變數關係

本研究以迴歸分析來驗證各變數之間的關係，試圖找出一組線性方程式，其 迴歸係數可用最小平方法決定，據以描述依變數與一組自變數之間的關係。

一、參考群體、促銷誘因、個人興趣與消費體驗要素之關係

為驗證本研究所提出之假設一至三，擬進行迴歸分析。以「消費體驗要素」

為應變項，再分別以「參考群體」、「促銷誘因」、「個人興趣」為自變項，界 定三條關係方程式如下：

消費體驗要素＝ β1參考群體＋ε 消費體驗要素＝ β2促銷誘因＋ε 消費體驗要素＝ β3個人興趣＋ε

本研究以強迫進入法進行迴歸分析，由表4-18可知，「參考群體與消費體驗 要素」、「促銷誘因與消費體驗要素」及「個人興趣與消費體驗要素」間均存在 正向關係，且路徑係數皆達顯著（p＜0.001），決定係數各為0.170、0.124、0.219，

表「參考群體」可以解釋「消費體驗要素」變異量的17％；「促銷誘因」可以解 釋「消費體驗要素」變異量的12.4％，「個人興趣」可以解釋「消費體驗要素」

變異量的21.9％。

表4-18 消費體驗要素對現場觀賽動機各子構面之迴歸分析表 自變項 應變項 Beta值 R square 調整後的

R Square F值 參考群體 消費體驗要素 .413 .170 .166 42.313 促銷誘因 消費體驗要素 .352 .124 .120 29.205 個人興趣 消費體驗要素 .468 .219 .215 57.817

二、消費體驗要素與滿意度及口碑傳播之關係

為驗證本研究所提出之假設四及五，擬進行迴歸分析。分別以「滿意度」和

「口碑傳播行為」為應變項，再以「消費體驗要素」為自變項，界定二條關係方 程式如下：

滿意度＝ β4消費體驗要素＋ε

口碑傳播行為＝ β5消費體驗要素＋ε

本研究以強迫進入法進行迴歸分析，由表4-19可知，「消費體驗要素與滿意 度」及「消費體驗要素與口碑傳播行為」間均存在正向關係，且路徑係數皆達顯 著（p＜0.001），決定係數各為0.339和0.421，表「消費體驗要素」可以解釋「滿 意度」變異量的33.9％；「消費體驗要素」可以解釋「口碑傳播行為」變異量的 42.1％。

表4-19 滿意度與口碑傳播行為對消費體驗要素之迴歸分析表 自變項 應變項 Beta值 R square 調整後的

R Square F值 消費體驗要素 滿意度 .583 .339 .336 105.864 消費體驗要素 口碑傳播行為 .649 .421 .418 149.624 三、滿意度與口碑傳播行為之關係

為驗證本研究所提出之假設6，擬進行迴歸分析。研究者以「口碑傳播行為」

為應變項，再以「滿意度」做為自變項，界定一條關係方程式如下：

口碑傳播行為＝ β6滿意度＋ε

本研究以強迫進入法進行迴歸分析，由表4-20可知，「滿意度」及「口碑傳 播行為」間存在正向關係，且路徑係數皆達顯著（p＜0.001），決定係數各為 0.312，表「滿意度」可以解釋「口碑傳播行為」變異量的31.2％。

表4-20 口碑傳播行為對滿意度之迴歸分析表 自變項 應變項 Beta值 R square 調整後的

R Square F值 滿意度 口碑傳播行為 .558 .312 .308 93.295 四、觀賽動機各子構面與滿意度及口碑傳播行為之關係

觀賽動機經因素分析後，可分為三個子構面，分別是「參考群體」、「促銷 誘因」及「個人興趣」。為驗證觀賽動機各子構面與滿意度及口碑傳播行為之間 的關係程度，研究者亦採迴歸分析來探討。

此外，本研究亦要證明「消費體驗要素」是否具有中介變項的效果。學理上 說來，某變數若要作為中介變項，必須要滿足三個條件（Baron ＆ Kenny,1986；

Sobel,1982）： 1. 自變項與中介變項分別均與因變項間存在顯著關係 2. 中介變 項與自變項之間有顯著相關 3. 加入中介變項後自變項與應變項之間的關係會 被削弱，且中介變項對應變項有直接效果。

