樣本結構

本實驗的樣本來自於高雄大學大學部學生，共有 542 名。將回答不完全的 19 個 樣本剔除之後，有效樣本為 523 份，有效回收率為 96%。受測者以隨機方式分配到 18 個種情境之中的一種，18 個情境之個別樣本數整理於表 4.1。

表 4.1 樣本數統計 操弄變數

情境

來源設計國 來源生產製造國 產品類別

收集 樣本

有效 樣本 1 好的(日本) 好的(韓國) MP3 32 30 2 好的(日本) 不好的(中國) MP3 30 27 3 好的(日本) 好的(台灣) MP3 31 31 4 不好的(以色列) 好的(韓國) MP3 31 28 5 不好的(以色列) 不好的(中國) MP3 32 29 6 不好的(以色列) 好的(台灣) MP3 30 28

7 台灣 好的(韓國) MP3 29 29

8 台灣 不好的(中國) MP3 29 29

9 台灣 好的(台灣) MP3 30 30

操弄變數

次數 百分比 平均數 標準差 最小值 最大值 配金額 2,501~5,000 元 201 38.4

5,001~7,500 元 118 22.6 7,501~10,000 元 88 16.8 10,001 元以上 25 4.8 註：總樣本數為 523 人

第三節 問卷設計檢定 一、信度分析

信度分析主要是用來衡量問卷所使用的量表可信度，目地是為了解受測者在填寫 問卷時是否具有一致性。本研究正式問卷中第五部份為衡量產品設計品質的看法，共 有三個問項，第六部份乃衡量產品設計品質的看法，共有四個問項，第七部份在衡量 對於產品態度，共有三個問項，第八部份則衡量產品購買意願，包含一個問項。所以 接下來我們使用 Cronbach＇s α作為衡量信度的指標，分析結果如下表 4.3，在產品 品質與產品態度的 Cronbach＇s α都在 0.7 以上，但是在產品設計品質的 Cronbach＇s α為 0.651 在 0.7 之下，不符合 Nunnally(1978)所提出 0.7 以上的門檻限制，而購買 意願因為只有一個問項，就沒有去作信度的衡題。因此，為了找尋出更具高度信度且 更符合本研究之應變數，我們發現之前根據過去研究所挑選出來的應變數，包含產品 設計品質、產品品質、產品態度及購買意願，其實是具有高度相關性，所以接下來我 們將試著把這四個應變數的所有問項拿來作因素分析，並重新區分出新的應變數，看 看區分出來的變數是否能解決信度的問題。

表 4.3 量表中各變數問項一致性之 Cronbach＇s α值

問卷部份 變數 問項題數 Cronbach＇s α 第五部份 產品設計品質 3 0.65

第六部份 產品品質 4 0.92 第七部份 產品態度 3 0.81

二、因素分析

在作因素分析之前，先作 KMO (Kaiser-Meyer-Olkin)抽樣適當性檢定及 Bartlett 球面性檢定，由表 4.4 顯示 KMO 抽樣適當性統計是的值為 0.926＞0.8，其值接近一，

表示各個問項間的淨相關係數已非常的低，且在 Bartlett＇s Test 之檢定也相當的顯 著，在因素分析合適性指標 MSA (Measure of Sampling Adequacy)，MSA 均大於 0.8，

表示這些問項是適合進行因素分析，因此接下來將利用因素分析來重新區分出新的變 數。

表 4.4 KMO and Bartlett＇s Test

檢定方式 顯著性 Kaiser-Meyer-Olkin 取樣適切性量數 0.926 Bartlett 球形檢定 近似卡方分配 3489.034 顯著性 0.00

在問項重新精簡成新的變數的過程中，將使用主成份法(Principal Components Method)來加以處理。由圖 4.1 顯示可知 Eigenvalue 大於 1 之因素個數有二個，因此 決定將這之前十一個問項精簡成二個變數。

圖 4.1 因素陡坡圖

再來我們使用直交轉軸 (Orthogonal Rotation)中的最大變異法 (Varmax)，轉軸 時採用內定之 Kaiser 常態化方式處理，轉軸時共需要進行七次疊代 (iterations)換 算。表 4.5 乃按照因素負荷量的高低排列，因此可以清楚的將十一個問項歸類於二個 新的變數裡，變數一包含五個問項:PQ1、PQ2、PQ3、PQ4 及 ATP1，變數二包含六個問 項:DQ1、DQ2、DQ3、ATP2、ATP3、PURCHASE，而變數一命名為「產品品質評估」，變數 二命名為「產品整體態度」，這兩個新的變數也將在接下來的分析中作為應變數之使 用。然而這兩個新的應變數之信度分析，Cronbach＇s α值分別是，產品品質評估為 0.93、產品整體態度為 0.82，是符合 Nunnally (1978) 所提出 0.7 以上的門檻限制，

