第四章 研究結果分析
第六節 迴歸分析
本節旨在深入探討中華電信影城通的知覺品質、知覺價值、品牌忠誠度及購 買意願之間的預測情形，本研究將以知覺品質、知覺價值、品牌忠誠度為自變數，
以購買意願為應變數，進行線性迴歸分析，模型設定如下式(1)：
購買意願
0
1知覺品質
2知覺價值
3品牌忠誠度
(1) 其中， 代表迴歸模型截距項係數，0 ~1 代表迴歸模型斜率項係數，3
為隨 機干擾項，其分配為N(0,
2)。一、 自變數共線性分析
由上節可知三個自變數間具有顯著相關，因此需要留意自變數間具有共線性 (collinearity)的問題。而檢驗迴歸模型變數間是否具有共線性的問題，通常可容 忍度(tolerance, TOL)、變異數膨脹因素(Variance inflation factor, VIF)以及條件指 標(condtion index, CI)等指標進行檢測(吳明隆,2009)。
(一)容忍度(TOL)：
容忍度計算方式為1-R2，其中 R2 代表自變數被其他自變數解釋的變異量。
容忍度數值介於0~1 間，一般判別共線性的標準是 TOL 小於 0.1，則代表該自變 數與其他自變數具有共線性。
(二)變異數膨脹因素(VIF)：
變異數膨脹因素為容忍度的倒數，因此某自變數變異數膨脹因素越高，該自 變數的容忍度越低，共線性的可能性也越大。當 VIF 大於 10，則代表該自變數 與其他自變數具有共線性。
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(三)條件指標(CI)：
條件指標為最大特徵根與個別特徵根比例的平方根，若其值在15 以上，代 表可能具有多元共線問題，30 以上則具有嚴重共線性。在 100 以上具有非常嚴 重的共線性問題，此時應找出具高度相關的自變數，刪除某些變項或採用主成份 分析。
由下表 4-16 可知，式(1)迴歸模型的自變數間皆符合 TOL>0.1、VIF<10 與 CI<30 的標準，代表此模型應不存在自變數具共線性的問題。
表 4-16 自變數間共線性診斷
容忍度 變異數膨脹因素 條件指標
判別標準 TOL>0.1 VIF<10 CI<30 知覺品質 0.431 2.323 13.687 知覺價值 0.318 3.144 19.730 品牌忠誠度 0.343 2.916 23.892 資料來源：本研究整理
二、 迴歸分析結果
(一)線性迴歸分析
本研究以迴歸分析探討中華電信影城通的消費者對於知覺價值、知覺品質與 品牌忠誠度對購買意願的程度，驗證H8~H10 是否成立，結果見表 4-17。而在共 線性檢定部分以變異數膨脹因素(Variance Inflation Factor, VIF)來判斷：共線性 (collinarity)會造成迴歸分析產生誤差的情況，其原因為自變項和其他自變項間的 相關係數過高所導致。故 VIF 若小於 10 則表示自變項和其他自變項間是無共 線性的；假如VIF 大於 10 代表該自變數與其他自變數具有共線性，由表 4-17 可 知自變數的VIF 皆小於 10，顯示迴歸模型的自變數沒有共線性問題。
此外，由表 4-17 可知，知覺品質、知覺價值與品牌忠誠度的迴歸係數值皆 為正，但知覺價值不呈統計顯著，而知覺價值與品牌忠誠度皆具統計顯著，意味 著知覺品質與品牌忠誠度對消費者購買意願具有顯著正向影響，亦即H8 與 H10
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成立。此外，由標準化迴歸係數值可知，品牌忠誠度的標準化迴歸係數值(0.644)，
高於知覺品質(0.203)與知覺價值(0.015)，因此品牌忠誠度提高對於消費者購買意 願增加最有幫助。此外，此迴歸模型的R2與調整後R2分別為0.659 與 0.656，代 表此模型具有不錯之解釋能力。
劉麗滿(2015)曾研究品牌形象、促銷方式與知覺價值對消費者購買意願之影 響：以台南地區小北百貨為例，認為該研究的統計結果，知覺價值對購買意願沒 有共線性問題存在，所以知覺價值對購買意願具有顯著的正向影響，故知覺價值 會正向顯著影響購買意願；李冠佑(2016)曾研究美食部落格行銷策略於體驗行 銷、知覺價值、信任及購買意願之應用-以台南小吃為例，該研究的統計結果，
知覺價值為購買意願的自變數以線性迴歸分析T值大於2，實證：知覺價值會正 向顯著影響購買意願；黃清溪(2014)曾研究品牌形象、知覺價值、品牌知名度對 微熱山丘鳳梨酥購買意願影響之研究-以南投縣為例，在研究的相關分析中，得 證知覺價值與購買意願有顯著的正向相關；而在路徑分析中，實證知覺價值與購 買意願具有顯著的直接影響；蔡宜靜(2011)曾研究廣告代言人、品牌形象、知覺 價值、品牌權益與購買意願之分析與模型建構：實證知覺價值對購買意願的統計 結果不具有顯著性。所以在表4-17裡，知覺價值對購買意願線性迴歸分析T值
