運動中心參與者之消費決策型態量表編製

運動中心參與者之消費決策型態量表編製

陳俊賓

張家銘

顏君彰

1

南開技術學院體育室兼任講師

2

國立嘉義大學體育系副教授

2

國立中正大學體育運動研究發展中心專案研究員∕講師

摘 要

本 研 究 將 依 據 各 種 消 費 者 消 費 型 態 的 理 論 來 建 構 運 動 中 心 參 與 者 之 消 費 者 決 策 型 態 模 式 ， 以 結 構 方 程 模 式 （ SEM） 統 計 方 法 學 中 的 「 驗 證 式 因 素 分 析 」， 對 此 一 模 式 進 行 驗 證 ， 期 能 建 立 一 套 有 信 度 及 效 度 的 運 動 中 心 參 與 者 之 消 費 者 決 策 型 態 的 量 表 。 研 究 對 象 為 前 往 台 北 市 中 正 運 動 中 心 運 動 的 參 與 者 ， 並 獲 得 390 份 有 效 問 卷 。 經 驗 證 性 因 素 分 析 顯 示 為 一 階 多 因 素 直 交 模 式 ， 該 模 式 具 有 良 好 的 建 構 效 度 、 組 合 信 度 。 因 此 ， 本 研 究 結 果 顯 示 消 費 者 決 策 型 態 量 表 的 因 素 結 構 可 以 成 立 ， 消 費 者 決 策 型 態 模 式 是 一 個 具 有 八 個 因 素 的 一 階 單 因 子 模 式 ， 包 含 完 美 主 義 型 、 品 牌 意 識 型 、 新 穎 流 行 意 識 型 、 休 閒 享 受 購 物 型 、 價 格 考 量 型 、 衝 動 型 、 困 擾 型 和 習 慣 型 等 八 個 因 素 。

關 鍵字：消費者決策型態、驗證性因素分析

壹、緒 論

一、研究背景

為因應民眾休閒運動的大量需求，許多運動中心、俱樂部便如雨後春筍 般地到處林立，截至 2001 年止，台灣共有 129 家各類型的俱樂部（中華民國 有氧體能運動協會，2001）。但台北市政府主計處（2003）的研究指出，全台 北市市民每人享有公園與綠地面積僅為 3.03 平方公尺，台北市市民日常生活 環境 休 閒 運 動空 間 嚴 重 不足 ， 但 是 台北 市 固 定 參與 運 動人 口比 例 確 有 21％

（台北市體育白皮書，2002）。因此，發展運動人口的空間尚大。基於此理由，

休憩活動設備，使市民得以闔家一同運動；不僅增進身心健康，更可以促進 家庭和社會之和諧。因此，運動中心的設立便應運而生。但面對運動健身俱 樂部市場上琳瑯滿目的選擇時，消費者在消費決策上將擁有更多的選擇。商 品的選擇是一種消費者行為，選擇運動中心也亦相同。消費者行為是消費者 在取得、消費、與處置產品或服務時，所涉及的各項活動，並且包括在這些 行動前後，所發生的決策在內（Engel, Backwell & Milliard, 1993）。消費者在 決策的過程是一個複雜的現象，也是消費者進行決策時的一種心理特徵，不 同的消費者決策型態（consumer decision-making style）皆會影響消費者對任 何商品以及服務的購買（Sproles, 1985）。藉由瞭解消費者的決策型態便可以 清楚地掌握他們在選擇運動中心時的心理取向，透過這種瞭解可以幫助運動 中心業者設定行銷的策略，增加消費者來店消費的機率，則運動中心的利潤 增加，對運動中心的發展具有相當正向功能。

Sproles（1985）是最早專注研究消費者特性，探討消費者決策型態的學 者，他將消費者購買決策型態定義為「消費者在逛街購物時的心理、情感與 認知導向」。Sproles 認為大部分消費者在選擇產品或勞務上，會受到一個或 多個特別決策型態的影響，而且這些型態會根本控制消費者的決策，在本質 上，可以顯現消費者的人格或類似心理特徵的觀念。而且它是可預測的、存 在的。 Sproles（1985） 強調這種心路歷程，能一致的支配消費者的選擇。

而在消 費者 決策型 態的 研究中 ，最 早由 Sproles（1985）以美國 亞利 桑那大 學 111 名女學生為樣本，研究逛街購物及採買的消費問題，發展出一套簡單 模式，經因素分析後，得到六種主要決策型態，分別是：（一）完美主義者型

