第四章 資料分析結果
第四節 迴歸分析
‧
注：*表示p值<0.1的顯著水平，**表示p值<0.05的顯著水平
在迴歸模型1中，因變量為“心理過時恐懼”的迴歸模型中，調整後R2值為0.373，F
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
值為93.998，p值<0.05，表示該模型顯著。其中，以“新奇追求”為自變量的ß值為-0.050，
p值為0.223，沒有達到顯著水平；而以“從眾行為”為自變量的ß值為0.256，p值<0.05，
達到了顯著水平；此外，以“獨特性”為自變量的ß值為0.524，p值<0.05，也達到了顯著 水平。
因變量為“經濟過時恐懼”的迴歸模型中，調整後R2值為0.197，F值為39.272，p值
<0.05，表示該模型顯著。其中，以“新奇追求”為自變量的ß值為-0.011，p值為0.822，沒 有達到顯著水平；而以“從眾行為”為自變量的ß值為0.271，p值<0.05，達到了顯著水平；
此外，以“獨特性”為自變量的ß值為0.305，p值<0.05，也達到了顯著水平。
因變量為“技術過時恐懼”的迴歸模型中，調整後R2值為0.151，F值為28.804，p值
<0.05，表示該模型顯著。其中，以“新奇追求”為自變量的ß值為0.051，p值為0.291，沒 有達到顯著水平；而以“從眾行為”為自變量的ß值為0.191，p值<0.05，達到了顯著水平；
此外，以“獨特性”為自變量的ß值為0.275，p值<0.05，也達到了顯著水平。
根據迴歸模型1的分析結果可知，自變量“新奇追求”對因變量“心理過時恐懼”、“經 濟過時恐懼”和“技術過時恐懼”這三種產品過時恐懼類型均不具有顯著影響，故本研究 的假說H1中H1a、H1b和H1c均不成立。自變量“從眾行為”對三個產品過時恐懼的因變 量均具有顯著影響，因此假說H2成立。同樣，自變量“獨特性”對三個產品過時恐懼的 因變量均具有顯著影響，因此假說H3成立。
三、 預期悔恨問項影響來源的迴歸分析
在本研究中，迴歸模型1後，接著以“心理過時恐懼”、“經濟過時恐懼”、“技術過時 恐懼” 、“新奇追求”、“從眾行為”和“獨特性”來作為自變量，以“預期悔恨”作為因變量，
納入迴歸模型中進行分析，並根據階層迴歸判斷該模型中是否存在中介效果。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
首先，將先以“新奇追求”、“從眾行為”和“獨特性”作為自變量，並以“預期悔恨”作 為因變量，形成迴歸模型2，得出的分析結果如下表4-23所示。
表4-23 迴歸模型2
迴歸模型2 因變量 VIF值
預期悔恨
自變量ß值
新奇追求 -0.05 1.279 從眾行為 0.270** 1.078 獨特性 0.420** 1.291
自由度 466
F值 66.898
調整後R2值 0.297
注：*表示p值<0.1的顯著水平，**表示p值<0.05的顯著水平
在因變量為“預期悔恨”的迴歸模型2中，調整後R2值為0.297，F值為66.898，p值<0.05，
表示該模型顯著。其中，以“新奇追求”為自變量的ß值為-0.05，p值為0.907，沒有達到 顯著水平；而以“從眾行為”為自變量的ß值為0.270，p值<0.05，達到了顯著水平；此外，
以“獨特性”為自變量的ß值為0.420 ，p值<0.05，同樣達到了顯著水平。
接下來，將“心理過時恐懼”、“經濟過時恐懼”和“技術過時恐懼”也納入迴歸模型2 中，成為迴歸模型3，得到的分析結果如下表4-24所示。
表4-24 迴歸模型3
迴歸模型3 因變量 VIF值
預期悔恨
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
自變量ß值
新奇追求 0.013** 1.299
從眾行為 0.01 1.212
獨特性 0.10 1.709
心理過時恐懼 0.378** 2.147 經濟過時恐懼 0.376** 3.190 技術過時恐懼 0.365** 2.811
自由度 463
F值 6195.188
調整後R2值 0.988
注：*表示p值<0.1的顯著水平，**表示p值<0.05的顯著水平
在上述迴歸模型3中，以“預期悔恨”為因變量的迴歸模型的調整後R2值為0.988，F 值為6195.188，p值<0.05，表示該模型顯著，且模型擬合程度和解釋力都有所提高。其 中，自變量“從眾行為”的ß值為0.01，自變量“獨特性”的ß值為0.10，二者均未達到顯著 水平，因此認為“從眾行為”和“獨特性”兩個自變量被完全中介。同時，自變量“心理過 時恐懼”的ß值為0.378，p值<0.05，顯示達到顯著水平；自變量“經濟過時恐懼”的ß值為 0.376，p值<0.05，也顯示達到顯著水平；而自變量“技術過時恐懼”的ß值為0.365，p值
