<論説>銘柄評価における相互依存性

全文

(1)祐. 規. 銘柄き'F三柾Ⅰ丘. Ⅰ て二. 阿. 1.. おける相互依存，性部. によって消費者の選択行動の説明と予測を行なうことが主関心事となる。そして今日，態度と選択との結びつげにあたってとられているアプ. 序. 消費者行動研究には関連学科特に行動科学から多くの概念やモデルが援用されていることは周知のとおりである。しかしながら関連学科からの概念やモデルの無批判的な借用が問題を含むことが指摘されて既に久しい，) にもかかわら. ずこうした援用上の問題に関して本格的にアプローチした研究はほとんどみられない。本稿はこうした問題視点に立ち消費者行動研究に広く使われている多属性型態度モデルつをとりあげ，. 造. 局. これまで指摘されてこなかった問題点の所. ローチは，一つは状況要因を一定として幾つか. の選択代案に対して形成された態度のうち最も好意的な態度となる選択代案が選ばれるとする考え方 " であり，もう一つは態度が消費者の規. 範的要因および状況的要因を織り込みっつ選択確率としての内容を持つ意図に変換されて，選択に繋がるとするものれである。しかし，いずれの場合にせよ一旦態度が形成された後で選択の問題をとりあげるものであり，個々の選択代案. 在を経験的に明らかにすることを試みるもので. に対する態度の形成はそれぞれ独立になされるとの前提に立っていることには変わりはない。. ある。. しかしながら，. 多属性型態度モデルは社会心理学における Rosenberg. モデル 3)や Fishbein. モデル 4,をべ一. スとしたものである。そしてそのことは言うまでもなく多属性型態度モデルが社会心理学な色. 彩を右していることを意味している。しかしながらモデル構築者によって消費者行動分析への適用が ". ッ. キリと意識されている場合のでも社. 会心理学と消費者行動論とではやはり. 問題の捉. この前提は経験的に確かめられ. たものでほなく，われわれの依拠しているモデルの基本的性質から，暗黙に前提としているものである。べースとなる Rosenberg モデル， Fishbein モデルのいずれも態度の相対的関係を扱らものではないからである。そうしたところから本稿では，選択的状況下で多属性型態度モデルを用いる時，各選択代案に対する態度の形成は果して独立なものなのか，それとも相互. え方において微妙な差異が存在している。社会. に関連し合っているものなのかを. 心理学では，態度と行動との関係を問題にする場合，その行動だけに焦点を合わせてこれを解. めることにしよう。. 明することで十分意味を持っている。それに対して消費者行動という場合には，. " 選択 ". 仮説と方法. とい. うことが重要な問題視点となり，競合する選択. 代案との相対的位置づけをぬきにして態度を問題にすることはあまり意味を持たない。つまりそこでは態度そのものよりも. 2.. 経験的に確か. ，それを知ること. 多属性型態度モデルは対象に対する態度 A 。. を問題とするとき，一般に次のようにあられされる。 A 。 %二ヱ B 。、t 二. ご. -Ⅰ.

