第四章 研究結果
第二節 假設驗證
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第二節 假設驗證 一、可愛型療癒系商品認知度迴歸模型檢驗
因為想驗證文獻探討中各變項對於依變項的實際影響為何，所以選擇多元線 性迴歸分析 enter 輸入模式，而其結果顯示，可愛型療癒系商品認知度迴歸模型 具有顯著解釋力（參看表 3）。在討論結果之前，必須先檢視各個 p <.05 的變項 之間是否具有多元共線性的問題存在。我們檢視這些變項之允差（Tolerance）與 變異數膨脹因素（VIF），發現其允差都未小於 0.1，且其變異數膨脹因素皆未大 於 10（參看表 3），因此任何兩個 p <.05 的變項之間皆不具有高度的共線性。換 言之，各個 p <.05 的變項之間概念區隔清楚。另外，本研究將性別轉變成虛擬變 項，將男性編為 0，將女性編為 1 進行迴歸分析。
由表可知，假設 H1a 主張「女性較男性對於可愛型療癒系商品認知度要 高。」，經多元迴歸分析，發現 H1a 結果（p= .012）有顯著正向影響；假設 H2a 主張「增加樂趣面向之可愛型療癒系商品購買動機程度越高，對於可愛型療癒系 商品認知度也越高。」，經多元迴歸分析，發現 H2a 結果（p= .000）有高度顯著 正向影響；假設 H2d 主張「療癒心靈面向之可愛型療癒系商品購買動機程度越 高，對於可愛型療癒系商品認知度也越高。」，經多元迴歸分析，發現 H2d 結果 不顯著；假設 H2g 主張「社交性需求面向之可愛型療癒系商品購買動機程度越 高，對於可愛型療癒系商品認知度也越高。」，經多元迴歸分析，發現 H2g 結果 不顯著；假設 H4a 主張「焦慮程度越高，對於可愛型療癒系商品認知度也越高。」， 經多元迴歸分析，發現 H4a 結果不顯著；假設 H4g 主張「寂寞程度越高，對於 可愛型療癒系商品認知度也越高。」，經多元迴歸分析，發現 H4g 結果不顯著；
而假設 H6a 主張「情緒敏感性程度越高，對於可愛型療癒系商品認知度也越 高。」，經多元迴歸分析，發現 H6a 結果不顯著；最後，假設 H6g 主張「外向性 程度越高，對於可愛型療癒系商品認知度則越低。」，經多元迴歸分析，發現 H6g 結果不顯著。
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Multiple R= .498
Adjusted R Square= .228
註：顯著度：*< .05, **< .01, ***< .001, n.s. 不顯著。
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Multiple R= .783
Adjusted R Square= .602
註：顯著度：*< .05, **< .01, ***< .001, n.s. 不顯著。
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Multiple R= .711
Adjusted R Square= .492
註：顯著度：*< .05, **< .01, ***< .001, n.s. 不顯著。
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四、發洩型療癒系商品認知度迴歸模型檢驗
因為想驗證文獻探討中各變項對於依變項的實際影響為何，所以選擇多元線 性迴歸分析 enter 輸入模式，而其結果顯示，發洩型療癒系商品認知度迴歸模型 具有顯著解釋力（參看表 6）。在討論結果之前，必須先檢視各個 p <.05 的變項 之間是否具有多元共線性的問題存在。我們檢視這些變項之允差（Tolerance）與 變異數膨脹因素（VIF），發現其允差都未小於 0.1，且其變異數膨脹因素皆未大 於 10（參看表 6），因此任何兩個 p <.05 的變項之間皆不具有高度的共線性。換 言之，各個 p <.05 的變項之間概念區隔清楚。另外，本研究將性別轉變成虛擬變 項，將男性編為 0，將女性編為 1 以進行迴歸分析。
