(一)管理者知覺與實際執行觀點
此部分主要針對資訊產業之高階管理者(總經理)為發放對象，樣本發放乃根據 中華徵信所台灣地區企業名錄(2005)，所公佈之台灣資訊產業企業為發放對象，總 共發放 478 家廠商之高階管理者。關於樣本發放之期間，本研究於 2006 年 4 月 10 日起發放問卷，給予企業 12 天的填寫時間，並說明問卷到期日為 2006 年 5 月 2 日。隨後於 2006 年 5 月 4 日開始催收，催收之方式主要採電話催收，催收時間 大約兩個月，最後回收樣本為69 份，經過電話催收方式發現，無效樣本 8 家，其 中6 家已經遷廠，以及 2 份無效問卷，，回收率為 12.76 %(表 4-1)。
表 4-1、樣本回收情形
總樣本 回收樣本數 回卷率 有效問卷 無效問卷 有效回收率
478 69 14.44% 61 8 12.76%
資料來源：本研究整理
(二)社會大眾觀點
為了進一步瞭解社會大眾對於企業社會責任之認知與其對於社會責任議題的 排序，本研究以學生為對象，但由於資訊背景學生未來可能進入資訊產業，成為 資訊相關產業之管理者，故本研究以資訊背景學生為對象，探討其對企業社會責
任議題的認知與社會責任議題的排序，問卷發放之方式，主要採用網路問卷之方 式，並於問卷開端說明研究對象針對資訊背景學生。本研究之網路問卷架設，起 於2006 年 6 月 15 日，止於至 7 月 1 日，總共 15 天的時間，回收樣本共 107 筆，
刪除無效樣本7 筆，最後有效之樣本為 100 筆。
二、樣本代表性分析
(一)管理者知覺與實際執行觀點
為了確保本研究之回收樣本足以代表整個抽樣的母體，本研究以兩種方式來 檢測資料代表性。利用資訊產業類別細項(表 4-2)來比較回收樣本與未回收樣本之 間是否有顯著差異，然後再以資訊產業類別細項來比較前期與後期回收樣本，其 資訊產業類別比例，是否有顯著差異(Robertson and Gatignon, 1998) 。其中，關於 資訊產業類別細項，主要採自中華徵信所台灣地區企業名錄(2005)。另外，關於前 期與後期，本研究自2006 年四月十日起發問卷，於六月十日完成回收，為期兩個 月，因此本研究以五月十日為中界點，分為前期與後期兩期，以檢定因時間可能 產生之偏誤。首先，就回收樣本與未回收樣本之比較，研究結果發現，產業類別 細項(5 %顯著水準下)對回收與否之卡方檢定，結果顯示已回收與未回收兩群體，
其資訊產業類別細項比例，並無顯著差異(p-value>0.05)，顯示本研究的回收樣本 對母體有一定的代表性。再者，就前期樣本與後期樣本之比較，產業類別細項(5 % 顯著水準下)對前後期樣本之卡方檢定，結果顯示前期、後期兩群體並無顯著差異 (p-value>0.05)，顯示本研究的回收樣本對母體有一定的代表性。
表 4-2、資訊產業類別細項之總家數、已回收家數、未回收家數
類別 總家數 回收樣本 回收比率
其他電腦設備業 5 1 3.28%
電腦軟體服務業 49 3 4.92%
遊戲軟體業 9 2 3.28%
電腦及其週邊設備、軟體批售業 60 5 8.20%
電腦製造業 44 7 11.48%
電腦終端裝置業 8 1 3.28%
電腦週邊設備業 74 15 24.59%
電腦組件業 90 8 13.11%
電腦整合服務業 44 4 6.56%
網路資訊供應業 22 3 4.92%
其他資訊服務業 73 12 19.67%
另外，由於人為催收可能產生偏誤，因此本研究利用自發性社會責任、組織 學習與主觀績效值來比較未催收樣本與催收樣本之間是否有顯著差異，由此可知(5
%顯著水準下)，未催收樣本與催收樣本兩群體並無顯著差異，顯示並無催收所產 生之人為誤差(表 4-3)。
表 4-3、催收動作對於自發性社會責任、組織學習、組織績效之影響
檢定項目 檢定方法
T值 P-value
自發性社會責任 兩獨立樣本 t 檢定 -0.14 0.98
組織學習 兩獨立樣本t 檢定 0.65 0.52
組織績效 兩獨立樣本t 檢定 -0.45 0.65
最後由於公司的規模可能產生研究上之偏誤，因此本研究根據94 經濟中小企 業之定義(資本額在新臺幣八千萬元以下者)，將樣本分為中小企業與大企業檢定兩 母體是否有顯著差異，由此可知(5 %顯著水準下)，中小企業與大企業兩群體並無 顯著差異，顯示並無企業規模所產生之人為誤差(表 4-4)。
表 4-4、規模對於自發性社會責任、組織學習、組織績效之影響
