購買態度の基本的次元の測定法の検討 : REC scale による合理性と情緒性
その他のタイトル A methodological study for measurement of the basic dimensions of consumer buying attitudes : Rationality and emotionality measured by REC scale
著者 佐々木 土師二
雑誌名 関西大学社会学部紀要
巻 11
号 1
ページ 1‑27
発行年 1979‑11‑30
URL http://hdl.handle.net/10112/00022894
購買態度の基本的次元の測定法の検討
REC scale による合理性と情緒性—
佐 々 木 土 師 ニ
I 問 題
1 研 究 の 背 最
(1) 購買態度の基本的次元について
購買態度の分析は商品・サービス・店・販売形態・阪売方法・広告などさまざまな対象につい て種々の測定・調査手法を駆使して多面的に行なわれているが，それらの多くがマーケティソグ
・リサーチの枠内での問題設定にもとづく個別的・具体的な視点を強く持っているために，分析 結果を相互に比較したり関連づけ合うことが難しい状況にあると言っても過言ではない。その 折々の必要性や関心にこたえるための目的意識が明瞭であることが，その分析の独自性や有効性 を高め，それだけ価値が高いと認識されていることも少なくない。具体的な問題について「的を 射た」分析を行なうという目的から見れば，購買態度分析におけるこのような性格はむしろ当然
と言わなければならぬところである。
しかし， このことは，任意的で非菩積的な分析を数多く並列させるという状態をつくり出すこ とにもなって，個々の分析結果が含んでいる意義や価値をきわめて狭い範囲に限定させるという 消極的側面を含むことも否定できない。それぞれの分析結果は，購買態度の全体的構造のなかの 一部分を明らかにしているものではあるが，その部分がどの位置を占めるものであるのか，他の 分析結果があらわす別の部分とどのような関連にあるのか，などを把握することが難しいのであ
る。
しかし，種々の購買態度の分析結果を相互に比較し関連づける枠組みが得られるならば，それ ぞれの分析の個別性や具体性がかえって明瞭に把握できるだけでなく，その位置づけを踏まえて 購買態度の全体的構造を明らかにするための基礎的な機能を確実に果すことができるようになり，
購買態度研究における継続的かつ積極的な展望を持つことができるであろう。
佐々木は前論文 (1976)において，このための枠組みとして，購買態度の「基本的次元」を設
＊ 本研究のためのデータ収集では関西大学社会学部・中道実助教授のご協力をいただきました。また分 析にあたっては長尾治明（社団法人流通問題研究協会）， 清水和秋（金沢女子短期大学）の両氏のご助力 をいただきました。ここに記して謝意を表します。
定し，その内容的性格を「合理性」と「情緒性」に求め，この 2次元が相互独立的な関係にある ものとした。その際，購買態度の全体的構造を 階層 としてとらえ，個別的・具体的な対象に 関する低次水準から一般的・抽象的な対象に関する高次水準までを想定し，低次水準での態度間 相関から高次水準を導き出すという操作によってこの階層的構造にアプローチしうるという立場 をとった。 「基本的次元」とは， このような階層的構造のなかで相対的に高次の潜在的水準を意 味するものであるが，階層構成の実質的内容を提示しうる段階に到っていない現状では，この水 準を明示的に定位することはできない。むしろ，基本的次元としての合理性と情緒性を示して，
これが広範な対象に関わる「共通性格」であると構想することを経て，次には，より個別的な対 象に関わるさまざまの「特殊性格」との関連を明らかにしていくことができるわけで，そのよう
な相互規定的な接近方法によって．それぞれの階層的位置を次第に定位することが可能になると 言えよう。このような意味で，墓本的次元は，より低次の水準ではいくつかの要素へ分化するも のであり，他方，より高次の水準では場合によっては一つに統合されることがあるかも知れぬ心 理的特性であると言えるのである。
(2) REC scaleの提案
購買態度の全体的構造へ接近するためには，基本的次元としての合理性と情緒性の階層的水準 を定位する目的も含んで，より低次な下位的水準にある，より個別的な対象に関する具体的な態 度と基本的次元との関連を把握することが必要である。
