第四章 資料分析
第四節 研究假設之驗證
本研究使用簡單迴歸及多元迴歸來驗證假說，並以殘差分析來確定迴歸模式是否符 合迴歸分析之三種基本假設。
壹、消費者之零售商自有品牌態度和消費者全國性品牌態度對商 店忠誠度之影響
本研究欲探討消費者之零售商自有品牌態度與消費者之全國性品牌態度對商店忠 誠度的影響程度，並進一步探究消費者之零售商自有品牌態度對商店忠誠度的影響力 是否顯著高於消費者之全國性品牌態度對商店忠誠度的影響力。因此，本研究以消費 者之零售商自有品牌態度和消費者之全國性品牌態度作為自變數，被預測之依變數為商 店忠誠度來建立一條複(多元)迴歸模式。
由表4-9 可知，迴歸模式變異量顯著性考驗的 F 值為 184.516，顯著性考驗的 p 值 為0.000***( P<0.001 的顯著水準)，表示此迴歸模式整體解釋變異量達到顯著水準。調 整後R 平方為 0.508，表示兩個自變數(消費者之零售商自有品牌態度和消費者之全國性 品牌態度)共可解釋依變數(商店忠誠度)50.8%的變異量。陳順宇 (2009)認為一般可接受 的R 平方沒有絕對的標準，在社會科學的研究方面 R 平方通常在 0.1 到 0.5 之間，所以 本迴歸模式之R 平方尚在可接受之範圍內。除此之外，從表 4-9 可知，消費者之零售商 自有品牌態度與全國性品牌態度的標準化迴歸係數均達顯著水準，且標準化迴歸係數為 正，表示自變數(消費者之零售商自有品牌態度和消費者之全國性品牌態度)對依變數(商 店忠誠度)具有正向之影響。標準化迴歸模式：Y(商店忠誠度) = 0.683 *自有品牌態度 + 0.398 *全國性品牌態度
本研究進行了殘差分析來確認此迴歸式是否符合迴歸分析的常態性、變異數齊一性 及獨立性的三種基本假設。其分析結果（附錄C）顯示此迴歸式符合基本假設的要求。
由上述之標準化迴歸模式可知，消費者之零售商自有品牌態度標準化迴歸係數(β 值)為 0.683(P<0.001)，故假設一：消費者之零售商自有品牌態度對商店忠誠度有正向影響成立。
研究結果如同許多學者所持有的看法，認為零售商可以藉由運用自有品牌來提升消 費者對商店的忠誠度(Jan et al., 1997；Kumar & Steenkamp, 2007；Hyman et al., 2010)。
而美國自有品牌協會(Private Label Manufacturers Association)認為自有品牌是建立商店 忠誠度的基礎。因此，當消費者對自有品牌擁有良好且正向的態度，其中包含價格看法、
品質看法、知覺品質、知覺價值、消費認知與交易傾向因素，會使消費者對零售商的商 店忠誠度有正向的影響。Liesse (1993)認為大型量販店若對其自有品牌運用有效之行 銷，可以提升消費者對商店的忠誠度。由此可知，對家樂福量販店來說，自有品牌的確 成為家樂福量販店有效的行銷工具，並提升消費者對家樂福的商店忠誠度。
在驗證消費者之零售商自有品牌態度對商店忠誠度的影響力顯著高於消費者之全 國性品牌態度對商店忠誠度的影響力上。可以由t 值的大小和偏 R 平方值(即偏判定係數 或偏相關的平方)大小作為判斷的準則，t 值越大的自變項對依變項的貢獻越重要，而偏 R 平方值為檢驗單一自變項的獨特貢獻(以去除其它自變項)後自變項對依變項的解釋能 力(陳順宇，2009)。在本複(多元)迴歸模式中，消費者之零售商自有品牌態度的 t 值為 17.943，消費者之全國性品牌態度 t 值為 10.463，顯示消費者之零售商自有品牌態度相 較於消費者之全國性品牌態度對商店忠誠度有較高的貢獻重要性。而消費者之零售商自 有品牌態度的偏 R 平方值為 0.477，消費者之全國性品牌態度的偏 R 平方值為 0.237，
顯示消費者之零售商自有品牌態度相較於消費者之全國性品牌態度對商店忠誠度有較 高的解釋能力。因此，假設二：消費者之零售商自有品牌態度對商店忠誠度的影響力顯 著高於消費者之全國性品牌態度對商店忠誠度的影響力成立。
研究結果如同 Hyman 等人 (2010)認為自有品牌相較於全國性品牌能獲得較多的商 店忠誠度。對零售商而言，自有品牌的角色是創造商店差異化和商店忠誠度，全國性品 牌則扮演提升價格來增加商店利潤的角色(Corstjens & Lal, 2000)。因此，自有品牌和全 國性品牌對商店忠誠度都具有貢獻和影響性，然而，自有品牌只有在特定零售商內才能 買到，而全國性品牌在許多零售商都可以購買到，自有品牌的確相較於全國性品牌能為 零售商帶來較多的商店忠誠度。
