第三章 研究方法
第五節 認知反應之中介變項驗證
首先，針對品牌態度。Baron 與 Kenny（1986）建議，要確認一變項是否 為中介變項，需進行三次迴歸。以本研究而言，第一個迴歸自變項為訊息涉入 與卡通代言人品牌相關性，依變項為認知反應（中介變項）；第二個迴歸自變項 為訊息涉入與卡通代言人品牌相關性，依變項為品牌態度：第三個迴歸自變項 為訊息涉入、卡通代言人品牌相關性、認知反應，依變項為品牌態度。若第二 個迴歸自變項的 β 均達顯著水準，且第三個迴歸自變項的 β 在加入中介變項 後未達顯著水準，代表該中介變項完全中介（perfectly mediate）自變項對依 變項的影響，但是，若第三個迴歸自變項的 β 在加入中介變項後達顯著水準，
代表該中介變項部分中介（partially mediate）自變項對依變項的影響。
本研究採多元迴歸分析方式（multiple regression）中的強迫進入法
（enter），亦即一般所稱的複迴歸分析法，強迫所有變項依順序進入迴歸方程 式，目的為在某一顯著水準下，將所有對於依變項具有解釋力的預測變項納入 迴歸方程式，計算所有變數的迴歸係數（邱浩政，2002）。
針對品牌態度，第一個迴歸分析顯示，訊息涉入和卡通代言人品牌相關性 沒有共線性問題（Tolerance=.88，VIF=1.33），兩者皆顯示顯著預測認知反應
（訊息涉入：β=.17；t=2.24，
p
＜.01；卡通代言人品牌相關性：β=.46；t=6.02，p
＜.001；Model：F（2）=28.60，p
＜.001，R2=.30）。第二個迴歸分析顯示，訊息 涉入和卡通代言人品牌相關性沒有共線性問題（Tolerance=.88，VIF=1.33）， 兩者皆顯示顯著預測品牌態度（訊息涉入：β=.24；t=3.41，p
＜.001；卡通代 言人品牌相關性：β=.51；t=7.28，p
＜.001；Model：F（2）=46.32，p
＜.001，R2=.40）。第三個迴歸分析顯示，訊息涉入、卡通代言人品牌相關性和認知反應 沒有共線性問題（Tolerance=.70～.85，VIF=1.18～1.43），三者皆顯示顯著預 測品牌態度（訊息涉入：β=.20；t=2.89，
p
＜.01；卡通代言人品牌相關性：β=.41；t=5.31，
p
＜.001；認知反應：β=.23；t=2.95，p
＜.01；Model：F（3）=35.51，
p
＜.001，R2=.44）。詳見表 4-15。所以，由此進一步推論，認知反應部分中介訊息涉入、卡通代言人品牌相 關性對品牌態度的影響（圖 4-1）。
表 4-15：訊息涉入、卡通代言人品牌相關性和認知反應對品牌態度的影響 預測購買意願（訊息涉入：β=.24；t=3.40，
p
＜.01；卡通代言人品牌相關性：β=.53；t=7.60，
p
＜.001；Model：F（2）=49.41，p
＜.001，R2=.42）。第三個迴60
（Tolerance=.70～.85，VIF=1.18～1.43），其中，訊息涉入與卡通代言人品牌 相關性皆顯著預測購買意願（訊息涉入：β=.21；t=3.04，
p
＜.01；卡通代言 人品牌相關性：β=.47；t=6.04，p
＜.001），但是，認知反應未顯著預測購買.76***
針對認知反應、品牌態度及購買意願。第一個迴歸分析顯示，認知反應沒 有共線性問題（Tolerance=1，VIF=1），且顯著預測品牌態度（認知反應：β=.50；
t=6.84，
p
＜.001； Model：F（1）=46.74，p
＜.001，R2=.25）。第二個迴歸分析 顯示，品牌態度沒有共線性問題（Tolerance=1，VIF=1），且顯著預測購買意願（品牌態度：β=.79；t=15.26，
p
＜.001；Model：F（1）=232.98，p
＜.001，R2=.63）。 第三個迴歸分析顯示，認知反應、品牌態度沒有共線性問題（Tolerance=.74～.75，VIF=1.33～1.34），兩者之中，品牌態度顯著預測購買意願，但認知反 應並未顯著預測購買意願（品牌態度：β=.76；t=12.70，
p
＜.001；認知反應：β=.06；t=98，
p
＞.05；Model：F（2）=116.93，p
＜.001，R2=.63）。詳見表 4-17。62
表 4-19：訊息相關認知反應統計表二
實驗組別 正向認知反應 負向認知反應 中立認知反應 個數 百分比 個數 百分比 個數 百分比 1（A1XB1） 44 40％ 34 30％ 35 30％
