第四章 研究結果
第二節 因素分析與信度檢驗
國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
53
69. 考量京都鐵板燒的價格與產品品質，我覺得來京都 鐵板燒用餐是正確的選擇。
5.81 5 1.023
63. 我願意成為京都鐵板燒的忠實顧客。 5.78 6 1.084 67. 我覺得京都鐵板燒套餐的價格是可以接受的。 5.77 7 0.976 61. 我願意常常到京都鐵板燒用餐。 5.74 8 1.108 70. 我願意購買京都鐵板燒的其他套餐。 5.70 9 1.096 72. 我願意購買京都鐵板燒的商業午餐。 5.66 10 1.192 71. 我願意購買京都鐵板燒的節慶套餐。 5.57 11 1.074 68. 假如因應物價波動，京都鐵板燒適度調漲價格是可
以接受的。
5.12 12 1.221
資料來源：本研究整理
第二節 因素分析與信度檢驗
本節將針對本研究的五大變項（食物品質、服務品質、知覺價值、顧客滿意 度、顧客忠誠度）的構面進行因素分析與信度檢驗。因素分析的目的在於透過維 度縮減的方式來簡化原本複雜的構面資料，但在因素分析前必須先檢視 KMO
（Kaiser-Meyer-Olkin measure of sampling adequacy）值與 Bartlett 球型檢定
（Bartlett test of sphericity）的結果，以確認研究資料是否適合作因素分析。
一、檢驗變項間相關性
KMO（Kaiser-Meyer-Olkin measure of sampling adequacy）值會介於 0 與 1 之間，其值愈高則之後進行因素分析時的萃取效果愈好。一般而言，KMO 值的 判斷準則為 0.6 到 0.7 為普通，0.7 到 0.8 為適中，而 0.8 到 0.9 為良好，0.9 以上 為極佳，KMO 值在 0.8 以上則適合進行因素分析。下表 4-7 顯示本研究五大變 項的 KMO 值皆大於 0.8，甚至有些達到 0.9 以上，由上述標準可知本研究個變項
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
54
皆適合作因素分析。
Bartlett 球型檢定（Bartlett test of sphericity）是用來檢定變項間的相關係數 顯著與否，當 p 值小於 0.05 表示顯著，表示本資料可適用因素分析萃取出一個 以上的因素。下表 4-7 顯示本研究五大變項皆達顯著，因此皆可繼續進行因素分 析。
表 4-7
各研究構面之 KMO 值與 Bartlett 球型檢定 研究變項 KMO 值 Bartlett 球型檢定
近似卡方分配 自由度 顯著性 p 值 食物品質 0.890 1104.591 36 0.000***
服務品質 0.941 3241.407 105 0.000***
知覺價值 0.828 964.224 21 0.000***
顧客滿意度 0.917 1887.820 36 0.000***
顧客忠誠度 0.939 3406.577 55 0.000***
註：*p＜.05, **p＜.01, ***p＜.001 資料來源：本研究整理
二、因素萃取與因素轉軸
本研究採用因素分析的主成分分析法（Principal components analysis）進 行因素萃取，希望讓每一個成分能代表最大的觀察變異量，並進而利用直交轉 軸法（Orthogonal rotation）中的最大變異數法（Varimax）來進行因素轉軸，
以使得負荷量之變異數在因素內是最大的。
在作因素選取時，根據 Kaiser 的建議，以特徵值（Eigenvalue）大於 1 來 作為選取因素的標準；其次，進行因素轉軸後，因素負荷量（factor loading）
的絕對值應該要大於 0.6。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
55
（一）食物品質
根據下表 4-8，食物品質總共分析出兩個因素，因素 1 的因素負荷量為 0.676 至 0.832；而因素 2 的因素負荷量則為 0.668 至 0.827。透過因素分析，刪除了 題號 2、題號 3、題號 7、題號 8、題號 9、題號 10，與題號 11 七個問項。