表4-9 自有品牌態度和全國性品牌態度對商店忠誠度之複迴歸分析 p(p-value) 000.000***
Durbin-Watson 值 001.882
註：*P<0.05，** P<0.01，*** P<0.001
貳、消費者之零售商自有品牌態度和消費者全國性品牌態度對商
(1997)和 Hyman 等人 (2010)的看法，認為許多零售商提升自有品牌的品質，亦為了提升 顧客對零售商的形象，而高品質的自有品牌能幫助零售商建立正向的商店形象。而商店形象亦是商店權益重要的一部分(Hartman & Spiro, 2005)。Erdem 等人 (2004)指出消費者 形象亦是商店權益重要的一部分(Hartman & Spiro, 2005)。因此，自有品牌和全國性品牌 對商店權益都具有貢獻和影響性。然而，在不同的零售商店內都可以看到全國性品牌，
自有品牌只有在零售商自己的通路或商店內販售(魏啟林，1993；Kumar & Steenkamp, 2007)的狀況下，自有品牌的確相較於全國性品牌能為零售商產生較多的商店權益，藉 p(p-value) 00.000***
Durbin-Watson 值 01.805
註：*P<0.05，** P<0.01，*** P<0.001
本研究進一步以自有品牌態度和全國性品牌態度分別對商店權益之子構面(商店知 名度和商店形象)進行複迴歸分析。由表 4-11 可知，迴歸模式整體解釋變異量達到顯著
水準。消費者之零售商自有品牌態度標準化迴歸係數(β 值)為 0.155 (P<0.05)，全國性品
p(p-value) 0.004*
Durbin-Watson 值 1.653
註：*P<0.05，** P<0.01，*** P<0.001
表4-12 自有品牌態度和全國性品牌態度對商店形象之複迴歸分析 p(p-value) 00.000***
Durbin-Watson 值 01.832
註：*P<0.05，** P<0.01，*** P<0.001
參、商店忠誠度對商店權益之影響
本研究欲探討商店忠誠度對商店權益的影響程度。因此，本研究以商店忠誠度作為 自變數(又稱預測變數、獨立變數或解釋變項)，被預測之依變數(又稱準則變數、結果變 項或效標變項)為商店權益建立一條簡單迴歸模式。
由表4-13 可知，迴歸模式整體解釋變異量達到顯著水準。自變數(商店忠誠度)共可 解釋依變數(商店權益)19.9%的變異量。除此之外，從表中可知，自變數(商店忠誠度)對 依變數(商店權益)具有正向之影響。標準化迴歸模式：Y(商店權益) = 0.449*商店忠誠度
殘差分析結果（附錄C）顯示此迴歸模式符合基本假設。根據此標準化迴歸模式可 知，商店忠誠度標準化迴歸係數(β 值)為 0.449 (P<0.001)，所以假設五：商店忠誠度對 商店權益有正向影響成立。Hartman 與 Spiro (2005)認為商店知名度為消費者辨認與對 商店名稱的回想，商店形象可以反映出消費者對於特定商店已存在記憶中的聯想。然 而，本研究亦認為消費者之意向忠誠度較能來解釋其對商店的忠誠度，商店忠誠度為消 費者再光顧的意願與對商店表達支持，因此，當消費者對商店擁有良好的再光顧的意願 和支持，會提升消費者對商店的辨識、回想程度與聯想。研究結果如同Hemalatha 等人 (2010)針對印度地區三個不同的城市探討商店忠誠度對商店權益的影響認為高的商店忠 誠度會導致高的商店權益。顯示良好的商店忠誠度會提升商店權益，如同 Hartman 與 Spiro (2005)延伸 Keller (1993)以顧客為基礎的品牌權益(Customer-based Brand Equity, CBBE)，提出以顧客為基礎的商店權益(Customer-based Store Equity, CBSE)概念。因此，
消費者對零售商具有高的商店忠誠度時，可以減少消費者到競爭對手商店的消費，並進 一步提升其商店權益，藉由上述之驗證亦獲得證實。
