第一節 實驗一
一、敘述統計
本實驗受測人為國立大學學生，含大學生及研究生，共發出180 份問卷，
實際回收166 份，刪除填答中有規律性或不完整問卷後，有效樣本共 150 人，
其中男性為72 人，女性為 78 人，平均年齡為 22.5 歲。有效樣本平均分配在本 實驗的六種情境，每個情境樣本數為25 人。
二、操弄檢定，因素與信度分析
（一） 操弄檢定
本實驗在情境上最主要操弄事件強度與現場人數多寡，為了確保受試者的 知 覺尷尬符合研究預期，須進行操弄檢定。本研究以Two-Way ANOVA 作操 作檢定的分析工具，如下表4-1 所示，事件強度（p=0.00 < 0.05）及現場人數
（p=0.00< 0.05）對於知覺尷尬有顯著影響，且兩者之間有顯著的互動效果
（p=0.02 < 0.05），顯示操弄相當成功。
表4-1、事件強度與現場人數對知覺尷尬之影響
Source 平方和 自由度 Mean Square F值 p-value
事件強度 57.66 1 57.66 27.72 0.00 現場人數 73.97 2 36.98 17.78 0.00 事件強度*現場人數 15.52 2 7.76 3.73 0.02
Error 299.52 144 2.08
Total 2791.00 150
Corrected Total 446.67 149
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（二） 負面情緒因素分析
負面情緒為本研究的一個重要變數，必須先將衡量該構念之問項進行因素 析以檢驗其內部一致性。取樣適切性量數（KMO 值，Kaiser-Meyer Olkin measure of sampling adequacy）為 0.87 大於 Kaiser（1974）所建議的標準 0.5，球型檢定 值負面情緒為675.08（p = 0.00 < 0.01），代表此七題問項具有良好相關性，並 非各自獨立，因此適合進行因素分析。
因素分析後粹取出一個因素，各問項之因素負荷量皆大於0.5。而在信度方 面，萃取出因素之Crobach’s α= 0.9 > 0.7，由此可知此七題在衡量負面情緒上具 有相當程度之穩定性（詳見表4-2）。
表4-2、負面情緒問項因素分析與信度檢驗
題項 因素負荷量 特徵值 累積解釋
變異量 Cronbach's α
負面情緒
我感到生氣 0.85
4.45 63.58 0.90 我覺得被羞辱 0.85
我感到不開心 0.86 我覺得自己愚蠢 0.73 我感到沮喪 0.84 我感到挫折 0.83 我感到驚訝 0.58
（三） 再惠顧意願和口碑效果
再惠顧意願為衡量受測者經歷過尷尬事件後，是否還願意再次接受該服務 的的重要指標，因此亦必須先衡量該構念之問項進行因素析以檢驗其內部一致 性。再惠顧意願構念下的題項共三題，其取樣適切性量數（KMO 值）為 0.59，
高於Kaiser（1974）所建議的標準 0.5，球型檢定值再惠顧意願為 178.17（p=0.00
< 0.01），代表這兩個問題具有良好相關性，並非各自獨立，因此適合進行因素 分析。
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藉由因素分析後可以萃取出一個因素，三個問題的負荷量皆大於0.5。該因 素之Crobach’s α= 0.76 > 0.7，由此可知此這兩題在衡量再惠顧意願上具有相當 程度之穩定性（詳見表4-3）。
表4-3、再惠顧意願問項因素分析與信度檢驗
題項 因素負荷量 特徵值 累積解釋
變異量 Cronbach's α 再
惠 顧 意 願
我絕不再去光顧 0.91
2.06 68.72 0.76 我會盡量避免再去 0.91
不影響再購買意圖 -0.63
口碑效果構念下的題項共兩題，為「我會產生負面口碑」和「我會產生正 面口碑」，進行相關係數分析後，兩題間呈現顯著負相關，相關係數為-0.6（p <
0.01），表示兩題之間具有一定程度的一致性，足以表現個人的口碑行為。
三、假說驗證
（一） 事件強度、現場人數對於負面情緒的影響
本研究假設尷尬事件強度會影響顧客情緒，事件強度高會產生較高的負面 情緒，反之，事件強度低則負面情緒較低。本研究將以Two-Way ANOVA 驗證 假說，檢定結果如表 4-4 所示，事件強度對於負面情緒有顯著影響（p=0.00 <
0.05），現場人數多寡亦對負面情緒有顯著影響（p=0.00 < 0.05），且事件強度與 現場人數之間具有顯著的交互作用效果（p=0.00 < 0.05）。
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表4-4、Two-way ANOVA 結果（依變數：負面情緒）
Source
Type III Sum of Squares
df Mean
Square F Sig.
