第四章 研究結果與討論
第二節 信效度分析
第二節
第二節 第二節 信效度分析 信效度分析 信效度分析 信效度分析
本研究之構面，即「顧客關係管理」及「品牌商譽」皆為多問項之衡量指 標，故需分別對此兩構面進行信效度檢定。在效度方面，Kerlinger (1973)指出可 用(1)因素分析及(2)總分和項目分數之相關(Correlation with Total)，來驗證問卷 之建構效度。在信度方面，本研究採用 Cronbach’s α 值，來衡量各構面測量項 目間的一致性。根據 Nunnally (1978)之建議，只要 Cronbach’s α 值大於 0.7，則 代表高信度，若低於 0.35 便需予以拒絕。
一 一 一
一、 、 、顧客關係管理 、 顧客關係管理 顧客關係管理 顧客關係管理
在進行因素分析前，本研究先以 Kaiser (1974)提出的「取樣適切性量數」
(kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy, KMO)及 Bartlett (1951)提出 的「球形考驗」(Sphericity Test)判別顧客關係管理的量表變項是否適合進行因素 分析，結果如表 4 所示，KMO 值為 0.911，在 0.8 以上，表示因素分析的適切 性是良好的。此外，Barlett’s 球形考驗的 χ2值為 2607.178 達顯著，表示適合進 行因素分析。
表 4
顧客關係管理變項的KMO與Bartlett檢定
Kaiser-Meyer-Olkin 取樣適切性量數 0.911
近似卡方分配 2607.178
Barlett 球形檢定
顯著性 0.000
本研究透過主成份因素分析法(Principal Factor Analysis, PFA)，從 12 個顧客 關係管理變數中，萃取出四個特徵值(Eigenvalues)大於 1 之代表性顧客關係管理 因素，並採用最大變異法(Varimax)進行轉軸分析，以得到的轉軸因素類型 (Rotated Pattern)，來判定 12 個顧客關係管理變數在該四個萃取顧客關係管理之 歸屬，並予以命名(黃俊英、林震岩，1997)，結果如表 5 所示。
本研究萃取之四個顧客關係管理因素其可解釋之總變異量為 73.48%，而在 因素分析的過程中，由於員工定期接受訓練，能確實有效的提昇員工的能力 (CRM4)、主管重視良好且完善的檔案管理，能確實有效的提昇員工的能力 (CRM13)及貴機關所依循的專業法規能符合其他機關使用(CRM21)等變數之因 素負荷量皆未超過 0.5 或同時有兩個因素負荷量大於 0.5，因此未歸入五個顧客 關係管理構面中。
而由表 6 之檢定結果顯示，資訊分享程度之各問項與總分的相關係數亦皆 達 0.6 以上，表示具有相當程度之收歛效度；此外資訊分享程度之 Cronbach’s α 值為 0.905，因此足以證明具有高信度。長期夥伴關係之各問項與總分的相關係 數亦皆達 0.6 以上，表示具有相當程度之收歛效度；此外，長期夥伴關係之 Cronbach’s α 值為 0.821，因此足以證明具有高信度。共同解決問題之各問項與 總分的相關係數亦皆達 0.6 以上，表示具有相當程度之收歛效度；此外，共同解 決問題之 Cronbach’s α 值為 0.973，因此足以證明具有高信度。顧客參與程度之 各問項與總分的相關係數亦皆達 0.6 以上，表示具有相當程度之收歛效度；此外 顧客參與程度之 Cronbach’s α 值為 0.856，因此足以證明具有高信度。
表 5
顧客關係管理構面因素命名
顧客關係管理變數 CRM1
CRM2 CRM3
CRM4 CRM5 CRM6
CRM7 CRM8 CRM9
CRM10 CRM11 CRM12 特徵值 2.591 2.237 2.852 2.361 因素命名 資訊分享程度 長期夥伴關係 共同解決問題 顧客參與程度
變異之解釋量 73.48%
表 6
顧客關係管理變項之信效度檢定
使用變項 Correlation
with Total Cronbach’s α A1. 分享所委辦案件涉及的司法程序資訊 0.732
A2. 分享所委辦案件涉及的法律專業知識 0.893 資訊
分享
程度 A3. 分享所委辦案件涉及的法律權益 0.902
0.905
A4. 經常與顧客保持良好的互動關係 0.793 A5. 經常對顧客的資料維持保密性 0.736 長期
夥伴
關係 A6. 經常關心並詢問顧客的需求 0.795
0.821
A7. 經常主動與顧客討論案件的優劣勢 0.930 A8. 經常主動與顧客討論案件在資料或證
據搜集的困難處 0.866
共同 解決
問題 A9. 經常主動與顧客討論案件發展中所遭
遇到的問題 0.914
0.973
A10. 在初步暸解案件上，貴事務所經常邀