本研究進一步以商店忠誠度分別對商店權益之子構面(商店知名度和商店形象)進行 簡單迴歸分析。由表 4-14 可知，兩迴歸模式整體解釋變異量達到顯著水準。以商店忠 誠 度 去 預 測 商 店 知 名 度 之 迴 歸 式 中 ， 商 店 忠 誠 度 標 準 化 迴 歸 係 數(β 值)為 0.184 (P<0.001)。另外，以商店忠誠度去預測商店形象之迴歸式中，商店忠誠度標準化迴歸係 數(β 值)為 0.444(P<0.001)。顯示自變數(商店忠誠度)對依變數(商店知名度和商店形象) 皆具有正向之影響。
表4-13 商店忠誠度對商店權益之簡單迴歸分析 p(p-value) 00.000***
Durbin-Watson 值 01.886
註：*P<0.05，** P<0.01，*** P<0.001
表4-14 商店忠誠度對商店知名度和商店形象之簡單迴歸分析
註：*P<0.05，** P<0.01，*** P<0.001
肆、商店忠誠度之部分中介效果驗證
一、以消費者之零售商自有品牌態度預測商店權益
p(p-value) 00.000***Durbin-Watson 值 01.850
註：*P<0.05，** P<0.01，*** P<0.001
二、以消費者之零售商自有品牌態度預測商店忠誠度
p(p-value) 000.000***Durbin-Watson 值 001.829
註：*P<0.05，** P<0.01，*** P<0.001
三、以消費者之零售商自有品牌態度與商店忠誠度預測商店權益
本研究以消費者之零售商自有品牌態度和商店忠誠度作為自變數，被預測之依變 數為商店權益建立一條複(多元)迴歸模式。
由表4-17 可知，迴歸模式變異量顯著性考驗的 F 值為 51.368，顯著性考驗的 p 值 為0.000***( P<0.001 的顯著水準)。消費者之零售商自有品牌態度標準化迴歸係數(β 值) 為0.194，本研究稱之為 β3。T 值為 3.311，P 值為 0.000***( P<0.001 的顯著水準)達顯 著 水 準 。 商 店 忠 誠 度 標 準 化 迴 歸 係 數(β 值 ) 為 0.333 ， T 值 為 5.682 ， P 值 為 0.000***( P<0.001 的顯著水準)達顯著水準。殘差分析結果亦符合基本假設。標準化迴歸 模式：Y(商店權益) = 0.194*消費者之零售商自有品牌態度+0.333*商店忠誠度
綜上所述可以發現，β3(0.194)為消費者之零售商自有品牌態度標準化迴歸係數，
(0.333)為商店忠誠度標準化迴歸係數，若 β3 為不顯著，並且趨近於 0，則商店忠誠度於 消費者之零售商自有品牌態度和商店權益之間扮演著完全中介的角色，若 β3 為顯著，
且標準化迴歸係數(0.194)小於第一步驟的 β1(0.393)，則商店忠誠度於消費者之零售商自 有品牌態度和商店權益之間扮演著部分中介的角色，結果的確顯示出β3 小於 β1。由此 可知，消費者之零售商自有品牌態度在預測商店權益時會受到商店忠誠度部分中介效果 的影響而使 β3 值減弱，因此，本研究判斷，商店忠誠度在消費者之零售商自有品牌態 度與商店權益之關係扮演部分中介的角色成立。Kristof De 等人 (2005)認為當消費者已 經對商店具有忠誠度的前提下，自有品牌會透過商店忠誠度的中介效果來影響自有品牌 之品牌權益。若把商店本身視為一種品牌，應可用於衡量商店的品牌權益Hartman 與 Spiro, 2005)。然而，推論的概念如同 Hartman 與 Spiro (2005)延伸 Keller (1993)以顧客 為基礎的品牌權益(Customer-based Brand Equity, CBBE)提出以顧客為基礎的商店權益 (Customer-based Store Equity, CBSE)一樣，本研究將商店視為一種品牌的概念。因此，
在探討消費者之零售商自有品牌態度、商店忠誠度與商店權益的關係上，由第一步驟證 實消費者之零售商自有品牌態度的確對商店權益有顯著的影響，第二步驟證實消費者之 零售商自有品牌態度亦會對商店忠誠度有顯著的影響，而第三步驟，當消費者之零售商
在探討消費者之零售商自有品牌態度、商店忠誠度與商店權益的關係上，由第一步驟證 實消費者之零售商自有品牌態度的確對商店權益有顯著的影響，第二步驟證實消費者之 零售商自有品牌態度亦會對商店忠誠度有顯著的影響，而第三步驟，當消費者之零售商