(2) 80@ (80). 横浜経営研究. 第 1 号 (1986). 第W 巻. ここで銘柄数を三つとするのは，経験的研究. A 。 : 対象 0 に対する態度，すなわち全体的. 評価。. プ. 事例としての扱い易さを考えての結果である。又，消費者にとって購入の対象になる銘柄の集合である想起セット (evoked set) の平均的大きさが 3.0 に近い製品が少なくないこともあげ. ラスの価値を持っものであるときには. られる⑨。想起セットの大きさが四つ以上の場. 属性Ⅰの重要度と考えることもできる。. 合についても，三つの場合の銘柄評価の関係を. B 。 : 対象 0 が属性Ⅰを有していると. 思われ. る度合。信念と呼ばれる。色 : 属性子の評価的側面，属性がすべて. 拡張して考えることができよう。すなわち多属性型態度モデルでは，一つの銘柄に対する態度 Ao は，その銘柄の各属性に関. 本稿では仮説の第二点として対象に対する態度 A 。と並んで，行動に対する態度 Aact. をと. 均したものによって規定されるとの考えに立つものである。そしてそこでは，態度を規定する. げることにする。行動に対する態度は対象に対する態度にくらべて行動との結びっきが強いといわれる㈲。なぜなら，購買行動とはきわ. 凶ム色の中には他の銘柄に関する情報は一切. めて具体性の強い現象であるのに対して，対象. ラア. 仁対する態度は抽象的性格が強いため予測的妥. する信念浅を，各属性の重要度的で加重平. Ⅰ. 含まれていないことが明らかである。本稿では，この冬属性型態度モデルの考え方. に依拠しつつも，一つの銘柄に対する態度の形成にあたって，他の銘柄の信念の影響の有無を. 探ることにしよう。つまりわれわれは図工に示されるかたちでのモデルをとりあげるわけであ. りあ. 当性を欠くと考えられるためであ. ば，キャディラックという車に対する全体的評価としては非常に好意的態度を有する消費者でも，キャディラックを購買することに関しては肯定的でないということは十分ありうる。それは，. n田 n ZE. る。. 図 1. Ⅰ A・ oⅠ. (J=1. 2. 3). 円かてんⅡ. ただし 1, 2,. 3. はそれぞれ個別の銘柄を示. る。たとえ. キャディラックの価格，維持費，駐車スペ. ースなどの具体的要因を考慮した場合，キャディラックの購入は決して好ましいものとは考えられないからである。そこで消費者行動モデルでは，対象に対する態度 A 。よりもむしろ行動に対する態度 Aact. が用いられるべきことが. 主張されてきている。そして Aact. が用いられ. る場合，信念あの捉え方についても，. 対象と. 属性どとの結びつきではなく，行動と結果どとの結びつげとして測定されるべきことになる。. す。モデルで姉つの矢印はそれぞれ三つの銘柄に. そこで本稿でも A 。とともに A ㏄卍を用いるこ. ついての認知構造. とにしょう。それは，態度について 2 通りの概. E ム勾の銘柄上に対する態. 度 A 。への影響を示すもので，メ. ソ二 1 のときに. 念規定を用いるというだけでなく. ，行動にょ 9. はれは正の値をとるものと考えられる。それに対しれとれとは，一つの銘柄に対する態度. 強い結びつきを持つ AaCct は，選択代案間の相. A 。、が他の銘柄に関する知識とは独立に形成さ. らである。つまりわれわれは，他銘柄の知識が. れる場合にはほぼ無視できる大きさとなり， 3 の知識によって影響される相. 当該銘柄の態度に及ばす影響は行動に対する態度 Aact の方が対象に対する態度 A 。よりもよ. 対的性格を持つ場合には有意な負の値をとるものと予想される。. 明確であるとの仮説を立てるものである。先述の如く行動意図はほぼ内容的にほ選択確率と. A 。，が銘柄 2,. 射的関係をょり顕著に反映すると考えられるか. り.

