研究二

4.2.1 問卷回收結果與樣本結構

研究二之問卷發放方式和研究一相同，在各種人口聚集處採取方便抽樣，目 標族群同樣設定為 40 歲以下的年輕族群。研究二之問卷回收共 253 份，剔除無 效問卷 18 份，共得有效問卷 235 份，其中無效問卷之判定標準與研究一相同，

將所有漏填、不專心填答、兩人共填一份以及明顯亂填的受測者予以刪除。在 235 份有效問卷中，高度強迫接受、高度強迫拒絕的情境(以下稱為情境一)共 56 份，低度強迫接受、高度強迫拒絕的情境(以下稱為情境二)共 62 份，低度強迫 接受、低度強迫拒絕的情境(以下稱為情境三)共 59 份，高度強迫接受、低度強 迫拒絕的情境(以下稱為情境四)共 58 份，顯示研究二之樣本在各情境間的分佈 相當平均。各情境之對照表如表 4.5 所示。

表 4.5 研究二情境設計對照表

情境編號 情境設計

情境一 高度強迫接受、高度強迫拒絕 情境二 低度強迫接受、高度強迫拒絕 情境三 低度強迫接受、低度強迫拒絕 情境四 高度強迫接受、低度強迫拒絕

而在研究二的 235 份有效問卷中，男性受測者共 126 位(53.6%)，女性受測 者共 109 位(46.4%)；年齡 19 歲以下之受測者共 37 位(15.7%)，20~29 歲之受測 者共 193 位(82.1%)，30~39 歲之受測者共 5 位(2.1%)；受測者中職業為學生共 176 位(74.9%)，上班族或其他共 59 位(25.1%)；過去一年內未搭乘飛機之受測者共 102 位(43.4%)，搭乘 1~2 次之受測者共 111 位(47.2%)，搭乘 3~5 次之受測者共 19 位(8.1%)，搭乘 6 次以上之受測者共 3 位(1.3%)；過去曾使用過機場的自助報 到亭之受測者共 16 位(6.8%)，未使用過之受測者共 219 位(93.2%)。

4.2.2 信效度分析

為確認研究二的量表中各構面之問項具有可靠性，本研究採用 Cronbach’s α 係 數 與 混 合 信 度 做 為 衡 量 信 度 之 標 準 。 在 研 究 二 的 問 卷 中 ， 各 構 面 之 Cronbach’s α係數皆大於 0.9，其中威脅感知之α值為 0.930，對新產品的態度之 α值為 0.922，混合信度值亦皆高於 0.9，顯示研究二之量表具有良好的信度。

而在收斂效度方面，個構面之平均變異萃取量亦皆高於建議之水準，顯示研

圖 4.9 強迫接受之操弄檢驗(研究二)

圖 4.10 強迫拒絕之操弄檢驗(研究二)

4.38

5.46

3.5 4 4.5 5 5.5 6

V01

操弄性檢驗：強迫接受

低度強迫接受 高度強迫接受

4.18

5.58

3.5 4 4.5 5 5.5 6

V02

操弄性檢驗：強迫拒絕

低度強迫拒絕 高度強迫拒絕

表 4.7 研究二操弄檢驗之結果

圖 4.11 不同情境間威脅感知之差異

二、研究假設 H6 之驗證

研究假設 H6 預測在低度強迫接受的情況下，強迫拒絕的程度對新產品的態 度存在負向影響；但在高度強迫接受的情況下，強迫拒絕的程度反而會對新產品 的態度造成負向影響。因此，若情境二中受測者對於新產品態度的平均填答分數 顯著高於情境三的受測者，且情境四中受測者的平均填答分數顯著高於情境一的 受測者，則研究假設 H6 獲得支持。首先，變異數分析之撿定結果顯示，四個情 境的受測者對於新產品態度的平均填答分數存在顯著差異(F = 6.16, p < 0.01)。

接下來的實驗結果顯示，情境二的受測者對於新產品態度的平均填答分數為 4.53 分，而在情境三中受測者的平均填答分數則為 5.15 分，經檢定後已達顯著 差異(F = 12.25, p < 0.01)，顯示在低度強迫接受的情況下，強迫拒絕的程度會對 新產品態度存在負向影響。而在情境一中受測者對於新產品態度的平均填答分數 為 5.10 分，情境四中受測者的平均填答分數則為 4.63 分，經檢定後亦達顯著差 異(F = 6.32, p < 0.05)，顯示在高度強迫接受的情況下，強迫拒絕的程度確實會對 新產品態度造成正面影響。因此研究假設 H6 獲得支持。不同情境中受測者對於 新產品態度的填答分數如圖 4.12 所示。

3.82

5.33 4.9

5.34

3 3.5 4 4.5 5 5.5 6

低度強迫接受 高度強迫接受

威脅感知

低度強迫拒絕 高度強迫拒絕

圖 4.12 不同情境間對新產品態度之差異

圖 4.13 不同情境間新產品使用意願之差異

4.2.5 討論 威脅感知造成影響。這個結果也符合 Fitzsimons (2000)所發現的現象，亦即考慮 範圍外的產品缺貨並不會引發消費者的心理抗拒。