表 4-8
食物品質構面之因素主成份分析轉軸後的成份矩陣
問卷題號 構面問項 因素 1 因素 2
14 維持口感 .832
15 不會燙口 .780
16 視覺吸引力 .737
13 保持芳香 .718
12 多汁有味道 .676
4 材料有益健康 .827
5 菜色搭配營養均衡 .781
1 看起來清爽 .685
6 高級調味料對身體好 .668
資料來源：本研究整理
（二）服務品質
根據下表 4-9，服務品質總共分析出兩個因素，因素 1 的因素負荷量為 0.666 至 0.848；而因素 2 的因素負荷量則為 0.853 至 0.886。透過因素分析，刪除了題 號 17、題號 18，與題號 22 三個問項。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
56
表 4-9
服務品質構面之因素主成份分析轉軸後的成份矩陣
問卷題號 構面問項 因素 1 因素 2
26 積極幫助顧客 .848
33 熱忱與主動的服務 .845
25 迅速且即時的服務 .817
27 不會怠慢 .802
23 回應是可接受的 .799
31 令顧客感到備受尊重 .792
30 能讓顧客信任 .776
24 第一次就能妥適服務 .771
21 真誠態度處理問題 .761
32 主動與顧客互動 .751
34 客製化服務（詢問口味） .728
28 專業鐵板廚藝 .677
29 足夠專業知識 .666
20 菜單清楚易懂 .886
19 店內裝潢具有質感 .853
資料來源：本研究整理
（三）知覺價值
根據下表 4-10，知覺價值總共分析出兩個因素，因素 1 的因素負荷量為 0.757 至 0.856；而因素 2 的因素負荷量則為 0.720 至 0.913。透過因素分析，刪除了題 號 35、題號 36、題號 41、題號 45、題號 46、題號 47，與題號 48、題號 49，與 題號 50 九個問項。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
57
表 4-10
知覺價值構面之因素主成份分析轉軸後的成份矩陣
問卷題號 構面問項 因素 1 因素 2
39 包廂規劃增進愉悅 .856
38 裝潢品質好 .817
37 日式服務精神 .761
40 顧客具水準讓用餐氛圍好 .757
43 套餐價格可接受 .913
42 套餐價格相較於其他餐廳是具 有吸引力的
.898
44 商業午餐物超所值 .720
資料來源：本研究整理
（四）顧客滿意度
根據下表 4-11，顧客滿意度總共分析出一個因素，因素 1 的因素負荷量為 0.720 至 0.878。透過因素分析，刪除了題號 52 一個問項。
表 4-11
顧客滿意度構面之因素主成份分析的成份矩陣
問卷題號 構面問項 因素 1
51 餐點價格符合期望 .772
53 價格相較其他餐廳是划算的 .720
54 滿足心理需求 .834
55 用餐情緒滿意 .878
56 能舒緩壓力 .816
57 促進家人或朋友間情感 .832
58 服務水準滿意 .835
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
58
59 設備與餐點滿意 .817
60 服務態度滿意 .800
資料來源：本研究整理
（五）顧客忠誠度
根據下表 4-12，顧客忠誠度總共分析出一個因素，因素 1 的因素負荷量為 0.748 至 0.908。透過因素分析，刪除了題號 68 一個問項。
表 4-12
顧客忠誠度構面之因素主成份分析的成份矩陣
問卷題號 構面問項 因素 1
61 願意常常來用餐 .824
62 有聚餐需求會考慮來 .890
63 願意成為忠實顧客 .908
64 願意向親朋好友推薦 .898
65 願意向同學/同事推薦 .888 66 願意在網路給正面評價 .868
67 套餐價格可接受 .805
69 考量價格與品質，覺得來用餐是 正確的
.873
70 願意購買其他套餐 .849
71 願意購買節慶套餐 .812
72 願意購買商業午餐 .748
資料來源：本研究整理
‧
