女子大学生の購買態度の分析 : REC scaleによる主 婦との比較
その他のタイトル A comparative analysis of buying attitudes measured by REC Scale between female
university‑students and housewive
著者 佐々木 土師二, 東 正訓
雑誌名 関西大学社会学部紀要
巻 18
号 2
ページ 55‑66
発行年 1987‑03‑31
URL http://hdl.handle.net/10112/00022706
関西大学「社会学部紀要」第18巻第2号， 1987,
p p .
55‑66 ISSN 0287‑6817女子大学生の購買態度の分析
― REC s c a l e による主婦との比較ー一 佐 々 木 土 師 ニ ・ 東 正 訓
A comparative analysis of buying attitudes measured by REC Scale between female university‑students and housewives
T o s h i j i SASAKI and Masanori HIGASHI
Abstract
B u y i n g a t t i t u d e s measured by R E C S c a l e a r e compared between f e m a l e u n i v e r s i t y ‑ s t u d e n t s a n d h o u s e w i v e s . A c c o r d i n g t o f a c t o r c o m p a r i s o n by the method o f procrustes a n a l y s i s f o r m u l t i p ̲ l e g r o u p s , i t i s c o n f i r m e d t h a t R a t i o n a l i t y and E m o t i o n a l i t y are t h e c o m m o n factors i n e a c h o f 7 age‑groups o f h o u s e w i v e s . F e m a l e students a r e d i f f e r e n t f r o m h o u s e w i v e s i n f a c t o r structure o f E m o t i o n a l i t y , a n d i n c a s e o f f e m a l e students
"Sensuousness" i s separated f r o m E m o t i o n a l i t y . T h e d i f f e r e n c e o f r a t i n g sc o res o f R E C S c a l e i n d i c a t e s t h a t f e m a l e students a r e l e s s r a t i o n a l a n d m o r e e m o t i o n a l t h a n h o u s e w i v e s .
keywords: consumer p s y c h o l o g y , b uy i n g a t t i t u d e , REC s c a l e , r a t i o n a l i t y , e m o t i o n a l i t y , f a c t o r a n a l y s i s , f a c t o r c o m p a r i s o n
抄 録
REC s c a l e
で測定した女子大学生と主婦の購買態度が比較された。多群間プロクラステス法 を用いた因子比較によれば，主婦の年代別7セグメントの各々で共通因子として合理性と情緒性 が抽出されたのに対し，女子大学生では，情緒性の因子構造が主婦と異なり「感覚性」を中心と する独自の態度群が構成されることが示唆された。項目別評定値の比較からは，女子大学生は主 婦よりも概して合理性が弱く情緒性が強いことが分ったが，「買い探し」が強く「広告ブランド指 向」が弱いなど独得の傾向も示した。購買態度の構造と強度の両面から，女子大学生と主婦の差 異が考察された。キーワード：消費者行動，購買態度，
REC
スケール，合理性，情緒性，因子分析，因子比較‑ 55 ‑
関西大学『社会学部紀要」第18巻第2号
I 問 題
1 本研究の課題
消費者の購買態度を測定する尺度として， REC s c a l e は，主婦における種々の消費者セグメ ント（年代別，就業別，地域別）を通じて「合理性」 r a t i o n a l i t yC R ) と「情緒性」 e m o t i o n a l i t y
CE) という R•E
2 次元構造を示すことが一貫して証明されている（佐々木 1 9 8 4 ) 。