（perfectionist style）；（二）價值意識型（value-conscious style）；（三）品牌 意識型（brand conscious style）；（四）新穎—流行意識型（novelty-and-fashion conscious style）；（五）時間節省型（shopping avoider, time saver style）；（六）

困惑—尋求援助型（confused, support-seeker style）。然而，Sproles（1985）

也意識到此六種決策型態無法涵蓋所有消費者決策的方式，因此，Sproles 與 Kendall （ 1986 ） 以 前 述 研 究 為 基 礎 ， 進 一 步 發 展 出 一 份 消 費 者 型 態 問 卷

（consumer styles inventory, CSI），經因素分析萃取出八種不同消費者決策型 態 ， 其 中 有 六 種 和 1985 年 所 發 展 的 決 策 型 態 一 樣 ， 只 增 加 衝 動 型

（ impulsiveness） 和 習 慣 性 ∕ 品 牌 忠 誠 導 向 的 消 費 型 （ habitual, brand-loyal orientation toward consumption）兩種。

Bakewell 與 Mitchell（2004）以大英聯合王國 245 名男性大學生為對象，

研究發現這些學生的消費者決策型態可以分成「品牌意識型」、「新穎—流行 意識型」、「過多選擇而感到困惑型」、「價格意識型」、「娛樂的購物意識型」、

「完美主義型」、「衝動—粗心型」、「習慣性—品牌忠誠型」、「時間—精力節 省型」、「時間受限而感到困惑型」、「忠誠於商店—尋找低價格型」、「不同商

店型」等十二種，並發現，可將市場上的消費者再細分成更多不同的決策型 態；而在另一份研究中則是以德國 358 名消費者為對象，研究發現德國男性、

女性共同具有「品牌意識型」、「完美主義型」、「過多選擇而感到困惑型」與

「衝動—粗心型」等四種型態，除此外，男性還有「滿意型」、「尋找樂趣與 多樣化型」、「尋找流行與特價型」、「時間受限型」與「經濟考量型」等五種 型態，而女性則還有「新穎—流行意識型」、「娛樂的購物意識型」、「品質意 識型」、「時間—精力節省型」與「尋找多樣化型」等五種型態（Bakewell &

Mitchell, 2004）。

張廖麗珠、張孝銘（2002）在五專學生運動鞋消費者決策型態之研究—

以中州技術學院為例中，其五專學生運動鞋消費決策型態可分為：「新奇流行 意識者」、「品牌意識者」、「完美主義者」、「價格考量者」、「習慣性—品牌忠 誠者」、「過多選擇迷惑者」、「休閒—享受購物者」、「衝動粗心者」等八個型 態 。 五 專 學 生 運 動 鞋 消 費 決 策 型 態 可 分 為 四 個 集 群 ， 分 為 “ 消 費 決 策 冷 漠 群”、“流行品牌完美群”、“消費決策重視群”、“低價迷惑衝動群”。 陳 雅玟（2003）以台北縣市 489 名公立國小家長為對象，發現家長對其學齡子 女才藝班的消費者決策取向可以分成「完美主義取向」、「商標意識取向」、「價 格意識取向」、「新奇流行取向」、「省時滿意取向」、「迷惑尋求支持取向」、「衝 動粗心取向」、「習慣品牌忠誠取向」與「使用者至上取向」等九種消費者決 策型態。而且，這些家長對其學齡子女才藝班的消費者決策取向，以使用者 至上取向、完美主義取向、省時滿意取向及習慣品牌忠誠取向等四種最普遍。

武奐君（2003）以 511 名管理學院大學生為對象，其研究發現台南縣市管理 學院大學生之消費者決策型態可分成「完美認知型—高品質導向」、「品牌認 知型—高價格等於高品牌導向」、「價格認知型—價格等於品質導向」、「流行 認知型—新奇導向」、「決策困擾型—資訊超載導向」、「休閒娛樂型—快樂主 義導向」、「衝動性型—粗心型導向」與「習慣性型—品牌忠誠導向」等八種 型態。詹裕盛（2005）以 207 名申辦現金卡之顧客為對象，發現可將申辦現 金卡之顧客分成「完美—高品質認知導向」、「品牌認知—價格等於品質」、「新 奇—流行認知導向」、「娛樂—快樂主義導向」、「價格認知導向」、「衝動—粗 心型」、「決策困擾型」與「習慣—品牌忠誠型」等八種型態。並發現申辦現 金卡者在價格因素上的考量為主要因素。