2（A2XB1） 47 52％ 27 30％ 16 18％
3（A2XB1） 49 50％ 31 32％ 18 18％
4（A2XB2） 83 69％ 18 15％ 19 16％
本研究採多因子變異數分析驗證假設一～二，將「訊息涉入」及「卡通代 言品牌相關性」設為自變項，而「正向訊息相關認知反應」設為依變項。結果 顯示，兩個主效果與交互作用均達顯著水準，顯示訊息涉入高低會造成正向訊 息相關認知反應的差別（
F
（1,136）=6.18，p
＜.05），而卡通代言人品牌相關性高 低也會造成正向訊息相關認知反應的差異（F
（1,136）=12.01，p
＜.05），更進一步 的，訊息涉入與卡通代言人品牌相關性會交互影響正向訊息相關認知反應（F
（1,136）=4.34，
p
＜.05）。詳見下表 4-20，圖 4-4。表 4-20：假設一與假設二之交互作用效果檢定
變異來源
SS df MS F p
訊息涉入 > 9.78 1 9.78 6.18 .01*
卡 通 代 言 人 品 牌 相關性
12.01 1 12.01 7.59 .01*
訊息涉入*卡通代 言人品牌相關性
6.86 1 6.86 4.34 .04*
誤差 215.14 136 1.58 全體 599 140
*
p
＜.05，**p
＜.01，***p
＜.00164
H4：就低涉入的消費者而言，卡通代言人品牌相關性高時，會較卡通代言
66
由於交互效果達顯著水準，本研究進一步進行單純主效果考驗，將資料依
「訊息涉入高低」分割，進而設「卡通代言人品牌相關性」為自變項，「品牌態 度」為依變項，以單因子變異數分析驗證之。結果顯示，訊息涉入與卡通代言 人品牌相關性的交互影響，在不同條件限定下有所差異。在訊息涉入低的情況 下，卡通代言人品牌相關性高低在品牌態度並無顯著差異（
F
（ 1,136 ）=.08，p
＞.05），所以，假設未獲得支持；在訊息涉入高的情況下，卡通代言人品牌相 關性高低在品牌態度則有顯著差異（
F
（1,136）=11.39，p
＜.01），且卡通代言人品 牌相關性高的品牌態度平均數為 1.23，高於卡通代言人品牌相關性低的品牌態 度平均數 0.49，所以，假設獲得支持。由此推論，對低涉入的消費者而言，卡通代言人品牌相關性高低並不會造 成品牌態度的不同，假設三未獲支持，但是，對高涉入消費者而言，卡通代言 人品牌相關性高時，會較卡通代言人品牌相關性低時產生較正面的品牌態度，
假設四獲得支持。
三、 假設五～六
H5：就高涉入的消費者而言，卡通代言人品牌相關性高時，會較卡通代言 人品牌相關性低時，產生較高的購買意願。
H6：就低涉入的消費者而言，卡通代言人品牌相關性高時，會較卡通代言 人品牌相關性低時，產生較高的購買意願。
本研究亦採多因子變異數分析驗證假設五～六，將「訊息涉入」及「卡通 代言品牌相關性」設為自變項，而「購買意願」設為依變項。結果顯示，訊息 涉入對購買意願之主效果達顯著，顯示訊息涉入高低會造成購買意願的差別（
F
（1,136）=7.11，
p
＜.05），但是，卡通代言人品牌相關性對購買意願之主效果未達顯著，顯示卡通代言人品牌相關性高低不會造成購買意願的差別（
F
（1,136）=2.56，p
＞.05），然而交互作用達顯著水準，顯示訊息涉入與卡通代言人品牌相關性會 交互影響購買意願（F
（1,136）=4.40，p
＜.05）。詳見下表 4-22，圖 4-6。表 4-22：假設五與假設六之交互作用效果檢定
68
第七節 額外分析
此外，研究者根據受測者的個別差異，試圖分析「性別」對本研究變項所 造成的差異，分別檢定訊息涉入、卡通代言人品牌相關性、性別此三個自變項 對認知反應、品牌態度、購買意願的影響，詳細結果分述如下：
一、 訊息涉入、卡通代言人品牌相關性與性別對認知反應之影響
本研究採多因子變異數分析驗證假設之，將「訊息涉入」、「卡通代言品牌 相關性」及「性別」設為自變項，而「正向訊息相關認知反應」設為依變項。
由於前兩者均已在第六節分析過，在此不重複贅述，僅列出性別相關資料。
結果顯示，性別主效果與交互作用均未達顯著水準。顯示性別並不會造成 正向訊息相關認知反應的差異（
F
（1,132）=.55，p
＞.05）；不會調節訊息涉入對正 向訊息相關認知反應的差異（F
（1,132）=2.24，p
＞.05）；也不會調節卡通代言人 品牌相關性對正向訊息相關認知反應的差異（F
（1,132）=.93，p
＞.05）；更不會調 節訊息涉入、卡通代言人品牌相關性對正向訊息相關認知反應的交互作用（F
（1,132）=.16，
p