一方，従来の検討の主対象であった主婦と同性ではあるが，一般的に主婦より若い年齢層とし て位置づけられる女子大学生については，商品別購買態度の構造に関する若干の探索的検討を行 っているとはいえ（佐々木 1 9 8 6 b ) , 確定的構成をみた一般 REC s c a l e による態度次元の構造 についての検討はなされていない。
そこで本研究では，女子大学生を対象者として一般 RECs c a l e デークを新たに収集し，その 態度次元構造の特質を，主婦との比較によって明らかにするとともに，項目別評定値の比較も行
って，女子大学生の購買態度の特徴を考察することにした。具体的には，
( 1 ) 女子大学生の 1集団と主婦の年代別 7セグメントから成る 8集団について， 2次元的態度構 造を Ten Berge ( 1 9 7 7 ) , 柴田 ( 1 9 8 6 ) らによる多群間プロクラステス解法による因子比較 ( f a c t o r c o m p a r i s o n ) の方法を用いて比較検討する：
( 2 ) 女子大学生と主婦の 2069 歳および 2 0 歳代との間で一般 RECs c a l e の項目別評定値の平均 値の差を T 検定等によって比較する：
という二段階の分析を中心としている。
以上の分析によって，若年齢の女子大学生からかなり高年齢の主婦まで広範なライフステージ を包含した女性消費者の購買態度の特性を構造と強度の両面から横断的に比較することができ るだろう。特に， REC s c a l e に関する従来の検討によって合理性と情緒性の 2 次元構造が安定 的に認められている各年代の主婦層は，女子大学生の購買態度次元の特徴をとらえるための比較 基準として適切であると考えられる。
2 調査とデータ
本分析で用いられる主婦による RECs c a l e のデータは， 1 9 8 2 年 2 月に棘ビデオリサーチが全 国的規模で実施した『テレビ視聴率調査』の付帯調査で得たもので，年齢 2 0 歳以上 7 0 歳未満の 1 , 5 5 9 人を対象としている。この主婦層は年齢別に 7 区分されるが，この年代別セグメントに関 する態度構造の分析結果は，佐々木 ( 1 9 8 4 , 1 9 8 6 a ) によって報告されている。
一方，女子大学生による RECs c a l e のデークは， 1 9 8 6 年 5月に関西大学社会学部・佐々木ゼ
‑ 5 6 ‑
女子大学生の購買態度の分析（佐々木・東）
表 1 セグメント別の構成人数と平均年齢 年代（歳） 構 成 人 数 平 均 年 齢 （ 歳 ）
20 2
9 176 26.68 30 3
4 295 32.22 35 3
9 273 37.01 40 4
4 250 41. 92 45 4
9 202 47.01 50 5
9 250 54.12 60 6
9 113 63.29
女子大学生
133 20.16注）主婦全体のサンプル数は
1559人でその平均年齢は
41.66歳 。 主婦と女子大学生を合わせた場合のサンプル数は
1692人
ミナールが実施した，同大学の学生を対象とした調査によって得たもので，年齢
18歳以上
24歳未 満の 1 3 3 人から構成されている。表 1 に本分析のサンプル構成を示した。
I l REC s c a l e に よ る 女 子 大 学 生 と 主 婦 の 因 子 構 造 比 較
1 分析方法
われわれが分析対象とするサンプルは女子大学生と主婦という 2 カテゴリーに大きく分割する ことができるが，発達的観点を導入するためにも，きわめて大規模なサンプルである主婦層を年 代別に区分して検討したほうがよい。そこで，表 1 に示したように，主婦層を年代別に 7 分割し た。したがって，主婦 7 セグメントと女子大学生 1 集団の計 8 集団が成立するが，その各々のサ
ンプル数は個別の主成分分析を可能にするだけの大きさである。
これらの
8つの下位集団の各々で， REC s c a l e の
12項目間相関行列を主成分分析し，その結 果を検討する。本研究のように多群間の因子分析結果を比較する場合，従来，下位集団ごとに独 立に単純構造の原理 ( p r i n c i p l eo f s i m p l e s t r u c t u r e ) にもとづく回転負荷行列を求め，それを 比較するにとどまっているのが一般的である。しかし，因子比較のためのより適当な方法とし て，われわれは K r i s t o f & Wingersky
(1971),Ten B e r g e
(1977), 柴田 (1985)らによって 発展させられてきた多群間直交プロクラステス解法を用いて，最小自乗解による因子対応の最大 近似をはかった後に，各群間の因子構造の異同を検討することにした。
なお抽出すべき因子数は，各群を通じてもっとも安定した最適数であると考えられる「 2 因 子」とした。また，多群間プロクラステス解法は Ten Berge
(1977)の S t r o n g N e c e s s a r y
‑ 57 ‑
関西大学「社会学部紀要」第18巻第2号
C o n d i t i o n にもとづく解法手続きを採用し，心理学的に意味のある単純構造解を求める技法とし ては， 各群のプロクラステス回転後の収束因子解とそれらの重心解からなる超行列に Varimax 回転を施す帰納基準 ( i n d u c t i v ec r i t e r i o n ) を用いた（柴田 1 9 8 5 ) 。