綜觀本國過去有關運動中心消費者行為之研究中，大多是探討運動中心 之服務品質、滿意度及忠誠度等為主，對於消費者決策型態之探討極為闕如，

瞭解參與者的決策型態，便可以清楚地掌握他們在選擇運動中心時的心理取 向，透過這種瞭解可以幫助運動中心業者設定行銷的策略，增加會員數，對 運動中心的發展具有相當正面的功能。

二、研究目的

本研究將依據各種消費者消費型態的理論來建構運動中心參與者之消費 者決策型態模式，以結構方程模式（SEM）統計方法學中的「驗證式因素分 析」，對此一模式進行檢定，期能建立一套有信度及效度的運動中心參與者的 消費者決策型態的量表。

三、研究問題

根據本研究之目的可提出以下研究問題：

（一）運動中心參與者的消費者決策型態量表的因素結構為何？

（二）運動中心參與者的消費者決策型態量表是否具有效度？

（三）運動中心參與者的消費者決策型態量表是否具有信度？

貳、研究方法

一、研究對象

本問卷施測之前均對訪問施測人員進行事前工作提示及問卷內容說明，

使其對本問卷內容有深入瞭解，方便向受試者解說，以利問卷施測之進行。

整個問卷調查期間為民國 96 年 3 月 15 日至 96 年 4 月 15 日止，由研究者親 自帶領施測人員到各施測地區，採用立意抽樣方式進行問卷施測，施測時間 為上午 8 時至下午 1 時，及下午 5 時至晚上 10 點，以現場問卷調查方式進行，

讓受試者均瞭解施測研究目的及內容之後同意進行填答，問卷回收時並檢查 是否填寫完整，以提高有效問卷回收率。計發出問卷 400 份，回收問卷 400 份，經刪除無效問卷後，獲得有效問卷 390 份，有效回收率為 97.5%。

二、研究工具

本 研 究 以 問 卷 蒐 集 資 料 並 進 行 統 計 分 析 ， 測 量 工 具 主 要 參 考 Sproles

（1985）及 Sproles & Kendall（1986）所發展的消費者決策型態問卷（CSI）

為主，並以張威龍（1998）、武奐君（2003）、賴志曜、黃芳銘（2005）等學 者消費者決策型態之量表，及透過與運動中心經營者訪談討論為輔，修編成 為本研究問卷之初稿。依本研究所需修定成「運動中心參與者之消費者決策 型態調查問卷」，問卷包括八部分共 40 題（見表一）：第一部分有五題，以「完 美主義型」命名；第二部分有五題，以「品牌意識型」命名；第三部分有五 題，以「新穎—流行意識型」命名；第四部分有五題，以「休閒—享受購物

意識型」命名；第五部分有五題，以「價格考量型」命名；第六部分有五題，

以「衝動型」命名；第七部分有五題，以「困擾型」命名；第八部分有五題，

以「習慣型」命名。採 Liker 點式量尺方式作答，由「非常不同意」、「不同 意」、「沒意見」、「同意」及「非常同意」五個等級反應，分別給予 1 分、2 分、3 分、4 分及 5 分。

問卷預試部分，本量表依據所獲得之資料進行項目分析，首先進行極端 組比較法分析，其 CR 值介於-4.11 至-11.45 之間，皆達顯著水準（p＜.05）。

接著進行項目與總分相關法，與總量表相關方面，未達.3 應予以刪除，其相 關值介於.31 至.55 之間，均達顯著水準（p＜.05），此表示所有題項具有良好 鑑別度。在因素分析方面，本研究以探索性的因素分析來考驗消費者決策型 態量表，採用「主成分因素分析」，取題項因素負荷量大於.5 之題目及特徵值 大 於 1 之 因 素 構 面 ， 經 球 形 檢 定 結 果 卡 方 值 為 6973.82 達 顯 著 性 水 準 （ p

＜.01），KMO 值為.84，顯示本量表適合進行因素分析。經第一次因素分析結 果發現第 6 題、14 題、26 題、34 題、38 題等題項的因素負荷量低於.5 和有 橫跨兩構面現象，因此刪除這 5 個題項，並進行第二次因素分析結果發現第 5 題與 20 題仍有因素負荷量低於.5，且有橫跨兩構面現象，再刪除此 2 個題 項，並進行第三次因素分析，最後得到八個因素共 33 個題目，總解釋變異量 為 70.03%，其中，第一因素為價格考量型，包含 23、22、24、21、25 等五 題；第二因素為完美主義型，包含 03、01、02、04 等共四題；第三因素為品 牌意識型，包含 09、08、10、07 等共四題；第四因素為習慣型，包含 39、

