第五章 模式構建與校估
5.2 模式校估與檢定
5.2.1 計次收費階段
本模式係依第二階段問卷調查計次收費階段的資料所建立,在經過許多不 同函數型式的嘗試後,選出六個較適當的模式加以說明分析,各模式的參數校 估結果列於表5.3。
(1)模式一
本模式僅放入購買OBU 方案特定常數、安全性、通過收費站可節省時間、
購置費用、產品保固年限四個共生變數。模式中的安全性、通過收費站可節省 時間、產品保固年限等變數之參數值符號均為正,表示安全性愈高、通過收費 站可節省時間愈多或產品保固年限愈長,其正效用愈大,則用路人選擇該方案 的機率也愈高。而購置費用變數參數值為負,表示購置費用愈高,則用路人愈 不會購買OBU。本模式各解釋變數之係數值在 5%水準下,各解釋變數均顯著。
此時模式之ρ =0.3049,2 ρ =0.3037,顯示本模式之解釋能力尚佳。 c2
(2)模式二
本模式除四個共生變數之外,再加入使用高速公路頻率此一旅次特性變 數,發現其參數值符號為正,顯著性也高,表示用路人使用高速公路頻率愈高,
則選擇購買 OBU 的機率也愈高。此時模式的ρ 和2 ρ 分別提高至 0.3140 和c2 0.3128。而各解釋變數之係數值在 5%水準下,均呈現顯著。
(3)模式三
由於每月平均所得亦會影響用路人選擇行為,因此模式三亦將每月平均所 得變數放入,經校估後發現其參數值為正,在5%之顯著水準下,顯著異於零。
顯示所得愈高之用路人,購買OBU 之機率愈高。此時模式的ρ 和2 ρ 分別提高c2
至0.3171 和 0.3159,顯示本模式之解釋能力尚佳。而各解釋變數之係數值在 5%
之水準下均顯著。
(4)模式四
本模式加入教育程度此一社經變數。經校估後發現無論高教育程度或中教 育程度變數之參數值符號均為負。在5%之顯著水準下,高教育程度變數顯著異 於零,但中教育程度變數與零無顯著差異。顯示教育程度愈高者,愈不會購買 OBU,可能原因為教育程度愈高者,愈重視個人資料之安全性。此時模式的ρ2 和ρ 分別提高至 0.3244 和 0.3232,顯示本模式之解釋能力頗佳。而各解釋變c2 數之係數值在5%之水準下,除中教育程度變數不顯著外,其餘變數均呈現顯著。
(5)模式五
本模式加入年齡變數,惟其係數值在5%水準下不顯著。此時模式之ρ 和2 ρc2 分別僅提高0.3252 和 0.3240,顯示加入年齡變數後對提升模式之解釋能力影響 相當有限。而各解釋變數之係數值在5%水準下,除產品保固年限、中教育程度、
年齡變數不顯著外,其餘變數均顯著。
(6)模式六
本模式加入性別變數,經模式校估後發現在5%水準下,產品保固年限、中 教育程度、年齡、性別變數不顯著,其餘變數均顯著。此時模式的ρ 和2 ρ 分別c2 僅提高0.3260 和 0.3248,顯示加入性別變數後對提升模式之解釋能力影響不大。
另外本研究亦曾嘗試將「購置費用」和「產品可使用年限」合併成「購置 費用/產品可使用年限」變數,經校估後發現模式之解釋能力均比「購置費用」
和「產品可使用年限」為低,故不加以探討。
羅吉特模式之解釋能力是否良好常以概似比指標為依據。由表 5.3 可知各 模式之配適度皆表現不錯。此外,透過概似比檢定,結果顯示:模式二可以顯 著拒絕模式一(概似比統計量= −2⎡⎣LL(βˆR)−LL(βˆU)⎤⎦=15.79>χ0.05(1)2 =3.84);模式 三 可 以 顯 著 拒 絕 模 式 二 ( 概 似 比 統 計 量
2 0.05(1)
ˆ ˆ
2⎡LL(βR) LL(βU)⎤ 5.32 χ 3.84
= − ⎣ − ⎦= > = );模式四可以顯著拒絕模式三(概似 比統計量= −2⎡⎣LL(βˆR)−LL(βˆU)⎤⎦=12.61>χ0.05(2)2 =5.99);但模式五不能顯著拒絕模 式四(概似比統計量= −2⎡⎣LL(βˆR)−LL(βˆU)⎤⎦=1.40<χ0.05(1)2 =3.84);模式六不能顯 著拒絕模式五(概似比統計量= −2⎡⎣LL(βˆR)−LL(βˆU)⎤⎦=1.40<χ0.05(1)2 =3.84)。
因此,由計次收費階段之模式參數校估結果可得知模式五與模式六的ρ 和2
2
ρ 最高,但透過概似比檢定發現模式五和模式六在 5%顯著水準下,與模式四c
無顯著差異。故本研究在計次收費階段選用模式四做為後續分析與應用之模式。
表5.3 計次收費階段之模式參數校估結果
LL(0) -865.0477 -865.0477 -865.0477 -865.0477 -865.0477 -865.0477
LL c( ) -863.5070 -863.5070 -863.5070 -863.5070 -863.5070 -863.5070
β
LL( ) -601.2891 -593.3941 -590.7330 -584.4272 -583.7256 -583.0255
ρ2 0.3049 0.3140 0.3171 0.3244 0.3252 0.3260