研究變項之迴歸分析

本研究主要以迴歸分析加以驗證架構變項間的因果關係與整體解釋，主要探討之自 變項為「信任傾向」，依變項為「信託意願」，又以中介變項為「信任」包含「專業資產 管理公司信任」、「信託業務人員信任」及「客製化設計信託產品信任」三個構面及「知 覺風險」包含「認知風險」與「認知焦慮」二個構面，主要檢驗「信任傾向」經由兩個 中介變項的功能對「信託意願」的影響效果，並驗證本研究之假設。

根據Baron and Kenny (1986)指出，迴歸分析有三個驗證方式：第一驗證：前因變 項對中介變項之迴歸分析，但不包含結果變項；第二驗證：前因變項對結果變項之迴歸 分析；第三驗證：前因變項與中介變項同時對結果變項之迴歸分析。若前因變項與中介 變項同時對結果變項相互間關係成立，則會符合下述情況：(一)前因變項必定會影響中 介變項；(二)前因變項也必定會影響結果變項；(三)中介變項必定會影響結果變項；(四) 前因變項對結果變項的影響在三的情況會小於二的情況(杜佩蘭，1999；徐玲媚，2009)。

本節將以層級迴歸分析信任傾向、信任、知覺風險對於信託意願的預測力。本研究 將性別、年齡與家庭年收入為控制變項，因此投入迴歸中第一層，第二層投入信任傾向，

第三層投入信任包含專業資產管理公司信任、信託業務人員信任及客製化設計信託產品 信任三構面，第四層投入知覺風險包含認知風險與認知焦慮兩構面，第五層依序投入信 託意願，以驗證信任與知覺風險對於信任傾向及信託意願的影響。

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ㄧ、信任傾向對信任之迴歸分析

司信任的模型一(F=1.150，R²=.009，Adjusted R²=.001)，整體有效模型二為 (F=11.160，p＜.001，R²=.106，Adjusted R²=.096)。在「信任傾向」對於專業 資產管理公司信任(B=.336，

β

=.312，p＜.001)達顯著，表示「信任傾向」對 於「專業資產管理公司信任」達顯著正向效果，故本研究假設1 a 獲得支持

(二) 信任傾向對信託業務人員信任之迴歸分析

由表 4-10 得知的迴歸分析中，以信託業務人員信任為依變項，並以性 別、年齡與家庭年收入作為控制變項，檢測信任傾向對信任之信託業務人員 信任的影響效果。由迴歸分析結果發現信任傾向對於信託業務人員信任的模 型一(F=.991，R²=.008，Adjusted R²=.000)，整體有效模型二(F=16.246，p

＜.001，R²=.147，Adjusted R²=.138)。在「信任傾向」對於信託業務人員信 任(B=.380，

β

=.374，p＜.001)達顯著，表示「信任傾向」對於「信託業務人 員信任」達顯著正向效果，故本研究假設1 b 獲得支持並成立。

(三) 信任傾向對客製化信託產品信任之迴歸分析

由表4-11 得知的迴歸分析中，以客製化信託產品信任為依變項，並以性 別、年齡與家庭年收入作為控制變項，檢測信任傾向對信任之客製化信託產 品信任的影響效果。由迴歸分析結果發現信任傾向對於客製化信託產品信任 的模型一(F=2.218，p＜.05，R²=.017，Adjusted R²=.009)，整體有效模型二 (F=13.354，p＜.001，R²=.124，Adjusted R²=.115)。在「信任傾向」對於信託 業務人員信任(B=.361，

β

=.329，p＜.001)達顯著，表示「信任傾向」對於「客 製化信託產品信任」達顯著正向效果，故本研究假設1 c 獲得支持並成立。

二、信任對信託意願之迴歸分析

由表4-12 得知的迴歸分析中，以信託意願為依變項，並以性別、年齡與 家庭年收入作為控制變項，檢測信任之專業資產管理公司信任對信託意願的 影響效果。由迴歸分析結果發現信任對於信託意願的模型一(F=2.241，p

＜.05，R²=.017，Adjusted R²=.010)，整體有效模型二(F=21.500，p＜.001，

R²=.255，Adjusted R²=.244)。

(一)專業資產管理公司信任對於信託意願(B=.243，

β

=.186，p＜.01)達顯 著，亦即專業資產管理公司信任對信任傾向具顯著正向影響。

(二)信託業務信任對於信託意願(B=.199，

β

=.144，p＜.05)達顯著，亦即 信託業務信任對信任傾向具顯著正向影響。

(三)客製化設計信託產品信任對於信託意願(B=.294，

β

=.230，p＜.001) 達顯著，亦即客製化設計信託產品信任對信任傾向具顯著正向影響。

依據上述數據使假設2 a、2 b、2 c 得到驗證，表示「信任」之專業資產 管理公司信任、信託業務信任與客製化設計信託產品信任對於「信託意願」

達顯著正向效果，故本研究假設2 a、2 b、2 c 獲得支持並成立。

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表4-12 信任對信託意願之迴歸分析

三、信任傾向對信託意願之迴歸分析

由表 4-13 得知的迴歸分析中，以信託意願為依變項，並以性別、年齡與家庭 年收入作為控制變項，檢測信任傾向對信託意願之影響效果。由迴歸分析結果發現 信任傾向對於信託意願的模型一(F=2.241，p＜.05，R²=.017，Adjusted R²=.010)，