そのためには，下位的水準における購買態度をなんらかの方法＿たとえば因子分析＿で統 合化して，結果的に合理性と情緒性という内容的性格を導き出すという，言わば「間接的」なア プローチをとることができるだろう。種々の形式で得られている個々の購買態度デークに潜在す る共通性格として合理性と情緒性を仮説するのであるが，この基本的次元をどのような形でとり 出すことができるかは， もとのデークの内容に依存しており， 2次元の共通性格を意図する形で とり出すことができないことも稀ではないだろう。
他方，より「直接的」なアプローチとして，基本的次元の測定を下位的水準の購買態度の測定 と同時に行ない，両者を関連づけて分析するという方法が考えられる。直接測定された基本的次 元との共変性が大きい湯合には，その購買態度は基本的次元に深く関連する—一一近接したレベル にある一ーと考えられよう。このアプローチのためには，まず基本的次元を測定する用具を準備 することが必要である。
佐々木の前論文 (1976)では，二つの因子分析的研究の帰結として，基本的次元である合理性 (rationality)と情緒性 (emotionality)を測定するための尺度を提案し RECscale (レック・
スケール）と略称したI)。 この尺度は表1に示したようなフォーマットで， 12項目の下位尺度を 持ち，各6項目への回答評定値から合成される尺度値で合理性と情緒性の各次元をとらえること 1) REC scaleは，消費者の合理性と情緒性 (Rationalityand Emotionality of Consumer)の測定尺度
という意味で， 3つの英単語の頭文字 R,E,Cを用いて略称（レック）にした。
‑ 2 ‑
購買態度の基本的次元の測定法の検討（佐々木土師二）
を意図しいてる。
表1 REC scale
買物をする場合，あなたは一般に，どのような買い方をなさいますか。
次の買い方について「その通り」から「違う」のどれかでお答えください。
そ だ の いそ 通 た通の り I, ヽり
いえないどちらとも や や 違 う
違
①
②
⑧
④
⑥
⑱
⑦
⑧
⑨
⑩
⑬ 岡
バーゲソセールを利用する・...…….... ….... ….. ・・・・ 流行中のものを買う・．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．． どの店で買えば得かを行く前によく調べてみる………
そのもののムードや情緒を特に重視して買う………
買うのは必要最低限にとどめておく•………••
買う時には店員がすすめるものにする………•
買う時にはよく広告している店で買う………
実用性とか使いやすさを特に重視して買う………
見た感じとか美しさを特に重視して買う………
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…
新しい物が出たときは人よりもはやく買う………
とにかく安くて経済的なものを買う………
•?_.
2 本 研 究 の 目 的 と 調 査
(1) 目 的
前論文は RECscaleの提案を果したまでであって， 測定用具としての有効性や安定性の検討 は今後の課題として残していた。 RECscaleが新たな対象者に適用された場合にも，
と「情緒性」と解釈できる 2次元構造を摘出できるということが第一に裏づけられる必要がある そのために各下位尺度が意図通りに適切に機能することも確認されねばならない。
より精錬された尺度を求めて可能な限りの改善を工夫してみるべきであろうし，実際的適用のた
「合理性」
し， さらに，
めの利便性を高める方策も探ることが求められよう。
種々の課題に対して，本研究では， RECscaleに関する測定論的検討を基本とし， さらに発展 可能性を求めての検討も試みた。その際，異なる特性をもつ対象者に対するこのスケールの普遍 的適用性を確認するために，性および年代を異にする諸集団を個別的に問題にするとともに，集 団間比較にもとづく共通性や独自性をも分析して， RECscaleで測定する購買態度の基本的次元 の性質を多層的に検討した。
具体的には次の諸点が分析された。
REC scaleの測定論的検討：
‑ 3 ‑
① REC scaleは，その意図通りに，購買態度の2次元構造をとらえているか。
R REC scaleがとらえる2次元は 合理性,, と 愉緒性,, と解しうる性格であるのか。
③ 合理性と情緒性から成る2次元構造は対象者集団の差異を越えて普遍的に認められるもの か。
④ 合理性と情緒性を測定するために RECscaleの下位尺度は，意図通りに， 適切な機能を 果しているか。
ii REC scaleの発展的検討：
① 合理性と情緒性の2次元構造をさらに高い妥当性をもってとらえるために， RECscaleは どのように改善すべきであるのか。