37、40、36 等共四題；第五因素為休閒享受購物型，包含 17、16、18、19 等共四題；第六因素為新穎流行意識型，包含 13、11、12、15 等共四題；第 七因素為困擾型，包含 32、33、35、31 等共四題；第八因素為衝動型，包含 29、28、27、30 等共四題。

在信度考驗方面，本研究以內部一致性係數為各量表來進行考驗，結果 顯示，在消費者決策型態量表中「價格考量型」因素分量表的 Cronbach’s α 為 0.85；「完美主義型」因素分量表的 Cronbach’s α為 0.90；「品牌意識型」

因素分量表的 Cronbach’s α為 0.88；「習慣型」因素分量表的 Cronbach’s α 為 0.87；「休閒享受購物型」因素分量表的 Cronbach’s α為 0.84；「新穎流行 意 識 型 」 因 素 分 量 表 的 Cronbach’s α 為 0.83 ；「 困 擾 型 」 因 素 分 量 表 的 Cronbach’s α為 0.82；「衝動型」因素分量表的 Cronbach’s α為 0.78；總量 表 Cronbach’s α係數 0.87，顯示運動中心消費者決策型態量表具有高的信

表一 消費者決策型態量表 構 面 量 表 題 目

01.我會努力去尋找最佳品質或最滿意的運動中心 02.參與高品質的運動中心對我而言很重要 03.一般而言，我會選擇品質最好的運動中心

04.當我選擇運動中心時，我會嘗試去做最好、最完美的選擇 完美主義型

05.我對所參與的運動中心之標準和期望都相當高（刪除）

06.我喜歡參與有名氣、知名度高的運動中心（刪除）

07.我喜歡參與有名氣、知名度高的運動中心，即使價格較貴也值得 08.我認為價格愈高的運動中心，所提供的品質愈好

09.有名氣、知名度高的運動中心對我而就是我最好的選擇 品牌意識型

10.廣告宣傳愈多的運動中心通常就是最佳的選擇 11.為了求新求變，我會參與不同類型的運動中心 12.新穎、具吸引力風格的運動中心對我而言是很重要 13.參與新穎的運動中心是我的一大樂趣

14.為了跟隨流行的脈動，我會隨時更換運動中心（刪除）

新穎—流行 意識型

15.我通常參與一間以上不同風格的運動中心 16.到運動中心運動是一件愉快的休閒活動 17.到運動中心運動是我生活中的一大樂趣 18.到運動中心運動是一件很享受的消遣 19.我喜歡到運動中心運動，只因為到很有趣 休閒—享受

購物型

20.花時間選擇運動中心是一件值得的事情（刪除）

21.我會注意特價、減價的訊息，且盡可能參與有優惠活動的運動中心 22.我通常會選擇參與較低價的運動中心

23.我會很仔細地去尋找物超所值的運動中心 24.我會比較價格，並尋找較低價的運動中心 價格考量型

25.我會選擇物超所值的運動中心

續表一 消費者決策型態量表 構 面 量 表 題 目

26.選擇運動中心之前，我應該更謹慎規劃一下（刪除）

27.選擇運動中心時，我常會衝動作決定

28.選擇運動中心時，我常粗心大意，且事後感到後悔 29.經常在一時衝動下選擇運動中心

衝動型

30.我不會花很多時間選擇運動中心，喜歡就會立刻參與 31.家人或朋友會影響我參與運動中心的選擇

32.有許多運動中心供選擇時，常會令我感到困擾 33.有時候我會無法決定參與哪家運動中心

34.我對運動中心的資訊知道越多，越容易困擾我（刪除）

困擾型

35.當我得到不同運動中心充分的訊息時，通常會令我感到困擾 36.我有自己特定喜歡的運動中心，且會一直持續參與

37.我忠誠於特定的運動中心運動

38.一旦我中意的運動中心，我就不會更換（刪除）

39.我會一再參與我所喜歡的運動中心 習慣型

40.我經常都到相同的運動中心運動

三、研究設計

本研究依據結構方程模式方法學，將上述的量表建構成運動中心參與者 之消費者決策型態之驗證性因素分析模式，其模式如圖一：

圖一 運動中心參與者之消費者決策型態模式

四、統計分析

（一）估計法之選擇

在進行 LISREL 分析之前，必須先對資料的特性作完整的瞭解，以確認 資料是否符合 SEM 的假定，以避免影響模式的估計與檢定結果。所以先對模 式中之觀察變項的峰度（kurtosis）與偏態（skewness）進行檢定，一般而言，

