第四章 資料分析結果
第四節 迴歸分析
‧
值為0.251，F 值為 38.881，p 值<0.05，表示模型顯著。其中自變數「新奇追求」之𝛽值為 0.106，p 值<0.1，達到顯著水準；自變數「從眾行為」之𝛽值為 0.379，
p 值<0.05，達到顯著水準；自變數「獨特性需求」之𝛽值為 0.355，p 值<0.05，
達到顯著水準。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
自變數「獨特性需求」之𝛽值為 0.245，p 值<0.05，達到顯著水準。
以「技術性過時恐懼」為依變數的迴歸模型之調整後R2值為0.065，F 值為 8.907，p 值<0.05，表示模型顯著。其中自變數「新奇追求」之𝛽值為-0.075，未 達顯著水準；自變數「從眾行為」之𝛽值為 0.338，p 值<0.05，達到顯著水準；
自變數「獨特性需求」之𝛽值為 0.068，未達顯著水準。
根據迴歸模型一的分析結果發現，自變數「新奇追求」僅對依變數「心理性 過時恐懼」具顯著影響，對依變數「經濟性過時恐懼」及「技術性過時恐懼」皆 未顯著，故本研究之假說H1僅部分成立，即H1a之假說成立，而H1b之假說則不 成立；自變數「從眾行為」對三個依變數皆具顯著影響，故假說H2成立；自變 數「獨特性需求」對依變數「心理性過時恐懼」具顯著影響，對「技術性過時恐 懼」則未顯著，故假說H3亦僅部分成立，即H3a之假說成立，而H3b之假說不成 立。針對自變數「新奇追求」及「獨特性需求」對依變數「技術性過時恐懼」皆 未達顯著影響，本研究推論有兩種可能的原因。首先，新奇追求及獨特性需求在 概念上為近似的消費者行為特性。新奇追求代表消費者對新奇的、新穎的產品之 追求與渴望程度，而獨特性需求則是代表個體會透過所擁有的具體實物，以表現 出具獨特性的自我形象以及與眾不同的社會形象的動機。故推論將兩項自變數同 時納入模型時，可能會相互影響，導致皆不顯著的結果。從迴歸模型一可以發現 獨特性需求對三個依變數的𝛽值皆大於新奇追求的𝛽值。第二個可能的原因為，
現今智慧型手機在技術規格及功能上已經發展到一個成熟的階段，近幾年已經較 少突破性或爆炸性的創新表現，故縱使消費者具有新奇追求或獨特性需求的傾向，
然而對智慧型手機這樣的產品類別來說，消費者並不會認為某種智慧型手機是特 別獨特或新奇的，導致其對於技術性過時恐懼的影響較不明顯。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
三、 相對持有時間比影響來源之迴歸分析本研究接著以「新奇追求」、「從眾行為」、「獨特性需求」、「心理性過時恐懼」、
「經濟性過時恐懼」以及「技術性過時恐懼」作為自變數，以「相對持有時間比」
為依變數，納入迴歸模型分析，並使用階層迴歸檢測是否存在中介效果。
首先以「新奇追求」、「從眾行為」以及「獨特性需求」作為自變數，以「相 對持有時間比」作為依變數，分析結果如下表4.19 所示。
表4.19 迴歸模型二
註：*表示 p 值<0.1 的顯著水準，**表示 p 值<0.05 的顯著水準
在迴歸模型二中，以「相對持有時間比」為依變數的迴歸模型之調整後R2 值為0.01，F 值為 2.112，p 值<0.1，模型仍達顯著。其中自變數「獨特性需求」
之𝛽值為 0.073，p 值<0.05，達到顯著水準。「新奇追求」及「從眾行為」則未達 顯著水準。
迴歸模型二 依變數
VIF 值 相對持有時間比
自 變 數 𝛽 值
新奇追求 -0.039 1.145
從眾行為 0.040 1.028
獨特性需求 0.073** 1.159
F 值 2.112*
調整後R2值 0.010
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
接著將「心理性過時恐懼」、「經濟性過時恐懼」以及「技術性過時恐懼」納 入模型二後，分析結果如下表4.20 所示。
表4.20 迴歸模型三
註：*表示 p 值<0.1 的顯著水準，**表示 p 值<0.05 的顯著水準