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(4) 横浜経営研究. 82 (82). 第 Ⅶ巻. 葉Ⅰ. 号 (1986). o. るリ. 良くない， Aact. の. -Ⅰ. 場合，良い一一悪い), ノ， (AO の場合，好き一嫌い， Aact の場合，好ましい好ましくな. まと. 尤T. る. @Ⅰ. -叶. ン. N. マ. 頁おを. で一. あガ. お. リ. の. と. タ山 (A 。の場合，良い. い ) を持っ。転句はそれぞれノ，，乃の測定訳. 差であり，あ，ほ因子としてのヮとインディケータ的との結びっきを示す因子負荷量であ. いしく良ま好. る。ヮと山との因子負荷量あ、は両者の単位を同一とするために 1.0 と設定されているが，悪い. 推定すべきパラメータの数が. ともいずれも二つの正. 値型尺度を用いて態度を測定することにした。データ収集は，家族人員数 2 人以上の世帯の主婦を京浜地区で 568 人，京阪神地区で359 人 ") 住民登録台帳をフレームとして無作為 2 段抽出し昭和 60 年 9 月訪問面接調査を行なった。 A 。と Aact とを含む調査票はランダム性を持つようにスプリット配布した。その結果， A 。，. A4.act の有効回収数はそれぞれ 267, 2 双であ. っ. た. 4.. モチルの特定化と帯別. 潜在変数を持った構造方程式アプローチにょって，マーガリンの三銘柄の認知構造と態度との関係を捉えると図 2 の如くなる。 l.0 0． 0. Ⅰ@. i.o. 旺. O. 0. よ，. Ⅰ 声. ア. 0． 0. ア. FP. Ⅰ ケ. ノ. 7. M. ェ. 61. 0. ス. 72. e 2. 六ト. 図 2. 図 2 で軸，軸，軸は外生変数であって三つの銘柄 N, り. R, 皿の認知構造ニ B 。色を示しは内生変数としての態度を示す。ひ，ね，向. は三つの銘柄の信念から態度. ヮ. への影響を示す. パスである。内生変数ヮは二つのインディケ. 一. ガ，. 転，. f 力は，測定された値 (①，，篆，篆 ) をそのまま. 用いるため， 1 対Ⅰの対応関係を持ち測定誤差は考えられていない。そしてには特定化の誤差である。パラメータ推定に用いられるデータは三つの外生変数篆，毛，筏と内生変数のインディケ. ータ凸，北より作成される分散・共分散行列である。パラメータ推定のためにはモデルは識. 別可能でほげればならないが，潜在変数を持った構造方程式の識別のための一つの必要条件は，内生変数のインディケータの数をタ，外生変数のインディケータの数を 9, 推定すべきパラメータの数をⅠとするとき， ( ク十 (7)Qク干ヴ十リ /2% 古と示される、，，。すなわち，分散，共分散行列の対角要素と下半分の要素の数が推定すべきパラメータの数より多いことである。今回. り. 1. 0. xTj. としての三銘柄についての認知構造㏄. のモデルでは. 舟守. ア N. 個減少するだけ. で，それ以上の本質的な意味はない。外生変数. 好ましい. すなわち A 。， Aact. 1. ( 力士の. ( タ十ヴ +1)/2%15. であ. ，推定すべき " ラメータは，戸，ね，川，ん. d,, 姐，俺，由，，荻，，ゆ，3 の 13 個であるから，自由度が 2 となり必要条件は満たされる。尚，推定すべきパラメータのうち仇め p.。，は測定誤差軌， E, の分散，伯は特定化の誤差三の分散，伍，力，伍は外生変数の分散，ゆ、，，ゆ、，，め，，は外生変数の共分散を示す。ただ潜在変数を持った構造方程式では，計量経済学の連立方程式アプローチにおける次数集件，指数条件のように識別のための一般的な必. 仇、。， 0 。，. ゆ，. 要条件 ") は整理されていない。したがって，モデルの識別は個々のモデルに応じてチェック. さ.