檢定項目 檢定方法
T值 P-value
自發性社會責任 兩獨立樣本 t 檢定 -0.14 0.98
組織學習 兩獨立樣本t 檢定 0.65 0.52
組織績效 兩獨立樣本t 檢定 -0.45 0.65
(二)社會大眾觀點
為了確保本研究之回收樣本足以代表整個資訊背景學生抽樣的母體，本研究 以科系進一步檢定，進一步瞭解資訊背景學生科系分佈是否平均，且其對社會責
任認知重要性值是否有差異。研究結果發現(5 %顯著水準下)，資訊背景科系分佈 對於社會責任認知重要性之ANOVA(Aanalysis of variance 檢定，顯示並無科系背 景所產生之人為誤差。
三、樣本特徵
(一)管理者知覺與實際執行觀點
本研究依據有效樣本共61 筆，進行樣本特徵(表 4-5)之分析，可以知道未經催 收而自行寄回之問卷有24 筆(39.3%)，經由催收(電話或傳真之方式)而回收之問卷 有37 筆(60.7%)，由此可知本研究樣本之回收，大多採行催收之方式。再者，就樣 本之性別而言，可以瞭解男性有38 筆(63.3%)，女性 22 筆(36.7%)，由此可知資訊 產業之管理階層大多以男性居多，此與Hofstede(1980)提出之國家文化構面之男性 導向相符合之，由於台灣屬於高程度男性導向，因此管理階層多屬男性。另外，
年齡分佈主要集中在40 歲以上(41.7%)，且其年資分佈在 1~25 年，此部分可以理 解管理階層必須擁有豐富之經驗累積，因此多屬長者。另外，有超過半數的管理 者其背景為非資訊背景，由此可知資訊產業管理階層，並非屬資訊、電子背景。
另外，由教育背景分析之，過半數為碩博士學位，證實台灣教育水準之提高。最 後，就公司資本額來看，依據經濟部中小企業資本額之標準(資本額在新臺幣八千 萬元以下者)，過半數非中小企業，也說明資訊產業為台灣經濟發展之帶動者，其 擁有一定之規模與資本額。
表 4-5、樣本特徵
構面 最小值 最大值 平均數 標準差
服務產業總年資 1 35 8.25 7.32
公司成立年數 25 35 16.47 8.88
構面 項目 數目 百分比
未催收而寄回 24 39.3%
催收與否
經由催收寄回 37 60.7%
男性 38 63.3%
性別
女性 22 36.7%
21~29 歲 18 30.0%
30~39 歲 17 28.3%
年齡
40 歲以上 25 41.7%
資訊、電子相關科系 28 46.7%
3 年級 58 58.0%
專科 / 大學
4 年級 11 11.0%
1 年級 11 11.0%
2 年級 19 19.0%
年級
研究所以上
其他 1 1.0%
四、信效度分析
(一)管理者知覺與實際執行觀點
為了進一步確認衡量工具能夠正確地衡量各構面，本研究進一步分析問卷之 信效度。就信度分析(Reliability)而言，本研究採用 Cronbach’s α 衡量信度。再者，
就效度分析(Validity)而言，本研究採用內容效度(Content Validity)與建構效度、區 別效度、收斂效度、測量模式分析(Measrement Model)之方式衡量之。
1. 信度分析(Reliability)
就此部分而言，此部分主要檢定之模式，主要構面包含自發性社會責任、組 織學習(包含學習承諾、共享願景、心智開放)、客觀績效與主觀績效，由於客觀績 效之數值取自台灣經濟新報資料庫(Taiwan Economic Journal；TEJ)，因此在此並不 列入考量。因此，共有5 個構面，此 5 構面的信度計算，乃採用 Cronbach’s α 值 計算，由下可知各構面之值皆高於0.7 (Nunnally, 1978)，顯示此 5 項構面具有高度 信度水準(表 4-7)。
表 4-7、信度分析表
構面 整體Cronbach’s α 值
自發性社會責任 0.92
學習承諾 0.89
共享願景 0.82
心智開放 0.90
主觀績效 0.94
2. 效度分析(Reliability)
(1)內容效度(content validity)：
本研究採用專家意見來修正問卷之內容(Churchill, 1979)，根據專家(一位資管 系教授、一位企業社會責任相關工作人士、三碩士班研究生位)所提出之意見，修
正問卷之語句與不當之用法。
(2)建構效度(contruct validity)：