請顧客參與討論 0.912
A11. 在案件的專業分析上，貴事務所經常
邀請顧客參與討論 0.672
顧客 參與
程度 A12. 在研擬案件的策略方案上，貴事務所
經常邀請顧客參與討論 0.653
0.856
二 二 二
二、 、 、品牌商譽 、 品牌商譽 品牌商譽 品牌商譽
在進行因素分析前，本研究先以 Kaiser (1974)提出的「取樣適切性量數」
(Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy, KMO)及 Bartlett (1951)提出 的「球形考驗」(Sphericity Test)判別品牌商譽的量表變項是否適合進行因素分 析，結果如表 7 所示，KMO 值為 0.879，在 0.8 以上，表示因素分析的適切性 是良好的。此外，Barlett’s 球形考驗的 χ2值為 952.358 達顯著，表示適合進行因 素分析。
表 7
品牌商譽變項的KMO與Bartlett檢定
Kaiser-Meyer-Olkin 取樣適切性量數 0.879
近似卡方分配 952.358
Barlett 球形檢定
顯著性 0.000
本研究透過主成份因素分析法(Principal Factor Analysis, PFA)，從 6 個品牌 商譽變數中，萃取出三個特徵值(Eigenvalues)大於 1 之代表性品牌商譽因素，並 採用最大變異法(Varimax)進行轉軸分析，以得到的轉軸因素類型(Rotated Pattern) 來判定 6 個知識分享變數在該三個萃取品牌商譽因素之歸屬，並予以命名(黃俊 英、林震岩，1997)，結果如表 8 所示。
而由表 9 之檢定結果顯示，專業形象之各問項與總分的相關係數亦皆達 0.6 以上，表示具有相當程度之收歛效度；此外，專業形象之 Cronbach’s α 值為 0.921，因此足以證明具有高信度。服務品質形象之各問項與總分的相關係數亦 皆達 0.6 以上，表示具有相當程度之收歛效度；此外，服務品質形象之 Cronbach’s α 值為 0.958，因此足以證明具有高信度。品牌聲譽之各問項與總分的相關係數 亦皆達 0.5 以上，表示具有相當程度之收歛效度；此外，品牌聲譽之 Cronbach’s α 值為 0.887，因此足以證明具有高信度。
表 8
品牌商譽構面因素命名
品牌商譽變數 B1
B2
B3 B4
B5 B6
特徵值 1.854 1.902 1.519
因素命名 專業形象 服務品質形象 品牌聲譽
變異之解釋量 71.22%
表 9
品牌商譽變項之信效度檢定
使用變項 Correlation
with Total Cronbach’s α B1. 近三年來相較競爭對手而言，貴事務所
具有較良好的法律專業形象 0.825
專業
形象 B2. 近三年來相較競爭對手而言，貴事務所
的律師專業較受到客戶的尊重 0. 911
0.921
B3. 近三年來相較競爭對手而言，貴事務所
擁有較高的服務品質地位 0.918
服務 品質
形象 B4. 近三年來相較競爭對手而言，貴事務所
的律師群擁有較專業的服務品質地位 0.854
0.958
B5. 近三年來相較競爭對手而言，貴事務所
擁有較高的知名度 0.768
品牌
聲譽 B6. 近三年來相較競爭對手而言，貴事務所
的律師群擁有較高的知名度 0.708
0.887
第三 第三
第三 第三節 節 節 節 迴歸分析 迴歸分析 迴歸分析 迴歸分析
本研究以資訊分享程度、長期夥伴關係、共同解決問題、顧客參與程度、
為自變數，專業形象、服務品質形象、品牌聲譽為應變數，進行迴歸分析，證 結果彙整如表 10 所示。由表 10 的變異數分析中可知道迴歸模型達到 0.001 的顯 著水準。且迴歸分析表可得知「資訊分享程度、長期夥伴關係、共同解決問題、
表 10
顧客關係管理與品牌商譽之迴歸分析
品牌商譽
專業形象 服務品質形象 品牌聲譽 VIF 資訊分享程度 0.528***
(0.000)
0.083 (0.409)
0.071
(0.385) 1.945 長期夥伴關係 0.601***
(0.000)
0.543***
(0.000)
0.563***
(0.000) 1.367 共同解決問題 0.093
(0.541)
0.596***
(0.000)
0.067
(0.341) 1.998 顧客
關係 管理
顧客參與程度 0.097 (0.567)
0.827***
(0.000)
0.003
(0.975) 1.957 F 值 8.871*** 17.781*** 27.985***
調整後 R2 23.6% 49.1% 17.8%
p-value <.0001 0.0012 <.0001 註 1：表內之數值：上為迴歸係數，括號內為 p 值。
註 2：*表示 p<0.1，**表示 p<0.05，***表示 p<0.01。