以上の分析手順を段階的に整理して示せば次のとおりになる：
( 1 ) 各群で RECs c a l e の項目間相関行列 ( 1 2 X1 2 ) を求め，これを主成分分析し，それぞれ 2 成分を抽出する。
( 2 ) 各群の主成分解を TenB e r g e の S t r o n gN e c e s s a r y C o n d i t i o n にもとづく多群間プロク ラステス法により回転する。
( 3 ) 収束時の重心解と各群の収束因子解から成る超行列に Varimax 法による回転を施して，単 純構造を求め，プロットする。同時に最大近似比 ( r a t i oo f maximum a p p r o x i m a t i o n )
や個別的評価指標（重心解と下位集団解との一致性係数など）を求める。
以上の分析は柴田 ( 1 9 8 5 ) によって開発されたコンビュータ・プログラムを使用して行われ た。なお，多群間プロクラステス法を用いた研究例としては，辻岡・柴田 ( 1 9 8 5 ) , 柴田 ( 1 9 8 5 ) がある。本分析では，抽出因子数が「 2 」であるので，従来の RECs c a l e の分析例から推論す れば，基本的次元として設定されている合理性 C R ) および情緒性 C E ) と解される因子が得ら れるものと考えられる。つまり， REC
scale の基本的枠組である R•E2 次元構造の存在を年代で区分された各群を通じて確認できることが期待される。
2 結果と解釈
多群間プロクラステス法によって最終的に収束した各セグメントのプロクラステス解に，前記 の帰納基準による Varimax 回転を施した後の結果をプロットしたのが図 1 であり，その因子負 荷行列を示したのが表 2 である。表 2 には Varimax 回転後の重心解を併せて示し，その重心解 と各セグメントの因子解との「因子の一致性係数 ( c o e f f i c i e n to f c o n g r u e n c e ) 」も掲出している。
最小自乗近似の到達度指標である最大近似比は 0 . 9 9 9 8 である。本分析の最小自乗近似の到達 度はかなり高いものといえる。また誤差平方和の平均は 2 . 3 1 5 5 である。個別的評価指標は重心 解との一致性係数の外に，対応変量ベクトル頂点間のユークリッド距離および対応変量ベクトル 間の央角度なども求められたが，膨大な資料になるため割愛した。しかし因子対応の程度は図 1 のプロットによっても充分読みとることができるであろう。
さて，表 2 を見ると，図 1 の縦軸で示した第 1 因子は E 項目に高い負荷を示しているため，情 緒性因子であることが分る。ほぼ全セグメントを通じて清緒性因子の存在が確認できる。また図 1の横軸で示した第 2因子は全セグメントを通じて R項目に高い負荷を示し，合理性因子である ことが明白である。
主婦においては REC
scale の R•E2 次元構造の仮説に大きく反するセグメントはない。しかし，項目ごとに精査すると，仮説的構造からの逸脱が部分的に認められるセグメントがあるこ
‑ 58 ‑
代汝半が。 20~29~~Ii,ll§(6)﹁遍 5斤叫 ‑ck竺吋卿
0
叫叫ぺが命二0
古叫心﹂0
⇒﹃謳 tE因山い/S
油哉法令文悶笠命涸醇因ボ
‑9
年呼が油華きi仔A
代内︒d$
がfいさ9 小
0
燐丼︱i1璽汀＄
が仔乞沖が°叫汁 40~44涎代 60~69~-e]Ji皿(1)「減5代嗚 -cktJA、4ー b>｀心~咄＝Hi叫＇が」法令
合
1
禦翌と沌荒要菩嘩悔内渕 Lgふ゜
L3vL4戸0
漏皿 Kぃ荘幽帝菩社涸痴要菩嘩綜ki涸 5ざ沿柑蔀
‑c
せH
が﹁中涸溶﹂代﹁﹄章諜甫﹂02
｀凶苓臨江ぶャ吝菩‑2i
沌滞LA
ぐJが斤ぐJ沖．か︒吉辻
9 沖f
汁袖併8
因ボ油苺ヰ澄内津が介︾封※一竺疇粛喋済沖‑c
配ぐ品竺呵肉洸叫曲血(4) ﹁小0
ヴ0
FIGURE 1 REC SCALE FC= 0.000 RAC= 1 ‑1.00 ‑o.ao ‑0.60 ‑o.4o ‑0.20 o.oo 0.20 o.4o 0.60 o.ao 1.00
.••.•..•....••....•• 竃...
拿．．．．． 1.00• fll『綱饂匹子・ ：
0.80• 1U I• 1G AZ 021A I U2 疇四69 : U7 1C C2E4C7 C4A4G2G4E7 0.60• •炉這 ~6D7F7
A9B7 • 66 B4A7 IF4匹4: U6 C6 I~61 0.40• I 86 F6 D1 83• I E6 U9 AO .C32U A6 U3E1A3 四 0.20• GO : F1A返国・
I 80 D3 G3 • 四:::: l 注）；呈旦呈呈言旦号； 1‑‑ ‑‑̲̲ ̲¥,‑‑‑‑‑‑‑‑:::: 品?'.:::・ 百：'・"合． ‑0.40 * (例）IU・・・女子大学生の項目(11) ／戸~ 字：：三［
• ‑0.40
-0.60• D・・・這40嶋E・・・這瓢〜鑓F・・・這罰〜躙I • ‑0.60 ・G・ •. 主l/!60閲鵡U・・・女子大学生
* ...
