測量之潛在變 項(latent variable)對於不同的構念之間的鑑別程度。每個變項與測量同樣一個構念的其 他變項之相關程度，應該要高於與測量不同構念變項的相關係數。為了通過區別效度的 檢驗，個別構念抽取之平均變異萃取量(AVE)的平方根，應該大於該構念與模型中其他 構念的共變關係(Chin, 1998)。表4-17為各構面之間的相關係數矩陣，對角線所列之值即 該構念的AVE平方根。由表4-17可知，任兩個構念之間的相關係數皆小於該構念之測量 變項的AVE 平方根。顯示出測量模型中各構念的變項確實彼此相異，本研究所設計的 問卷具有足夠的區別效度。

表 4-17 構面之相關係數與鑑別效度

構面 系統品質 資訊品質 服務品質 知覺價值 顧客滿

意度 行為意圖

系統品質 0.76*

資訊品質 0.70 0.86

服務品質 0.55 0.46 0.79 知覺價值 0.47 0.33 0.45 0.71 顧客滿意度 0.57 0.49 0.54 0.64 0.91 行為意圖 0.56 0.43 0.46 0.64 0.74 0.84

*對角線數值為潛在構面的平均萃取變異量(AVE)之平方根。

二、驗證假說

本研究路徑係數分析採用SmartPLS 2.0 M3版軟體，根據上兩節，本研究分別對個別 的問項、構面的信效度做過分析，從得到具體的數字當中，已經可以確定各個構面具有 一定程度的信度與效度，因此便可進一步的對各個構面、變數間進行實質關係的檢測。

由於SmartPLS 2.0 M3版本身並不提供顯著性之考驗，採用拔靴法(BootStrapping)方法以

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估計路徑係數(Bollen and Stine,1992)，經由樣本的重新取樣的程序進行顯著性檢驗當t值 大於3.29時，則p值小於0.001，表示非常顯著(以***表示);當t 值大於2.58時，則p值小於 0.01，表示為次要顯著(以**表示);當t 值大於1.96時，則p值小於0.05，表示已達顯著標 準(以*表示)。

在假說檢定方面，本研究提出的九項假設，其中有八項獲得支持，一項「行動銀行 的資訊品質對知覺價值」的假設未獲得支持；所進行之結構性分析結果其模型路徑參數 如表4-18，由其檢定結果分析，獲得以下的結論：

(1) H1. 行動銀行的系統品質對顧客滿意度有顯著正向影響(支持)

由PLS之統計分析結果可知，系統品質與滿意度之間的路徑係數為0.15，t值為2.01＞

1.96，達到p < 0.05之顯著水準，故假說H1是被支持的。

(2) H2. 行動銀行的系統品質對知覺價值有顯著正向影響(支持)

由PLS之統計分析結果可知，系統品質對知覺價值之間的路徑係數為0.34， t值為4.01

＞3.29，達到p < 0.001之顯著水準，故假說H2是被支持的。

(3) H3. 行動銀行的資訊品質對顧客滿意度有顯著正向影響(支持)

由PLS之統計分析結果可知，資訊品質與顧客滿意度之間的路徑係數為0.16，t 值為 2.65＞2.58，達到p < 0.01之顯著水準，故假說H3是被支持的。

(4) H4. 行動銀行的資訊品質對知覺價值有顯著正向影響(不支持)

由PLS之統計分析結果可知，資訊品質對知覺價值之間的路徑係數為-0.04，t 值為 0.49，未達到顯著水準，故假說H4不被支持。

(5) H5. 行動銀行的服務品質對顧客滿意度有顯著正向影響(支持)

由PLS之統計分析結果可知，服務品質與顧客滿意度之間的路徑係數為0.18，t值為2.72

＞2.58，達到p <0.01之顯著水準，故假說H5是被支持的。

(6) H6. 行動銀行的服務品質對知覺價值有顯著正向影響(支持)

由PLS之統計分析結果可知，服務品質對知覺價值之間的路徑係數為0.28 ，t值為4.16

＞3.29，達到p <0.001之顯著水準，故假說H6是被支持的。

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(7) H7. 顧客對行動銀行之知覺價值對顧客滿意度有顯著正向影響(支持)

由PLS之統計分析結果可知，知覺價值與顧客滿意度之間的路徑係數為0.44 ，t值為 5.65＞3.29，達到p <0.001之顯著水準，故假說H7是被支持的。

(8) H8. 顧客對行動銀行之滿意度對行為意圖有顯著正向影響(支持)

由PLS之統計分析結果可知，顧客滿意度與行為意圖之間的路徑係數為0.56 ，t值為 8.85＞3.29，達到p <0.001之顯著水準，故假說H8是被支持的。

(9) H9. 顧客對行動銀行之值知覺價對行為意圖有顯著正向影響(支持)

由PLS之統計分析結果可知，知覺價值與行為意圖之間的路徑係數為0.28 ，t值為3.95

＞3.29，達到p <0.001之顯著水準，故假說H9是被支持的。

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本研究模式之前置變項包括「系統品質」、「資訊品質」、「服務品質」對依變數

「顧客滿意度」及「知覺價值」的解釋力(R²)分別為54%及27%；而「顧客滿意度」及

「知覺價值」對「行為意圖」的解釋力(R²)為59%。由此可知，系統品質、資訊品質、

服務品質之相關重要構面對行動銀行使用者知覺價值、滿意度與行為意圖，是具有相當 顯著程度的影響關係。

圖 4-1 本研究偏最小平方法(PLS)分析檢定結果

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