運動彩券消費行為模式建構與分析

本節旨在應用結構方程式來進行資料分析，以探討各潛在變項之間的因果關 係。本研究重點在於使用結構方程式探討臺東地區運動彩券消費者「態度」、「主 觀規範」、「行為意圖」、「再購意願」等各構面之間的關係，藉以探討上述構面各 變數間的相關影響結果。

表潛在變項 表觀察變項

壹、 基本適配度分析

本研究針對臺東民眾運動彩券消費行為模式之基本模式適配度驗證，採用 Bagozzi & Yi (1988)的建議標準，其中包含

1.估計參數中不能存在負的誤差變異數

表 4- 34 陣之間的一致性程度，依 Hair, Aderson, Tatham, & Black (1998)的建議，本研究採 用之整體模式適配度評估標準分為絕對適配統計量、增值適配統計量、簡約適配

在整體適配度考驗後，所得之數據如下：RMSEA = 0.09、SRMR = 0.07、GFI

= 0.69；簡效適配度統計量 X²/df = 2.92、PGFI = 0.61、PNFI = 0.72; 增值適配度 統計量 CFI = 0.84、RFI = 0.81，依據各適配度的建議標準，結果說明如下。

一、 絕對適配度

研究中之 RMSEA 值(漸進誤差均方根指標)，通常被是最重要的是配指標資 訊，當 RMSEA 小於 0.05 表示適配良好，介於 0.05 至 0.08 間表示適配度不錯(黃 芳銘，2002)，本模式之 RMSEA = 0.087，屬於「不錯適配」，由此可知，本研究 在近似適配上是相當不錯的。根據 Hair, Anderson, Tatham and black(1998)研究認 為 GFI、AGFI 其值越接近 1 越好，但並無絕對標準值可判定觀察資料與模式間 的適配度、Baumgar and Homburg(1996)研究中指出 GFI、AGFI 低於建議值 24%

及 48%，仍在可接受範圍。而在此研究適配度 GFI(適配度指標) = 0.69，雖未達 GFI>.9 的評鑑標準(黃芳銘，2002)，但符合低於建議值 24%的標準，意即 GFI

>.68，由此可知在這個方面顯示模式整體適配度在可接受範圍，因此整體適配度 尚可。

二、 簡效適配度

簡效適配度主要功能是要調整模式適合度及評估假設模式的精簡程度。本研 究模型之簡效適配度 X²/df = 2.92、PGFI = 0.61、PNFI = 0.72 完全達到適配門檻，

顯示本研究所建立之模式在模式適合度及精簡程度上有相當不錯的表現。

三、 增值適配度

增值適配度是一種衍生性指標，是將獨立模式及假設理論模式互相比較後的 結果，其中 CFI 是改良的 NFI 指標，表示從最限制模式到最飽和模式時非集中 參數的改善情形。本研究的 CFI =0.84、RFI =0.81 均未達評鑑標準，但皆十分接 近適配水準，由此可見，本研究之模式在增值適配度上有一定的契合水準。

參、 模式內在結構適配度分析

內在結構適配度的評鑑包含估計參數、個別項目信度、潛在變項組成信度、

前在變項平均變異數抽取量，內容說明如下。

一、 估計參數

估計參數適用以簡式觀察變係對高其一階之潛在變項的因素負荷量是否達 顯著。當 t > 1.96，α值可視為達 0.05 之顯著水準、t > 2.58，表 α值可視為達 0.001 之顯著水準，估計參數達顯著表示問項具有收斂效度。從表 4-34 可知，本研究 之問項除 TB03、TC03、TC05、TC09、TC10 達α< .05 之顯著，其餘問項均達α

< .001 之顯著水準，此結果顯示所有問項均具收斂效度，且均能有效衡量其構面。

二、 個別項目信度

從觀察變項中的 R²值可知個別項目的信度，若 R²小於 0.5 則表示觀察變項對 欲觀測的潛在變項測量效度較低，從表 4-34 中可知，TA01、TA07、TA08、TB03、

TB04、TC03、TC05、TC11 之 R²值偏低，其餘題項之 R²均大於或接近 0.5，且從 行為意圖及再購意願等構面來看，R²值皆不錯，整體可言，本研究在此標準上尚 算符合標準。

