Both covariates emerged as signific

Both covariates emerged as significant predictors of consumers’ purchase intentions: F environmental concern (1,207) = 15.27 (p < .001) and F social trust (1,207) = 46.34 (p < .001). To determine if purchase intentions for food shape abnormalities are higher among people
with strong environmental concern/high social trust, compared with participants with weak/low levels, we categorized all participants as strong or weak in environmental concern and high or low in social trust (median splits). Then we could include environmental concern and social trust as between-subject factors in our analysis. For this data analysis, we used a 3 (food shape abnormality:normal, moderate abnormal, extreme abnormal) ? 2 (environmental concern: strong, weak) ? 2 (social trust: high, low) ? 4 (food item: apple, lemon, carrot, eggplant) ANOVA with repeated measures on the last variable. We found a significant food shape abnormality ? environmental concern interaction (F(2,200) = 6.24, p < .05; see Fig. 2). For both
levels of environmental concern (F strong (2,200) = 9.75, p < .001; F weak (2,200) = 33.42, p < .001), the food abnormality effect persisted, such that purchase intentions always decreased with more abnormal food shapes. Simple effects also revealed significant differences for extreme abnormal food (F(1,200) = 11.41, p = .001) but not for normal (F(1,200) = .044, p = .835, ns) or moderate abnormal (F(1,200) = 1.82, p = .179, ns) food. As we hypothesized in H 2 , participants with high (low) environmental concern expressed higher (lower) purchase intentions toward abnormal food products, though only for extremely abnormally shaped foods. Yet we observed no significant food shape abnormality ? trust interaction (F(2,200) = 1.49, p = .226, ns). Purchase intentions toward abnormal food did not appear influenced by levels of social trust, so we must reject H 3 . Instead, we found a significant three-way interaction of food shape abnormality ? environmental concern ? trust (F(2,200) = 3.46, p < .05; Fig. 3), seemingly driven by social trust. We ran separate analyses for both social trust groups (high, low) and found a significant interaction between food shape abnormality and environmental concern only for participants categorized as high in social trust (F(2,91) = 5.07, p = .008). This interaction was not
significant for participants categorized as low in social trust (F(2,109) = .068, p = .934, ns).