R 各次元に関する個人スコアを求めるための簡便法として，各次元の関連項目別に評定値を 単純合計する 単純和法,, は確かな測定論的根拠をもっているか。
③ REC scaleで測定する基本的次元は具体的・個別的な対象に関する態度とどのような関連 性を示すか。
(2) 調 査
REC scaleの普遍的有効性の確認を，性および年代を異にする諸集団において共通の結果を得 ることによって行なうために，一般消費者を対象とする比較的大規模な調査によってデータを収 集する必要があるが，関西大学社会学部の中道実助教授の指導による 生活意識調査 の一部分 に RECscaleが導入されたことによって， この意図を果すことができた。
この調査の実施概要は次の通りである。
① 標本抽出および調査対象者：
大阪府吹田市の44町丁（地点）を第1次抽出した後に，有権者名薄にもとづき各地点から 20人の成人男女を無作為抽出した。このため調査対象者は880人である。
R 調査方法
関西大学社会学部 3•4 年次の学生が調査員となり，質問紙留置法によったo 調査時期は 昭和51年 (1976年） 10月初旬である2)0
③ 回収状況
有効回答者666人（回収率75.7%)であったが，性別・年代別分布は表2の通りである。
表2 有効回答者の性X年代別人数
~120~34歳 135~44歳 145歳以上 1 計 全 体
男 性 I 118 I 80 I 81 I 279
女 性 I 155 I 123 I 109 I 387
666
2) 調査データの IBMカードヘのパンチングでは，八木新君（関西大学社会学部昭和51年度卒業）の尽 力に感謝したい。
4‑
購買態腹：の基本的次元の測定法の検討（佐々木土師二）
II REC scaleの 測 定 論 的 検 討
—性 X 年代別の諸集団に見る R•E 2次元檄造ー一
1 分 析 の 枠 組
REC scaleが合理性と情緒性ー一ー以下， RとEと略記する―という相互に独立的な2次元を 測定する用具として有効であるか否かを検討したうえで，この合成尺度を構成する下位尺度とし ての12項目がそれぞれ適切に機能しているかどうか項目分析するのが，本節の課題である。
この検討のために， RECscaleの5段階の回答カテゴリーに5 1の評定値が与えられたo こ の評定値は，各項目の内容に対して肯定的反応をする程度を反映させるべ<. 「その通り」を，
"5,, とし，以下順を追って4,3, 2という形で， もっとも否定的である「違う」に "1"を当 てたものである。そして前節の表2の各セルで示されている対象者集団別の9ケース（性X年代 別の6ケース，性別の計の2ケース，および全体）について，それぞれ，各項目の評定値の平均 と分散を求めた後，項目間 (12X 12)の相関行列を因子分析した。この因子分析の手順は，本節 での検討に関連する範囲では，次の通りである。
(a) 12 X 12の相関行列の固有値を Householder法で求める。
(b) 最適因子数を求めるための ScreeTest (辻岡ほか， 1975;35 ff.)を行なう。
(c) 抽出因子数を "2,,とし，主因子法の繰り返し法で相関行列の共通性を推定し，これを対 角要素とする相関行列を主因子法で分析する。
(d) 主因子解をVarimax法で回転した直交解を得る。
(e) 各ケース内での因子間の独立性をチェックするとともに，同一因子に関するケース間での 一致度をみるために， 9ケースの因子負荷量のすべての組合せについて相関を求める。
(￡) 参考のために， Varimax解を Promax回転した斜交解を求め， (e)と同様の組合せについ て因子負荷量間の相関を求める。
2 REC scaleで測る2次元：合理性と情緒性
REC scaleが購買態度に関する相互独立的な2次元を把握しうるか否かの検討のために，まず 形式的"な基準を適用した。つまり，このために，
(i) 各ケースで抽出されるべき因子の最適数は「 2」か，
(ii) Varimax解による直交軸上で2次元が明瞭に分離されているか，
という 2点を問題にするが，そのうえで 実質的"な基準である (iii) 2次元は 合理性"と 情緒性 を意味しているか，
の検討に進みたいと思う。そして最後に
(iv) 実質的に意味のある 2次元構造が性X年代の差を越えて共通に認められるか，
という，購買態度の基本的次元としての合理性と情緒性の普遍性の問題を取り扱う。
(1) 最適因子数の検定
9ケースのそれぞれにおいて， 12x12の相関行列か ら 抽 出 す る 因 子 の 最 適 数 を 求 め る た め に 辻 岡 ほ か (1975 ; 35 ff.)のScreeTestを行なったが，その結果