三、 潛在變項的組合信度

透過模式內在結構適配度檢驗，及組合信度的衡量，可以檢驗模式之內在情 況。本研究潛在變項「態度」之組合信度為 0.61、「主觀規範」之組合信度為 0.53、

「行為意圖」之組合信度為 0.68、「再購意願」之組合信度為 0.78。各變項之組 合信度均大於 0.60，由此可知，本研究建立的模式有不錯的內在品質。

四、 潛在變項之平均變異數抽取量

本研究潛在變項「態度」之平均變異數抽取量為 0.67、「主觀規範」之平均 變異數抽取量為 0.53、「行為意圖」之平均變異數抽取量為 0.64、「再購意願」之

0.5，因此本研究符合此評鑑標準。

五、 小結

本研究探討之臺東民眾運動彩券消費行為模式，經過估計參數、基本適配 度、整體適配度及結構適配度的檢驗後，發現本研究所建立之理論模式，可以有 效解釋觀察變項，且可以進行進一步之推論分析，詳細說明如下。本研究之結構 方程式路徑關係及係數估計值如圖 4-2 ，相關檢定結果如表 4-36。

圖 4- 2 臺東民眾運動彩券消費行為模式圖

表 4- 36

臺東民眾運動彩券消費行為模式路徑參數表

類別 估計參數路徑 標準化β 標準誤 t 值

因果關係

態度 行為意圖 0.16 0.06 2.63*

主觀規範 行為意圖 0.39 0.09 2.47*

行為意圖 再購意願 0.79 0.14 3.28**

** p < .01 * p < .05

歸納上述參數結果，臺東民眾運動彩券消費行為模式可界定為：

態度(0.16)+主觀規範(0.39) 行為意圖(0.55) 行為意圖(0.79) 再購意願

由此可知，行為意圖模式可以被「態度」、「主觀規範」解釋的變異量達 55% ; 再購意願可被「行為意圖」解釋的變異量則達 79%。其中以主觀規範對行為意圖 的影響較大；而行為意圖對再購意願的影響高達亦 0.79。由此可知，臺東民眾在

.79

.39 .16 態度

主觀規範

行為意圖 再購意願

購買運動彩券上之態度及主觀規範越正向，則購買運動彩券的行為意圖則越強；

購買運動彩券之行為意圖越強，再購意願也越強。

綜合上述，研究結果重點歸納如下：

1. 本研究建構之臺東地區民眾運動彩券消費行為模式在估計參數、基本適配 度、整體適配度、及內在結構適配度上均有不錯的適配水準，僅在內在結 構適配的 R²上仍有修正的空間。

2.整體而論，本研究建構之模式均大致符合各項檢驗之適配標準，觀察資料 與建構模式間之適配度尚可。

3.本研究模式結構可歸結為：行為意圖 = 0.16 態度+0.39 主觀規範 = 0.55；

再購意願 = 0.79 行為意圖。就行為意圖之整體累積變異量為 55%，再購 意願的累積變異量為 79%，本研究模式接受態度、主觀規範與行為意圖之 關連性，亦接受行為意圖與再購意願間之關連性。

由以上分析結果可知，臺東地區民眾在購買運動彩券的態度及主觀規範上，

是可以解釋消費行為意圖的，此結果可能是因為運動彩券購買者在購買行為上並 非全然自主的，也就是說，民眾購買運動彩券時可能會與家人、朋友、同儕討論，

並參考他們的意見來決定他們的購買行為。從消費者行為模式來說，這其實符合 EKB 模式(Engel, Kollat, & Blackwell, 1978)中的「搜尋資訊」、「評估方案」、「購 買」步驟，這三個步驟都是影響決策的重要過程。而 EKB 模式(Engel, Kollat, &

Blackwell, 1978)中的最後一個步驟「結果」，也就是對這個購買決策的滿意程度，

會直接影響以後之購買決定。因此，運動彩券的推廣及宣傳，應該是要針對全臺 灣的民眾，而非購買者本身，因為社會大眾對此的認知及觀感，以及家人、朋友 等的看法及意見，對購買行為都將有一定程度的影響力，甚至是影響到後續購買 的意願、頻率、金額。如果政府有關單位，可以有效以運動彩券振興運動產業，

對於打擊地下賭博及打假球的問題勢必能有一定之成效。

第五章 結論與建議

本研究旨在探討臺東地區民眾購買運動彩券消費行為時，態度、主觀規範、

行為意圖與再購意願之相互關係、不同背景變項臺東地區民眾於其中之差異情況 及各變項對再購意願的影響。本章根據第四章之研究結果歸納成研究發現及結 論，並提出對運動彩券發行之相關建議。