銷售專業意見、購物滿意度與購物花費之關係分析

本節旨在探 討銷 售專 業意 見、購物 滿意度與 購物花費 間的關係 。採用

LISREL8.8軟體執行結構方程模式進行分析，以確認銷售專業意見、購物滿意度 與購物花費之間的關係模式。

一、模式適配度評鑑

本研究利用LISREL軟體所執行的分析，得到各類適配值指標，同時對照各 類適配值指基準來驗證整體模式的適配性。本研究整體適配度如表12所示。

首先，本研究之卡方值為1195.78 (P=0.0 )，自由度為312，未達接受標準值 P>0.05。一般的學者建議

χ

²之顯著水準需大於0.1以上，模式才可以被接受。但 特別注意的是

χ

²值對樣本數相當敏感，當樣本數越大時，

χ

²值越容易達到顯著。

因此，黃芳銘（2007）指出此項指標不符合時，應進一步討論其他指標符合情形。

另外，

_χ

²/ df這個指標是提供兩種方式來評鑑不適當模式（Hair et al., 1998）：

（1）當其值小於1.00時，表示模式過度的適配，那麼可能產生「機會坐大」

（capitalization on chance）的現象；（2）當模式值落在2.0~5.0之間，皆在合理範 圍內；若大於5.0則表示模式尚未真實地反映樣本資料，因此，模式仍須改進。

明顯地，由於使用卡方值做為分子，因此此一指標仍然受到樣本大小的影響（黃 芳銘，2007）。而本研究χ /df值為3.83，顯示其值落在合理範圍內。 ²

在 GFI 和 AGFI 指 標中 ， 其表 示 整 體模 型 所能 解 釋 變 異 數共 變 數 的量 (variance-covariance)，本研究GFI值為0.83，而AGFI值為0.80，雖然GFI與AGFI 大於0.9時，表示模式適配度良好，但Doll et al.（1994）認為GFI與AGFI如果介 於0.80至0.89之間，則代表模式已有合理適配。因此本研究模式適配情況是屬於 良好。

RMR 值反映的是殘差值的大小，故其值越小表示模式的配適度越好，Hair et

當關係模式適配值指標符合許多學者建議之適配值基準範圍內，才可稱關係 模式具有良好模式適配度。根據本研究之配適度顯示，GFI=0.83，AGFI=0.80，

PGFI=0.69，NFI=0.97，CFI=0.98，CN=160.51，雖然有一項適配度指標沒有通過 判斷值，但是數值都接近判斷值。可說是處於可接受區域（JÖreslog & Sörbom, 1984），故本研究所提之關係模式適配度是屬於良好的。

表12 模式之整體適配度指標

卡方檢驗

指標名稱 實際值 判斷值

χ

2 test P=0.0 p.>0.5

χ

2/ df 3.83 1~5

適合度指標

GFI 0.83 >0.8

AGFI 0.80 >0.8

PGFI 0.69 >0.5

NFI 0.97 >0.9

NNFI 0.98 >0.9

替代性指標

CFI 0.98 >0.95

CN 160.51 >200

殘差分析

RMR 0.052 越小越好

SRMR 0.052 <0.08

二、實證模試結果

由圖 6 可得知，銷售專業意見( 1ξ )對購物滿意度( 1η )與購物花費( 2η )具有 顯著正向關係；購物滿意度( 1η )與購物花費( 2η )具有顯著正向關係。由於三者 皆呈現顯著的關係，所以本研究亦可進一步探討購物滿意度為銷售專業意見與 購物花費之中介變項。

圖6 銷售專業意見、購物滿意度與購物花費之關係模式 註：*表 P<0.05，**表 P<0.01，***表 P<0.001

三、假設驗證分析

經由前一節模試驗證分析結果後，可以肯定本研究所提出之模式適用性與 問卷內容的可信度。而表 13 數據呈現中，第一行代表非標準化系數，第二行括 弧中代表標準化系數，第三行代表 t 值。當 t 值>1.96 時，表是兩變數間具有顯 著影響關係；反之，則不具有顯著關係。其中*代表 P<0.05；**代表 P<0.01；

***代表 P<0.001。藉由表 13 之結果顯示，H1、H2、H3 成立。

銷售專業意見 ( 1ξ )