由表可知，假設 H1d 主張「女性較男性對於發洩型療癒系商品認知度要 高。」，經多元迴歸分析，發現 H1d 結果（p= .005）有顯著正向影響；假設 H2j 主張「療癒心靈面向之發洩型療癒系商品購買動機程度越高，對於發洩型療癒系 商品認知度也越高。」，經多元迴歸分析，發現 H2j 結果（p= .000）有高度顯著 正向影響；假設 H4d 主張「焦慮程度越高，對於發洩型療癒系商品認知度也越 高。」，經多元迴歸分析，發現 H4d 結果（p= .003）有顯著負向影響，也就是焦 慮程度越高者，對於發洩型療癒系商品認知度則越低，與本研究假設的正向關係 不符。另外，假設 H4j 主張「寂寞程度越高，對於發洩型療癒系商品認知度也越 高。」，經多元迴歸分析，發現 H4j 結果不顯著；假設 H6d 主張「情緒敏感性程 度越高，對於發洩型療癒系商品認知度也越高。」，經多元迴歸分析，發現 H6d 結果（p= .020）有顯著正向影響；最後，假設 H6j 主張「外向性程度越高，對於 發洩型療癒系商品認知度則越低。」，經多元迴歸分析，發現 H6j 結果不顯著。
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Multiple R= .431
Adjusted R Square= .170
註：顯著度：*< .05, **< .01, ***< .001, n.s. 不顯著。
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Multiple R= .734
Adjusted R Square= .530
註：顯著度：*< .05, **< .01, ***< .001, n.s. 不顯著。
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Multiple R= .765
Adjusted R Square= .577
註：顯著度：*< .05, **< .01, ***< .001, n.s. 不顯著。
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七、「增加樂趣」面向之可愛型療癒系商品購買動機的迴歸檢驗
「增加樂趣」面向之可愛型療癒系商品購買動機的迴歸模型具有顯著解釋力
（參看表 9）。由表可知，假設 H5c 主張「外向性程度越高，對於「增加樂趣」
面向之可愛型療癒系商品購買動機程度也越高。」，經多元迴歸分析，發現 H5c 結果（p= .000）有高度顯著正向影響。
表 9
「增加樂趣」面向之可愛型療癒系商品購買動機的假設檢驗
變項 Beta 值 T 值
外向性 0.224 4.001***
Multiple R= .224 Adjusted R Square= .047 註：顯著度：*< .05, **< .01, ***< .001, n.s. 不顯著。
八、「療癒心靈」面向之可愛型療癒系商品購買動機迴歸模型檢驗
因為想驗證文獻探討中各變項對於依變項的實際影響為何，所以選擇多元線 性迴歸分析 enter 輸入模式，而其結果顯示，「療癒心靈」面向之可愛型療癒系商 品購買動機迴歸模型具有顯著解釋力（參看表 10）。在討論結果之前，必須先檢 視各個 p <.05 的變項之間是否具有多元共線性的問題存在。我們檢視這些變項之 允差（Tolerance）與變異數膨脹因素（VIF），發現其允差都未小於 0.1，且其變 異數膨脹因素皆未大於 10（參看表 10），因此任何兩個 p <.05 的變項之間皆不具 有高度的共線性。換言之，各個 p <.05 的變項之間概念區隔清楚。
由表可知，假設 H3a 主張「焦慮程度越高，對於療癒心靈面向之可愛型療 癒系商品購買動機程度也越高。」，經多元迴歸分析，發現 H3a 結果不顯著；假 設 H3c 主張「寂寞程度越高，對於療癒心靈面向之可愛型療癒系商品購買動機 程度也越高。」，經多元迴歸分析，發現 H3c 結果（p= .009）有顯著正向影響。
另外，假設 H5a 主張「情緒敏感性程度越高，對於療癒心靈面向之可愛型療癒 系商品購買動機程度也越高。」，經多元迴歸分析，發現 H5a 結果不顯著；而假 設 H5d 主張「外向性程度越高，對於療癒心靈面向之可愛型療癒系商品購買動 機程度則越低。」，經多元迴歸分析，發現 H5d 結果（p= .000）有高度顯著正向
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Multiple R= .261
Adjusted R Square= .056
註：顯著度：*< .05, **< .01, ***< .001, n.s. 不顯著。
Multiple R= .174 Adjusted R Square= .027 註：顯著度：*< .05, **< .01, ***< .001, n.s. 不顯著。