重心鱒I • 下部のNDN‑PLOTTIDCASB‑11は合計11変数がプロットされた裏数に1 -0.80• ォーパーラッブしたためにプロットされていないことを示している．宣た• ‑0.80 下の二行の文字列は...t闘の慶戴が下園の褒戴にオーパーラッブしているl ． 事を示す．たとえば．左闘最初の一列目上園のF2は1Aにオーパーラッ-1.00• ・ブしていることがわかる． • ‑1.00
．
・・・＊・・・... ‑1.00 ‑0.80 ‑0.60 ‑0.40 ‑0.20 o.oo 0.20・0.40 0.60 0.80 1.00 NON‑PLOTTED CASES = 11 F2 1F 1D 1E 89 F9 81.CO U1 2D E3 1A E9 C2 E4 B2 C9 A1 A1 F1•O•O0.000 1.00 0.80 0.60 0.40 0.20
￨ 59 1
o.oo
汗ポ汁怖冷〇壽減蓋洒
s9
芍︵芥々汁・濯︶図1Ten Bergeの多群間プロクラステス解法による主婦と女子大学生のRECscale 2次元解のプロット
表
2
多群間プロクラステス法によって求めた因子負荷行列(Varimax解）‑60ーl
こ
セグメント記号A B C D E F Gu
＊ 2029 3034 3539 4044 4549 5059 6069 女子大学生重心解 (176) (295) (273) (250) (202) (250) (113) (133) E R E R E R E R E R E R E R E R E R (5)買めうのは必要最低限にとどR ‑423 570 ‑310 588 ‑239 675 ‑265 652 ‑323 668 ‑225 617 ‑212 697 ‑166 452 ‑270 615 ておく (8)実に用重性視とか使買いやすさを特R 032 629 ‑236 551 ‑208 617 ‑299 386 082 633 090 706 059 479 ‑335 635 ‑110 579 してうU2l
とにかくぅ安くて経済的なもR 040 400 087 546 135 612 132 649 ‑002 697 ‑012 657 ‑017 552 310 637 050 594 のを買 (1)買う時を利に用はよくバーゲンセR 201 599 193 605 089 463 405 317 296 559 198 574 451 430 212 552 256 512 ールする (3)前どのに店よでく調買べえばてみ得かるを行くR 267 614 386 517 319 612 141 723 129 641 059 664 152 791 295 528 219 636UOl
できるだけ多買くのもものと比決R319 532 164 630 191 588 021 653 ‑026 588 096 615 228 740 ‑036 687 120 629 較めるしたうえでうのを (6)買ものう時にすにはる店員がすすめるE 287 ‑008 402 084 456 184 571 126 346 076 418 195 504 ‑176 463 013 432 062 (7)買プう時ラにはよ買く広う告していE 526 ‑056 552 348 633 041 576 145 630 280 558 212 562 091 627 ‑315 583 093 るンドをUll
新しい物やがく出買たときは人よE 714 ‑098 685 ‑021 626 ‑133 636 ‑056 655 004 676 ‑121 755 ‑015 789 ‑059 692 ‑062 りもはう (2)流行中のものを買うE 765 064 605 ‑041 652 ‑034 714 ‑112 617 ‑070 736 ‑083 660 200 721 081 684 001 (9)重見視た感しじとか美しさを特にE 610 303 610 ‑032 592 014 564 ‑072 667 ‑136 587 ‑018 694 227 312 164 579 056 て買う (4)特その重も視ののムードや情緒をE634 149 510 ‑075 657 139 523 151 634 003 523 041 642 225 013 210 517 106 にして買う 重心解との一致性係数978 964 987 9681 976 991 980 971I
977 979 983 987 979 960 889 944 ‑ 逗耳汁柿『芹鼎柿器裕瀬」藻lB~ffi2 ‑ij・小数点省略
女子大学生の購買態度の分析（佐々木・東）
のムードや情緒を特に重視して買う」が情緒性因子にほとんど負荷せず，むしろ第 2 因子の合理 性因子のほうに負荷を示している。
このように，主婦では，例外的な不整合は見られるものの，全セグメントを通じて合理性と情 緒性の
2因子の存在が確認できるが，女子大学生で項目
(4)が情緒性因子から分離することに注目 できよう。若干の構造的な差異があることを示唆するものと解されるからである。これを，全集団 の代表値に当たる重心解と女子大学生の因子解との一致性係数で見ると，第 1 因子の情緒性因子 での一致性係数は
0.889で，他のセグメントで見られる係数に比べて一段低い値を示しているこ とが分る。また，第
2因子である合理性因子の一致性係数は
0.944と一応の水準を示しつつも，
