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第六章 研究過程與結果:實驗二 第一節 研究過程

一、實驗概述

實驗二將個體特徵納入考量,旨在探討在負面口碑訊息類型與負面口碑重要 程度對消費者態度與行為傾向的影響過程,自我構念是否具有調節效果,驗證研 究假設四。本實驗為 2(負面口碑訊息類型:理由型 vs.情感型)×2(負面口碑 重要程度:主要因素 vs.次要因素)×2(自我構念:獨立型 vs.互依型)的受試者 間設計。其研究架構如圖 6-1 所示。

圖 6-1 實驗二研究架構

二、實驗流程

在實驗物的產品品類選擇上,考慮到人們在日常生活中普遍接觸的產品或服 務,以及經驗型產品比搜尋型產品有更多購買前的訊息需求(Mitra, Reiss &

Capella, 1999),本實驗選擇餐廳評論作為實驗刺激物。

實驗二包括前測和正式施測兩個環節。為決定負面口碑訊息的內容,本文參 考周國忠(2002)對消費者用餐需求的整理,梳理 20 個餐廳因素,並以七點式 李克特量表衡量各個因素的重要程度。在依次進行發放問卷、收集樣本、統計分 析後,採得分最高和最低的餐廳因素各三個進行負面口碑訊息設計。

前測所需樣本量較小,因此以網路問卷的方式收集樣本。正式的實驗施測為 2×2×2 個組別,為擴展樣本的多樣性,同樣以線上發放問卷的方式進行實驗。數 據蒐集完成後,利用 SPSS 進行統計分析,檢證假設並得出結果。

負面口碑訊息類型

(理由型 vs. 情感型)

消費者態度與行為傾向

(訊息可信度\產品評價\購買意願)

負面口碑重要程度

(主要因素 vs. 次要因素)

自我構念

(獨立型 vs. 互依型)

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第二節 研究結果

一、前測

前測有效樣本為 33 份,其中男性佔比 21.2%,平均年齡為 25.1 歲。在 20 個餐廳因素中(詳見附錄六),重要程度平均值較高的三個因素分別為「服務人 員的態度」(M=6.61)、「食物好吃」(M=6.55)以及「餐廳環境的整潔程度」

(M=6.48)。反之,重要程度平均值較低的三個因素依次為「服務人員的服飾」

(M=4.42)、「結賬時長」(M=4.61)和「背景音樂」(M=4.64)。

將上述因素分為主要因素和次要因素兩個組別進行成對樣本 T 檢定,結果 顯示主要因素組別的重要程度平均值為 6.55,次要因素組別的重要程度平均值則 為 4.56,兩者具有顯著差異(t(32)=10.70,p< .001)。由此可知餐廳主要因素的 重要程度顯著高於次要因素。

理由型與情感型負面口碑的操弄如同實驗一,採替換表述的方式進行,詳細 餐廳評論內容如表 6-1。此外,自我構念的操弄則通過短文描述使受試者產生情 境聯想(為自己 vs. 為家人或朋友選擇餐廳),以喚起個體短期的獨立型或互依 型自我構念。

表 6-1 餐廳評論

自我構念 評論內容 類別

1、獨立型:

(為自己做決策)

2、互依型:

(為他人做決策)

這家餐廳服務員的態度冷淡,餐點口味沒有想象中

的好吃,餐廳環境不整潔。不推薦這家餐廳。 主要理由 這家餐廳服務員的態度好冷淡喔~餐點口味跟想象

中有差欸,餐廳環境感覺也不整潔。有些失望! 主要情感 這家餐廳服務員的制服老氣,結賬花了很多的時

間,背景音樂不好聽。不推薦這家餐廳。 次要理由 這家餐廳服務員的制服好老氣喔~結賬也等太久了

吧,背景音樂感覺也不好聽。有些失望! 次要情感

二、研究樣本

實驗二的基本資料包括性別、年齡、教育程度、婚姻狀況及從事行業,詳細 問卷內容請參考附錄七。本次網路實驗持續時間為一周,共收集 531 則有效樣本。

其中,女性為 248 位,佔比 46.7%;男性則為 283 位,佔比 53.3%。年齡區間為 15 至 68 歲,平均年齡 24.9 歲,標準差為 6.86。

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在婚姻狀況方面,未婚者為 484 人(91.1%),餘下部分為已婚者,為 47 人

(8.9%)。在受教育程度方面,有 288 位受試者為大學或大專學歷,佔比 54.2%,

其次為研究所及以上學歷者,為 140 人(26.4%)。最後,在從事行業方面,身份 為學生的受訪者為 336 人,佔比 63.3%,其後依次為商業(8.7%)、工業(7.5%)、

軍公教(6.6%)、服務業(6.4%)等類別。

三、變數平均值、標準差與量表信度分析

由表 6-2 可知,實驗二的量表信度分析 Cronbach’s Alpha 值介於.81~.94。根 據 Cuieford(1965)提出的判斷標準,當該值大於.7 時表示問卷量表具有高信度,