Partial Eta Squared Corrected Model 119.19(a) 5 23.84 19.05 0.00 0.4
Corrected Total 299.35 149
a R Squared = 0.4 (Adjusted R Squared = 0.38)
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* The mean difference is significant at the .05 level.
由以上分析可知，尷尬事件強度與現場人數多寡對於受試者的負面情緒有 顯著影響，故此結果支持本研究的假設一、假設二及假設三。
H1. 尷尬事件強度越高，負面情緒的程度越高。
H2. 在場人數越多，負面情緒的程度越高。
H3. 事件強度與在場人數間有顯著的互動效果。
(I)現場人數 (J)現場人數 Mean Difference
(I-J) 標準差 顯著性
40 開意圖有顯著影響（p=0.00 < 0.05），現場人數多寡亦對離開意圖有顯著影響
（p=0.00 < 0.05），且事件強度與現場人數之間具有顯著的交互作用效果（p=0.00
< 0.05）。
表4-7、Two-way ANOVA 結果（依變數：離開意圖）
Source
Type III Sum of Squares
df Mean
Square F Sig.
Partial Eta Squared Corrected Model 248.96(a) 5 49.79 31.03 0.00 0.52
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意圖是無顯著差異的；當事件強度高時，只要有人在場，無論人數多少，受試 者的離開意圖都會比現場無人的情況之下還顯著提高，表示尷尬事件強烈時，
就算只有一個人在場，也會引起受試者強烈的離開意圖。
圖4-2、各情境之下的離開意圖平均數值 表4-8、各情境之下的離開意圖平均數列表
0 1 2 3 4 5 6
無人 少人 多人
離 開 意 圖 平 均 數
高強度 低強度
事件強度 現場人數
低強度 高強度
平均數 標準差 平均數 標準差
多人 4.84 1.24 5.40 1.19
少人 2.44 1.35 4.76 1.27
無人 1.96 1.01 3.40 1.47
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表4-9、現場人數之 LSD 檢驗表（依變數：離開意圖）
* The mean difference is significant at the .05 level.
2. 再惠顧意願
根據表4-10 對再惠顧意願的 Two-Way ANOVA 結果顯示，事件強度對於再 惠顧意願有顯著影響（p=0.00 < 0.05），現場人數多寡亦對再惠顧意願有顯著影 響（p=0.00 < 0.05），且事件強度與現場人數之間具有顯著的交互作用效果
（p=0.01 < 0.05）。
表4-10、Two-way ANOVA 結果（依變數：再惠顧意願）
Source
Type III Sum of Squares
df Mean
Square F Sig.
Partial Eta Squared Corrected Model 83.73(a) 5 16.74 10.93 0.00 0.28
Corrected Total 304.21 149
a R Squared = 0.28 (Adjusted R Squared =0 .25)
(I)現場人數 (J)現場人數 Mean Difference
(I-J) 標準差 顯著性
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表4-12、現場人數之 LSD 檢驗表（依變數：再惠顧意願）
* The mean difference is significant at the .05 level.
3. 口碑效果
Source
Type III Sum of Squares
df Mean
Square F Sig.
Partial Eta Squared Corrected Model 93.03(a) 5 18.61 11.06 0.00 0.28
Corrected Total 335.25 149
a R Squared =0 .28 (Adjusted R Squared =0 .25)
(I)現場人數 (J)現場人數 Mean Difference
(I-J) 標準差 顯著性
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* The mean difference is significant at the .05 level.