表示新變數的量表是具有高的信度。

特徵圖

( E i g e n v a l u e )

成份編號

表 4.5 樣式矩陣

成份

1 2

PQ3 0.955 -0.118

PQ2 0.924 -0.042

PQ4 0.856 0.054

PQ1 0.804 0.112

ATP1 0.654 0.191

DQ3 -0.214 0.922

ATP3 0.296 0.611

DQ2 0.285 0.590

DQ1 0.019 0.531

ATP2 0.327 0.515

PURCHASE 0.357 0.513

註：萃取方法：主成分分析

旋轉方法：含 Kaiser 常態化的 Oblimin 法 轉軸放斂於七個疊代

三、潛在之共變數

(一) 消費者民族優越性

本研究使用 James et al., (2004) 所提出的四個 Likert7 點尺度的問項來檢測 受測者的消費者民族優越性程度問題，分別為 (1)我覺得台灣的產品是第一、最新且 最新進的，此問項平均數為 3.94;(2)我認為一個真正的台灣人應該時常購買台灣的產 品，此問項的平均數為 4.25;(3)台灣人不應該購買外國的產品，因為這會傷害台灣的 商業和造成失業的問題，此問項的平均數為 2.73;(4)我覺得購買外國產品的台灣消費 者應該對於失業的台灣人負責任，此問項的平均數 2.38。因此，我們發現除了在第二 個問項是高於平均數 4 以外，其它問項都低於平均數 4，而且將這四個問項加總平均

問項名稱

後來衡量民族優越性程度 (1 代表具有低度的民族優越性，7 代表具有高度的民族優越 性)，所產生的平均數為 3.32，標準差為 1.01，並沒有高於平均 4，因此我們了解受 測者並沒有高度的民族優越性程度，所以我們推論此變數是不會影響受測者在評估本 國或外國的產品，所以在接下來的研究分析中，將不會把消費者民族優越性當成共變 數。

(二) 人口統計變數資料

本研究在此依然使用迴歸分析來檢測受測者的年齡、性別、就讀學院及每月可支 配金額對於產品品質評價及產品整體態度看法是否具有影響，結果發現這四個人口統 計變數並不會對於產品品質評估及產品整體態度產生影響。在產品品質評估方面，年 齡的檢測

F

(1,506)＝0.36，性別的檢測

F

(1,511)＝0.01，就讀學院的檢測

F

(1,512)

＝0.77，每月可支配金額

F

(1,512)＝0.01。在產品整體態度方面，年齡的檢測

F

(1,507)

＝2.25，性別的檢測

F

(1,511)＝0.21，就讀學院的檢測

F

(1,512)＝0.14，，每月可支 配金額 F(1,512)＝1.39。因此在接下來的假設檢測並不會對人口統計變數來進行控 制。

四、操弄檢定 (Manipulation Checks)

本研究的操弄變數共有三個，包含:來源設計國，來源生產製造國及產品類別，為 了檢測正式實驗的操弄結果是否成功，接下來將針對這三個變數進行操弄性檢定。

(一) 來源設計國的操弄檢定

本研究使用一個 7 點尺度的問項來測試受測者對於各個國家的設計能力之認知，1 代表此國家「極不具備好的設計能力」，7 代表此國「極具備好的設計能力」，本研究 使用變異數分析 (Analysis of Variance;簡稱 ANOVA) 進行檢定，結果顯示日本的設 計能力平均數＝5.75，標準差＝1.07，以色列的設計能力平均數＝4.15，標準差＝

1.07，台灣的設計能力平均數＝4.71，標準差＝1.32，且這三個國家設計能力的檢測 結果

F

(2,519)＝83.47，

p

＜.05，表示這三個變數是具有顯著差異的，接下來我們利

用費雪 (scheffe) 事後檢定法 (post-hoc tests) 進行比較，其結果為表 4.6 顯示，

日本的設計能力與以色列的設計能力之比較

F

(1,340)＝190.20，

p

＜.05，表示兩個國 家的設計能力在受測者的認知是有顯著差異的，表示在來源設計國的操弄是成功的。

不過就以色列而言，其設計能力平均數為 4.15，此數字大於 4，可能是因為在設計國 中主要是以高度開發國家或已開發國家為主，在受測者的認知裡很難呈現一個很不好 的設計能力印象，然而台灣的設計能力結果平均數並沒有高於日本或低於以色列所以 在接下來的研究中並不會去多加探討。

