國
立 政 治 大 學
‧
Na tiona
l Ch engchi University
第五章 研究結果
本章第一節為「樣本數量與描述統計」，說明樣本回收狀況；第二節為「量 表信度檢測」，檢測本研究所使用之量表信度；第三節為「變項操弄檢定」，檢測 本研究所操弄的變項是否成功；第四節為「假設驗證」，說明本研究的假設檢驗 結果；第五節為假設結果的小結。
第一節 樣本數量與描述統計
一、樣本描述
本研究自 2008 年 4 月 22 日開始在網上收集樣本，至 2008 年 4 月 28 日為止 共回收樣本 520 份，為避免受試者重複填答，將 IP 位置重複且留下之電子信箱 相同者將與以刪除，剩餘樣本為 506 份。
為保持樣本不受個人資料所干擾，研究者先將受試者個人資料與「品牌知名 度」、「商品稀有性」、「品牌相關知識」、「流行意識」、「獨特性需求」、「產品態度」、
「品牌態度」及「購買意願」等所有連續變項先進行one‐way ANOVA檢定，結果 發現「年齡」部分，在「獨特性需求」（F（6,499）=2.95,p=.008）及「流行意識」（F
（6,499）=2.54,p=.02）方面有顯著差異，觀察受試者樣本年齡組成發現 36 歲以上樣
本只有 7 名，佔所有樣本 0.4％，為了避免 36 歲以上年齡層人數過少，代表性不 足的疑慮，並且可能具有偏差值，因此將予以刪除。刪除後再進行一次one‐way ANOVA檢定，結果顯示年齡對於所有連續變項的影響都無顯著差異，代表刪除 36 歲以上樣本是合理的。
在「居住地區」部分，則是發現與「品牌知名度」（F（4,501）=6.66,p=.00）、「商 品稀有性」（F（4,501）=7.31,p=.00）、「產品態度」（F（4,501）=3.96,p=.004）、「品牌態 度」（F（4,501）=4.18,p=.002）及「獨特性需求」（F（4,501）=2.59,p=.036）等方面都有 顯著差異，再進行post hoc事後比較發現居住於「其他地區」顯著影響到上述的 連續變項。考慮到收集樣本時，填答其他地區的樣本來源大多是來自於國外的滾 雪球樣本，因此為了避免居住地區的干擾，本研究只考慮居住於台灣本地的受試 者，將刪除 11 個居住於「其他地區」的樣本，因此本研究最後實際分析的樣本 為 488 份。「獨特性需求」為事後分組之變項，所以本研究依照「品牌知名度」
及「商品稀有性」作為分組，各個組別樣本數量如下（表 5.1.1）：
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
Na tiona
l Ch engchi University
表 5.1.1 各組樣本人數
高知名度組 低知名度組 總和
高稀有性組（全球 200 個） 122 123 245 低稀有性組（全球 20 萬個） 120 123 243
總和 242 246 488
回收的樣本中教育程度的部分，72.5％為大專/大學，其次是研究所以上，
佔 26％，而高中職只佔 1.4％；從年齡來看，最多為 21〜25 歲佔 55.1％，其次 是 26〜30 歲佔 30.9％，合起來共佔 86％的全體樣本，以上資料顯示本研究受試 者年齡層主要介於 21〜30 歲之間，並且學歷大多為大專/大學。
樣本中性別的比例上，男性有 182 人，佔全體樣本 37.3％，女性有 306 人，
佔全體樣本 62.7％，為瞭解性別是否會影響實驗結果，則將性別與本研究之依變 項作 t‐test 檢定，結果發現性別對於所有依變項均無顯著影響—產品態度
（t=‐.37,p=.71）、品牌態度（t=.16,p=.88）、購買意圖（t=.49,p=.63）—，因此不同 性別樣本可以合併分析。
樣本來源部分，BBS佔 77.9％，朋友介紹佔 21.1％，網路廣告及Email轉寄合 計只佔 1％，同樣地為避免實驗結果受到不同樣本來源干擾，將樣本來源與本研 究依變項進行one‐way ANOVA分析，分析結果發現不同來源樣本在產品態度（F
（3,484）=1.36,p=.25）、品牌態度（F（3,484）=1.58,p=.19）及購買意願（F（3,484）=0.15,p=.93）
上均無顯著影響，因此不同來源樣本亦可合併分析。
二、事後分組
將不適當的樣本刪除後，本研究針對「獨特性需求」變項高低得分進行事後 分組，分組指標為將獨特性需求平均數由低至高排列，取前 30％（平均數低於 3.77）樣本作為獨特性需求的低分組，後 30％（平均數高於 4.77）樣本作為獨特 性需求的高分組，低分組佔 140 人，高分組佔 151 人。其分配在各實驗組別人數 如下表（表 5.1.2）：