如果變項分配的態勢絕對值大於 3，就被視為是極端偏態，峰度絕對值大於 10 則被視為是有問題的（黃芳銘，2002）。這些有問題的分配會影響到 ML

（maximum likelihood）與 GLS（general least square）估計法，如果變項分 配在這些標準之內，則可以採取其中一種估計法來估計。

（二）整體適配指標

依據黃芳銘（2002；2004）的建議採用多元指標來評鑑模式適配，在絕 對適配指標上，採用 likelihood-ratio 、GFI、SRMR、RMSEA。Likelihood-ratio 的顯著性需大於 0.1；GFI 值乃是介於 0 到 1 的一種連續數，其值需大於 0.90；

SRMR 乃是平均殘差共變標準化的總和，其值介於 0 與 1 之間，其值需小於 0.08（Hu & Bentler, 1999, p.27）。RMSEA 乃是基於母群近似誤的一種測量，

其值小於 0.05 表示一種近似適配（close fit），在達到 0.08 之前皆可以視為是 一種合理的近似誤（Browne & Cudek, 1993）。相對適配指標則採用 NNFI 以 及 CFI，此兩指標之值界介於 0 與 1 之間，其值需大於 0.9，模式方可接受。

簡效適配指標則是採用 PNFI 以及 critical N，前者是 NFI 簡效比值的調整，

其值需大於 0.5；後者選定α水準下的 分配決定值，也是一種替研究者之樣 本提出一個合理的指標，其值需大於 200。

（三）信度評鑑

本研究對八個消費者決策型態的因素的信度評鑑採用組合信度（composite reliability），其公式如下：

{ ^{( ( )}

^{) ( )} }

2

θ λ λ

ρ Σ + Σ

= Σ

c ，其中ρc = 組合信度，λ = 觀察變項在潛在變項上的 標 準 化 參 數 ， θ = 觀 察 變 項 的 測 量 誤 。 這 個 公 式 是 由 Fornell 和 Larcker

（1981）依據 Werts、Linne 和 Jöreskog（1974）的文章所發展的，其特色是 解決過去α 係數只能處 理平行（parallel）測量或τ對等 （τ-equivalent）測 量信度的問題，而此一公式提供一種偵測同類（congeneric）測量（在因素上 負荷量不均等的測量）的信度。而一般 CFA 的模式其因素上的負荷量往往是

參、結果與討論

一、違規估計之檢視

由表二可得知，中正運動中心消費者決策型態模式中 33 個觀察變項的態 勢及峰度情況，其值介於 0.45 至-0.96 之間；峰度值介於-0.632 至 0.684 之間，

可以發現各觀察變項的態勢值與峰度值皆不大，故本研究採用 ML 法進行估 計。

表二 運動中心消費者決策型態量表模式所有觀察變項之偏態及峰度分配 觀察變項 個數 偏態 峰度 觀察變項 個數 偏態 峰度

X1 390 -.96 1.52 X18 390 .00 - .06 X2 390 -.79 .84 X19 390 - .48 .31 X3 390 -.79 1.14 X20 390 - .12 - .31 X4 390 -.57 - .06 X21 390 - .42 - .16 X5 390 .45 - .09 X22 390 .27 - .21 X6 390 .39 - .56 X23 390 .18 - .15 X7 390 .25 - .51 X24 390 .16 - .31 X8 390 .41 - .34 X25 390 .03 - .32 X9 390 -.11 - .41 X26 390 - .43 - .11 X10 390 -.17 - .50 X27 390 - .01 - .26 X11 390 -.03 - .41 X28 390 .08 - .40 X12 390 -.03 - .24 X29 390 .18 - .44 X13 390 -.57 .75 X30 390 - .47 .40 X14 390 -.59 1.17 X31 390 - .37 .22 X15 390 -.70 .98 X32 390 - .44 .31 X16 390 -.51 .13 X33 390 - .60 .80

