恢復體驗的因素結構

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第一節 恢復體驗的因素結構

進行 CFA 再次檢驗恢復體驗的因素結構。雖然七因子模式的配適度指標是可被接 受的(χ²(254)=620.47, Normed χ²=2.44, CFI=0.97, NNFI=0.96, RMSEA=0.063)，從 表 5-1 可知，除了心智模式相容，其他恢復體驗子構面間皆呈現顯著的正向關係。

心智模式相容面向無法和其他所有的恢復體驗面向產生顯著的正相關。綜合第二 波與第三波資料分析的結果，心智模式相容與其他恢復體驗子構面的相關呈現不 穩定的狀態，因此此面向作為恢復體驗的一個子構面可能是危險的，因為其不具 一般性，不能適用於不同的樣本與服務店家類型。後續分析中恢復體驗將不包括 心智模式相容此面向。

針對剩下的恢復體驗六個子構面做 CFA，結果列於表 5-2。六因子模式的配 適度指標(χ²(174)=475.71, Normed χ²=2.73, CFI=0.97, NNFI=0.97, RMSEA=0.069) 是可被接受的。和研究一做法一致，亦建構其他可能的模式並進行模式比較，模 式詳細資訊如表 5-2 所示。六因子模式相對於其他模式而言有較高的配適度，因 此恢復體驗應有六個子構面。此外，從目標係數(Target Coefficient)發現，高階模 式(底下有六個子構面)可以解釋低階六因子模式因素之間共變異的程度接近 90%

(TC1=0.87, TC2=0.93)，這表示基於模式精簡考量而採用高階模式應不致於喪失過 多資訊(Marsh and Hocevar 1985; Marsh 1987)。六因子模式的收斂效度資訊列於表 5-3，可知每個問項的因素負荷量的 t 值皆顯著大於 1.96，具有收斂效度。可以從 表 5-4 得知恢復體驗子構面之間的相關性。構念間相關的 95%信賴區間不包含 1，

表示恢復體驗子構面之間具有區別效度。表 5-5 列出高階模式六個子構面的 CFA 結果，可以得知一階構念與二階構念之間的因素負荷量以及一階構念與所屬問項 之間的因素負荷量 t 值皆顯著大於 1.96，表示具有收斂效度。各構念的 CR 皆大 於 0.70，表示構念的信度是可接受的。以上結論與第一波、第二波資料一致，表 示恢復體驗的六因子因素結構、信度是穩定的。

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表 5-3 恢復體驗 CFA 的結果 (六因子模式_第三波資料)

構念/問項 標準因素負荷量

內容迷戀 (CR=0.88)

X26.這家店裡面有很特別的東西 0.85^***

X30.這家店的周遭事物吸引我 0.78^***

X32.這家店有很多新鮮的人事物 0.74^***

X35.這家店裡面具有迷人的事物 0.72^***

X41.這家店裡面有很多我覺得很美麗的事物 0.72^***

X42.我想要花更多時間瞧一瞧這家店裡面的東西 0.66^***

暫時逃離 (CR=0.87)

X1.待在這裡可以使我忘卻現實生活中的壓力 0.80^***

X5.來到這家店裡可以讓我的注意力不用放在我不想面對的事情上 0.85^***

X6.在這裡我比較不會去想我原本覺得很煩的事情 0.74^***

X15.來到這家店可讓我暫時逃離緊湊的生活步調 0.79^***

動機相容 (CR=0.74)

X51.這家店裡面的環境讓我有機會可以做我喜歡做的活動 0.76^***

X53.在這家店裡我可以自己決定要做什麼事 0.68^***

X54.在這家店裡我可以自由自在的做我要做的事情 0.64^***

能力相容 (CR=0.71)

X63.我能應對這家店裡面發生的各種問題 0.68^***

X64.我在這家店裡所做的事情都在我的控制之下 0.68^***

X65.我能應對這家店中的挑戰 0.65^***

活動新奇感 (CR=0.82)

X21.在這家店裡我做的事情和平常不太一樣 0.77^***

X22.我在這家店裡會做一些在別的地方不會做的事 0.88^***

X43.在這家店中我做了一些有趣的活動 0.68^***

心流 (CR=0.86)

X71.當我在這家店裡，我可以全神貫注的進行我要做的活動 0.84^***

X72.當我在這家店裡進行我的活動時，我可以很專心 0.89^***

註: ^*** p<0.001

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Javis et al. (2003)的建議，形成型測量模式若要能被估計得出來，就必須將形成型 構念與其指標放在一個較大的理論網絡中，他們指出至少要有兩個內生的反映型 構念及其問項。有鑑於此，選用心神不寧與有效運作當成內生的反映型構念。模 式為六個恢復體驗子構面(指標)影響恢復體驗，恢復體驗再影響有效運作以及心 神不寧兩個構念。形成型測量模式的配適度是可接受的(χ²(192)=576.89, Normed χ²=3, CFI=0.97, NNFI=0.97, RMSEA=0.074)。從外部效度而言，恢復體驗指標會顯 著地負向影響心神不寧(β=-0.46, p<0.001)，恢復體驗會顯著地正向影響有效運作 (β =0.85, p<0.001) ， 這 結 果 符 合 ART 理 論 的 預 測 ， 因 此 具 有 外 在 效 度 (Diamantopoulos and Winklhofer 2001)。進一步檢驗效度係數(Validity Coefficient) 得知內容迷戀(r=0.26, p<0.001)、暫時逃離(r=0.39, p<0.001)、能力相容(r=0.15,