(5) 銘柄評価における相互依存性れる必要がある 14)。. に各パラメータの識別が可能であることを示すことができる。. +2. 「，/3Cm(. ヱ，，ヱ， ). +27, ガ，， C@UC籠，篆 )+ 如ここで伊以外はすべて既知であるから仙を. 得る。. 生沖外む︶の，. ま 0沖. ゆ︶. 0 ひくヱわヱ， ),. らそのまま求められる。 Ⅰのてノ. 二ヰ二Ⅰ. ぞ. ㌃. に. ，ゆくひ甘ク. 分. ひヱゎヱ，),. 九敗. 弥共. Ⅰの. 砲散. 。分め，の. 変. ず間ま数. ， ),. (83) 83. 造). ここでのモデルについて. は，与えられた分散・共分散行列から次のよう. くズ. (阿部局. ㎎ r(ノ1)ニ E[(7 千 e,)妓十 E,月三 E( が ) 千ぬ 1' づ徒，，を得る。. ぢ. 0 ヮて " ヱ3) に. かひク Ⅰ. ( ノ2)=E[(. Ⅰ. 「. 十 E2)]. 以上ですべての，ラメータが識別可能である. 「. 「. 十 E2)(スワ. 葉が E( が ) 十タe2,一つタ e,, を得る。. 1,ヱ 1) Ⅰ E [0ワ十 El)ヱ， ] = E [(アヱ1 十ア，ヱ2. 千れ毛十三十 e,)ヱ 1] 二 71Z, ぴ (ヱ， )+ 2co ひCヱ I,ヱ 2) + れ c ㏄ Cヱ l,ヱ3 c ㏄ ( ノ1,ヱ，)= E [( ヮ十 E,)ヱ，] 二 E [( 1ヱ1+ 2ヱ 2 千 3ヱ3 十三十 eI)ヱJ] 二れ cou (ヱ1,ヱ 2)4- 2v ぴ (ヱ 2). スワ. ことがわかる。. ( ただし，各変数と誤差項，誤. 差頂相互間は独立と仮定 ). 「. 5.. 「. 結果と分析. + 「 3 cCWU O「 2,ヱ3) 「. 銘柄 N を購買することに対する態度 Aact,. 鍵 ( ノ1,ヱ3)= E [ の + eI)ヱ3] 二 E [ 「「 1ヱ1+ れヱ 2 =. 十れヱ，十三- el)ヱコ. N をとりあげたモデルの " ラメータ推定結果は. lCoV (ヱぃヱ3)4.「 2COU (72,ヱa) 十ア3 v 乙 Ⅰ (ヱ3). 次の表. 「. 表ラメーク. ノく. の連立方程式とみなすと，その係数でできる行列式 var(x..) cov( 円，籠 ) cov ㎏。毛 ). 1. パラメータ推定結果推定値い値 ) 0.957. 2. スノ. ス，2 スヵ. とき r 、， r 。れは一意的に求まる。 Ⅰの ( ノ，，ヱ1) 二 E. ニス [れ v,a Ⅰ (ヱ 1)+ r2coUp. ¥ヱ，，ヱJ. + 「 3 coUU (xl, ヱ3)]. Ⅰ. 一 0.011. (一 3.58). 一 0,369. Ⅰ. ユ. Ⅰ. 一 0.002. ( 一 0.72). 一 0.076. 993.940@ 1154.883@ 1128.264@ 735.937@ 755.850@ 857.386@ 0 ． 742 0.333 0.552. (10.89) (10.89) (10.89) (8.72) (8.94) (9.25). 0 ． 75. (5.70). 0 ． 744. ゆゆうⅠ う. 2. かⅠ り. 3. ゆ. co ひ ( ノ1,ノ2)二 E[( ヮ十㍉ )( 祷十 e2)] ニス E( が ) ニスE. 2 車上 2. イ. ウミ. Ⅰ. ( 「 lTI. 十「 2ヱ 2 千れヱ，十 0] = スけ 12 ちぼ r(ヱ1) 十わ，りぴ (ヱカ. 士ハ，ひひ (毛 ) 十 2r72co. 23. ザ@. Ⅱ れヱ十「 2ヱ2 千れヱ，干 9). ひ. (ヱ 1,ヱ 2). (7.08). 31.527 33.984 33.590 0.716. ア. ゆ. 一つスが求まる。. 0 ． 995. 1, O. l.o 0.023. さ. ⅠⅣ. ¥aスワ十e2)ヱ1]. (8.04). 1. 0. スⅠュ. 238. 0.999. I. O. メノュ. 半0 の. れ=. れさ値化定準推標た. 上の三戒なれ，れれを未知数とする非斉次. に示されるとおりである。. 1. 22. Ⅰ． 0. I.0 1.0 0.687 0.714. (2.89) (4.87). ソ、の信頼性係数. 0 ． 750. 凹の信頼性係数. 0, 623. モデルの適合皮. X2= 5.40(d.f. 二 2) カレベルミ 0 ． 067. Ⅰ.