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

Covariates ทั้งสองเกิดความตั้งใจซื้อ predictors สำคัญของผู้บริโภค: ปัญหาสิ่งแวดล้อม F (1,207) = 15.27 (p < .001) และ F ไว้วางใจทางสังคม (1,207) = 46.34 (p < .001). การกำหนดความตั้งใจซื้อสำหรับอาหารรูปร่างผิดปกติจะสูงกว่าคนมีเข้มแข็งสิ่งแวดล้อมสังคมกังวล/สูงความน่าเชื่อถือ เปรียบเทียบกับผู้เรียนในระดับอ่อนแอ/ต่ำ เราแบ่งผู้เข้าร่วมทั้งหมดแข็งแรง หรืออ่อนแอในปัญหาสิ่งแวดล้อมและสูง หรือต่ำในความไว้วางใจทางสังคม (มัธยฐานแยก) แล้วเราสามารถรวมความกังวลด้านสิ่งแวดล้อมและความไว้วางใจทางสังคมเป็นปัจจัยระหว่างเรื่องในการวิเคราะห์ของเรา สำหรับการวิเคราะห์ข้อมูลนี้ เราใช้ 3 (อาหารรูปร่างวิปลาส: ปกติ ผิดปกติ ปานกลางมากผิดปกติ) หรือไม่ 2 (สิ่งแวดล้อมที่เกี่ยวข้อง: แข็งแรง อ่อน) 2 (ความน่าเชื่อถือทางสังคม: สูง ต่ำ) 4 (รายการอาหาร: แอปเปิ้ล มะนาว แครอท มะเขือ) การวิเคราะห์ความแปรปรวน ด้วยมาตรการซ้ำตัวแปรสุดท้าย เราพบสารร่างเป็นอาหารสำคัญ โต้ตอบปัญหาสิ่งแวดล้อม (F(2,200) = 6.24, p <. 05 ดู Fig. 2) สำหรับทั้งสองระดับความกังวลด้านสิ่งแวดล้อม (F แรง (2200) = 9.75, p <. 001 อ่อนแอ F (2200) 33.42, p = < .001), ผลสารอาหารที่มีอยู่ ให้ความตั้งใจในการซื้อลดลงเสมอกับรูปร่างของอาหารมากผิดปกติ ผลง่ายนอกจากนี้ยังเปิดเผยความแตกต่างอย่างมีนัยสำคัญสำหรับอาหารมากผิดปกติ (F(1,200) = 11.41, p =.001) แต่ไม่ปกติ (F(1,200) =.044, p =.835, ns) หรือผิดปกติปานกลาง (F(1,200) = 1.82, p =.179, ns) อาหาร ตามที่เราตั้งสมมติฐานว่า H 2 ร่วมกับปัญหาสิ่งแวดล้อมสูง (ต่ำ) แสดงสูงความตั้งใจซื้อ (ล่าง) ต่อผลิตภัณฑ์อาหารที่ผิดปกติ แต่สำหรับอาหารรูปมากอย่างผิดปกติ แต่ เราสังเกตความผิดปกติรูปร่างไม่สำคัญอาหาร โต้ตอบเชื่อถือ (F(2,200) = 1.49, p =.226, ns) ซื้อลคิดอาหารปกติไม่ปรากฏเชื โดยระดับของความน่าเชื่อถือทางสังคม ดังนั้นเราต้องปฏิเสธ H 3 เราพบติดต่อสามทางที่สำคัญของสารอาหารรูปร่าง ปัญหาสิ่งแวดล้อมหรือไม่ ความน่าเชื่อถือ (F(2,200) = 3.46, p <. 05 Fig. 3), ดูเหมือนว่าจะขับเคลื่อน ด้วยความไว้วางใจสังคม เราวิ่งแยกวิเคราะห์สำหรับกลุ่มทั้งสังคมแทน (สูง ต่ำ) และพบการโต้ตอบอย่างมีนัยสำคัญระหว่างสารอาหารรูปร่างและสิ่งแวดล้อมที่เกี่ยวข้องสำหรับผู้เข้าร่วมในการแบ่งประเภทสังคมความน่าเชื่อถือสูง (F(2,91) = 5.07, p =.008). ไม่โต้ตอบนี้สำคัญสำหรับผู้เรียนแบ่งเป็นความน่าเชื่อถือทางสังคมต่ำ (F(2,109) =.068, p =.934, ns)