整體有效模型二(F=3.850，p＜.01，R²=.039 ，Adjusted R²=.029)。在個人特徵中「年 齡」對信託意願數據顯示（B=-.010，

β

=-.102，p＜.05）達顯著效果，亦即有顯著 負向影響，在「信任傾向」對於信託意願(B=.208，

β

=.148，p＜.01)達顯著，表示

「信任傾向」對於「信託意願」達顯著正向效果，故本研究假設3 獲得支持並成立

四、信任對信任傾向與信託意願間的中介效果之迴歸分析

由表4-14 得知的迴歸分析中，以信託意願為依變項，並以性別、年齡與 家庭年收入作為控制變項，檢測信任對信任傾向與信託意願的中介影響效 果，信任分為專業資產管理公司信任、信託業務人員信任、客製化設計信託 產品信任，三個構面。由迴歸分析結果發現信任對信任傾向與信託意願的中 介 影 響 效 果 的 模 型 一(F=2.241 ， p ＜ .05 ， R²=.017 ， Adjusted R²=.010 ，

R

△ ²=.017) ， 模 型 二 (F=3.850 ， p ＜ .01 ， R²=.039 ， Adjusted R²=.029 ， R

△ ²=.022)，整體有效模型三(F=18.558，p＜.001，R²=.257，Adjusted R²=.243，

R

△ ²=.218)。

(一)「專業資產管理公司信任」對信任傾向與信託意願的中介影響效果 (B=.245，

β

=.188，p＜.01 )達顯著，亦即對信任傾向與信託意願的影響 效果具顯著正向影響。

(二)「信託業務人員信任」對信任傾向與信託意願的中介影響效果(B=.216，

β

=.156，p＜.05 )達顯著，亦即對信任傾向與信託意願的影響效果具顯 著正向影響。

(三)「客製化設計信託產品信任」對信任傾向與信託意願的中介影響效果 (B=.303，

β

=.237，p＜.001 )達顯著，亦即對信任傾向與信託意願的影 響效果具顯著正向影響。

依據上述數據使假設4 a、4 b、4 c 得到驗證，表示「信任」對「信任傾 向」與「信託意願」的中介影響達「完全中介」顯著效果，故本研究假設4 a、

4 b、4 c 獲得支持並成立。

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表4-14 信任對信任傾向與信託意願間中介效果之迴歸分析

五、信任傾向對知覺風險之迴歸分析

R²=.015，Adjusted R²=.007)，整體有效模型二為(F=1.457，p＞.05，R²=.015 ， Adjusted R²=.005)。在信任傾向對於認知風險(B=-.002，

β

=-.002，p＞.05)，表 示「信任傾向」對於「認知風險」無顯著負向效果，故本研究假設5 a 無法

(二) 信任傾向對認知焦慮之迴歸分析

由表4-16 得知的迴歸分析中，以認知焦慮為依變項，並以性別、年齡與 家庭年收入作為控制變項，檢測信任傾向對知覺風險之認知焦慮的影響效 果。由迴歸分析結果發現信任傾向對於認知焦慮的模型一(F=3.991，p＜.01，

R²=.031，Adjusted R²=.023)，整體有效模型二為(F=6.645，p＜.001，R²=.066 ， Adjusted R²=.056)。在信任傾向對於認知焦慮(B=-.249，

β

=-.188，p＜.001)達 顯著，表示「信任傾向」對於「認知焦慮」有顯著負向效果，故本研究假設

六、知覺風險對信託意願之迴歸分析

由表4-17 得知的迴歸分析中，以信託意願為依變項，並以性別、年齡與 家庭年收入為控制變項，檢測知覺風險之認知風險與認知焦慮對信託意願的 影響效果。由迴歸分析結果發現知覺風險對於信託意願的模型一(F=2.241， p

＜.05，R²=.017，Adjusted R²=.010)，整體有效模型二為(F=3.779，p＜.01，

R²=.048，Adjusted R²=.035)。認知風險對於信託意願(B=.022，

β

=.019，p＞.05) 無顯著，亦即與認知風險無顯著負向影響。認知焦慮對於信託意願(B=-.198，

七、知覺風險對信任傾向與信託意願間的中介效果之迴歸分析

由表4-18 得知的迴歸分析中，以信託意願為依變項，並以性別、年齡與 家庭年收入作為控制變項，檢測知覺風險二構面對信任傾向與信託意願的中 介影響效果。

由表 4-15 與 4-17 發現認知風險對信任傾向及信託意願間均無顯著影 響，故中介效果影響分析中不放入認知風險構面。由迴歸分析結果發現知覺 風險對信任傾向與信託意願的中介影響效果的模型一(F=2.241，p＜.05，

R²=.017，Adjusted R²=.010， R△ ²=.017)，模型二(F=3.850，p＜.01，R²=.039，

Adjusted R²=.029，△R²=.022)，整體有效模型三為(F=4.903，p＜.001，

R²=.061，Adjusted R²=.049， R△ ²=.022)。

在「認知焦慮」對信任傾向與信託意願的中介影響效果(B=-.162，

β

=-.153，p＜.01 )達顯著，亦即對信任傾向與信託意願的影響效果具顯著中 介影響。表示「知覺風險」對「信任傾向」與「信託意願」的中介影響效果 達部份中介顯著效果，故本研究假設7 a 認知風險已無中介效果不放入分析、

7 b 認知焦慮達中介顯著效果，故獲得支持成立，知覺風險對信任傾向與信 託意願的影響達「部份中介」影響效果。

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表4-18 知覺風險對信任傾向與信託意願間中介效果之迴歸分析

Adjusted R² .010 .029 .049

R

在文檔中 個人財產信託信任傾向、信任、知覺風險與信託意願關係之研究以南部中小企業主及高階主管為研究對象 (頁 85-99)