=0.250(<2)故不具有統計顯著性。亦即H9假設不成立。
表 4-17 知覺品質、知覺價值與品牌忠誠度對購買意願的線性迴歸分析 應變數
自變數 購買意願
未標準化迴歸
係數 估計標準誤 標準化迴
歸係數 T 值 VIF β0(常數項
係數) 0.153 0.146 0.000 1.050
知覺品質 0.235 0.060 0.203 3.930*** 2.323 知覺價值 0.017 0.069 0.015 0.250 3.144 品牌忠誠度 0.683 0.061 0.644 11.120*** 2.916
R2 0.659 adj-R2 0.656 F 值 190.88***
註1：*者表示 p<0.05，**者表示 p<0.01，***者表示 p<0.001
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註：*者表示 p<0.05，**者表示 p<0.01，***者表示 p<0.001 資料來源：本研究整理
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註：*者表示 p<0.05，**者表示 p<0.01，***者表示 p<0.001 資料來源：本研究整理
綜合上述分析結果，知覺品質與品牌忠誠度除了會直接影響購買意願外，同 時也會間接地透過知覺價值影響消費者購買意願。由此可知，雖然知覺價值在表 4-17 的複迴歸模型結果不呈現統計顯著，但它其實扮演了中介變數的角色，其影 響亦不能完全忽略。
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三、 研究結果
綜整上述分析結果，以下將本研究假設檢定結果綜整於表4-20，並將人口基 本資料對各構面的影響整理至表4-21。在研究假設 H1~H4 部分，由表 4-20 與表 4-21 可知，年齡層、職業、月收入對知覺品質、知覺價值、品牌忠誠度與購買意 願有顯著差異，廠商或許可從這些人口基本資料擬定相關行銷策略、找尋潛在市 場。此部分將於結論與建議中做進一步討論。
在研究假設 H5~H7 部分，從皮爾森相關係數分析可知知覺價值、知覺品質 與品牌忠誠度間具有顯著正相關；此外，研究假設H8~H10 則由迴歸分析則可發 現除知覺價值對購買意願影響不顯著以外，知覺品質、品牌忠誠度與購買意願皆 有顯著正相關。若進一步將知覺價值作為中介變數探討研究假設 H11 與 H12，
則可發現雖然知覺價值對購買意願影響不顯著，但知覺品質與品牌忠誠度仍會透 過知覺價值作為中介變數，影響消費者購買意願。
表 4-20 人口基本資料對各構面的影響結果彙整表
具差異性的基本資料屬性 事後檢定
知覺品質 年齡、職業、月收入 30~39 歲>21~29 歲 知覺價值 年齡、職業、月收入 30~39 歲>21~29 歲
品牌忠誠度 年齡、職業、月收入 無法判別
購買意願 年齡、職業 金融業>學生
資料來源：本研究整理
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表 4-21 研究假設驗證結果彙整表
研究假設 假設內容 驗證結果
差異性檢設
H1 人口統計變項在『知覺品質』上是有顯著差異 部分成立(參考表 4-20) H2 人口統計變項在『知覺價值』上是有顯著差異 部分成立(參考表
4-20) H3 人口統計變項在『品牌忠誠度』上是有顯著差異 部分成立(參考表
4-20) H4 人口統計變項在『購買意願』上是有顯著差異 部分成立(參考表
4-20) 相關性檢設
H5 『 知覺品質』對於『知覺價值』有顯著正相關 成立
H6 『知覺價值』對於『品牌忠誠度』有顯著正相關 成立
H7 『知覺品質』對於『品牌忠誠度』有顯著正相關 成立
預測效果假設
H8 『知覺品質』對於『購買意願』有顯著正面影響 成立
H9 『知覺價值』對於『購買意願』有顯著正面影響
不成立(參考註 1) H10 『品牌忠誠度』對於『購買意願』有顯著正面影響
成立 中介效果假設
H11 『知覺價值』對『知覺品質與購買意願的關係』具 有中介效果
成立-部分中介效果
H12 『知覺價值』對『品牌忠誠度與購買意願的關係』
具有中介效果 成立-部分中介效果
註1：表 4-17 的註 2 知覺價值 T 值 0.25 小於 2，故統計不具有顯著性 資料來源：本研究整理
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