SooCheong Jang（2007）的食物品質衡量構面，分別命名為「新鮮度與溫度」以 及「視覺造型與有益健康」。兩個因素的Cronbach’s α 係數皆大於 0.7，且分項對 總項的相關係數（Item-to-total correlation）皆大於 0.5，顯示食物品質構面具有 良好的內在一致性。
1.因素 1：「新鮮度與溫度」
因素 1 包含五個構面問項，轉軸後特徵值為 3.118，累積解釋變異量達 34.639%，Cronbach’s α 係數為 0.856。由於此因素的構面問項與食物的新鮮度與 溫度有關，所以將此因素命名為「新鮮度與溫度」。
2.因素 2：「視覺造型與有益健康」
因素 2 包含四個構面問項，轉軸後特徵值為 2.624，累積解釋變異量達 63.796%，Cronbach’s α 係數為 0.801。由於此因素的構面問項都與食物的視覺造 型與有益健康有關，所以將此因素命名為「視覺造型與有益健康」。
‧
Zeithaml, & Berry（1988）的服務品質衡量構面，分別命名為「可靠、反應、保 證、關懷」以及「有形性」。兩個因素的Cronbach’s α 係數皆大於 0.7，且分項對 總項的相關係數（Item-to-total correlation）皆大於 0.5，顯示服務品質構面具有 良好的內在一致性。1.因素 1：「可靠、反應、保證、關懷」
因素 1 包含十三個構面問項，轉軸後特徵值為 7.887，累積解釋變異量達 52.580%，Cronbach’s α 係數為 0.954。由於此因素的構面問項都與服務的可靠性、
‧
67.442%，Cronbach’s α 係數為 0.777。由於此因素的構面問項都與服務的有形性 有關，所以將此因素命名為「有形性」。‧
因素的Cronbach’s α 係數皆大於 0.7，且分項對總項的相關係數（Item-to-total correlation）皆大於 0.5，顯示知覺價值構面具有良好的內在一致性。1.因素 1：「品質與情感反應」
因素 1 包含四個構面問項，轉軸後特徵值為 2.753，累積解釋變異量達 39.328%，Cronbach’s α 係數為 0.848。由於此因素的構面問項都與品質與情感反 應有關，所以將此因素命名為「品質與情感反應」。
2.因素 2：「貨幣價值」
因素 2 包含三個構面問項，轉軸後特徵值為 2.375，累積解釋變異量達 73.258%，Cronbach’s α 係數為 0.852。由於此因素的構面問項都與知覺到的貨幣 價值有關，所以將此因素命名為「貨幣價值」。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
63
價 值
與 情 感 反 應
日式服務精神 .761 .658
顧客具水準用餐氛圍好 .757 .679
貨 幣 價 值
套餐價格可接受 .913 2.375 73.258 .852 .784 套餐價格相較於其他餐
廳是具有吸引力的
.898 .762
商業午餐物超所值 .720 .632
資料來源：本研究整理
（四）顧客滿意度
根據下表 4-16，顧客滿意度構面萃取出來的一個因素，參考 Voss,Parasuraman,
& Grewal（1998）的顧客滿意度衡量構面，將此因素命名為「滿意度」。此因素 的Cronbach’s α 係數大於 0.7，且分項對總項的相關係數（Item-to-total correlation）
皆大於 0.5，顯示顧客滿意度構面具有良好的內在一致性。
1.因素 1：「滿意度」
因素 1 包含九個構面問項，轉軸後特徵值為 5.943，累積解釋變異量達 66.037%，Cronbach’s α 係數為 0.934。由於此因素的構面問項都與滿意度有關，
所以將此因素命名為「滿意度」。
‧
Martensen , & Kristensen（2000）的顧客忠誠度衡量構面，將此因素命名為「忠 誠度」。此因素的Cronbach’s α 係數大於 0.7，且分項對總項的相關係數（Item-to-total correlation）皆大於 0.5，顯示顧客忠誠度構面具有良好的內在一 致性。
1.因素 1：「忠誠度」
因素 1 包含十一個構面問項，轉軸後特徵值為 8.024，累積解釋變異量達 72.944%，Cronbach’s α 係數為 0.961。由於此因素的構面問項都與忠誠度有關，