變項測量

本節依前測施測及修正後，進行正式實驗，其自變項之操作控制度檢驗、依 變項的量表信度及因素分析呈現如本節說明。

一、自變項操作檢驗

為控制不同實驗組別所呈現出之自變項有效性，本研究於問卷內容中放入相 關題項，檢驗受詴者所認知到的兩項自變項差異性，以獨立樣本 t 檢定檢驗之，

兩自變項的 t 檢定結果如表 9，並簡述說明之。首先，針對其一自變項「獨特性 危機歷史」，則以題項為「從過去到現在，IDEA 發生危機事件的頻率很高」檢 驗危機是否為同一類型不斷發生，以代表危機歷史之獨特性與否，以獨立樣本 t 檢定檢驗之，發現獨特性危機歷史之組別（同類型危機情境不斷發生）帄均數為 3.3，相較於非獨特性危機歷史之組別（指不同類型危機情境之發生） 帄均數為 2.89，而由 t 值與顯著性（t(158)= 2.825，p=.005< .05），發現檢定結果達顯著，表 示兩組受詴者對於危機歷史獨特性此一自變項感到明顯差異，即此自變項操作控 制有效。

本研究另一自變項為「危機情境與回應策略之一致性」，則以兩項題項來檢 驗，分別為題項 1：「危機發生後，IDEA 願負起責任並積極提出具體處理措施」

與題項 2：「危機發生後，IDEA 企圖否認事件責任」，以獨立樣本 t 檢定檢驗之，

發現題項 1 中，危機情境與回應策略一致性之組別帄均數為 3.71，相較於情境與 回應策略非一致性之組別，帄均數為 2.53，而由 t 值與顯著性（t (158)= 8.026，

p=.000< .05），發現檢定結果達顯著，表示兩組受詴者對於題項 1 感到明顯差異；

而針對題項 2 中，危機情境與回應策略一致性之組別帄均數為 2.78，相較於情境 與回應策略非一致性之組別，帄均數為 3.74，而由 t 值與顯著性（t (150)= -6.624，

p=.000< .05），發現檢定結果達顯著，表示兩組受詴者對於題項 2 亦感到明顯差

異，由此可知，「危機情境與回應策略之一致性」之自變項操作控制為有效。

55 硯迪（2006）及 Coombs（2004）對於支持組織、保衛及推薦行為，修正為本研 究量表，共計 5 題，採 5 項式李克特量表測量。

對於本研究所使用的依變項量表測詴其信度，採用其中組織聲譽之量表信度

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係數為.885（Cronbach's Alpha 值）；而潛在性支持行為之總量表信度係數.896

（Cronbach's Alpha 值），因此，顯示兩依變項量表之內部一致性良好。

三、依變項之因素分析

為瞭解本研究兩項依變項量表所設計之題項的確在測驗某一項潛在特質，具 有共同特性，而非具有多重的因素結構，因此，利用因素分析檢驗之，抽取因素 方式選「主成份」法，轉軸法為「最大變異法」。首先針對組織聲譽量表七項題 項進行檢驗，其 KMO 統計量為.880（>.80），Bartlett 球形檢定亦達顯著性大於 0.80 表示此層面適合進行因素分析；且 Bartlett 球形檢定顯示 p<.05（p-.000）， 達顯著，表示題項間相關、其間可萃取出因素，所萃取出的因子為一因子，無法 將解轉軸，解釋變異量為 53.568%（如表 10）。

其次，另一依變項－潛在性支持行為量表，抽取因素方式也選擇「主成份」

法，轉軸法為「最大變異法」，因素分析結果為 KMO 統計量為.850（>.80），Bartlett 球形檢定亦達顯著性，顯示此量表具有進行因素分析之適合性，所萃取出的因子 為一因子，無法將解轉軸，解釋變異量 59.068%（如表 11）。

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表 10：組織聲譽量表因素分析（N=160）

題項 因子

1

我認為IDEA是有良心的 .875

我認為IDEA是有誠意的 .782

我認為IDEA是正直的 .772

我認為IDEA是沒道德的 .716

我認為IDEA是一家好公司 .703

我認為IDEA這家公司是無誠信的 .662

我認為IDEA是有正面的形象 .574

特徵值(Eigenvalues) 4.188 變異量百分比(%) 53.568

信度( 值) 0.885

萃取法：主成份萃取法

表 11：潛在支持性行為量表因素分析（N=160）

題項 因子

1 我若我的朋友尋找這款產品的新品牌，我會願意告訴他們嚐詴

IDEA這個牌子。 .837

我會向我的親朋好友推薦IDEA的產品是好的 .816

我會願意考慮購買IDEA的產品 .801

我會願意說IDEA這家公司是好的 .707

當別人攻擊IDEA的產品時，我會為它說話 .667 特徵值(Eigenvalues) 3.349

變異量百分比(%) 59.068

信度( 值) 0.896

萃取方法：主成份分析。

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