(6) 84 (84). 横浜経営研究. 第 Ⅶ巻. 表 1 から，銘柄N を購買することに対する態度 Aact Ⅱに対しては，銘柄Ⅳの認知構造 25. ればならない。銘柄でみると銘柄Ⅳの信念が銘柄人と銘柄 M の全体的評価に影響を及ぼすことが見られる。銘柄 N は市場占有率が最. 。 d 。はプラスの有意な影響を持っものの，. 銘柄 R と銘柄 M. 第 1 号 (1986). のニ B 抑。はマイナスの影響. 大であり，最大銘柄についての知識が他銘柄の. を持っていることがわかる。. ただしマイナスの影響のうち銘柄 R は有意であるが，銘柄M. 全体的評価にマイナスに関連していることが考. は有意とはなっていない。. したがって，ここで. 的評価への影響がある。これは，市場占有率で. は競合する銘柄のうち一つ. だけが Aact,N. に. 2 位の地位にある銘柄 R が最大銘柄 N に対し. 又その影響の. て，一貫してマイナスの影響を持つものと認め. 関連を持っていることがわかる。. えられる。又，銘柄R の信念の銘柄 N の全体. 度合いも，当該銘柄の目あ a 。に比して約半分. られる。対象に対する態度 A 。と行動に対する態度 A. 程の大きさであることがわかる。ただこのケースでは，モデル全体としてはあ. act との比較についてみると. 予想されたように， Aact の方が銘柄評価にあたって銘柄間の関連が顕著し出ていることが指摘できる。 Aact では三銘柄のいずれについても競合銘柄の一つが関連を持っているのに対し. まり高いあてはまりとはなっていない。自由度が 2 のもとで適合度を示すが値は 5.40 であり，モデルが真であるとしてこうしたが値が得られる確率は 0. ㏄ 7. と低いからであ. 購買行動に対する態度 Aact. ，仮説のところで. る。. と，対象に対す. て， A 。では銘柄Ⅳのケースについてのみ銘柄. る態度 A 。のそれぞれ三つの銘柄についての結. 間の関連が有意となっているからであ. 呆は表 2 に示されるとおりであるⅢ。表 2 は銘柄評価の独立性を確かめる手掛かり. 銘柄Ⅳについては， Aact. となるものである。もしある銘柄の全体的評価. なっており. にあたって，その銘柄のみならず他銘柄の知識. 者の差異を示唆する右方な証拠となると思われ. が影響を持つとすれば，その銘柄の知識の影響. る。. はプラスで，他銘柄のそれはマイナスになる. 筈. っておらず， Aact. ， Aact. と. が含まれ， A 。にも銘柄 N のよ. である。今回の結果からするかぎり. る。特に. の場合も且。の場合. もこの種のモデルとしてはかなりよい ( カレベルで. 0.564. と. 適合皮. と. 0 301), 両・. もちろん，ここでは数少ないケースしか扱の場合にも関連のない銘柄うァこ Aact. と似. A 。の両者のうち Aact 用への f Ⅴの影響を除. た結果となっているものもあ. いて符号条件はすべて満たされていることにな. を一般化することには無理がある。それでも今回の調査において Aact と A 。との測定の仕方. る。. ただ他銘柄のマイナスの影響のうち，それ. が有意となっているかというと，有意なものと有意でないものとに分かれることに注意しなげ表且 act, ⅠⅣ. Ⅳ. 0 ． 716, 一 0 ． 369*,. 0.622*. ア皿. 一 0 ． 076. 0 ． 077. ん Ⅰ. 5.40. 戸. 0 ． 067. 238. 五. 一 0 ． 284". アお. が僅かな差でしかなかったことをかんがみる. 3.59 0, 166 240. 九 act,. ガ. 一 0 ． 238, 一 0.170 0 ． 798,. 14. Ⅰ・. な. らば，調査雲上の言いまわしにおいて選択行動. 標準化されたパス係数と適合皮. 2. A act,. るから，両者の差. 0 564 ・. 239. Ao,. Ao,. Ⅱ. 0.813 一 0.363. 一 0 ． 187. 。. 0.698':. ネ. 034. 一 0. 104. 4.89 0.087 204. 4.86. 一0. ・. A0 ，. 霊. 一 0 ． 157 一 0.172. 0 730 。・. 206. 2.40 0.30 205. は有意水準. 0 05 で有意. 0 ． 088. 。. 肛. ・. Ⅰ.