をまとめると表 3の通りである。
全体 (666人 ） で は 最 適 因 子 数 が 「2」であるこ とが明白に示され， また女性の全ケースでの最適因子 数も「 2」であることが確かめられた。ただ男性の場 合には，やや整合性を欠く結果になり， 20 34歳の年 代の最適因子数は，他の二つの年代のそれが「2」で あるにもかかわらず， 「1」であることが示された。
この男性20 34歳では，第2因子以降の固有値にくら べて，第1因子の固有値だけが相対的に大きく，性x
表 3 Scree Testによる最適因子 数の検定結果
ケ ー ス 1検 定 結 果 甘 出 喜 男 2034歳 1‑2 1
3544歳 2‑3 2 性 45歳以上 2‑3 2 計 1‑2, 2‑3, 4‑5 4 女 2034歳 2‑3 2 3544歳 2‑3 2 性 45歳以上 2‑3 2 計 1‑2, 2‑3 2 全 体 12‑3 I 2
（注） 検定結果において，例えば「2‑3」は 2番目の因子の固有値が3番目以降の因子 の固有値の減少傾向から有意な偏位を示す ことを意味する。
年代別の6ケース中の唯一の例外になっている。しかも，後述するように，この年代の第1因子 が他の年代のそれと共通性を欠いているために，男性計の場合での因子は多様化せざるをえなく
なり，その最適数は「4」に増える。
このように部分的な不整合はあるが，総合的にみると， RECscaleの測定内容は2因子にまと めるのが最適であるということは疑えないことであり， 2次元構造の仮説が裏づけられたと言え る。
(2) 2次元の独立性の検討
REC scaleはたんに2次元構造をもつだけでなく，その各次元が相互に独立的な関係にあると 考えられている。因子分析的に明らかにされる次元（因子）の独立性は，直交的な各因子に対す る負荷量があらわす構造で，各項目がいずれか一つの因子だけを高く負荷して他因子の負荷量が できるだけゼロに近くなるという単純構造を示すことが求められるとともに， RECscaleの2次 元の場合には， 2列の因子負荷量の間の相関ができるだけゼロに近づくことも必要なことである。
a)単純構造の検討
REC scaleに関する集団別の9ケースの因子分析結果は表6に一括的に示されるが，これを単 純構造の検討という観点から整理したのが表4である。ここでは，各項目に対する2因子の負荷 パクンを 6クイプに分けて，集団別に12項目の分布が示されている。 Varimax回転による直交 解で，因子負荷最「.350以上」を高負荷の甚準として， 1因子だけが高負荷を示す項目数をカウ ントすれば， 12(女性35 44歳のケース）から7(男性20 34歳のケース）までの幅があるが，
眺買態股の基本的次元の測定法の検討（佐々木土師二）
表4 2因子の負荷パタンのタイプ別にみた項目数
＼2因負子荷状の況〜.の・ク・イ・プ...~ ケ ー ス 232 4 40 3男254 4歳以5 性計 ぶぶ20 3女5
歳 歳 上 歳 歳
慮 3110因因0未が子が子 ..335500以上で他未満.300因以子上はで他因.300未子満は 7 9 11 ‑ 11 8 8 11 1 ‑2
．①十③満 8 9 12 ， 9 12 R 2因子子以がと5も0に.350他上以 1 1 ‑
④ .310因0 が上.3 以 上 で 因 子 は.350未満 1 ‑ 1 1 ‑
⑥ 2因子がともに.350未渦.300以上 1 ‑
⑥ 2因子がともに.300未満 2 2 ‑ 1 2 ‑
項 目 数 の 計 I 12
（注） 因子負荷量の値は絶対値である。
性 項
45 全 目
唇 計 体 且数A
上
10 ， ， 83
2 2 8 10 11 11 91
1 1 1 5 3 1
1 8
I 108
全ケース108(12x9)のうち83 (77%)が「単純に」 1因 子 だ け を 高 負 荷 し て い る 。 高 負 荷 基 準 を下げて「.300以上」とすれば， この項目数は91 (84%)まで増え， ま た 女 性35 44歳 の ケ ー ス に 加 え て ， 男 性45歳 以 上 の ケ ー ス で も 全 項 目 が1囚 子 だ け に 高 負 荷 を 示 す と い う 単 純 構 造 を も っ
ことになる。
b) 2次 元 間 の 因 子 負 荷 量 の 相 関
そ れ ぞ れ の ケ ー ス 内 で2次 元 の 囚 子 負 荷 量 の 相 関 が ゼ ロ に 近 づ く ほ ど 次 元 間 の 独 立 性 が 高 く な る と 言 え る が ， そ の 相 関 係 数 を 示 し た の が 表5で あ る 。 絶 対 値 で 最 低.028か ら 最 高.479まで，か な り 幅 の あ る 結 果 で あ る 。 し か し ， 女 性