由先前的 Pearson 相關分析中，已可得知參考群體、促銷誘因及個人興趣(皆 為自變項)與滿意度和口碑傳播行為(皆為應變項)間有顯著相關，而消費體驗要素 (為中介變項)與滿意度和口碑傳播行為(皆為應變項)間亦具有顯著相關。為進一 步驗證本研究架構中，參考群體、促銷誘因及個人興趣對滿意度和口碑傳播行為 的影響大小，本研究主張消費體驗要素乃中介變項，於是進行逐步迴歸分析

（Stepwise Multiple Regression），檢視加入消費體驗要素作為中介變項之後，參 考群體、促銷誘因及個人興趣分別與滿意度及口碑傳播行為間的關係是否會被削 弱。

（一）參考群體與滿意度之關係

此迴歸模型分析一共進行二次，Model 1為參考群體（自變項）與滿意度（應 變項）之迴歸模型。Model 2是將消費體驗要素構面加入迴歸模型，作為中介變

數，為驗證參考群體對於滿意度的影響會透過消費體驗要素加以中介的假設。

從表4-21的Model 1中我們可以看到，參考群體與滿意度間存在正向關係，

且路徑係數達顯著（F=22.046，p＜.001），決定係數為0.097，表「參考群體」

可以解釋「滿意度」變異量的9.7％。而Model 2中，被選入的變項為「消費體驗 要素」，該變項單獨可以解釋預測變項24.9％的變異量，F值改變量為77.908（p

＜.001）亦達顯著。因此，在模式二中，總計可以解釋預測變項34.5％，以F考 驗結果，此一解釋力具有統計意義（F=54.092，p＜.001）。且模式中變異膨脹 係數（VIF值）小於10.0，允差值大於0.1，表示其共線性現象並不嚴重。

此外，從要滿足成為中介變項的三個限制來看，研究者所設定的中介變項「消 費體驗要素」，也確實的使參考群體對滿意度的影響係數下降（從0.311下降至 0.085）此一結果証實了：參考群體會透過消費體驗要素而影響滿意度的看法。

根據這樣的結果，本研究的假設7得到支持。

表4-21 滿意度對參考群體之逐步迴歸分析表 模式 Beta值 R square 調整後的

R Square F值 VIF 允差 模式1 .311 .097 .092 22.046 1.000 1.00 模式2 .085 .345 .339 54.092 1.205 .830

（二）促銷誘因與滿意度之關係

此迴歸模型分析一共進行二次，Model 1為促銷誘因（自變項）與滿意度（應 變項）之迴歸模型。Model 2是將消費體驗要素構面加入迴歸模型，作為中介變 數，為驗證促銷誘因對於滿意度的影響會透過消費體驗要素加以中介的假設。

從表4-22的Model 1中我們可以看到，促銷誘因與滿意度間存在正向關係，

且路徑係數達顯著（F=26.660，p＜.001），決定係數為0.115，表「促銷誘因」

可以解釋「滿意度」變異量的11.5％。而Model 2中，被選入的變項為「消費體 驗要素」，該變項單獨可以解釋預測變項24.5％的變異量，F值改變量為78.482

（p＜.001）亦達顯著。因此，在模式二中，總計可以解釋預測變項36.0％，以F 考驗結果，此一解釋力具有統計意義（F=57.885，p＜.001）。且模式中變異膨 脹係數（VIF值）小於10.0，允差值大於0.1，表示其共線性現象並不嚴重。

此外，從要滿足成為中介變項的三個限制來看，研究者所設定的中介變項「消 費體驗要素」，也確實的使促銷誘因對滿意度的影響係數下降（從0.339下降至 0.152）此一結果証實了：促銷誘因會透過消費體驗要素而影響滿意度的看法。

根據這樣的結果，本研究的假設7得到支持。

表4-22 滿意度對促銷誘因之逐步迴歸分析表 模式 Beta值 R square 調整後的

R Square F值 VIF 允差 模式1 .339 .115 .110 26.660 1.000 1.00 模式2 .152 .360 .353 57.585 1.142 .876