<0.05，同樣顯示達到了顯著水平。
根據上述兩個模型的研究結果發現，自變量“心理過時恐懼”、“經濟過時恐懼”和“技 術過時恐懼”對因變量“預期悔恨”均具有顯著影響。因此，本研究的假說中，H4完全成 立，消費者的心理過時恐懼、經濟過時恐懼和技術過時恐懼越強，則預期悔恨越強。
四、 預期悔恨對當前產品升級意願的影響
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
在本研究中，此部分迴歸分析是以“心理過時恐懼”、“經濟過時恐懼”、“技術過時 恐懼”和“預期悔恨”作為自變量，“當前產品升級意願”作為因變量，並以“當前品牌滿意 度”作為控制變量，在迴歸模型中進行分析，並根據階層迴歸判斷該模型中是否存在中 介效果。
首先，將先以“心理過時恐懼”、“經濟過時恐懼”和“技術過時恐懼”作為自變量，並 以“當前產品升級意願”作為因變量，得出的分析結果如下表4-25所示。
表4-25 迴歸模型4
迴歸模型4 因變量 VIF值
當前產品升級意願
自變量ß值
心理過時恐懼 0.083 1.696 經濟過時恐懼 -0.99 3.124 技術過時恐懼 0.219** 2.784 消費者滿意度 0.075 1.021
自由度 465
F值 5.310
調整後R2值 0.035
注：*表示p值<0.1的顯著水平，**表示p值<0.05的顯著水平
在因變量為“當前產品升級意願”的迴歸模型4中，調整後R2值為0.035，F值為5.310，
p值<0.05，表示該模型顯著。其中，以“心理過時恐懼”為自變量的ß值為0.083，p值為0.163，
沒有達到顯著水平；以“經濟過時恐懼”為自變量的ß值為-0.99，p值為0.217>0.05，也沒 有達到顯著水平；而以“技術過時恐懼”為自變量的ß值為0.219，p值為0.04<0.05，達到 了顯著水平。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
接下來，將“預期悔恨”也納入迴歸模型4中，成為迴歸模型5，得到的分析結果如下 表4-26所示。
表4-26 迴歸模型5
迴歸模型5 因變量 VIF值
當前產品升級意願
自變量ß值
心理過時恐懼 -0.512** 13.469 經濟過時恐懼 -0.679** 14.304 技術過時恐懼 -0.347** 13.461 預期悔恨 1.543** 79.229 消費者滿意度 0.080* 1.022
自由度 464
F值 7.387
調整後R2值 0.064
注：*表示p值<0.1的顯著水平，**表示p值<0.05的顯著水平
在因變量為“當前產品升級意願”的迴歸模型5中，調整後R2值為0.064，F值為7.387，
p值<0.05，表示該模型顯著，且模型擬合程度和解釋力都有所提高。其中，以“心理過 時恐懼”為自變量的ß值為-0.512，p值為0.002<0.05，達到了顯著水平；而以“經濟過時恐 懼”為自變量的ß值為-0.679，p值<0.05，也達到了顯著水平；此外，以“技術過時恐懼”
為自變量的ß值為-0.347 ，p值為0.035<0.05，同樣達到了顯著水平。而自變量“預期悔恨”
的ß值為1.543，p值<0.05，也達到了顯著水平。
根據上述兩個模型的研究結果發現，自變量“預期悔恨”對因變量“當前產品升級意 願”具有顯著影響。因此，在本研究的假說中，H5成立，消費者的預期悔恨越強，則產
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
品升級意願越高。
五、 預期悔恨對品牌再購買意願的影響
在本研究中，這部分迴歸分析是以“心理過時恐懼”、“經濟過時恐懼”、“技術過時 恐懼”和“預期悔恨”作為自變量，“當前品牌再購買意願”作為因變量，並以“當前品牌滿 意度”作為控制變量，在迴歸模型中進行分析，並根據階層迴歸判斷該模型中是否存在 中介效果。
首先，將先以“心理過時恐懼”、“經濟過時恐懼”和“技術過時恐懼”作為自變量，並 以“當前品牌再購買意願”作為因變量，納入迴歸模型6，得出的分析結果如下表4-27所 示。
表4-27 迴歸模型6
迴歸模型6 因變量 VIF值
品牌再購買意願
自變量ß值