(7) 銘柄評価における柑互依存比 (阿部周造 ) を意識させる度合いが. よ. り強ければ，銘柄評価. に買お. う. (85)@85. という気がしない，③はっきり買いた. Pこおげる相対的関係がより明瞭に出てくること. くないマーガリン，④聞いたりしたことはある. も予想される。. が良く知らないマーガリン，⑤全く知らないマーガリンのうち①②に回答したものであって，. 6.. ま. め. と. ③④⑤に回答した者を除外している点がある。そして明らかに以上の 5 つのヵテゴリ一のうち. 以上，マーガリンのデータに基づいて銘柄評. の幾つを含めて分析を行な. う. かによって結果に. 価において競合銘柄の信念が関連を持つか否かを検討してきた。そして本研究の結果は，これまで多属性型態度モデルで想定されていた銘柄毎に独立な評価を常に考えるやり方には問題があり，競合銘柄の知識との関連の上に銘柄評価. ①のヵテゴリ一のものだげに限定すべきであ. がなされるケースがあることをハッキリ示すも. を得なかったという問題がある。. のであった。そしてそうした場合でも，競合銘. 柄がすべて関与するというよりは，銘柄の市場での地位を反映した関連の構造があるかもしれないことを示唆するものであった。すなわち今. 差異が生ずることほ十分予想されるところである。本来ならば，喚起セットと定義づげられるたと思われるが，. ここでもサンプルサイズが小. さくなりすぎるため①②を合わせて分析せざるまた本稿では多属性型態度モデルに依拠して，. 目 B,d 。. A という流れにおいてのみ銘. 柄間の相互関連を考えているが，銘柄間の相互関連としては，. ". ロ. ー効果にみられるような. 回の結果からするかぎり，市場占有率 1 位の銘. 一" ニ B, 色. 柄に関する信念は他の 2 銘柄の全体的評価に影. 係はついての検討が必要になることはい. 響し，そして市場地位が 2 位の銘柄は. もない。. 1. 位の銘. 柄の評価に影響を与えるというものであった。. っ. 刀. とい 5 逆の流れや， A 相互間の関. そうした意味で，. う. まで. ここで得られた結果は従来. また，態度の捉え方についても予想されたとおり，行動に対する態度の方が対象に対する態度よりも銘柄間の相互関連が顕著に見られるとい. の相互に独立したかたちの態度モデルを考える. う傾向を示すものであ。た。. がかりな研究を待たなければならない。. ことに対する疑問を裏づけるものであるが，この点に対しての. よ. り厳密な分析は今後の. よ. り大. ただ，こうした結果のより厳密な解釈のため. には幾つかの検討課題が残されている。まず，銘柄評価における相互関係について，銘柄の市. ( 本研究に用いられたデータの. 収集にあたっては消費者行動研究所長の中村耕治氏に，そし. 場での占有事とのからみが考えられる点にしても，市場占有率における順位がそのまま回答者. ては青 m 学院大学助教授の田中正朗氏のお世. の評価の順位とはならない点がある。つまり厳. 話になった。ここに心より感謝の意を表しま. 密には N, R, 八 Ⅰという市場における順位と合致する評価順位を持つ消費者に限定して分析がなさればげれば，銘柄間の構造に関して掘り下げた議論をすることはできないと言えよう。. すカ. 十分でな. 注. 残俳ながらここではサンプルサイズが. てコンピュータを用いたデータ処理にあたっ. 1). かったため，こうした分析を行ならことは無理. であった。さらに今回有効なデータとして含めたものの中には，三銘柄ともマーガリンを①買う. ときに買お. う. かなと思う， ②悪くはないが特. 2). たとえばわが国の文献では荒川祐吉 (1969) マ一ケティンバ研究におけるサイエンス志向の一「. 考察」現代マーケティンバ研究会編『マーケティング行動と環境』千倉書房， 1-26 頁。多属性型態度モデルについては，阿部周造 (1978) 『消費者行動』千倉書房，あるいほ小島.