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
Na tiona
l Ch engchi University
表 5.1.2 各實驗組別人數
消費者獨特性需求 品牌知名度 商品稀有性 人數 分組人數 全球 200 個 36
高知名度
全球 20 萬個 35
71 全球 200 個 31
高獨特性需求
低知名度
全球 20 萬個 49
80 全球 200 個 34
高知名度
全球 20 萬個 39
73 全球 200 個 37
低獨特性需求
低知名度
全球 20 萬個 30
67
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
Na tiona
l Ch engchi University
第二節 量表信度檢測
本研究採用了「品牌知名度」量表、「商品稀有性」量表、「獨特性需求」量 表、「品牌相關知識」量表、「流行意識」量表、「產品態度」量表、「品牌態度」
量表以及「購買意願」量表。以下為量表的信度分析結果：
一、自變項
1. 品牌知名度量表
本研究經由前測之後篩選出五個題項作為品牌知名度量表，用來測量正式實 驗時高低知名度操弄的新聞稿是否達到顯著差異，詳細題項請見附表。這五個題 項的信度分析結果顯示 cronbach’s α=.89，顯示量表具有良好信度。
2. 商品稀有性量表
本研究經由前測之後篩選出兩個題項作為商品稀有性量表，用來測量正式實 驗時限量商品的稀有性是否有顯著差異，詳細題項請見附表。其信度分析結果顯 示 cronbach’s α=.83，顯示量表具有良好信度。
二、調節變項
1. 消費者獨特性需求量表
本研究採用 Lynn & Harris（1997）追求稀有性商品量表（Desire for scarce products scale）、追求客製化商品量表（Desire for customized products scale）以 及 Tian, Bearden & Hunter（2001）的消費者獨特性需求量表，共有 13 題，測量 消費者本身的獨特性追求程度為何。整體信度 cronbach’s α=.93，表示消費者獨 特性需求量表具有良好的信度。
三、控制變項 1. 消費者知識量表
本研究參考 Smith 與 Parker（1992）測量產品主觀知識的題項，一共五個題 項，詳細題項如附件。其信度分析結果為 cronbach’s α=.94，表示本量表具有良 好之信度。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
Na tiona
l Ch engchi University
2. 流行意識量表
本研究參考 Sproles and Kendall（1986）所發展的消費者決策型態問卷（CSI），
將其中測量「流行意識型消費者」的題項挑選出來，作為測量「流行意識」的題 項，一共有三題，詳細題項如附表，其信度分析結果為 cronbach’s α=.86，表示 本量表具有良好之信度。
四、依變項 1. 產品態度量表
本研究參考 Holbrook 與 Batra（1987）所使用的品牌態度量表，測量受試者 對該產品的態度為何，共三個題項，詳細題項如附表所示。其信度分析結果為 cronbach’s α=.89，表示此量表具有良好信度。
2. 品牌態度量表
本研究參考 Holbrook 與 Batra（1987）所使用的品牌態度量表，測量受試者 對該品牌的態度為何，共三個題項，詳細題項如附表所示。其信度分析結果為 cronbach’s α=.91，表示此量表具有良好信度。
3. 購買意圖量表
本研究參考 Bearden, Lichtenstein & Teel（1984）所使用的購買意願量表，測 量受試者對產品的購買意願，一共兩個題項，詳細題項如附表所示。其信度分析 結果為 cronbach’s α=.94，表示此量表具有良好信度。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
Na tiona
l Ch engchi University
第三節 變項操弄檢定
本研究的自變項分別「品牌知名度」及「商品稀有性」，為確保實驗材料達 到操弄目的，在此進行操弄檢定。
一、品牌知名度