X17 390 -.40 .00

除了上述之外，需檢視三種違犯估計現象：（一）有負的誤差變異數存在，

或是在任何建構中存在著無意義的變異誤。所謂負的變異誤的現象即一般說 稱的 Heywood 案例。處理此一問題的方法，就是將負的變異誤加上一個非常 小的正數（參照 Dillon, Kumar & Mulani, 1987），例如 0.05。此種方法相當能 夠符合實際估計程序的要求，但是其卻混淆了基本的問題，因此，在解釋結 果時，必須對此一方式所形成的影響加以考慮。（二）標準化係數超過或太接 近 1（一般以 0.95 為門檻標準）。當標準化係數超過一或太過於接近一，那麼 必須考慮是否刪除其中一個建構，或者是確保在所有的建構之間都具備區別 效度。否則，這種例子，是一種無關乎理論的模式，說明白點，他根本是在

沒 有 足 夠 理 論 的 驗 證 下 所 建 立 的 模 式 ， 或 是 依 靠 經 驗 來 建 立 的 模 式 （ Hair, Anderson, Tatham & Black, 1998）。（三）有太大的標準誤。太大的標準誤通 常意涵著參數無法估計，那是因為標準誤是受到觀察變項、潛在變項、或是 兩者的測量單位以及參數估計的量所影響。

由表三運動中心消費者決策型態一階多因素直交模式之驗證性因素分析 參數估計表，可得知標準化迴歸係數值介於 0.46 至 0.93 之間，大部分皆未太 接近 1（通常以 0.95 為門檻）。標準誤介於 0.03 至 0.05，表示測量誤並不是 很大。且沒有任何負的變異誤存在。綜合以上各項結果顯示並無違規估計之 現象，所以可以再進行評鑑整體模式適合度。

表三 運動中心消費者決策型態模式參數估計摘要表 參數 非標準化

參數值 標準誤 t 值 標準化

參數值 參數 非標準化

參數值 標準誤 t 值 標準化 參數值 λ1 0.71 0.03 20.99 0.87 δ1 0.16 0.02 9.57 0.24 λ₂ 0.70 0.03 20.92 0.87 δ₂ 0.16 0.02 9.64 0.25 λ3 0.68 0.03 21.03 0.87 δ3 0.15 0.02 9.52 0.24 λ₄ 0.59 0.04 16.58 0.74 δ₄ 0.29 0.02 12.27 0.45 λ5 0.72 0.04 16.35 0.74 δ5 0.42 0.04 11.66 0.45 λ₆ 0.87 0.05 19.05 0.83 δ₆ 0.35 0.04 9.80 0.32 λ7 0.88 0.04 20.11 0.86 δ7 0.27 0.03 8.64 0.26 λ₈ 0.74 0.04 17.67 0.78 δ₈ 0.34 0.03 10.92 0.38 λ9 0.64 0.04 15.84 0.74 δ9 0.33 0.03 10.65 0.45 λ₁₀ 0.72 0.04 16.95 0.78 δ₁₀ 0.33 0.03 9.63 0.39 λ11 0.73 0.04 18.18 0.83 δ11 0.25 0.03 8.18 0.32 λ₁₂ 0.55 0.04 12.38 0.61 δ₁₂ 0.50 0.04 12.39 0.63 λ13 0.62 0.03 20.56 0.87 δ13 0.12 0.02 7.91 0.24 λ₁₄ 0.66 0.03 22.71 0.93 δ₁₄ 0.07 0.01 4.41 0.13 λ15 0.52 0.04 14.03 0.66 δ15 0.36 0.03 12.90 0.57 λ₁₆ 0.48 0.04 11.92 0.57 δ₁₆ 0.46 0.03 13.28 0.67 λ17 0.65 0.04 15.61 0.73 δ17 0.37 0.03 11.25 0.47 λ₁₈ 0.63 0.04 16.13 0.75 δ₁₈ 0.32 0.03 10.93 0.44

λ₂₂ 0.62 0.05 13.49 0.67 δ₂₂ 0.47 0.04 11.37 0.55 λ₂₃ 0.64 0.04 14.17 0.70 δ₂₃ 0.43 0.04 10.83 0.52 λ₂₄ 0.82 0.04 18.28 0.86 δ₂₄ 0.23 0.04 5.38 0.25 λ25 0.50 0.05 10.62 0.54 δ25 0.60 0.05 12.70 0.70 λ₂₆ 0.43 0.05 9.12 0.46 δ₂₆ 0.70 0.05 13.49 0.79 λ₂₇ 0.78 0.04 19.22 0.84 δ₂₇ 0.26 0.03 8.82 0.30 λ₂₈ 0.88 0.04 21.42 0.91 δ₂₈ 0.17 0.03 5.50 0.18 λ₂₉ 0.75 0.05 16.14 0.74 δ₂₉ 0.48 0.04 11.75 0.46 λ₃₀ 0.62 0.04 17.40 0.78 δ₃₀ 0.25 0.02 10.80 0.30 λ31 0.61 0.04 15.83 0.73 δ31 0.33 0.03 11.70 0.47 λ₃₂ 0.66 0.03 20.54 0.88 δ₃₂ 0.13 0.02 7.44 0.23 λ₃₃ 0.62 0.04 17.21 0.77 δ₃₃ 0.25 0.02 10.93 0.40

