第四章 結果與討論
第五節 驗證性因素分析
本研究為了建構商店環境、消費者情緒、地方感與行為意圖之間因 素結構，利用驗證性因素分析(confirmatory factor analysis,CFA)評鑑測量 模式之因素結構與理論界定間的符合程度，確定樣本符合理論之假設。
此 外 ， 在 進 行 結 構 方 程 模 式 之 前 ， 必 須 先 檢 視 違 犯 估 計 (offending estimates)，若出現違犯估計的現象，無論適配度有多良好，都是不能被 接受的。故此，本研究將以檢驗違反估計及驗證性因素分析了解整體量 表適配程度，結果如下：
一、 違犯估計(offending estimates)
違反估計是指結構模式或測量模式中統計所輸出的估計係數高出可接受 之範圍，即模式獲得不當的解(improper solutions)。因此，在檢驗模式適 配度前，需檢視是否產生違反估計。一般違反估計常有以下三種現象(黃 芳銘，2007)：
(1)有負的誤差變異數存在，或是在任何建構中存在無意義的變異誤。
(2)標準化係數超過或太接近 1。
(3)有太大的標準誤。
由表 4-8 共變異數矩陣得知，標準化迴歸係數介於-0.03 至 0.55 之 間，若標準化迴歸係數大於 0.95，就必須考慮刪除其中一項，確保所有 建構之間都具有區別效度。從下表也可得知標準化迴歸係數值皆未超 過，表示所有建構之間具有區別效度。
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表 4-8 樣本觀察變相之共變異數矩陣
SE1 SE2 SE3 SE4 SE5 CE1 CE2 SOP1 SOP2 SOP3 INT1 INT3 INT5
SE1 0.25
SE2 0.17 0.28
SE3 0.18 0.2 0.32
SE4 0.18 0.19 0.22 0.36
SE5 0.17 0.18 0.23 0.24 0.36
CE1 0.15 0.13 0.17 0.20 0.21 0.32
CE2 0.1 0.09 0.13 0.14 0.15 0.22 0.54
SOP1 0.12 0.12 0.15 0.16 0.16 0.2 0.09 0.57
SOP2 0.14 0.15 0.15 0.18 0.19 0.22 0.15 0.36 0.51
SOP3 0.12 0.11 0.12 0.15 0.16 0.17 0.08 0.3 0.33 0.42
INT1 0.14 0.12 0.15 0.18 0.2 0.21 0.15 0.25 0.25 0.24 0.42
INT3 0.11 0.05 0.08 0.1 0.11 0.12 0.04 0.16 0.17 0.16 0.15 0.52
INT5 0.55 0.03 0.02 0.06 0.06 0.03 0 0.09 0.11 0.11 0.1 0.11 0.55
本研究所採用之商店環境、消費者情緒、地方感及行為意圖量表存 在特定之因素結構。為確立本研究所蒐集之資料，符合理論因素結構假 定，因此，本研究針對商店環境、消費者情緒、地方感及行為意圖四個 量表進行驗證性因素分析，其驗證性因素分析結果如下：
一、 商店環境量表之驗證性因素分析
本研究所採用之商店環境量表引自 Turley 與 Milliman (2000)及許瓊 文(2012)，共涵蓋外部環境(SE1)、內部環境(SE2)、環境設計與配置(SE3)、
商店展示與佈置(SE4)及人為變數(SE5)五個構面與 27 個對應之衡量指 標。
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為進行商店環境驗證性因素分析之檢驗，本研究依據其量表之因素 結構，建立商店環境量表之驗證性因素分析理論模式之徑路圖(如圖 4-1 所示)。此一模式涵蓋 27 個觀察自變項(SH1、SH2、SH3、SH4、SH5、
SH6、SH7、SH8、SH9、SH10、SH11、SH12、SH13、SH14、SH15、SH16、
SH17、SH18、SH19、SH20、SH21、SH22、SH23、SH24、SH25、SH26、
SH27)、27 個觀察自變項之誤差項(δSH1、δSE2、δSH3、δSH4、δSH5、 δSH6、δSH7、δSH7、δSH8、δSH9、δSH10、δSH11、δSH12、δSH13、δSH14、 δSH15、δSH16、δSH17、δSH18、δSH19、δSH20、δSH21、δSH22、δSH23、 δSH24、δSH25、δSH26、δSH27)與 5 個潛在外生變項(ξSE1、ξSE2、ξSE3、 ξSE4、ξSE5)。另外，衍生出 27 個潛在外生變項對於 5 個觀察自變項之 迴歸係數(λSH1、λSH2、λSH3、λSH4、λSH5、λSH6、λSH7、λSH8、λSH9、 λSH10、λSH11、λSH12、λSH13、λSH14、λSH15、λSH16、λSH17、λSH18、 λSH19、λSH20、λSH21、λSH22、λSH23、λSH24、λSH25、λSH26、λSH27)與 10 個潛在之外 生變 項與潛在外生 變項 之間之相關係 數 (φSE1.SE2、φ