の 全 ケ ー ス お よ び 男 性35 44歳と45歳 以 上の2ケ ー ス で の 相 関 は 十 分 に 低 い 。 例 外 的 に 高 い 相 関 が 男 性20 34歳 で 認 め ら れるが， こ の た め に 男 性 計 の ケ ー ス で 相
表5 各ケース内での2次元の因子負荷量の相関 ケ ー ス j2034歳13544歳145歳以上l計 I全 体
男 性 I479 I 067 I ‑‑058 I 218
I I 120
女 性 ‑‑089 054 I 083 I 028
（注） 小数点は省略する。
関 が や や 高 く な る と い う こ と に な る の で ， 男 性20 34歳 の 年 代 を 非 独 立 的 な2次 元 構 造 を も つ も の と し て 特 別 の 考 察 対 象 に す べ き で あ り ， 総 括 的 に 評 価 し た 場 合 に は 相 互 独 立 性 が 非 常 に 高 い 2 次 元 構 造 で あ る と 言 う こ と が で き る 叫
(3) REC scaleで 測 る 合 理 性 と 情 緒 性
REC scaleが 購 買 態 度 の2次 元 を 測 定 す る も の で あ る こ と が 確 認 で き た の で 各 次 元 の 意 味 を 問 う 必 要 が あ る 。 一 つ の 典 型 的 な 因 子 分 析 結 果 を 図1に 示 し た 。 こ れ は ， さ き の 分 析 で ， 単 純 構 造 の点でも因子負荷量間の相関の点でも， もっとも明確な2次元性を示した 女性35 44歳,, のケ ースを描いたものである。 2因子の負荷量で示される布置を見れば， 12項 目 が2グ ル ー プ に 明 瞭 3) もともと因子の準拠構追の非独立性を前提としている Promax解の結果によれば， 男性20 34歳の ケースでは，準拠構造間の相I具］はマイナス0.263であるが，因子負荷品闊の相関は0.253に低下する。他 のケースでは，いずれも，準拠構造間の相関がきわめて低く，かつ因子負荷盤間の相関も低くなる。
表6 集団別9ケースの12項目に関する因子分析結果
男 性
20 34人歳）
(118 35(804人4）歳 45(8歳1以上 人） R I E, R I E R I E (1) バーゲンセールを利用 ．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．． 434 331 131 416 302 098 (2) 流行中のものを買う・．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．． 231 578 —115 683 021 642 (3) どの店で買えば得かを行く前によく調べてみる……… 489 290 526 404 567 081 (4) そのもののムードや情緒を特に璽視して買う……… ‑028 372 088 401 154 506 (5) 買うのは必要最低限にとどめておく……… 185 ‑206 583 ー119 435 ー235 (6) 買う時には店員がすすめるものにする……… 228 115 ー258 068 ー152 411 (7) 買う時にはよく広告してしヽる店で買う・・••………• ……….... 669 222 ‑057 371 289 413 (8) 実用性とか使いやすさを特に重視して買う……… 304 ‑079 387 019 382 ‑051 (9) 見た感じとか美しさを特に重視して買う……… 063 518 ‑034 227 ‑079 371 (10) 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・・・ 438 064 434 256 596 ‑037 (11) 新しい物が出たときは人よりもはやく買う……… 449 482 ‑084 540 ー116 654 (12) とにかく安くて経済的なものを買う..………• ……… 569 ー109 654 —122 724 —102
関連項目別平均負荷量
I R I 403 I
゜
491 453 142 501 041E 273 381 ‑077 382 020 500
（注） 因子負荷蛍の小数点は省略する。高負荷盤(0.350以上）はゴチック体で示し，これに近い0.350未満0.300以上の負 荷量はイクリックで示す。関連項目を番号で示せば， Rは1,3, 5, 8, 10, 12であり， Eは2,4, 6, 7, 9, 11である。