表 4.6 來源設計國操弄檢定

來源設計國 個數 平均數 標準差

p

值

日本 173 5.75 1.070 以色列 169 4.15 1.073 日本 173 5.75 1.070 台灣 180 4.71 1.334

*

p

＜.1,**

p

＜.05,***

p

＜.01

(二) 來源生產製造國的操弄檢定

本研究使用一個 7 點尺度的問項來測試受測者對於各個國家的生產製造能力的認 知，1 代表此國家「極不具備好的生產製造能力」，7 代表此國「極具備好的生產製造 能力」，本研究使用變異數分析進行檢定，其結果顯示

F

(2,519)＝172.48，

p

＜.05，

表示這三個變數是具有顯著差異的，而這三個國家生產製造能力之平均數及標準差分 別為，韓國的生產製造能力平均數＝4.42，標準差＝1.42，台灣的生產製造能力平均 數＝5.4，標準差＝1.12，中國的生產製造能力平均數＝2.83，標準差＝1.34，接下來 我們利用費雪事後檢定法進行比較，其結果如表 4.7 顯示，韓國與中國的生產製造能 力平均數之比較

F

(1,344)＝114.32，

p

＜.05，台灣與中國的生產製造能力之比較

0.00***

0.00***

F

(1,346)＝376.67，

p

＜.05，台灣與韓國的生產製造能力之比較

F

(1,348)＝51.07，

p

＜.05，表示這三組的檢測是有顯著差異的，也就是說在受測者的認知裡，這三組國家 的生產製造能力是有明顯差異的，因此在來源生產製造國的操弄是成功的。台灣在前 測實驗時，結果就顯示其生產製造能力本來是高於韓國的，但由於害怕受測者民族優 越性會影響研究結果，所以在正式問卷就選取台灣及韓國兩個國家作為消費者印象中 好的生產製造國代表，現在由於正式問卷所測出的民族優越性程度平均數＝3.32，並 未在 4 以上，可以說受測者的民族優越性程度是沒有那麼明顯，所以在接下來的假設 檢測中，在消費者印象中好的生產製造國將以台灣作為代表，以進行分析。

表 4.7 來源生產製造國操弄性檢定

來源生產製造計國 個數 平均數 標準差

p

值

韓國 174 4.42 1.42 中國 172 2.83 1.34 台灣 176 5.40 1.12 中國 172 2.83 1.34 台灣 176 5.40 1.12 韓國 174 4.42 1.42

*

p

＜.1,**

p

＜.05,***

p

＜.01

(三) 產品類別的操弄檢定

本研究使用一個 7 點尺度的問項來測試受測者對於產品類別的認知，1 代表此產 品屬性為「享樂性產品」，7 代表此產品屬性為「實用性產品」，本研究使用變異數分 析進行檢定，結果顯示 MP3 播放器的平均數＝3.31，標準差＝1.38，印表機的平均數

＝5.74，標準差＝1.04，兩種產品的平均數檢測結果

F

(1,519)＝518.09，

p

＜.05 是具 有顯著差異的，表示這兩種產品在受測者的認知，屬性是有明顯不同的，在此變數的

0.00***

0.00***

0.00***

操弄是成功的。

第四節 假說檢定

本節將進行驗證第三章中提出的研究假說，第一部份會先針對來源設計國資訊與 來源生產製造國資訊的主效果部份進行驗證，包含 H1 及 H2。第二部份再去驗證來源 設計國資訊與產品類別及來源生產製造國資訊與產品類別之間的二維交互作用 (two- way interaction)，包含 H3 及 H4。最後第三部份則去驗證來源設計國資訊、來源生 產製造國資訊與產品類別三者之間的三維交互作用 (three-way interaction)，其假 設為 H5 與 H6。

在前一章節我們將之前所選擇的應變數問項，全部拿來重新作因素分析，並區分 出兩個新的應變數，因此，在接下來的研究假說之檢測，關於受測者對於產品的評估，

在前一章節我們將之前所選擇的應變數問項，全部拿來重新作因素分析，並區分 出兩個新的應變數，因此，在接下來的研究假說之檢測，關於受測者對於產品的評估，

在文檔中 來源設計國與來源生產製造國資訊對於消費者商品評估之影響 (頁 40-0)