根據 Neter, Wasserman, and Kutner (1983)所提出之變異膨脹係數(Variance Inflation Factor, VIF)指出若 VIF 值小於 10，則可判定自變數間之複共線程度不 致於對迴歸模式有不當之影響性，而根據本研究實證結果顯示，各 VIF 值皆小 於 10，因此，自變數間的複共線性程度對本研究將不致造成不當之影響。
此外，「顧客關係管理」對「專業形象」之 F 值為 8.871 且 p<0.01，故達顯 著水準，其解釋變異量達 23.6%；「顧客關係管理」對「服務品質形象」之 F 值 為 17.781 且 p<0.01，故達顯著水準，其解釋變異量達 49.1%；「顧客關係管理」
對「品牌聲譽」之 F 值為 27.985 且 p<0.01，故達顯著水準，其解釋變異量達 17.8%。
一 一 一
一、 、 、資訊分享程度 、 資訊分享程度 資訊分享程度 資訊分享程度對 對 對品牌商譽 對 品牌商譽 品牌商譽 品牌商譽之 之 之影響 之 影響 影響 影響
根據表 10 顯示，「資訊分享程度」對「專業形象」有顯著的正向影響作用 (β=0.528, p<0.01)，故支持研究假設 H1a，因此，律師事務所若涉及的司法程序 資訊、法律專業知識、法律權益， 這些要因都會影響律師事務所的資訊分享程
度，將顯著影響其實行「專業形象」的能力(紀文章，2000)。
根據表 10 顯示，「資訊分享程度」對「服務品質形象」及「品牌聲譽」無 顯著的正向影響作用(p>0.1)，故不支持研究假設 H1b及 H1c。
二 二
二 二、 、 、長期夥伴關係 、 長期夥伴關係 長期夥伴關係 長期夥伴關係對 對 對品牌商譽 對 品牌商譽 品牌商譽 品牌商譽之 之 之影響 之 影響 影響 影響
根據表 10 顯示，「長期夥伴關係」對「專業形象」、「服務品質形象」、「品 牌聲譽」有顯著的正向影響作用(β=0.601, p<0.01；β=0.543, p<0.01；β=0.563, p<0.01)，故支持研究假設 H2a、H2b、H2c，因此，律師事務所若能與顧客保持良 好的互動關係、對顧客的資料維持保密性、關心並詢問顧客的需求，應用這些 方式，使其具體化，能確實有效的提昇員工的能力，將可提昇律師事務所在實 行「專業形象」、「服務品質形象」、「品牌聲譽」的能力。
三 三 三
三、 、 、共同解決問題對品牌商譽之 、 共同解決問題對品牌商譽之 共同解決問題對品牌商譽之 共同解決問題對品牌商譽之影響 影響 影響 影響
根據表 10 顯示，「共同解決問題」對「服務品質形象」有顯著的正向影響 作用(β=0.596, p<0.01)，故支持研究假設 H3b，因此，律師事務所的主管若主動 與顧客討論案件的優劣勢、主動與顧客討論案件在資料或證據搜集的困難處、
主動與顧客討論案件發展中所遭遇到的問題，應用這些方式，使其具體化，能 確實有效的提昇員工的能力，將可提昇律師事務所在實行「服務品質形象」、的 能力。
根據表 10 顯示，「共同解決問題」對「專業形象」及「品牌聲譽」無顯著 的正向影響作用(p>0.1)，故不支持研究假設 H3a及 H3c。
四 四 四
四、 、 、顧客參與程度對品牌商譽之影響 、 顧客參與程度對品牌商譽之影響 顧客參與程度對品牌商譽之影響 顧客參與程度對品牌商譽之影響
根據表 10 顯示，「顧客參與程度」對「服務品質形象」有顯著的正向影響 作用(β=0.827, p<0.01)，故支持研究假設 H4b，因此，律師事務所若能有許多能 夠經常邀請顧客參與討論、顧客參與討論、邀請顧客參與討論，將顯著影響其 實行「服務品質形象」及的能力。
根據表 10 顯示，「顧客參與程度」對「服務品質形象」及「品牌聲譽」無 顯著的正向影響作用(p>0.1)，故不支持研究假設 H4a及 H4c。所有實證結果彙整 如表 11 及圖 3 所示。
表 11
研究假設之檢定結果
假設 研究假設 檢定結果
H1a 資訊分享程度對專業形象具正向影響作 支持
H1b 資訊分享程度對服務品質形象具正向影響作用 不支持 資訊分享程度對「專業形象」具正向影響作用 研究發現
H2a 長期夥伴關係對專業形象具正向影響作用 支持
H2b 長期夥伴關係對服務品質形象具正向影響作用 支持
H2c 長期夥伴關係對品牌聲譽具正向影響作用 支持
長期夥伴關係對「專業形象」、「服務品質形象」、「品牌聲譽」具
正向影響作用 研究發現
H3a 共同解決問題對專業形象具正向影響作用 不支持
H3b 共同解決問題對服務品質形象具正向影響作用 支持 共同解決問題對「服務品質形象」具正向影響作用 研究發現
H4a 顧客參與程度對服務品質形象具正向影響作用 支持
H4b 顧客參與程度對品牌聲譽具正向影響作用 不支持
顧客參與程度對「服務品質形象」具正向影響作用 研究發現