本研究的自變項之一—品牌知名度，以新聞稿作為操弄的形式，透過不同敘 述程度的新聞稿，期透過受試者閱讀之後，認知高知名度新聞稿的知名度得分顯 著高於低知名度新聞稿。因此將兩種版本新聞稿的知名度測量分數進行獨立樣本 t 檢定（見表 5.3.1），結果達顯著差異（t=‐4.36,p＜.01），而且高知名度組的知名 度得分（M=4.91, SD=0.96）顯著高於低知名度組得分（M=4.52,SD=1.03）。顯示 利用新聞稿來操弄品牌知名度是成功的。
表 5.3.1 兩組新聞稿之品牌知名度平均值、標準差及 t 檢定
組別 平均值 標準差 自由度 t 值 p 高知名度新聞稿 4.91 0.96
低知名度新聞稿 4.52 1.03
486 ‐4.36 ＜.01
二、商品稀有性
本研究的自變項之二為商品稀有性，以不同限量商品數量的呈現作為操弄的 形式，「全球 200 個」代表高稀有性，「全球二十萬個」代表低稀有性，期透過受 試者觀看後，認知「全球 200 個」的限量商品稀有性會顯著高於「全球 20 萬個」
的限量商品。因此將兩種版本的廣告圖稿與商品稀有性得分做獨立樣本 t 檢定（見 表 5.3.2），結果達顯著差異（t=‐3.26,p＜.01），而且「全球 200 個」的稀有性得 分（M=4.47,SD=1.36）顯著高於「全球 20 萬個」的稀有性得分（M=4.08,SD=1.30）， 顯示以不同數量的限量商品作為商品稀有性的操弄成功。
表 5.3.2 兩組數量限量商品之商品稀有性平均值、標準差及 t 檢定 組別 平均值 標準差 自由度 t 值 p 全球 200 個 4.47 1.36
全球 20 萬個 4.08 1.30
486 ‐3.26 ＜.01
‧
（F=1.01,p=.40）並不影響整體 MANCOVA 統計分析的結果，故流行意識不列入 共變項以避免干擾統計結果，其多變量及單變量分析整理如表 5.4.2，再分別就
‧
MANCOVA統計分析（表 5.4.2）發現，品牌知名度的主效果並不顯著（F（1,294）=1.10,p=.36）。再從ANCOVA分別看品牌知名度對於各個依變項的影響，結果發現 品牌知名度高低對於消費者的產品態度（F（1,294）=.12,p=.73）、品牌態度（F（1,294）
=.54,p=.46）、購買意願（F（1,294）=.81,p=.37）皆沒有顯著影響。因此假設 1‐1,1‐2,1‐3 皆未得支持。
表 5.4.3 品牌知名度對依變項的描述統計
低知名度品牌（N=246） 高知名度品牌
（N=242）
產品態度 4.58（1.08） 4.68（1.10）
品牌態度 4.78（ .96） 4.89（ .90）
購買意願 3.32（1.51） 3.36（1.55）
二、H2 的檢定：商品稀有性之主效果
假設二提出商品稀有性高低對於消費者的態度會有所影響，經過 3‐way MANCOVA統計分析（表 5.4.2）結果顯示，商品稀有性的主效果並不顯著（F（1,294）
=.20,p=.94）。再從ANCOVA統計分析分別看商品稀有性對於各個依變項的影響，
產品態度 4.68（1.07） 4.58（1.11）
品牌態度 4.89（ .90） 4.78（ .96）
購買意願 3.31（1.57） 3.36（1.49）
三、H3 的檢定：消費者獨特性需求之主效果
假設三提出消費者獨特性需求程度會影響其面對限量商品時所產生的態 度，經過 3‐way MANCOVA統計分析（表 5.4.2）發現，消費者獨特性需求的主效 果達顯著（F（1,294）=6.14,p＜.01），表示當面對限量商品的時候，消費者獨特性需 求程度確實會對消費者的態度造成影響。
‧
低獨特性需求者（N=142） 高獨特性需求者（N=152）
顯著影響（F（1,294）=9.77,p＜.01），且獨特性需求高的消費者（M=5.05,SD=.95）面 對限量商品時的產品態度優於獨特性需求低的消費者（M=4.21,SD=1.25）（表 5.4.5）。因此假設 3‐1 得到支持。
在品牌態度方面，經過ANCOVA統計分析結果發現，消費者獨特性需求對於 消費者的品牌態度具有顯著影響（F（1,294）=9.05,p＜.01），且獨特性需求高的消費 者（M=5.26,SD=.80）面對限量商品時的品牌態度優於獨特性需求低的消費者
（M=4.58,SD=1.02），因此假設 3‐2 得到支持。
在購買意願方面，經過ANCOVA統計分析結果發現，消費者獨特性需求對於
在購買意願方面，經過ANCOVA統計分析結果發現，消費者獨特性需求對於