図1 女性35 44歳における2因子に関する12項目の布置
+o.4
← 第‑‑+0.2 8. 実用性や使い易さを重／視 。 一7.よく広告＇している店で I 0.0
因 子ー0.2
‑0.4
‑0.6ト ／
4. ムードや情緒を
‑0.8卜 ／ 重視して
‑1.0
‑1.0 ‑o.s ‑o.6 ‑0.4‑0.2 o.o +0.2 +o.4 +o.6 +o.s +1.0
（第 2因 子 ）
に分割されることが分るだろう。もっとも曖昧な項目(7)で も ， そ の グ ル ー プ 所 属 性 は は っ き り し ており，混同されることはない。
‑ 8 ‑
購買態度の基本的次元の測定法の検討（佐々木土師二）
Cvarimax解）
女 性 全 体
i
号(27計9人） 20(15534人歳） 35(12434人歳） 45(歳109以人上） (38計7人） (666人）
R I E R I E R I E I R I E R I E, R I E
341 324 424 215 631 199 418 124 466 202 437 229 (1) 035 644 ‑‑046 623 ‑039 480 093 397 ‑020 512 019 568 (2) 580 234 593 002 631 155 728 189 666 124 649 149 (3) 056 339 ‑045 197 023 360 146 373 037 300 045 326 (4) 422 ‑236 443 ‑221 506 ー147 537 ‑270 512 ‑210 440 ‑223 (5)
‑065 256 016 292 023 535 ‑‑076 272 ‑017 347 ‑‑032 307 (6) 331 428 346 277 295 379 425 506 360 384 369 382 (7) 355 ‑‑‑037 499 ‑334 413 ‑079 496 011 490 ー135 437 ー103 (8)
‑054 368 057 503 ー131 469 ‑084 501 ‑‑061 493 ‑067 444 (9) 501 103 448 ‑013 411 —138 623 —145 505 ‑‑065 551 004 (10) 064 631 ‑044 767 ‑004 565 ‑025 600 ‑‑060 650 ‑‑‑001 649 (1l) 602 ‑069 558 ‑036 584 ‑‑010 648 082 604 019 589 ‑036 (IZ)
406671 4 40543 1 4。9471 ‑4 ‑04730515 。3200 ‑‑04063715 。77951‑004422 1 5。440 0I ‑‑044118 051576 I 003 446
ところで， RECscaleは，消黄者のRとEに関する合成尺度値を得るために各次元がそれぞれ 6項目の下位尺度によって構成されていた。 Rを測定するための項目ー一以下， R関連項目と呼 ぶ ‑ は 項 目 番 号1,3, 5, 8, 10, 12であり， Eを測定する項目ー一以下， E関連項目と呼ぶー一 の番号は2,4, 6, 7, 9, 11であった。 このように設定されている関連項目を， その意図通りに，
因子分析的に分類できるかということが問われるのであるが，図1に描かれた女性35 44歳のケ ースでは，仮説通りに， RとEの各関連項目による二つのグループが構成されている。すべての R関連項目が高く負荷している因子が 合理性,, であり，他方すべてのE関連項目が高く負荷し ている因子は 情緒性,, であると解釈することに問題はない。
この典型的ケースを含み， 9ケース全部について2次元の Varimax解による因子行列を一括 して示したのが表6である。
a)全体のケースの 2次元構造
男女の全年代をこみでとらえた全体 (666人）のデークを因子分析した結果を表6に見ると，
ほぼ仮説通りに R,Eの 2次元が検出されていると言えるだろう。 R関連項目はいずれもRを高 く負荷し， E負荷量は小さい。他方， E関連項目では，項目 (7)が基準以上のRを負荷してEへ
の純粋性を欠いて両義性をもっている点が目立ち，また項目(4)(6)のE負荷量は高負荷基準に達し ていないという不整合性がある。しかし項目(4)(6)については， R負荷量がゼロに近い微少なもの であって，仮説適合的な方向を明らかに示しており， Eを構造化する機能を間違いなく果しうる ものであると言える。したがって，総括的に言えば， R・Eの 2次元構造が明らかであるが，項