表明各題項內部一致性高。

表 6-2 變數平均值、標準差、量表信度分析

依變項 平均數 標準差 Cronbach’s Alpha 題數

訊息可信度 3.51 0.87 .81 5

產品評價 3.03 1.18 .94 5

購買意願 4.48 1.13 .92 3

四、操弄檢定

實驗二為三因子實驗設計,操弄檢定包括以下三項:1)理由型和情感型兩 類餐廳評論是否能夠被受試者明確區分;2)餐廳評論所包含的主次要因素在重 要程度上是否具有顯著差異;3)在閱讀情境描述短文後,受試者是否產生相應 的自我構念類型。

首先,通過單因子變異數分析衡量餐廳評論內容的理由或情感趨向。報表顯 示,兩類負面口碑訊息類型存在顯著差異(F(1,529)=11.68,p< .01)。因此,情 感型餐廳評論(M=4.93)的情感趨向顯著高於理由型餐廳評論(M=4.51)。

其次,為確認兩類評論所包含因素的主次要程度,採成對樣本 T 檢定進行 分析。結果顯示,包含主要因素的餐廳評論,其重要程度顯著高於包含次要因素 的餐廳評論(M主要=6.43 > M次要=4.23,t(530)=49.00,p< .001)

最後,同樣以單因子變異數分析檢證自我構念情境的操弄。統計報表表明,

在獨立型自我構念情境下受試者想到朋友或家人的程度顯著低於互依型自我構 念(M獨立型=3.65 < M互依型=5.13,F(1,529)=80.33,p< .001)。因此三個變項的 操弄均為成功。

(1,530)=5.22,p< .05)、購買意願(F(1,530)=4.29,p< .05)的影響呈顯著,負 面口碑重要程度對訊息可信度(F(1,530)=42.11,p< .001)、購買意願(F(1,530)

=12.00,p< .01)的影響亦達到顯著,而自我構念對消費者態度與行為傾向則無

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我構念在對訊息可信度的影響過程中同樣存在交互作用(F(1,530)=3.73,p< .05), 而負面口碑重要程度和自我構念則無交互效果。最後,在三階交互效果上,僅產 品評價呈顯著(F(1,530)=5.33,p< .05)。此外,負面口碑訊息類型主效果的各 數值如表 6-4。

表 6-4 主效果平均數值表

依變項 負面口碑訊息類型 平均值 標準差

訊息可信度 理由型

情感型

3.57 3.46

.051 .052

產品評價 理由型

情感型

2.92 3.16

.072 .073

購買意願 理由型

情感型

4.39 4.59

.069 .070

(二)自我構念的調節作用

已知負面口碑訊息類型和自我構念對訊息可信度具有交互影響,勾選比較主 效果,進一步檢證其影響效果。根據統計報表,在獨立型自我構念的情境下,理 由型負面口碑所產生的訊息可信度顯著高於情感型負面口碑(M理由=3.63 > M =3.35,F(1,253)=5.57,p< .05);而在互依型自我構念的情境下,理由負面口 碑(M=3.52)和情感型負面口碑(M=3.58)則無顯著差別(F(1,274)= .03,p> .05)。 負面口碑訊息類型和自我構念的交互效果示意如圖 6-2。

圖 6-2 二階交互效果:負面口碑訊息類型、自我構念 對訊息可信度的影響

在三階交互作用的部分,如圖 6-3 所示,在獨立型自我構念的情境下,包含 主要因素的理由型負面口碑(M=3.04)和情感型負面口碑(M=3.10)在產品評

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價上無顯著差異(F(1,112)= .06,p> .05);而包含次要因素的理由型負面口碑所 產生的產品評價則顯著低於情感型負面口碑(M理由=2.87 < M情感=3.36,F(1,139)

=7.18,p< .01)。反之,在互依型自我構念的情境下,包含主要因素的理由型負 面口碑(M=2.86)所產生的產品評價低於情感型負面口碑(M=3.16),但仍未達 顯著(F(1,158)=2.31,p> .05);包含次要因素的理由型負面口碑(M=2.93)和 情感型負面口碑(M=2.99)在產品評價上則不存在顯著差異(F(1,114)= .08,

p> .05)

圖 6-3 三階交互作用:負面口碑訊息類型、負面口碑重要程度 和自我構念對產品評價的影響

第三節 小結

實驗二加入自我構念作為調節變項,研究發現,在負面口碑訊息類型對訊息 可信度的影響過程中,自我構念具有調節作用。亦即,當個體為獨立型自我構念 時,理由型負面口碑所產生的訊息可信度顯著高於情感型負面口碑;而在互依型 自我構念的情境下,兩類負面口碑無顯著差別。

此外,在獨立型自我構念的情境下,當負面口碑重要程度為主要因素時,理 由型和情感型負面口碑對產品評價的影響無顯著差異,而當負面口碑重要程度為 次要因素時,理由型負面口碑對產品評價的影響顯著高於情感型負面口碑。反之,

在互依型自我構念的情境下,兩類負面口碑在不同重要程度的情形中均無顯著差 異。故此,H4a 得到支持,H4b 亦得到支持,假設四成立。

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第七章 結論與反思

在文檔中 負面口碑影響機制:自我構念之調節與歸因模式之中介效果 - 政大學術集成 (頁 47-53)