当該因子の係数値の中では他のセグメントよりも低い値である。このように，女子大学生の因子 構造が，全体的には主婦のそれと類似しているが，部分的に（若干の項目で）異なっている様子 は，図 1 のプロットによっても視察可能である。とりわけ気掛かりなのは，図 1 において女子大 学生の項目
(4)c u
4で示す）に近い位置に項目
(9)c u
9)が見られる点である。この
2項目は，
共に RECs c a l e の「情緒性」の下位的特性の一つである「感覚性」を意味するものである（佐 々木
1986b)。女子大学生の「感覚性」が主婦のそれと異なる性質のものであることを感じさせ REC s c a l e に関する 8 群間の因子比較は，女子大学生には態度構 るのである。 以上のように，
造的な特異性が潜んでいるのではないかということを考えさせる結果となった。
このように示唆された女子大学生における構造的差異を検討するために，
大学生データについて主成分分析し， 2 因子と 3 因子を抽出した。その結果は，表 3 に示すよう に，項目
(9)「見た感じとか美しさを特に重視して買う」と項目
(4)「そのもののムードや情緒を特
REC s c a l e の女子
に重視して買う」の 2 項目は 2 因子解における E C 情緒性）と構造的な結びつきが弱いことを示
表3 女子大学生における REC s c a l e の
2 3因子解 ( V a r i m a x 解 ）
三 3
因 子 解REC s c a l e
ー2
3(5)
買うのは必要最低限にとどめておく
‑(8)
実用性とか使いやすさを特に重視して買う U 2 lとにかく安くて経済的なものを買う
(1)買う時にはよくバーゲンセールを利用する
(3)どの店で買えば得かを行く前によく調べてみる
UOl
できるだけ多くのものと比較したうえで買うものを決める
(6)買う時には店員がすすめるものにする
(7)
買う時にはよく広告しているプランドを買う U り新しい物が出たときは人よりもはやく買う
(2)流行中のものを買う
(9)
見た感じとか美しさを特に重視して買う
(4)そのもののムードや情緒を特に重視して買う
R R R R R R E E E E E E
444 ‑184 620 ‑361 649 283 561 189 540 273 685 ‑065 032
‑289
‑026 111 177 211
462 640 791 717 304 004
250 288 711 730 661 447 041
‑202 196 344
‑100
‑195
‑216
‑385 120
‑010 108 125 487 720 757 639 414 141
374 589 154
‑073 026 545 139
‑017
‑122
‑128 591 717 小数点省略
‑ 61‑
関西大学「社会学部紀要」第18巻第2号
した。しかし 3 因子解でとらえた場合には，この 2 項目だけが第 3 因子として独立するのではな く，合理性項目である
(8)「実用性とか使いやすさを特に重視して買う」や
UO)「できるだけ多くの ものと比較したうえで買う物を決める」と合体して， 「ショッビング指向」とでも解しうる態度 群を構成するという結果になった。項目 ( 9 ) と ( 4 ) は ， 前記のように， RECs c a l e でとらえる「情 緒性」の下位的特性のなかの「感覚性」を構成する項目である。この特性は，女子大学生では，
基本的次元である「情緒性」から分離した態度群として成立する可能性があるが，それがどのよ うな実質的特性を持つものであるのか，今後さらに検討する必要がある。
] [ REC s c a l e に よ る 女 子 大 学 生 と 主 婦 の 項 目 別 評 定 値 の 比 較
分析方法
女子大学生 CN=133) と主婦 (20 69 歳 ， N=1, 5 5 9 ) の間の態度強度の差異を見るために，
REC s c a l e の項目別評定値の平均値を求め，その差の有意性を T 検定によって比較する。
女子大学生と主婦全体の差異には明らかに年齢差が含まれている。女子大学生の平均年齢は 2 0 . 1 6 歳であり，主婦全体の平均年齢は 4 1 .6 6 歳である。さらに，主婦層の内部でも年齢差の効 果が想定される。そこで，われわれのデータの範囲内で女子大学生と最も年齢的に接近している 20 29 歳の主婦（平均年齢 2 6 .7 歳 ， N=176) との間の T 検定も試みることにした。
2 結果と解釈
主婦の各セグメントと女子大学生について， REC s c a l e の項目別評定値の平均を求めた結果 を表 4 に示している。この値は RECs c a l e の 5 段階回答カテゴリーの「その通り」を 5 とし，
以下，順次「だいたいその通り」に 4 , 「どちらでもない」に 3 ' 「やや違う」に 2 を与え， 「 違 う」を 1 とする評定値によって算出したものである。各行を視察すると，主婦層の年代別セグメ ントの間にはあまり差がみられないが，女子大学生と主婦全体との間には項目 ( 2 ) を除く 1 1 項目で 大きな差が認められる。
以上の概観をふまえて，女子大学生と主婦の平均値の差を統計的に検定する。
①女子学生と主婦全体との間の T 検定
この T検定の結果をまとめて，表 5 ( A ) に示した。この表によると項目 ( 2 ) を除く 1 1 項目において 有意差が認められる。