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表 5-5 恢復體驗 CFA 的結果 (高階模式_第三波資料)

構念/問項 標準因素負荷量

恢復體驗 (CR=0.87)

內容迷戀 0.65^{*** a}

X26.這家店裡面有很特別的東西 0.85^***

X30.這家店的周遭事物吸引我 0.78^***

X32.這家店有很多新鮮的人事物 0.74^***

X35.這家店裡面具有迷人的事物 0.71^***

X41.這家店裡面有很多我覺得很美麗的事物 0.72^***

X42.我想要花更多時間瞧一瞧這家店裡面的東西 0.66 ^b

暫時逃離 0.79^{*** a}

X1.待在這裡可以使我忘卻現實生活中的壓力 0.80^***

X5.來到這家店裡可以讓我的注意力不用放在我不想面對的事情上 0.85^***

X6.在這裡我比較不會去想我原本覺得很煩的事情 0.74 ^b X15.來到這家店可讓我暫時逃離緊湊的生活步調 0.79^***

動機相容 0.83^{*** a}

X51.這家店裡面的環境讓我有機會可以做我喜歡做的活動 0.77^***

X53.在這家店裡我可以自己決定要做什麼事 0.68^***

X54.在這家店裡我可以自由自在的做我要做的事情 0.64 ^b

能力相容 0.65^{*** a}

X63.我能應對這家店裡面發生的各種問題 0.72^***

X64.我在這家店裡所做的事情都在我的控制之下 0.63 ^b

X65.我能應對這家店中的挑戰 0.67^***

活動新奇感 0.71^{*** a}

X21.在這家店裡我做的事情和平常不太一樣 0.77 ^b

X22.我在這家店裡會做一些在別的地方不會做的事 0.88^***

X43.在這家店中我做了一些有趣的活動 0.68^***

心流 0.76^{*** a}

X71.當我在這家店裡，我可以全神貫注的進行我要做的活動 0.84 ^b X72.當我在這家店裡進行我的活動時，我可以很專心 0.89^***

註: ^a 高階因素負荷量; ^b 負荷量設為 1; ^*** p<0.001

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表 5-6 銷售導向顧客導向(SOCO)問項 EFA 結果 (第三波資料)

問項 顧客導向 銷售導向

COO1 服務人員想要了解顧客的需求

0.81

-0.02

COO2 服務人員把顧客的最大利益放在心上

0.74

-0.07

COO3 服務人員採用問題解決的方式來銷售產品或提供服務給 顧客

0.74

0.24 COO4 服務人員推薦最能夠解決問題的產品或服務給顧客

0.82

-0.03 COO5 服務人員企圖找出那一種產品或服務對顧客最有幫助

0.86

0.01 SO1 服務人員想要盡其所能地賣東西給顧客，而沒有去滿足顧

客的真正需要

-0.05

0.91

SO2 服務人員在銷售時會扭曲事實 0.05

0.89

SO3 服務人員不斷的說服顧客去購買他所不需要的 0.05

0.87

SO4 服務人員會將產品或服務描繪的很美好，即使並沒有這麼 好

0.06

0.90

SO5 服務人員會推薦他想要賣的東西給顧客，而不是根據顧客

的購後滿意

-0.02

0.92

註: 因素萃取法為主成分法，轉軸法為最大變異直交轉軸法

p<0.05)與心流(r=0.18, p<0.05)會顯著正向影響恢復體驗，然而，動機相容(r=-0.02, p>0.10)與活動新奇性(r=-0.08, p>0.10)對恢復體驗的影響不顯著，這兩個面向不具 效度(Diamantopoulos and Winklhofer 2001)。恢復體驗六個子構面應該要和恢復體 驗呈現顯著的正相關，但是結果卻顯示動機相容與活動新奇性和恢復體驗無顯著 關係，這可能是因為恢復體驗子構面之間存在一定程度的相關，導致共線性的問 題，進而使效度係數不顯著。根據 Diamantopoulos and Winklhofer (2001)，必須刪 除效度係數不顯著的恢復體驗面向，但是這樣做將會使恢復體驗的概念範疇有缺 失。動機相容為恢復體驗中一個不可缺失的面向，因為 ART 理論對於相容性是以 動機相容為基礎(Kaplan 1995)。因此，動機相容不可因為其對恢復體驗不顯著就 給予刪除，這樣會使恢復體驗概念缺失重要部分。由以上討論可知，將恢復體驗 與其子構面之間的關係建模為形成型比較不被資料支持。

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第二節 恢復體驗與前因後果之間的關係

在執行整體模式的 CFA 前，先針對銷售導向顧客導向(SOCO)確認其因素結構。

過去文獻顯示 SOCO 的因素結構為兩因素，本研究參考過去文獻(Thomas et al.