購物滿意度( 1η ) R =0.93 2

購物花費( 2η ) R =0.92 2

0.15(2.52) * 0.93(12.03) ***

0.83(4.31) *

表 13 參數估計

BETA values GAMMA values 購物滿意度 購物花費 銷售專業意見

購物滿意度 --- ---

1.03 (0.93) 12.03***

購物花費

2.52 (0.83)

4.31*

---

0.51 (0.15) 2.52*

假設結果說明如下：

Η

1：銷售專業意見( 1ξ )對購物滿意度( 1η )有顯著正向影響。

銷售專業意見與購物滿意度之路徑系數 γ11=0.93（t=12.03），顯示銷售專 業意見對購物滿意度具有顯著正向影響，故本研究之假設一成立。由此可推論，

銷售人員所表現出來的服務，會影響購物者的整體購物滿意。而本研究將銷售 專業意見分為「溝通表達」與「專業知識」，前者較偏向銷售人員與購物者之 間的互動表達，後者則是對於產品的了解程度；當銷售人員的服務品質越好、

專業知識越豐富，就越有可能提高購物者的滿意度。

Η

2：銷售專業意見( 1ξ )對購物花費( 2η )有顯著正向影響。

銷售專業意見對購物花費之路徑系數 γ21=0.15（t=2.52），顯示銷售專業 意見對購物花費具有顯著正向影響，故本研究之假設二成立。當購物者在選取 商品時，銷售人員的專業意見是可以作為參考指標。再者，經由銷售人員的介 紹後，會進而引發消費者願意花錢購買。此研究結果與 Kim and Littrell (1999) 的研究相符，其研究指出銷售人員適時地向消費者推銷，是影響消費者購買商 品的因素之一。此外，安排的購物行程，不論是有佣金的特約商店或無佣金的 自由購物，只要銷售人員有好的銷售能力、領隊或導游的解說服務，以及良好 的商品品質，則購物的安排可導致業者與消費者雙贏的局面（楊春玉，2007）。

因此，銷售人員的專業訓練、商品的品質控管與價格的訂定，應妥善安排力求

滿足消費者。

Η

3：購物滿意度( 1η )對購物花費( 2η )有顯著正向影響。

購物滿意度與購物花費之路徑系數 β21=0.83（t=4.31），顯示購物滿意度 對購物花費具有顯著正向影響，故本研究假設三成立。當消費者對於此家商店 的服務品質與商品品質滿意度越高的話，就會願意花錢甚至花更多的錢來購買 商品。此研究結果與吳宗瓊與劉瓊如(2008)的研究相呼應，即商店環境的狀況 會影響消費者的購買意願。同時 Wakefield and Baker (1998);Wirtz and Bateson (1999)研究亦指出，消費者會被商店的環境所影響，積極的消費情緒會被購物 商店相關刺激而來激發出來，導致在商店裡增加購物時間、增加花費、增加無 預期的購物和增加對商店的喜好等購物行為。然而，銷售人員的專業表現是不 能讓消費者產生倍受壓力情緒的，銷售人員要懂得觀察消費者的需求並耐心地 解說商品，才能給消費者良好的購物環境裡。

Η

4：購物滿意度( 1η )為銷售專業意見( 1ξ )與購物花費( 2η )的中介變項。

當假設一銷售專業意見對購物滿意度有顯著正向影響與假設三購物滿意度 對購物花費有顯著正向影響時，可以得知購物滿意度為銷售專業意見與購物花 費的中介變項，故本研究假設四成立。

最終關係模式為銷售專業意見直接影響購物滿意度與購物花費，購物滿意 度會直接影響購物花費，且購物滿意度為銷售專業意見與購物花費的中介變 項。如圖 7 所示。

圖7 最終關係模式

表 14 為三者變數間的相關係數，由此表可看出銷售專業意見與購物滿意度 的相關係數最高，可顯示兩者的關係強度越大。反觀購物滿意度與購物花費的 相關係數最低，顯示兩者關係是較弱的。也可對應表 13 的 t 值，t 值越大，相 關強度也越強；反之則相關強度較弱。

表 14 銷售專業意見、購物滿意度與購物花費的相關係數矩陣表

購物滿意度 購物花費 銷售專業意見 購物滿意度 1.00

購物花費 0.97 1.00

銷售專業意見 0.93 0.92 1.00 銷售專業意見

( 1ξ )

購物滿意度 ( 1η )

購物花費 ( 2η )

Η

2

Η

1

Η

3

在文檔中 中 華 大 學 碩 士 論 文 (頁 33-39)