＞.05），詳見下表 4-24。表 4-24：訊息涉入、卡通代言人品牌相關性與性別對認知反應之影響
變異來源
SS df MS F p
性別 .86 1 .86 .55 .46 訊息涉入*性別 3.54 1 3.54 2.24 .14 卡通代言人品牌相
關性*性別
1.48 1 1.48 .93 .34 訊息涉入*卡通代言
人品牌相關性*性別
.25 1 .25 .16 .69 誤差 208.80 132 208.80
全體 599 140
*
p
＜.05，**p
＜.01，***p
＜.001二、 訊息涉入、卡通代言人品牌相關性與性別對品牌態度之影響
結果顯示，性別主效果與交互作用均未達顯著水準。顯示性別並不會造成
70
品牌態度的差異（
F
（1,132）=.20，p
＞.05）；不會調節訊息涉入對品牌態度的差異（
F
（1,132）=1.41，p
＞.05）；也不會調節卡通代言人品牌相關性對品牌態度的差異（
F
（1,132）=.54，p
＞.05）；更不會調節訊息涉入、卡通代言人品牌相關性對品牌態度的交互作用（
F
（1,132）=.21，p
＞.05），詳見下表 4-25。表 4-25：訊息涉入、卡通代言人品牌相關性與性別對品牌態度之影響 變異來源
SS df MS F p
性別 .21 1 .21 .20 .66 訊息涉入*性別 1.46 1 1.46 1.41 .24 卡通代言人品牌相關性*性別
.56 1 .56 .54 .46 訊息涉入*卡通代言
人品牌相關性*性別
.22 1 .22 .21 .89 誤差 136.42 132 136.42
全體 230.16 140
*
p
＜.05，**p
＜.01，***p
＜.001三、 訊息涉入、卡通代言人品牌相關性與性別對購買意願之影響
結果顯示，性別主效果與交互作用均未達顯著水準。顯示性別並不會造成 購買意願的差異（
F
（1,132）=.01，p
＞.05）；不會調節訊息涉入對購買意願的差異（
F
（1,132）=1.45，p
＞.05）；也不會調節卡通代言人品牌相關性對購買意願的差異（
F
（1,132）=.56，p
＞.05）；更不會調節訊息涉入、卡通代言人品牌相關性對購買意願的交互作用（
F
（1,132）=1.84，p
＞.05），詳見下表 4-26。表 4-26：訊息涉入、卡通代言人品牌相關性與性別對購買意願之影響 變異來源
SS df MS F p
性別 .01 1 .01 .01 .93 訊息涉入*性別 2.07 1 2.07 1.45 .23 卡通代言人品牌相關性*性別
.08 1 .08 .56 .81 訊息涉入*卡通代言
人品牌相關性*性別
2.62 1 2.62 1.84 .18 誤差 187.66 132 187.66
全體 305.75 140
*
p
＜.05，**p
＜.01，***p
＜.00172
ELM（Elaboration Likelihood Model）理論中指出，當消費者訊息涉入高，
願意花時間閱讀訊息與思考論點，主要會受中央線索影響其認知反應，其中，
論點品質是相當重要的因素，他們對強論點產生較多正向認知反應，而論點數 量也會引發他們較多想法（Chaiken, 1980）。
Petty 與 Cacioppo（1984）證實論點品質（中央線索）會影響訊息涉入高 者，但論點數量（邊陲線索）僅會影響訊息涉入低者，然而，他們進一步發現
Insko ＆ Yandell, 1974；Chaiken, 1980；Petty ＆ Cacioppo, 1984；Maclnnis
＆ Jaworski, 1989；Friedrich, Fetherstonhaugh, Casey ＆ Gallaghe, 1996）。
而 Petty 與 Cacioppo （1986) 假定認知反應中介態度改變，認為正向認 知反應與負向認知反應的比率會導致態度改變，當正面認知反應數多於負面認 知反應時便會形成正面態度。由 ELM 理論相關研究中，亦多證實認知反應中介 品牌態度之影響（e.g.,Brock, 1967；Greenwald, 1968；Wright, 1973；Petty, Ostrom ＆ Brock, 1981；Petty ＆ Cacioppo,1984；Mongeau ＆ Stiff, 1993）。本研究經多次多元迴歸分析後，再次支持認知反應中介品牌態度的關 係，確立訊息涉入與卡通代言人品牌相關性受認知反應部分中介影響品牌態 度，代表訊息涉入與卡通代言人品牌相關性並非完全透過認知反應影響品牌態 度，而是部分透過認知反應影響之，與文獻推論結果相符合。