（三）個人興趣與滿意度之關係

此迴歸模型分析一共進行二次，Model 1為個人興趣（自變項）與滿意度（應 變項）之迴歸模型。Model 2是將消費體驗要素構面加入迴歸模型，作為中介變 數，為驗證個人興趣對於滿意度的影響會透過消費體驗要素加以中介的假設。

從表4-23的Model 1中我們可以看到，個人興趣與滿意度間存在正向關係，

且路徑係數達顯著（F=22.046，p＜.001），決定係數為0.107，表「個人興趣」

可以解釋「滿意度」變異量的10.7％。而Model 2中，被選入的變項為「消費體 驗要素」，該變項單獨可以解釋預測變項23.6％的變異量，F值改變量為73.768

（p＜.001）亦達顯著。因此，在模式二中，總計可以解釋預測變項34.3％，以F 考驗結果，此一解釋力具有統計意義（F=53.563，p＜.001）。且模式中變異膨 脹係數（VIF值）小於10.0，允差值大於0.1，表示其共線性現象並不嚴重。

此外，從要滿足成為中介變項的三個限制來看，研究者所設定的中介變項「消

0.069）此一結果証實了：個人興趣會透過消費體驗要素而影響滿意度的看法。

根據這樣的結果，本研究的假設7得到支持。

表4-23 滿意度對個人興趣之逐步迴歸分析表 模式 Beta值 R square 調整後的

R Square F值 VIF 允差 模式1 .327 .107 .103 24.650 1.000 1.00 模式2 .069 .343 .337 53.563 1.281 .781

（四）參考群體與口碑傳播行為之關係

此迴歸模型分析一共進行二次，Model 1為參考群體（自變項）與口碑傳播 行為（應變項）之迴歸模型。Model 2是將消費體驗要素構面加入迴歸模型，作 為中介變數，為驗證參考群體對於口碑傳播行為的影響會透過消費體驗要素加以 中介的假設。

從表4-24的Model 1中我們可以看到，參考群體與口碑傳播行為間存在正向 關係，且路徑係數達顯著（F=22.046，p＜.001），決定係數為0.144，表「參考 群體」可以解釋「口碑傳播行為」變異量的14.4％。而Model 2中，被選入的變 項為「消費體驗要素」，該變項單獨可以解釋預測變項29.2％的變異量，F值改 變量為106.053（p＜.001）亦達顯著。因此，在模式二中，總計可以解釋預測變 項43.6％，以F考驗結果，此一解釋力具有統計意義（F=79.140，p＜.001）。

且模式中變異膨脹係數（VIF值）小於10.0，允差值大於0.1，表示其共線性現 象並不嚴重。

此外，從要滿足成為中介變項的三個限制來看，研究者所設定的中介變項「消 費體驗要素」，也確實的使參考群體對口碑傳播行為的影響係數下降（從0.379下 降至0.134）此一結果証實了：參考群體會透過消費體驗要素而影響口碑傳播行 為的看法。根據這樣的結果，本研究的假設8得到支持。

表4-24 口碑傳播行為對參考群體之逐步迴歸分析表 模式 Beta值 R square 調整後的

R Square F值 VIF 允差 模式1 .379 .144 .140 34.588 1.000 1.00 模式2 .134 .436 .430 79.140 1.205 .830

（五）促銷誘因與口碑傳播行為之關係

此迴歸模型分析一共進行二次，Model 1為促銷誘因（自變項）與口碑傳播 行為（應變項）之迴歸模型。Model 2是將消費體驗要素構面加入迴歸模型，作 為中介變數，為驗證促銷誘因對於口碑傳播行為的影響會透過消費體驗要素加以 中介的假設。

從表4-25的Model 1中我們可以看到，促銷誘因與口碑傳播行為間存在正向 關係，且路徑係數達顯著（F=40.786，p＜.001），決定係數為0.165，表「促銷

從表4-25的Model 1中我們可以看到，促銷誘因與口碑傳播行為間存在正向 關係，且路徑係數達顯著（F=40.786，p＜.001），決定係數為0.165，表「促銷