註： 未 列標 準 誤者 為 參照 指 標。

*p＜.05

二、整體模式適配度的檢定

經由 LISREL8.54 版之統計估計，我們將各參數及指標以圖二運動中心 消費者決策型態模式驗證性因素分析標準化參數估計值及表四運動中心消費 者決策型態模式之整體模式適合度考驗指標呈現中得知，絕對適配指標中的 χ²（495）= 1546.12，P = 0.00，達到顯著水準，表示本研究假設模式之共變 數矩陣與實證資料之共變數矩陣之間有差異存在，因此，模式被拒絕，但是 χ²易受大樣本影響而統計達顯著水準，所以必須再參考其它指標（陳正昌、

程炳林，1998）。從絕對適配值來看，RMSEA = 0.05，顯示假設模式可接受。

SRMR = 0.06，小於接受值 0.08，顯示本模式可以接受。從相對適配指標來 看，NNFI = 0.95，遠大於接受值 0.90，也顯示模式相當可以接受。CFI = 0.96，

亦遠大於接受值 0.90，顯示模式相當可以接受。從簡效適配量指標來看，PNFI

= 0.82，大於接受值 0.5，顯示模式可以接受。CN = 223.36，大於 200 以上之 門檻建議值，顯示模式可以接受。χ^2/df = 3.12，小於 5.0，表示模式可以接受。

整體而言，三類型的適配指標有大部分通過學者所建議的門檻值除了χ² 未通過。因此本研究模式是屬於可以接受，亦即，本研究模式具有良好的整 體建構效度。當整體模式獲得效度之後，就可以對其內在結構做評鑑。

表四 運動中心消費者決策型態模式之整體模式適合度考驗指數摘要表 測量模式 參考指標 統計量數 模式考驗結果 絕對適配指標

（Absolute fit measures）

自由度 495

χ² 值 1546.12

（p =.00） 不接受 適配度指數（GFI） ≧ 0.9 0.87 不接受 標準化均方根殘差（SRMR） ≦ 0.08 0.06 接受 漸進誤差均方根（RMSEA） ≦ 0.08 0.05 不錯適配 相對適配指標

（Relative fit measures）

非規範適配指標（NNFI） ≧ 0.9 0.95 接受 比較適配指標（CFI） ≧ 0.9 0.96 接受 簡效適配指標

（Parsimonious fit measures）

簡效規範適配指標（PNFI） 指數愈大愈好 0.82 接受 胡特的臨界數（CN） ≧ 200 223.36 接受 卡方值自由度比（χ^2/df） ≦ 5 3.12 接受

三、模式內在適配評鑑

當 模 式 通 過 模 式 之 外 在 品 質 檢 定 之 後 ， 就 可 以 檢 定 模 式 內 在 適 配 的 程 度，即信度分析。從表五中可以發現，33 個觀察變項的信度介於 0.21 到 0.87 之間，此符合 Bentler & Wu（1993）及 Jöreskog & Sörbom（1989）的建議值 大於 0.20 以上，顯示個別變項具有足夠信度。在一階的八個潛在因素方面之 建構信度值為 0.73 至 0.94 之間，皆達所建議的 0.6 水準以上。