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

ตัวแปรทั้งสองโผล่ออกมาทำนายอย่างมีนัยสำคัญของผู้บริโภค 'ความตั้งใจซื้อ: F ความกังวลด้านสิ่งแวดล้อม (1207) = 15.27 (p <0.001) และ F สังคมความไว้วางใจ (1207) = 46.34 (p <0.001) เพื่อตรวจสอบว่ามีความตั้งใจซื้อผิดปกติของรูปร่างอาหารที่สูงขึ้นในหมู่คนที่มีความกังวลด้านสิ่งแวดล้อมที่ดี / ความไว้วางใจสูงทางสังคมเมื่อเทียบกับผู้ที่มีความอ่อนแอ / ระดับต่ำเราแบ่งผู้เข้าร่วมทั้งหมดเป็นที่แข็งแกร่งหรืออ่อนแอในความกังวลด้านสิ่งแวดล้อมและสูงหรือต่ำในความไว้วางใจทางสังคม ( แยกเฉลี่ย)
จากนั้นเราก็อาจรวมถึงความกังวลด้านสิ่งแวดล้อมและสังคมเป็นความไว้วางใจระหว่างเรื่องปัจจัยในการวิเคราะห์ของเรา สำหรับการวิเคราะห์ข้อมูลเหล่านี้เราใช้ 3 (ความผิดปกติรูปร่างอาหารปกติในระดับปานกลางที่ผิดปกติมากผิดปกติ) 2 (ความกังวลด้านสิ่งแวดล้อม: แข็งแรงอ่อนแอ)? 2 (ทางสังคมไว้วางใจ: สูงต่ำ)? 4 (รายการอาหาร: แอปเปิ้ล, มะนาว, แครอทมะเขือ) วิเคราะห์ความแปรปรวนแบบวัดซ้ำในตัวแปรที่ผ่านมา เราพบว่าผิดปกติรูปร่างอาหารที่สำคัญ? ปฏิสัมพันธ์สิ่งแวดล้อม (F (2,200) = 6.24, p <0.05. ดูรูปที่ 2) ทั้งระดับของความกังวลด้านสิ่งแวดล้อม (F แข็งแกร่ง (2200) = 9.75, p <0.001; F อ่อนแอ (2,200) = 33.42, p <0.001) ผลผิดปกติอาหารที่ยังคงเช่นว่าความตั้งใจซื้อลดลงเสมอกับอาหารที่ผิดปกติมากขึ้น รูปร่าง
ผลกระทบที่เรียบง่ายยังเผยให้เห็นความแตกต่างอย่างมีนัยสำคัญสำหรับอาหารที่ผิดปกติมาก (F (1,200) = 11.41, p = 0.001) แต่ไม่ปกติ (F (1,200) = 0.044, p = 0.835, NS) หรือปานกลางที่ผิดปกติ (F (1,200 ) = 1.82, p = 0.179, NS) อาหาร ในฐานะที่เราตั้งสมมติฐานใน H 2 เข้าร่วมที่มีสูง (ต่ำ) แสดงความกังวลด้านสิ่งแวดล้อมสูงกว่า (ต่ำกว่า) ความตั้งใจซื้อที่มีต่อผลิตภัณฑ์อาหารผิดปกติแม้เพียงสำหรับอาหารที่มีรูปร่างผิดปกติอย่างมาก แต่เราไม่พบความผิดปกติรูปร่างอาหารที่สำคัญ? ไว้วางใจการทำงานร่วมกัน (F (2,200) = 1.49, p = 0.226, NS) ซื้อความตั้งใจที่มีต่ออาหารที่ผิดปกติไม่ได้ปรากฏอิทธิพลจากระดับของความไว้วางใจทางสังคมดังนั้นเราจึงต้องปฏิเสธ H 3 แต่เราพบว่าการทำงานร่วมกันอย่างมีนัยสำคัญสามทางของความผิดปกติรูปร่างอาหาร? ความกังวลด้านสิ่งแวดล้อม? ความไว้วางใจ (F (2,200) = 3.46, p <0.05. รูปที่ 3) ได้แรงหนุนจากความไว้วางใจที่ดูเหมือนสังคม เราวิ่งวิเคราะห์แยกทั้งสองกลุ่มความไว้วางใจทางสังคม (สูงต่ำ) และพบว่าปฏิสัมพันธ์ที่สำคัญระหว่างความผิดปกติรูปร่างอาหารและความกังวลด้านสิ่งแวดล้อมเท่านั้นสำหรับผู้เข้าร่วมแบ่งออกเป็นสูงในความไว้วางใจทางสังคม (F (2,91) = 5.07, p = 0.008) . ปฏิสัมพันธ์นี้ไม่ได้มีนัยสำคัญสำหรับผู้เข้าร่วมแบ่งออกเป็นระดับต่ำในความไว้วางใจทางสังคม (F (2109) = 0.068, p = 0.934, NS)

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

ทั้งความรู้กลายเป็นตัวแปรสำคัญของผู้บริโภคความตั้งใจซื้อสินค้า : f ปัญหาสิ่งแวดล้อม ( อยู่แล้ว ) = - ( P < . 001 ) และ F สังคมเชื่อถือ ( อยู่แล้ว ) = 46.34 ( P < . 001 ) เพื่อตรวจสอบว่า ความตั้งใจซื้อสินค้าเพื่อรูปร่างอาหารผิดปกติจะสูงในหมู่ประชาชน
แข็งแรง ปัญหาสิ่งแวดล้อมสูง เชื่อสังคม เมื่อเปรียบเทียบกับผู้ที่มีระดับอ่อนแอ / ต่ำเราแบ่งผู้เข้าร่วมทั้งหมดที่แข็งแรงหรืออ่อนแอในปัญหาสิ่งแวดล้อมและสูงหรือต่ำในความไว้วางใจกันทางสังคม ( median แยก ) แล้วเราอาจรวมถึงความกังวลด้านสิ่งแวดล้อมและความไว้วางใจทางสังคมระหว่างปัจจัยในการวิเคราะห์ของเรา สำหรับการวิเคราะห์ข้อมูล เราใช้ 3 ( รูปร่างอาหารผิดปกติ : ปกติ , ผิดปกติปานกลางมากผิดปกติ ) 2 ( ปัญหาสิ่งแวดล้อม : แข็งแรง , อ่อนแอ ) 2 ( เชื่อในสังคม