第四章 結果與討論
第五節 驗證性因素分析
本研究針對研究的衡量指標與構面進行整體模式檢定分析，主要是採用結構 方 程 模 式 (Structural Equation Modeling, SEM) 來 進 行 驗 證 性 因 素 分 析 (Confirmatory Factor Analysis, CFA)，針對所建構的測量模式來驗證其因果關係 以及對測量模式的各參數進行估計，並利用 AMOS 20 統計軟體先進行理論模式 適配度檢驗，再來進行各項假設路徑之檢定。依據本研究之研究架構，透過 AMOS 結構方程式來建構遊客推拉力動機、品牌知識及行為意圖之假設模型，圖 4-1 為 本研究 AMOS 結構模型圖。
圖 4-1 本研究結構模式圖
一、結構模型適配度檢驗
進行結構模型假設驗證前，應先檢驗理論模式的適配度(Amderspm &
Gerbomg, 1988)。Bogozzi & Yi(1988)提出完整之模式適配度檢驗應包括基本 適配度標準(Preliminary Fit Criteria)、整體模式適配度(Overall Model Fit)及內 在結構適配度標準(Fit of Internal Structural Model)。當結構模型適配度檢驗 符合評估標準後，才可以進行各項假設驗證。
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(一) 基本適配度標準 準（陳寬裕，2010）由分析結果得知，標準誤之值介於 0.020 至 0.060 之間，且 t 值皆達到顯著水準，顯示無太大的標準誤，由上述結果發 註 1：p<0.05*；p<0.01**；p<0.001***。
註 2：標準化係數理想值≦0.95。
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註 3：t 值>1.96 且達顯著水準，沒有太大標準誤產生。 註 1：p<0.05*；p<0.01**；p<0.001***。
註 2：標準化係數理想值≦0.95。 表 4-4-3：絕對適配指標的方面，χ2/df=3.932、GFI=0.95、AGFI=0.90、
RMR=0.029、RMSEA=0.07；增值適配度方面，NFI=0.96、NNFI=0.93、
CFI=0.97、IFI=0.97、RFI=0.93；簡效適配度方面，PGFI=0.68、PNFI=0.59。
從各項適配度指標可得知。
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表 4-4-3 臺東地區整體模型適配度指標摘要表 4-4-4：絕對適配指標的方面，χ2/df=3.513、GFI=0.93、AGFI=0.90、RMR=0.029、
RMSEA=0.08；增值適配度方面，NFI=0.96、NNFI=0.95、CFI=0.97、IFI=0.97、
資料來源：本研究整理
表 4-4-6 花蓮地區個構面測量模式各項指標彙整表
4、拉力動機對行為意圖之影響 註 1：p<0.05*；p<0.01**；p<0.001***
註 2：t>1.96 表示各潛在構念具有因果關係
影響，因此假設三成立。
4、 拉力動機對行為意圖之影響
依實證分析分析結果得知，花蓮地區受訪者拉力動機對行為意圖之 路徑，其標準化係數為 0.12，t 值為 2.959，達到顯著水準，具正向 影響，因此假設四成立。
5、 品牌知識對行為意圖之影響
依實證分析分析結果得知，花蓮地區受訪者品牌知識對行為意圖之 路徑，其標準化係數為 0.89，t 值為 18.533，達到顯著水準，具正 向影響，因此假設五成立。
表 4-4-8 花蓮地區測量模式知假設驗證結果
研究假設 預期
關係
路徑
係數 t 值 p 值 結果 H1 推力→品牌知識 + 0.64 12.416 *** 成立 H2 拉力→品牌知識 + 0.66 12.496 *** 成立 H3 推力→行為意圖 + 0.12 3.049 0.002* 成立 H4 拉力→行為意圖 + 0.12 2.959 0.003* 成立 H5 品牌知識→行為意圖 + 0.89 18.533 *** 成立 註 1：p<0.05*；p<0.01**；p<0.001***
註 2：t>1.96 表示各潛在構念具有因果關係 資料來源：本研究整理
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圖 4-2 臺東地區整體結構模式驗證圖
圖 4-3 花蓮地區整體結構模式驗證圖