SE1.SE3、φSE1.SE4、φSE1.SE5、φSE2.SE3、φSE2.SE4、φSE2.SE5、φSE3.SE4、φSE3.SE5、
φSE4.SE5)。本研究將依此進行商店環境量表驗證性因素分析理論模式之驗
證。
74
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M AIC=1585.54 S AIC=2560.78 I AIC=13489.03
通過
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77 所示)。此一模式涵蓋 7 個觀察自變項(EM1、EM2、EM3、EM4、EM5、
EM6、EM7)、7 個觀察自變項之誤差項(δEM1、δEM2、δEM3、δEM4、δ
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圖 4-2 消費者情緒驗證性因素分析結構方程模式
消費者情緒量表驗證性因素分析之結果並無任何違犯估計之現象產 生，顯示整個模式之估計值，係屬正確之數值無誤。在進行整體模式適 配度之評鑑後，初始模式整體適配度評鑑之結果顯示其中的 PGFI 指標未 達評鑑標準。然而，由於χ2test 對樣本數極為敏感，當樣本數越大時，卡 方考驗值越容易達顯著水準，因此導致理論模式遭到拒絕之情形，因此，
需綜合考量其他適配量測指標來做判斷。綜合其他指標判斷後，本研究 整體模式適配度評鑑結果顯示，消費者情緒驗證性因素分析之理論模式 與觀察資料之間，頗具有一致性。
表 4-11 消費者情緒驗證性因素分析之整體適配度評鑑 評鑑指標 初始模式
估計值 絕
對 適 配
χ2
p = 0.065
通過NCP 8.76
GFI 0.98 通過
RMR 0.013
CE1
ξCE1CE2
ξCE2EM1
EM5
EM7 EM6
λEM1 . . . λEM5
λEM6
λEM7
φCE1.CE2
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M AIC=123.38 S AIC=189.69 I AIC=1915.22
通過
80 蓋地方認同(PL1)、地方依附(PL2)和地方依賴(PL3)三個構面與 12 個對應 之衡量指標。
為進行地方感驗證性因素分析之檢驗，本研究依據其量表之因素結 構，建立地方感量表之驗證性因素分析理論模式徑路圖(如圖 4-3 所示)。
此一模式涵蓋 12 個觀察自變項(PL1、PL 2、PL 3、PL 4、PL 5、PL 6、
PL 7、 PL8、PL9、PL10、PL11、PL12)、12 個觀察自變項之誤差項(δ
PL1、δPL2、δPL3、δPL4、δPL5、δPL6、δPL7、δPL8、δPL9、δPL10、δPL11、
δPL12)與 3 個潛在之外生變項(ξSOP1、ξSOP2、ξSOP3)。另外，衍生 12 個 潛在之外生變項對於 3 個觀察自變項之迴歸係數(λPL1、λPL2、λPL3、λ
PL4、λPL5、λPL6、λPL7、λPL8、λPL9、λPL10、λPL11、λPL12)與 3 個潛 在之外生變項與潛在外生變項之間之相關係數(φSOP1.SOP2、φSOP1.SOP3、φ
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82 S AIC=528.42 I AIC=5539.63
通過
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M AIC=203.94 S AIC=372.6 I AIC=2026.91
通過
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五、 理論模式驗證
根據上述之研究目的及研究假說，建立本研究之理論模式徑路圖(如 圖 4-5)，理論模式共計涵蓋 5 個觀察自變項(SE1、SE2、SE3、SE4、SE5) 及 8 個觀察依變項(CE1、CE2、SOP1、SOP2、SOP3、IN1、IN3、IN5)，
8 個觀察依變項之誤差值(εCE1、εCE2、εSOP1、εSOP2、εSOP3、εIN1、εIN3、εIN5)，5 個 觀察值自變項之誤差(δSE1、δSE2、δSE3、δSE4、δSE5)，3 個潛在內生變項(ηCE、
η
SOP、η
INT)，1 個潛在外生變項(ξSE)。因此，產生 8 個潛在之內生變項對於 8 個 觀察依變項之迴歸係數(λCE1、λCE2、λSOP1、λSOP2、λSOP3、λINT1、λINT3、λINT5)、5 個潛在之外生變項對於 5 個觀察自變項之迴歸係數(λSE1、λSE2、λSE3、 λSE4、λSE5)、3 個潛在內生變項對於潛在內生變項之迴歸係數(βCE.SOP、SOP.INT、
β
CE.INT)、2 個潛在之外生變項對於潛在內生變項之迴歸係數 γSE.CE、γSE.INT)與 3 個潛在內生變項之殘差項(ζCE、ζSOP、