まず，合理性項目では，
6項目全部で有意差が認められる。項目
(10)を唯一の例外として，女子 大学生にくらべると主婦における合理性項目への評定値は非常に高く，肯定的である。概して主 婦の方が購買態度の合理性が強いことが分る。ところで，女子大学生の購買態度は「できるだけ
‑ 62 ‑
女子大学生の購買態度の分析（佐々木・東）
表
4 主婦と女子大学生の RECs c a l eの項目別平均評定値
項 主 婦
層主 婦 女 子 主 婦
目 主 婦
年 代別
＋番 全 体
大学生 女子大学生
20 29 30 34 35 39 40 44 45 49 50 59 60 69
号
n
1176 295 273 250 202 250 113 1559 133 1692 1 3.420 3.420 3.374 3.236 3.168 3.212 3.248 3.304 3.053 3.284(0. 901) (0. 946) (0. 937) (1. 022) (1. 091) (1. 131) (1. 164) (1.024) (1. 010) (1. 025) 2 2.767 2.546 2.634 2.548 2.535 2.472 2.336 2.558 2.654 2.566
(0. 952) (0. 915) (0. 909) (1. 012) (0. 960) (1. 040) (1. 118) (0.982) (0.962) (0. 981) 3 3.199 3.312 3.293 3.260 3.366 3.364 3.611 3.325 2.654 3.272
(1.182) (1.184) (1. 080) (1. 190) (1. 272) (1. 252) (1. 327) (1. 205) (1.128) (1. 213) 4 2.983 3.010 3.044 2.956 2.941 2.844 2.850 2.957 3.398 2.992
(1. 063) (1. 085) (1.112) (1. 129) (1. 201) (1. 254) (1. 250) (1. 152) (1. 044) (1. 150) 5 3.841 3.915 3.905 3.944 3.861 3.928 4.265 3.930 3.218 3.874
(1. 054) (1. 007) (1. 019) (1. 098) (1. 058) (1. 126) (0. 862) (1. 051) (1. 208) (1.081) 6 2.358 2.288 2.168 2.116 2.252 2.420 2.575 2.285 2. 511 2.303
(0. 990) (0. 968) (0. 965) (0. 950) (1. 025) (1. 045) (1. 071) (1. 003) (0.989) (1. 004) 7 2.528 2.675 2.553 2.596 2.653 2.648 2.761 2.623 2.195 2.590
(1. 028) (1. 030) (1. 012) (1. 051) (1. 071) (1. 049) (1. 099) (1. 045) (0.996) (1. 048) 8 4.239 4.268 4.139 4.404 4.282 4.240 4.301 4.264 3.812 4.228
(0.805) (0.763) (0.777) (0. 744) (0.941) (0.898) (0.881) (0.827) (0.914) (0.843)
，
3.278 3.041 2.978 3.076 3.119 3.092 3.053 3.081 3.677 3.128 (0. 946) (1. 050) (1. 009) (1. 031) (1. 124) (1. 122) (1. 135) (1. 060) (0.884) (1. 060) 10 3.580 3.614 3.396 3.604 3.673 3.604 3,522 3.570 3.872 3.593(1. 003) (1. 058) (1. 036) (1.102) (1.109) (1.152) (1. 220) (1. 094) (0.916) (1. 084) 11 1.915 1. 742 1. 740 1. 660 1. 847 1. 696 1. 708 1. 752 2.068 1. 777
(1. 065) (0. 860) (0. 886) (0. 904) (1. 001) (0. 944) (1. 002) (0.943) (0.963) (0.948) 12 3.335 3.183 3.253 3.236 3.297 3.344 3.522 3.286 2.835 3.251
(1. 075) (1. 213) (1. 213) (1. 218) (1. 343) (1. 281) (1. 383) (1. 244) (1. 109) (1. 240)
注）カッコ内は標準偏差を示す。
多くのものと比較したうえで買うものを決める」という点で合理性が強い。これは，実際にショ ッビングに出かけて「買い探し」をする傾向が強いことを意味し，身体活動を伴う探索が広いこ とを示すものであろう。他方で「事前調査」という「机上」探索（項目
(3))は主婦のほうが積極 的である。次に情緒性項目では，
5項目で有意差が認められる。項目