心理過時恐懼 0.066 1.696 經濟過時恐懼 -0.031 3.124 技術過時恐懼 0.018 2.784 消費者滿意度 0.338** 1.021
自由度 465
F值 14.922
調整後R2值 0.106
注：*表示p值<0.1的顯著水平，**表示p值<0.05的顯著水平
在因變量為“品牌再購買意願”的迴歸模型6中，調整後R2值為0.106，F值為14.922，
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
p值<0.05，表示該模型顯著。其中，以“心理過時恐懼”為自變量的ß值為0.066，p值為0.245，
沒有達到顯著水平；以“經濟過時恐懼”為自變量的ß值為-0.031，p值為0.687>0.05，也沒 有達到顯著水平；而以“技術過時恐懼”為自變量的ß值為0.018，p值為0.803，同樣沒有 達到顯著水平。
接下來，將“預期悔恨”也納入迴歸模型6中，成為迴歸模型7，得到的分析結果如下 表4-28所示。
表4-28 迴歸模型7
迴歸模型7 因變量 VIF值
品牌再購買意願
自變量ß值
心理過時恐懼 -0.430** 13.469 經濟過時恐懼 -0.515** 14.304 技術過時恐懼 -0.455** 13.461 預期悔恨 1.288** 79.229 消費者滿意度 0.039** 1.022
自由度 464
F值 14.447
調整後R2值 0.125
注：*表示p值<0.1的顯著水平，**表示p值<0.05的顯著水平
在因變量為“品牌再購買意願”的迴歸模型7中，調整後R2值為0.125，F值為14.447，
p值<0.05，表示該模型顯著，且模型擬合程度和解釋力都有所提高。其中，以“心理過 時恐懼”為自變量的ß值為-0.430，p值<0.05，達到了顯著水平；而以“經濟過時恐懼”為
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
值為-0.455，p值也<0.05，同樣達到了顯著水平。此外，自變量“預期悔恨”的ß值為1.288，
p值<0.05，也達到了顯著水平。
根據上述兩個模型的研究結果發現，自變量“預期悔恨”對因變量“品牌再購買意願”
具有顯著影響。因此，在本研究的假說中，H6成立，消費者的預期悔恨越強，則當前 使用品牌的再購買意願越高。
六、 預期悔恨對品牌轉換意願的影響
在本研究中，這部分迴歸分析是以“心理過時恐懼”、“經濟過時恐懼”、“技術過時 恐懼”和“預期悔恨”作為自變量，“品牌轉換意願”作為因變量，並以“當前品牌滿意度”
作為控制變量，在迴歸模型中進行分析，並根據階層迴歸判斷該模型中是否存在中介效 果。
首先，將先以“心理過時恐懼”、“經濟過時恐懼”和“技術過時恐懼”作為自變量，並 以“品牌轉換意願”作為因變量，納入迴歸模型8，得出的分析結果如下表4-29所示。
表4-29 迴歸模型8
迴歸模型8 因變量 VIF值
品牌轉換意願
自變量ß值
心理過時恐懼 -0.138** 1.696 經濟過時恐懼 -0.137* 3.124 技術過時恐懼 0.059 2.784 消費者滿意度 -0.251** 1.021
自由度 465
F值 11.687
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
調整後R2值 0.084
注：*表示p值<0.1的顯著水平，**表示p值<0.05的顯著水平
在因變量為“品牌轉換意願”的迴歸模型8中，調整後R2值為0.084，F值為11.687，p 值<0.05，表示該模型顯著。其中，以“心理過時恐懼”為自變量的ß值為-0.138，p值為 0.017<0.05，達到了顯著水平要求；以“經濟過時恐懼”為自變量的ß值為-0.137，p值為 0.080<0.1，達到了一定的顯著水平；而以“技術過時恐懼”為自變量的ß值為0.059，p值 為0.423，沒有達到顯著水平。
接下來，將“預期悔恨”也納入迴歸模型8中，成為迴歸模型9，得到的分析結果如下 表4-30所示。
表4-30 迴歸模型9
迴歸模型7 因變量 VIF值
品牌轉換意願
自變量ß值
心理過時恐懼 0.122 13.469 經濟過時恐懼 0.117 14.304 技術過時恐懼 0.308* 13.461 預期悔恨 -0.677* 79.229 消費者滿意度 -0.253** 1.022
自由度 464
F值 9.983
調整後R2值 0.087
注：*表示p值<0.1的顯著水平，**表示p值<0.05的顯著水平 在因變量為“品牌轉換意願”的迴歸模型7中，調整後R2