就建構效度而言，採探索性因素分析(Explorative Factor Analysis)，在進行因素 分析前，先進行Bartlett球形檢定( Bartlett’s Test of Sphericity)及KMO 取樣適當性 (Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy)檢定，確定各變數觀察值之間 具有共同變異數，才能決定是否進行因素分析。在Bartlett球形檢定方面，該檢定 為假設所抽樣的母體含數個彼此無關的變數，而母體之相關矩陣為一單位矩陣，
即對角線的相關係數為1，對角線以外的相關係數為0，如此則沒有共變異性存在，
也因此沒有進行因素分析的必要。而KMO取樣性適當性方面，Kaiser(1974)指出 KMO低於0.5時．不宜進行因素分析因此，當KMO值越大，表示問項間的共同因素 越多，即越適合進行因素分析。而由表4可知，本研究在Bartlett球形檢定時，卡方 值為378.414(p-value=0.00)表已達顯著，且KMO值為0.78，大於0.5代表本研究之問 項適合進行因素分析(表4-8)。
表 4-8、Bartlett 球形檢定與 KMO 取樣適當性檢定
檢定名稱 數值
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.
KMO= 0.78*
Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square= 378.414，p-value= 0.00*
最後，本研究經由探索性因素分析，採用主成分分析法(Principle component) 之方式，配合變異最大法(Varimax) 的轉軸方式，將特徵值(Eigenvalue)大於 1 之因 素構面加以歸類，結果顯示學習承諾、共享願景、心智開放、自發性社會責任、
主觀績效分別被歸類為不同構面，顯示各構面具有其區別力。再者，由於此五種 構面解釋變異達 74.66%，因此學習承諾、共享願景、心智開放可以用以衡量組織 學習。再者，自發性社會責任可以用以衡量管理者對於付出社會責任之意願。最 後，主觀績效可以用以衡量管理者主觀認為企業的績效表現情形。因此，總結以 上各構面各題項，均收斂於同一構面，表示本研究之衡量構面具其效度(表 4-9)。
表 4-9、研究構面之因素分析
問項 因素分析構面
構面一 構面二 構面三 構面四 構面五
ol_com1 0.88
ol_com2 0.85
ol_com3 0.78
ol_com4 0.68
ol_vis5 0.83 ol_vis7 0.79 ol_vis8 0.76 ol_vis6 0.63
ol_min9 0.86
ol_min13 0.82
ol_min11 0.80
ol_min12 0.75
ol_min10 0.65
dis_csr2 0.95
dis_csr3 0.91
dis_csr1 0.89
pf5 0.94 pf4 0.90 pf1 0.88 pf2 0.85 pf3 0.84 pf6 0.82 pf7 0.77
特徵值 4.54 4.40 3.12 2.85 2.27 解釋變異 19.74 19.11 13.55 12.40 9.86 累積解釋變異 19.74% 38.85% 52.40% 64.79% 74.66%
註：ol_com 為學習承諾，ol_vis 為共享願景，ol_min 為心智開放，dis_csr 為自 發性社會責任，pf 主觀績效。
(3)區別效度：
根據學者Farhoomand and Drury(1996)若相同構面之各問項高於不同構面間問 項之相關係數，具其區別效度。本研究之構面之相關係數皆大於顯著水準0.05，且 相同構面之各問項高於不同構面間問項之相關係數，因此具其區別效度(表4-10)。
表 4-10、研究構面之相關係數矩陣
dis_csr1 dis_csr2 dis_csr3 ol_com ol_vis ol_min opf spf dis_csr1 1
dis_csr2 0.76** 1
**p<0.05
(4)收斂效度：
收斂效度主要目的為瞭解同一構面具有高內部相關性，以及與其他構面有較 低之相關。學者Anderson and Gerbing(1998)表示，透過結構線性模式之測量模式分 析可以進一步驗證收斂效度，以瞭解各觀察問項是否達到標準。
研究發現各構面之因素負荷量達顯著水準，因此具其收斂效度。再者，學者
研究發現各構面之因素負荷量達顯著水準，因此具其收斂效度。再者，學者