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三、整體模式各潛在變項間之效果
本研究整體結構模式除了有直接影響效果之外，亦有間接效果存在。在 臺東地區路徑影響效果係數中（如表 4-4-10），「H3 推力動機→行為意圖」
之假設路徑中直接影響效果較薄弱，但可透過品牌知識而間接影響行為意圖，
其間接影響效果值為 0.66，遠大於推力動機對行為意圖的直接效果(0.28)；
在「H4 拉力動機→行為意圖」之假設路徑中，拉力動機不會直接影響行為 意圖，但可透過品牌知識來間接影響行為意圖，其間接影響效果值為 0.25，
大於拉力動機對行為意圖之直接影響效果，故品牌知識扮演非常重要的中介 角色。
表 4-4-10 臺東地區路徑影響效果係數表
假設路徑 直接效果 間接效果 整體效果 H1 推力動機→品牌知識 0.74 - 0.74 H2 拉力動機→品牌知識 0.28 - 0.28 H3 推力動機→行為意圖 0.28 0.66 0.94 H4 拉力動機→行為意圖 0.09 0.25 0.34 H5 品牌知識→行為意圖 0.90 - 0.90
在花蓮地區路徑影響效果係數中（如表 4-4-11），「H3 推力動機→行 為意圖」之假設路徑中直接影響效果較薄弱，但可透過品牌知識而間接影響 行為意圖，其間接影響效果值為 0.57，遠大於推力動機對行為意圖的直接效 果(0.12)；在「H4 拉力動機→行為意圖」之假設路徑中，拉力動機不會直 接影響行為意圖，但可透過品牌知識來間接影響行為意圖，其間接影響效果 值為 0.59，遠大於拉力動機對行為意圖之直接影響效果，故在花蓮地區整體 模式中，品牌知識亦扮演非常重要的中介角色。
表 4-4-11 花蓮地區路徑影響效果係數表
假設路徑 直接效果 間接效果 整體效果 H1 推力動機→品牌知識 0.64 - 0.64 H2 拉力動機→品牌知識 0.66 - 0.66 H3 推力動機→行為意圖 0.12 0.57 0.69 H4 拉力動機→行為意圖 0.12 0.59 0.71 H5 品牌知識→行為意圖 0.89 - 0.89 本研究整理
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四、假設驗證之討論
(一) 參與熱氣球活動之遊客動機對品牌知識的關係討論
本研究經驗證結果發現，參與熱氣球活動遊客推拉力動機對品牌知識 有顯著正向影響，可知當推拉力動機越強烈，對於品牌知識的影響就 會越大；因此 H1 及 H2 的研究結果驗證了推論假設。Hunt(1975)指出 觀光意象是表達遊客心中對旅遊目的地感覺的重要指標，具有類似
「品牌」的功能，而動機與觀光意象有正向關係（黃耀昆，2006），
與本研究結果相似，故本研究判斷遊客動機對品牌知識具有顯著影 響。
(二) 參與熱氣球活動之遊客動機對行為意圖的關係討論
本研究經驗證結果發現，參與熱氣球活動遊客推力動機對行為意圖有 顯著正向影響，可知當推力動機越強烈，對與行為意圖的影響就越大，
因此 H3 的研究結果驗證了推論假設，研究結果與 Yoon & Uysal(2005) 研究相似；在拉力動機對行為意圖之影響中，臺東地區參與熱氣球活 動之遊客拉力動機對行為意圖不具有正向的影響，而花蓮地區參與熱 氣球活動之遊客拉力動機對行為意圖具有顯著正向影響，故 H4 所得 結果與吳忠宏（2007）研究結果不符，花蓮地區遊客拉力動機比台東 地區遊客拉力動機較能影響行為意圖。
(三) 參與熱氣球活動之遊客品牌知識對行為意圖的關係討論
本研究經驗證結果發現，參與熱氣球活動遊客品牌知識對行為意圖有 顯著正向影響，可知當品牌知識越強烈，對行為意圖的影響就越大，
因此 H5 的研究結果驗證了推論假設，研究結果也與 Bigne et al.(2001)、
王璟瑞（2008）研究結果相似，固本研究判斷品牌知識對行為意圖具 有顯著影響。
(四) 參與熱氣球活動之遊客動機、品牌知識與行為意圖關係討論
雖然目前尚未有研究直接驗證三者之間的關係，在本研究結果驗證後 發現，推拉力動機會透過品牌知識對行為意圖造成間接影響。在 H4 假設推論中，臺東地區遊客動機對行為意圖不具正向影響，但卻能夠 透過品牌知識來對行為意圖產生影響；花蓮地區遊客動機對行為意圖 具正向影響但較薄弱，透過品牌知識對行為意圖影響效果較為強烈。
故本研究判斷品牌知識具有中介效果。
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