ζ
INT)。本研究依此進行理論模式 之驗證。88
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M AIC=332.40 S AIC=616.48 I AIC=4474.56
通過 然為全部通過評鑑標準值 0.5，但根據 Fornall and Larcker (1981)提出平均 萃取變異量低於 0.5 時，若構面之組成信度高於 0.6 以上，仍具收斂效果，
因此，除了行為意圖變項外，其餘潛在變項之信度成立，如下表 4-18 所 示。
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表 4-19 理論模式潛在變項之相關矩陣
商店環境 SE 消費者情緒 CE 地方感 SOP 行為意圖 INT 商店環境 SE 1
消費者情緒 CE 0.75* 1
地方感 SOP 0.49* 0.66* 1
行為意圖 INT 0.63* 0.77* 0.85* 1
在結構係數上(表 4-20)，商店環境對於消費者情緒之迴歸係數為 0.75，此係數已達顯著水準，R2值為 0.56，即表示商店環境可以解釋消費 者情緒 56%之變異；商店環境、消費者情緒和地方感對於行為意圖之迴 歸係數分別為 0.14、0.26、0.6，此係數皆達顯著水準，R2值為 0.8，即表 示商店環境、消費者情緒和地方感可以解釋行為意圖 80%之變異；消費 這情緒對於地方感之迴歸係數為 0.66，此係數已達顯著水準，R2 值為 0.43，即表示消費者情緒可以解釋地方感 43%之變異。
表 4-20 理論模式之結構係數
參數 估計值 誤差變異
R
2γ
CE.SE 0.75* (t =13.7) 0.44 (t =6.15) 0.56β
SOP.CE 0.66* (t =9.53) 0.57 (t = 6.83) 0.43β
INT.CE 0.26* (t =2.23)0.2(t =1.91) 0.8
β
INT.SOP 0.6*(t =7.2)γ
INT.SE 0.14(t =1.5)註：*表示 p < 0.05
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第六節 結果與討論
一、 商店環境與消費者情緒之關係
商店環境與消費者情緒相關矩陣中之相關係數為 0.607，達顯著水 準，表示兩者具有顯著的高度相關；且從理論模式的結構係數來看，商 店環境對於消費者情緒之迴歸係數為 0.75，亦達顯著效果，顯示商店環 境對於消費者情緒具有顯著的正向影響，表示華山 Legacy 之商店環境讓 聽眾感受到分配適當，消費者的情緒也會越正面。故本研究假設一成立，
商店環境會正向且顯著影響消費者情緒。
二、 消費者情緒對地方感之關係
消費者情緒與地方感相關矩陣中之相關係數為 0.503，達顯著水準，
表示兩者具有顯著的高度相關；且從理論模式的結構係數來看，消費者 情緒對於地方感之迴歸係數為 0.66，亦達顯著效果，顯示消費者情緒對 於地方感具有顯著的正向影響，表示來到華山 Legacy 之聽眾若感受到強 烈的正向情緒，對於華山 Legacy 這個地方的感受也越深刻。故本研究假 設二成立，消費者情緒會正向且顯著影響地方感。
三、 地方感對行為意圖之關係
地方感與行為意圖相關矩陣中之相關係數為 0.602，達顯著水準，表 示兩者具有顯著的高度相關；且從理論模式的結構係數來看，地方感對 於行為意圖之迴歸係數為 0.6，亦達顯著效果，顯示地方感對於行為意圖 具有顯著的正向影響，表示聽眾若對於 Legacy 這個地方有強烈的感受，
對於未來會再次來到華山 Legacy 欣賞音樂的行為也越強烈。故本研究假 設三成立，地方感會正向且顯著影響行為意圖。
四、 商店環境對行為意圖之關係
商店環境與行為意圖相關矩陣中之相關係數為 0.428，達顯著水準，
表示兩者具有顯著的高度相關；且從理論模式的結構係數來看，商店環
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境對於行為意圖之迴歸係數為 0.14，未達顯著效果，顯示商店環境對於 行為意圖具有顯著的相關，有正向的影響但不顯著，表示華山 Legacy 之 商店環境讓聽眾感受到分配適當，對於未來會再次來到華山 Legacy 欣賞 音樂的行為也越強烈。故本研究假設四，商店環境會正向且顯著影響行 為意圖不成立。
五、 消費者情緒對行為意圖之關係
消費者情緒與行為意圖相關矩陣中之相關係數為 0.442，達顯著水準，
表示兩者具有顯著的高度相關；且從理論模式的結構係數來看，消費者 情緒對於行為意圖之迴歸係數為 0.26，亦達顯著效果，顯示消費者情緒 對於行為意圖具有顯著的正向影響，表示來到華山 Legacy 之聽眾若感受 到強烈的正向情緒，對於未來會再次來到華山 Legacy 欣賞音樂的行為也 越強烈。故本研究假設五成立，消費者情緒會正向且顯著影響行為意圖。
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