(2)「流行中のものを買う」
だけで差がない。前記の合理性項目では 6項目中の 5項目で主婦＞女子大学生であったが，情緒 性項目では 5 項目中の 4 項目で逆方向の主婦＜女子大学生という差が認められる。つまり，情緒 性項目の ( 6 l , u n . ( 9 l , ( 4 l で女子大学生の評定値が高く，概して情緒性が強いことを示しているが 項目
(7)では女子大学生の評定値が低く「広告しているプランドの購買」に消極的なのである。
ところで項目
(9), (4)の結果については，前述の因子構造分析の結果と関連づけて検討すること が必要であろう。項目
(4)「そのもののムードや情緒を特に重視して買う」は，先の多群間プロク
‑ 63 ‑
関西大学「社会学部紀要」第18巻第2号
表5 女子大学生と主婦との RECscaleの項目別評定値の平均差とそのT検定
REC scale
(5)買うのは必要最低限にとど めておく
(8)実用性とか使いやすさを特 に重視して買う
(12)とにかく安くて経済的なも のを買う
(1)買う時にはよくバーゲンセ ールを利用する
(3)どの店で買えば得かを行く 前によく調べてみる (10)できるだけ多くのものと比
較したうえで買うものを決 める
(6)買う時には店員がすすめる ものにする
(7)買う時にはよく広告してい るブランドを買う (11)新しいものが出たときは人
よりもはやく買う
(A) 主婦全体との比較 (B) 主婦20 29歳との比較 平 均
T検定 平 均
T検定 主 婦 女 子 に よ る 主 婦 女 子 に よ る
I
全 体 大 学 生 有 意 差 20 29歳 大 学 生 有 意 差R
I
3. 930>
3. 218 * * I 3.841>
3.218 I * * RI
4. 264>
3. 812 * * I 4.239>
3.812 I * *RI
3.286>
2.835 * * I 3.335>
2.835 I * *R
I
3. 304>
3. 053 * * I 3.420>
3.053 I * *RI
3.325>
2.654 * * I 3.199>
2.654 I * * RI
3. 570 < 3. 872 * * I 3.580 < 3.872 I * *E I
2. 285 < 2. 511 * * I 2.358 2. 511E I
2. 623>
2. 195 * * I 2.528>
2.195 ＊＊E 1. 752 < 2. 068 ＊＊ I 1. 915 2.068 (2)流行中のものを買う
E
2. 558 2. 654 2.767 2.654 (9)見た感じとか美しさを特に重視して買う
E
3.081 < 3.677 ＊＊ I 3. 278 < 3. 677 ＊＊(4)そのもののムードや情緒を
特に重視して買う
E I
2. 957 < 3. 398 ＊＊ I 2. 983 < 3. 398 ＊＊**P<.01
ラステス解法にもとづく因子構造の比較で，主婦の各セグメントとは違って，情緒性次元の構成 要素でなく独自の特性になりうることが示唆された。このことを考慮すると，女子大学生におい ては，この項目 (4)は他の情緒性項目と同列に取り扱うことができない。項目 (9)と(4)から成り立つ
「感覚性」の態度強度が女子大学生でより強い（より積極的である）ことをふまえて，「情緒性」
とは異なる態度群として，さらに態度構造的背景を検討する必要があろう。
R
女子大学生と主婦20 29歳との間のT
検 定女子大学生と年齢的に最も接近している主婦20 29歳との評定値の差の
T
検定の結果は，表5 (B)に示されている。合理性項目については，主婦全体との比較で明らかになったのと同様の傾向 が見られる。しかし情緒性項目については，有意差が認められない項目が 3項目になり，項目 (2)‑ 64 ‑
女子大学生の購買態度の分析（佐々木・東）
に加えて，項目 { 6 ) Uりでも女子大学生との差が有意でなくなっている。相対的に若い2 0歳代の主婦 は「店員依存」や「新製品採用」では女子大学生に近くなり，強くなるのである。しかし項目
(9) (4)から成る「感覚性」では，やはり女子大学生のほうが強く，そこに，このセグメントの特徴が 認められる。
I V 考 察
1 女子大学生と主婦の間の購買態度の構造と強度の差異について
REC s c a l e でとらえる態度構造に関して女子大学生が主婦と最も異なる点は， 項目 ( 4 ) 「その もののムードや情緒を特に重視して買う」が情緒性次元を構成しなかったことである。
この結果は，項目
(4)の喚起する心理的特性内容が，女子大学生の場合には，主婦の場合と異な っていることを示すのであろうか。佐々木 ( 1 9 8 6 a ) は ， この項目
(4)を商品選択において重視さ れる価値基準の中の「感覚的・情緒的価値」を測定するものと仮説している。この仮説に従え ば，商品選択において重視される価値基準である「感覚的・情緒的価値」が主婦と女子大学生の
間で異なる心理的構造のなかに位置づけられ，女子大学生では「情緒性」の他の特性一—•革新性や依存性一ーとの独立性が相対的に強くなり，場合によれば異なる次元を構成していると考えら れるのである。いわば商品選択のセンスが異なるといってもよいだろう。この解釈は，一応，常 識的に理解出来るものであろう。しかし，厳密な質的差異を見出すには不十分である。そこで，