在迴歸模型三中，以「相對持有時間比」為依變數的迴歸模型之調整後R2 值為0.029，F 值為 2.720，p 值<0.05，表示模型顯著，且模型解釋力提高。其中 自變數「獨特性需求」之𝛽值為 0.046，未達顯著水準，顯示「獨特性需求」被 完全中介。而自變數「心理性過時恐懼」之𝛽值為 0.067，p 值<0.1，達到顯著水 準；自變數「技術性過時恐懼」之𝛽值為 0.048，p 值<0.1，達到顯著水準；而自 變數「經濟性過時恐懼」則未達顯著水準。
迴歸模型三 依變數
VIF 值 相對持有時間比
自 變 數 𝛽 值
新奇追求 -0.042 1.177
從眾行為 -0.002 1.203
獨特性需求 0.046 1.286
心理性過時恐懼 0.067* 1.840
經濟性過時恐懼 0.002 2.145
技術性過時恐懼 0.048* 1.610
F 值 2.720**
調整後R2值 0.029
‧
值為0.032，F 值為 4.763，p 值<0.05，表示模型顯著，模型具解釋力。其中自變 數「心理性過時恐懼」之𝛽值為 0.072，p 值<0.05，達到顯著水準；自變數「技 術性過時恐懼」之𝛽值為 0.046，p 值<0.1，達到顯著水準；而自變數「經濟性過 時恐懼」則未達顯著水準。‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
懼對相對持有時間比之所以不符合假說，本研究推論原因可能是由於目前智慧型 手機大多與各大電信商綁約搭售，消費者會選擇完成與電信商的合約約期後再繼 續續約，屆時才會更換手機。此外，由於智慧型手機是屬於中高價位的科技產品，
大部份消費者若遇到手機故障，大多會選擇保固服務的免費或低成本維修，而非 重新購入一支新機。而現今坊間也有許多通訊行以及智慧型手機維修店面提供專 業、便宜的維修服務，因此經濟性過時恐懼對相對持有時間比的影響可能不顯 著。
‧
F 值為 13.028，p 值<0.05，表示模型顯著。其中自變數「新奇追求」之𝛽值為 0.304，
迴歸模型五 依變數
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
p 值<0.05，達到顯著水準。接著將「相對持有時間比」納入模型五後，分析結果如下表4.23 所示。
表4.23 迴歸模型六
註：*表示 p 值<0.1 的顯著水準，**表示 p 值<0.05 的顯著水準
在迴歸模型六中，以「升級意願」為依變數的迴歸模型之調整後R2值為0.189，
F 值為 12.347，p 值<0.05，表示模型顯著。其中自變數「新奇追求」之𝛽值為 0.314，
p 值<0.05，達到顯著水準，並且被部分中介；自變數「相對持有時間比」之𝛽值 為0.226，p 值<0.05，亦達到顯著水準。
迴歸模型六 依變數
VIF 值 升級意願
自 變 數 𝛽 值
新奇追求 0.314** 1.181
從眾行為 0.104* 1.203
獨特性需求 -0.112* 1.292
心理性過時恐懼 0.138** 1.857
經濟性過時恐懼 0.039 2.145
技術性過時恐懼 0.113** 1.621
相對持有時間比 0.226** 1.049
F 值 12.347**
調整後R2值 0.189
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
根據以上分析結果發現，自變數「新奇追求」對依變數「升級意願」具顯著 影響，故本研究之假說H5 成立，意即新奇追求程度越高，則產品升級意願越高。
而自變數「相對持有時間比」對依變數「升級意願」亦具有顯著正向影響，本研 究之假說H6 成立，表示相對持有時間比越大，則產品升級意願也越高。
五、 品牌再購買意願與轉換意願影響來源之迴歸分析
本研究最後以「新奇追求」、「從眾行為」、「獨特性需求」、「心理性過時恐懼」、
「經濟性過時恐懼」、「技術性過時恐懼」以及「相對持有時間比」作為自變數，
以「再購買意願」及「轉換意願」分別為依變數，分析出兩個迴歸模型。