表五 運動中心消費者決策型態量表之組合信度分析 變 項 R² 一階

組合信度 變 項 R² 一階 組合信度 完美主義型因素 0.94 價格考量型因素 0.85

X 1 0.76 X 17 0.53 X 2 0.75 X 18 0.56 X 3 0.76 X 19 0.64 X 4 0.55 X 20 0.54

X 21 0.39

品牌意識型因素 0.88 衝動型因素 0.79 X 5 0.55 X 22 0.45

X 6 0.68 X 2 0.48 X 7 0.74 X 24 0.75 X 8 0.62 X 25 0.30

新穎流行意識型因素 0.83 困擾型因素 0.83 X 9 0.55 X 26 0.21

X 10 0.61 X 27 0.70 X 11 0.68 X 2 0.82 X 12 0.37 X 29 0.54

休閒享受購物型因素 0.73 習慣型因素 0.87 X 13 0.76 X 30 0.61

X 14 0.87 X 31 0.53 X 15 0.43 X 32 0.77 X 16 0.33 X 33 0.60 四、信度檢定

在信度檢定方面，八個因素的組合信度依序為 0.94、0.88、0.83、0.73、

0.85、0.79、0.83、0.87。這些值全都大於接受值 0.6，顯示八個因素皆具有 良好的信度。

肆、討 論

消費者決策型態量表。研究者在整理有關的消費者決策之理論與文獻之後，

發現 Sproles（1985）及 Sproles 與 Kendall（1986）所發展的消費者決策型態 量表最廣為消費者行為的研究者所使用。因此，將此一量表依據運動中心參 與者的特性，改編成一份可以用來測量運動中心參與者的消費者決策型態量 表，這個量表依然維持原有作者所建構的八個因素，接著依據此八個因素建 立消費者決策型態模式，以驗證性因素分析的技術來驗證此一量表的信效度。

本研究以到台北市中正運動中心運動的參與者為對象，獲得 390 份有效 問卷，以 LISREL8.80 版統計軟體來執行結構方程模式中的的驗證式因素統 計分析。結果顯示消費者決策型態量表的因素結構可以成立。消費者決策型 態模式是一個具有八個因素的一階多因素直交模式，包括完美主義型、品牌 意識型、新穎—流行意識型、休閒—享受購物型、價格考量型、衝動型、困 擾型和習慣型等八個因素。另外，組合信度值也顯示這八個因素具有相當良 好信度。這些結果意味著此一量表具有良好的建構效度、組合信度。此一量 表可以適用於中正運動中心消費者決策的行為，也可以做為瞭解運動中心參 與者在選擇運動中心時的一種心理情感與認知導向，透過這種心理情感與認 知導向的瞭解，未來可以用來預測運動中心參與者的消費忠誠度、消費者滿 意度等消費行為。

此外，本研究的模式是一階八因素直交模式，與賴志曜、黃芳銘（2005）

的研究模式不同，賴志曜、黃芳銘（2005）的是一階八因素斜交模式，與本 研究的差異在於本研究的各因素間是彼此獨立，無相關的，而賴志曜、黃芳 銘（2005）的研究是八個因素間具有顯著相關。因此不同運動產業或活動型 態的參與者之消費者決策型態模式仍有一些差異存在，是未來進行消費者決 策型態相關研究必須注意的。

二、建議

量表的建構是一種不斷擴張的過程，接受一個量表的建構效度必須有相 當的研究成果的累積（Cronbach, 1971）。本研究為了能夠掌控各種干擾的條 件，我們從單一運動中心（台北市中正運動中心）的運動參與者著手來建構 運動中心消費者決策型態量表，這次成功的建立出這個量表，也寓含了未來 可以使用於所有的消費者來進一步發展此一量表。其次，運動中心參與者之 消費者決策型態對消費者而言是否是一個穩定的行為，也就是說運動中心參 與者之消費者決策型態是否會隨著時間或環境的改變而改變，後續的研究可 以再蒐集新的一批具有時間縱貫性（longitudinal）的資料，那麼可以對模式 做延展（extension）的複核效化處理，不僅可以瞭解運動中心參與者之消費 者決策型態是否具有足夠的穩定性，也可以提升整個模式的預測效度。

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The Development of the Sports Center Participators’

Consumer Decision-Making Style Scale

Chun-Pin Chen

Nan Kai Institute of Technology

Department of Physical Education, National Chiayi University

National Chung Cheng University

ABSTRACT

The study was to construct consumer decision-making style of sports center participant by theories of consumer decision-making style. It was used confirmatory factor analysis of structural equation model to test the model to proof and expected to develop a consumer decision-making style scale with reliability and validity. Three hundred ninety valid questionnaires were collected from Jhong Jheng sports center. Confirmatory factor analysis showed that it was a first order multi-factor orthogonal model and the model had good validity and reliability. As a result, the study showed that the factor structure of consumer decision-making style scale existed and it was a first-order one factor model with eight factors including perfectionism factor, brand consciousness factor, fashion consciousness factor, shopping-enjoying factor, price-cogitating factor, impulse factor, persecution factor and habit factor.

Keywords: Consumer Decision-Making Style, Confirmatory Factor Analysis