今後は女子大学生における「商品選択における感覚的・情緒的価値の重視」について，前記した
「ショッビング指向」との関わりのなかで検討する必要があろう。その進展の方向によっては女 子大学生に固有の購買態度次元を設定する必要に迫られるかも知れない。
他方， REC s c a l e における女子大学生と主婦との態度強度の差異も，極めて明瞭に見ること ができた。つまり，概括的にみれば，合理性は主婦の方が女子大学生より強く，また情緒性は女 子大学生の方が主婦より強くなる傾向にあった。この結果は両者の購買態度の違いに関する常識 的な見方を裏付けるものであろう。
特に注目されるのが「感覚性」の
2項目である。項目
(4)「そのもののムードや情緒を特に重視 して買う」と ( 9 )「見た感じとか美しさを特に重視して買う」で，主婦全体および主婦20 29 歳よ りも女子大学生は積極的であった。この結果は，先に述べた通り，両者間の態度構造の差異を踏 まえて解釈しなければならないが，態度強度面からみると，商品選択に際して「ムードや情緒」，
「見た感じゃ美しさ」を重視する度合は女子大学生の方がより強いのである。
また「広告プランド依存」に関する態度の差も面白い。ここでは，女子大学生の態度が非常に 弱いという点が注目されよう。大量販売的なプランドヘの消極性が認められ，女子大学生におけ る差別化・個性化の方向を示唆するものであろう。同時に「買い探し」に対して積極的であると
‑ 6 5 ‑
関西大学『社会学部紀要』第
1 8
巻第2
号 いう結果も同じ文脈で理解することができるであろう。2
今後の展望今回の分析では女子大学生と主婦の間に購買態度の構造と強度の両面で差異がある=~とを見出 した。これらの差異は主に，家計を預かり夫や子供を配慮した家庭生活を営んでいかなければな らない主婦とその立場にない女子大学生との役割の違いから生じたものと考えられよう。また，
両者の間には自ら購買を行う主要商品にも大きな差があろう。主婦は家庭生活に密着した商品を 多く買い，女子大学生は主に個人使用目的で商品を購買する。このように実際の購買行動にある 状況の差のために，一般
REC s c a l e
への回答態度が異なったとも考えられる。その意味では，両者の購買態度を同一商品について比較することも興味深い課題になろう。
今回は，主婦内部の年代間差異に関しては報告を行わなかった。 R•E2 次元構造に一致性の 認められた主婦において態度強度に差異が生まれる背後要因について考究する必要があるだろ う。例えば「店員依存」や「新製品指向」において，
2 0
歳代主婦の方が主婦全体よりも女子大学 生に近い態度を示していた。こうした差異は，年齢要因，あるいは，年齢が示唆する経験・熟練 の程度だけにとどまらず，消費価値観などの心理的要因，夫の収入，主婦自身の就業状況，家族 構成，生活条件などのデモグラフィック要因によって生じることも考えられる。これらの諸要因 を巧みに組み合わせた実験・調査および分析技法を用いることも今後の課題となろう。〔 参 考 文 献 〕
K r i s t o f , W. & W i n g e r s k y , B . 1 9 7 1 G e n e r a l i z a t i o n o f t h e o r t h o g o n a l P r o c r u s t e s r o t a t i o n p r o c e d u r e f o r more than two m a t r i c e s . P r o c e e d i n g s o f t h e 7 9 t h Annual c o n v e n t i o n o f t h e American P s y c h o l o g i c a l A s s o c i a t i o n , 8 9 ‑ 9 0 ,
柴田 満
1 9 8 5
日本人の性格構造の地域別比較と因子的不変性ー一確認~因子分析によるYG
性格検査の 因子構造（第二報告） 日本心理学会第4 9
回大会，発表論文集，4 3 8 .
柴田 満
1 9 8 5
確認的因子分析における多群間比較の方法＿多群間における因子的不変性の総合確認シ ステム 関西大学社会学部紀要，第1 7
巻，第1
号，6 7 ‑ 1 0 7 .
佐々木土師二
1 9 8 4
消費者購買態度の合理性と情緒性の測定―‑RECs c a l e
の確定的構成とその妥当 性分析関西大学社会学部紀要，第1 6
巻，第1
号，1 ‑ 2 6 .
佐々木土師二
1 9 8 6 a
購買態度の階層的連関構造の分析ーー確定的 RECs c a l e
による合理性と情緒性 の下位的特性関西大学社会学部紀要，第1 7
巻，第2
号，1 ‑ 2 2 .
佐々木土師二
1 9 8 6 b
REC尺度による購買態度の年代間比較広告科学，第1 2
集，日本広告学会，5 9 ‑ 6 9 , Ten B e r g e , J . M. F . 1 9 7 7 O r t h o g o n a l P r o c r u s t e s r o t a t i o n f o r two o r more m a t r i c e s . P s y c h o m e t r i k a ,
4 2 , 2 6 7 ‑ 2 7 6 .
辻岡美延•柴田 満 1985 確認~因子分析における因子的不変性の多群間比較法 日本心理学会第