首先以「新奇追求」、「從眾行為」、「獨特性需求」、「心理性過時恐懼」、「經 濟性過時恐懼」以及「技術性過時恐懼」作為自變數，以「再購買意願」及「轉 換意願」作為依變數，分析結果如下表4.24 所示。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
表4.24 迴歸模型七註：*表示 p 值<0.1 的顯著水準，**表示 p 值<0.05 的顯著水準
在迴歸模型七中，以「再購買意願」為依變數的迴歸模型之調整後R2值為 0.043，F 值為 3.527，p 值<0.05，表示模型顯著。其中自變數「新奇追求」之𝛽值 為0.295，p 值<0.05，達到顯著水準；自變數「從眾行為」之𝛽值為 0.126，p 值
<0.1，亦達到顯著水準；而三個產品過時恐懼的自變數皆未達顯著水準。
以「轉換意願」為依變數的迴歸模型之調整後R2值為0.048，F 值為 3.834，
p 值<0.05，表示模型顯著。其中自變數「從眾行為」之𝛽值為 0.246，p 值<0.05，
達到顯著水準；自變數「心理性過時恐懼」之𝛽值為 0.205，p 值<0.05，亦達到 顯著水準；而自變數「經濟性過時恐懼」及「技術性過時恐懼」皆未達顯著水準。
迴歸模型七 依變數
VIF 值
再購買意願 轉換意願
自 變 數 𝛽 值
新奇追求 0.295** 0.024 1.177 從眾行為 0.126* 0.246** 1.203
獨特性需求 0.120 0.001 1.286
心理性過時恐懼 -0.093 0.205** 1.840 經濟性過時恐懼 0.002 -0.052 2.145 技術性過時恐懼 -0.046 -0.019 1.610
F 值 3.527** 3.834**
調整後R2值 0.043 0.048
‧
0.042，F 值為 3.136，p 值<0.05，表示模型顯著。然而自變數「相對持有時間比」之𝛽值為 0.111，未達顯著水準；且三個產品過時恐懼的自變數亦未達顯著水準。
‧
-0.007，F 值為 0.401，模型未達顯著水準，表示此迴歸模型已無解釋能力。此外，自變數「相對持有時間比」之𝛽值為 0.102，亦未達顯著水準。
以「轉換意願」為依變數的迴歸模型之調整後R2值為0.029，F 值為 3.542，
p 值<0.05，表示模型仍顯著。但自變數「相對持有時間比」之𝛽值為 0.045，未 達顯著水準。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
根據以上分析結果發現，自變數「相對持有時間比」對依變數「再購買意願」
及「轉換意願」皆不具顯著影響，故本研究之假說H7 不成立。相對持有時間比 越大，並不會使消費者的同品牌再購買意願越低，H7a 不成立；相對持有時間比 越大，亦不會使消費者的品牌轉換意願越高，H7b 不成立。造成相對持有時間比 對再購買意願及轉換意願影響不顯著的原因可能是由於本研究並未納入消費者 對品牌面的知覺和態度因素，導致相對持有時間比與兩個依變數之間的關係不顯 著相關，此解釋可由 Pearson 相關係數表得出，表中相對持有時間比無論是與再 購買意願或轉換意願的相關係數值皆相當低；另外亦可能是由於問卷設計時，再 購買意願與轉換意願之構面問項過多，導致與相對持有時間比的關係不顯著。本 研究將在第五章研究結論與建議中進一步做討論。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
表4.27 假說檢定結果整理假設 假說 結果
H1 新奇追求會影響部分產品過時恐懼的強弱 部分成立
H1a 消費者的新奇追求越強，則心理性過時恐懼越強 成立 H1b 消費者的新奇追求越強，則技術性過時恐懼越強 不成立
H2 從眾行為會影響部分產品過時恐懼的強弱 成立
H2a 消費者的從眾行為越強，則心理性過時恐懼越強 成立 H2b 消費者的從眾行為越強，則經濟性過時恐懼越強 成立
H3 獨特性需求會影響部分產品過時恐懼的強弱 部分成立
H3a 消費者的獨特性需求越強，則心理性過時恐懼越強 成立 H3b 消費者的獨特性需求越強，則技術性過時恐懼越強 不成立
H4
消費者對於產品過時恐懼的強弱會影響相對持有時間
消費者對於產品過時恐懼的強弱會影響相對持有時間