2001)的作法，執行 EFA，並使用主成分法萃取因素，並執行最大變異直交轉軸法，

目的是檢驗 SOCO 的因素結構。EFA 的結果列於表 5-6，結果指出萃取兩個因子 (使用 K1 準則)，累積解釋變異為 72.66%，大於 60%的標準，問項的共同性介於 0.56~0.85，滿足 0.50 的門檻。結果如同文獻所說，SOCO 可分為顧客導向與銷售 導向兩個面向(Saxe and Weitz 1982;Thomas et al. 2001)。從 EFA 結果可知顧客導 向與銷售導向分得很清楚，相關很低，後續會將顧客導向與銷售導向分開處理。

由第二波資料得知心神不寧、再專注與正向效能感三個面向皆反映注意力幸 福感，因此做一個二階 CFA 檢驗注意力幸福感的因素結構。結果顯示模式配適度 是 可 接 受 的 ( χ² (74)=221.90, Normed χ² =2.99, CFI=0.98, NNFI=0.97, RMSEA=0.074)，注 意 力幸福感 此二 階構念 與其三個 子構 面之間 的關係顯著 (p<.001)，子構面與其問項亦有顯著關係(p<0.001)，因此，後續將採降階處理。

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NNFI=0.95, RMSEA=0.059)，收斂效度(因素負荷量 t 值>1.96)皆有過，但是有些構 念間的區別效度不彰。反映其他顧客知覺的三個子構面之間高度相關，其他顧客

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C-Model Baseline Model 中估計 PA 對理論構 念問項的影響(Method factor loading)，並假設影響一樣

5767.08 (2252)

2.56 0.95 0.94 0.065

U-Model Baseline Model 中估計 PA 對理論構 念問項的影響(Method factor loading)

5597.66 接受的(χ²(1609)=4127.37, Normed χ²=2.57, CFI=0.95, NNFI=0.95, RMSEA=0.065)。

從表 5-7 得知，所有問項因素負荷量的 t 值皆大於 1.96，表示收斂效度有被達成。

∆χ²=169.42, ∆df=58，p<0.001，Model 配適度顯著優於 C-Model，因此選擇 U-Model 作為 R-U-Model 的基礎。Baseline U-Model 與 U-U-Model 比較，∆χ²=229.52, ∆df=59，

p<0.001，U- Model 配適度顯著優於 Baseline Model，因此選擇 U-Model，這表示 CMV 是存在的。從 U-Model 結果(顯示於表 5-10)可以得知即使考量 PA 對所有理 論構念問項的影響下，所有理論構念問項的因素負荷量還是顯著(p<0.001)。59 個 方法負荷量中有 47 個顯著，表示有 47 題理論構念問項會顯著受到 CMV 的汙染。

R-Model 與 U-Model 比較，∆χ²=34.08, ∆df=45，p>0.88，U- Model 配適度並無顯 著優於 R-Model，因此選擇 R-Model，這表示 CMV 並不會使構念間關係偏誤。

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構念

CR

total

CR

substantive

CR

method

人際融洽 0.94 0.79 0.15

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表 5-13 結構模式的結果 (模式 OA_第三波資料) 恢復體驗 注意力幸福感

恢復體驗 0.49^***

人際融洽 0.40^***

其他顧客知覺 服務友誼

0.15^* 0.36^***

顧客導向 −0.35^**

銷售導向 −0.12^*

控制變數

實體服務場景 0.03 0.24^***

產品品質 0.46^*** 0.01 社交性 0.01 0.23^***

SMC^a 59% 59%

註: 內生構念顯示在第一列，自變數顯示在第一欄。表中所呈現的係數為標準化路徑係數。^a 內生 構念多元相關的平方； ^* p < 0.05 ^** p < 0.01 ^*** p < 0.001

整體模式的結構模式結果列於表 5-13 與圖 5-1，此模式被稱為理論模式 OA。 模式的配適度指標是可被接受的(χ²(1614)=4131.75, Normed χ²=2.56, CFI=0.95, NNFI=0.95, RMSEA=0.065)。從表 5-13 的路徑係數可得知，服務環境中的人際因

整體模式的結構模式結果列於表 5-13 與圖 5-1，此模式被稱為理論模式 OA。 模式的配適度指標是可被接受的(χ²(1614)=4131.75, Normed χ²=2.56, CFI=0.95, NNFI=0.95, RMSEA=0.065)。從表 5-13 的路徑係數可得知，服務環境中的人際因

在文檔中 服務場景的人際因素對注意力幸福感的影響: 以恢復體驗為中介角色 - 政大學術集成 (頁 126-0)