(8) 86@ (86). 横浜経営研究. 第Ⅶ 巻. ンティア』誠文室新党社， 27-76 頁に詳しい。 3)@ Rosenberg ， M J (1956)， "Cognitive@ Structure and Attitudi℡ lA 丘ect,"J ㎝血ん。/ Abnor 爪ぬ・. ・. and SocialFsyChology, Vol.53,pp.367-72. 4)@ Fishbein ， M ， (1967) ， "@A@Behavior@Theory@Ap. ，. proach@to@the@Relations@between@Beliefs@about. 6). ・. ・. Ⅰニ. aoA 助. 5). ・. 3Ⅰ Ⅰ. an@object@ and@ the@ Attitude@ Toward@ the@ Ob ， in@M Fishbein(ed ) ， Readings@ in@ At ziz% み e 7 冊eor ノ d 打み九%ea5 ぴ Ⅰ e 附そ雄， pp.389 一 400 たとえば，円 zen,I,, and M. Fjshbein (1980), ひれんし㌃が d れイ初耳 Attit ぴオ es 巳れピ月Ⅰゼ荻cttnn 旺 So. おaZB 妨Ⅰ ヮ ior, Prentice.HalI, を参照されたい。 Bettman, J. R . (1979), A れぬ田or れイ Ⅰ㎝ Fo, e ㏄ sin れど Th九 h,enrノ 2Ⅰ COo 篠田ぴ砲ピⅠ C ゎ ioわe,Addison ject ， "@. AひⅠ. 「. 1 .1 12 10 l Ⅰ ユl. 健司 (1984) 多属性型態度と行動意図モデル」中西正雄編著『消費者行動分析のニュー・フロ. 第 1 号 (1986). Wesley. エれ. d れこ Be. 化れがo れ. ん %vior, せ i0 ⅠⅠ ん，. A. れぬケ 0.. Addison. Wesley. 8)@. ・. ・. ・. て. 人みヮのれ Cgs. 492. 肋 Co れ M. 塊ダ Reseac. ん， Vol.. Ⅰ. 2,. pp.. 一 97.. 9)@ Fishbein ， M ， (1967)， "Attitude@and@Prediction of Behavioral Consistency," in J.B. Cohen (ed.),B 研 dvio ㌃ぬ Sci 伽 Ce F ㎝れオafto れ s2 月 COo れ sぴれe Ⅰ B 笏乙㎡ or,pp.245 一 52.. ・. 5. Reilly,@M ， and@T ， L Parkinson@(1985),@ "Indi vidual and Product Cor nelates of Evoked Set Size for Consumer Package Goods,' in Hirschman,E.C Ⅰ andM. B.HoIbrook(eds.),. ずての特学し授コ教た梱っ %ルよと助営学部経学大立国浜横ワ Pn 的三ななてととノぞノブゆしあ︵. Ⅱサガサび棚 9,. % ぴCtlo れ to T れ ieorノ a れオ Res. Ⅰー 11 4. 7)@ Fishbein ， M ，， and@ I ， Ajzen@ (1975)， Belief ，.

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