0
(I)現場人數 (J)現場人數 Mean Difference
(I-J) 標準差 顯著性
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（三） 負面情緒的中介效果
此部份我們用Two-Way ANCOVA 的方式驗證負面情緒是否中介本研究操 弄自變數（亦即尷尬事件強度與現場人數），對於後續行為反應的效果。如果負
負面情緒成為對於離開意圖最重要的解釋變數（F-value=98.00, p=0.00 < 0.05），
且同時其他自變數的 F-value 都大幅下降，如事件強度由原本的 48.47 下降到 10.44，現場人數則由 47.32 降到 22.87，兩者交互作用項之 F-value 也大幅下降。
在再惠顧意願方面，加入負面情緒作為共變項後，事件強度與現場人數的 F-value 亦下降；同理可證，口碑效果亦在加入負面情緒作為共變項之後，使事
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件強度與現場人數對於口碑效果的影響力下降。因此可見負面情緒雖然沒有完 全中介自變數對於各種行為反應的影響，但至少扮演了半中介（partial-mediator）
的角色。（Baron and Kenny, 1986）
然而由以上負面情緒對於三種行為反應的中介效果可知，負面情緒中介離 開意圖的效果最為強烈（因為原自變數的 F-value 下降程度最大），而對於口碑 效果及再惠顧意願的效果則表現一般，本研究推論原因，認為負面情緒對於當 下的行為反應的影響最為有效，受試者ㄧ感到不開心，就會想要馬上離開，但 是負面情緒對於事件發生過後的長期行為反應，例如是否願意再去消費、是否 會因此產生負面口碑等等的影響力似乎就沒有這麼強烈。
（四） 負面情緒與不同後續行為之間的關係
由於本研究在假說推論上根據現有的證據僅能推論負面情緒會扮演自變數 對離開意圖的中介角色，無法推論與其他種後續行為變數之間的關係，因此本 研究採取相關係數分析的方式，探索尷尬事件中受試者所知覺的負面情緒與不 同後續行為之間的關係。
根據皮爾森相關檢定檢驗「負面情緒」與受試者各種行為反應的結果顯示
（如表 4-17），負面情緒與規勸服務人員的行為之間具有顯著正相關，相關係 數為0.51（p< 0.01），屬中度相關，表示負面情緒與規勸行為兩者間結果相近，
因服務人員的尷尬舉止而感到不愉快的受試者，很可能會採取規勸對方的適應 方式。此外，負面情緒與報復行為之間亦為顯著正相關，相關係數=0.52（p< 0.01），
屬中度相關，表示因尷尬產生負面情緒的受試者，很可能會對服務人員產生報 復行為。然而在使用幽默感方面，本研究發現，負面情緒與幽默以對之間並無 顯著相關性（p > 0.05），推論在此尷尬情境下，當受試者感到不滿時，並不會 採取幽默以對的適應方式。
由此可知，當受試者對服務人員的尷尬舉止感到不悅時，會採取較激烈的 適應行為，例如想要趕快離開現場、主動規勸對方行為，或甚至報復對方；此
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結果呼應Metts and Cupach（1989）的研究結果：當受試者是因為他人行為而 感到尷尬時（recipient，如在全班面前遭責罵）則會還以行為或言語的攻擊。
表4-17、顧客負面情緒與行為反應之相關性
負面情緒
行為反應 離開意圖 規勸服
務人員 幽默以對 報復行為 口碑意願 再惠顧意願 負面情緒 1 0.78 (**) 0.51(**) -0.14 0.52(**) -0.44(**) -0.45(**)
行為反應
離開意圖 0.78(**) 1 0.47(**) -0.11 0.45(**) -0.41(**) -0.43(**) 規勸服務人員 0.51(**) 0.47 (**) 1 -0.06 0.37(**) -0.23(**) -0.24(**) 幽默以對 -0.14 -0.11 -0.06 1 -0.13 0.08 0.08 報復行為 0.52(**) 0.45(**) 0.38(**) -0.13 1 -0.30(**) -0.39(**) 口碑意願 -0.44(**) -0.41(**) -0.24(**) 0.08 -0.30(**) 1 0.47(**) 再惠顧意願 -0.45(**) -0.43(**) -0.25(**) 0.08 -0.39(**) 0.47(**) 1
註：**表顯著水準為0.01(雙尾)
最後，根據表 4-16 之負面情緒中介效果及表 4-17 之相關性分析對於離開 意圖的分析結果顯示，負面情緒對離開意圖有顯著的影響（F-value=98.00, p <
0.05），且兩者間有顯著正相關（相關係數= 0.78），故H4a 成立；而負面情緒對 於口碑效果亦有顯著影響（F-value = 5.17, p < 0.05），且兩者間具有顯著負相關
（相關係數= -0.44），表示負面情緒愈強烈時，負面口碑效果也會愈強，故H4b 成立；負面情緒對於再惠顧意願有顯著的影響（F-value=6.74, p < 0.05）且兩者 之間具有顯著負相關（相關係數= -0.45），表示負面情緒愈強烈時，再惠顧意願 將愈低，故H4c 成立。
H4a. 負面情緒與離開意圖間有正向關係 H4b. 負面情緒與負面口碑間有正向關係。
H4c. 負面情緒與再惠顧意願間有負向關係。
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四、小結
實驗一以百貨公司服飾的消費情境為背景，檢視尷尬事件強度與現場人數 多寡，對於受試者負面情緒與行為反應的影響。結果符合假設推論，尷尬事件 強度與在場人數對負面情緒確有顯著影響，且當受試者產生負面情緒後，對於
實驗一以百貨公司服飾的消費情境為背景，檢視尷尬事件強度與現場人數 多寡，對於受試者負面情緒與行為反應的影響。結果符合假設推論，尷尬事件 強度與在場人數對負面情緒確有顯著影響，且當受試者產生負面情緒後，對於