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家具類的帄均風險則最低。而在消費者願付價格折扣水準方面，則以家具類的價 格折扣水準最高（0.310），個人/家庭用品類的價格折扣水準最低（0.046），顯示 消費者在購買家電類產品時，可能因某些因素導致其不願意花太多錢購買該品類 之自有品牌商品。為了瞭解影響消費者購買自有品牌商品願付價格的關鍵因素，
下一節將以迴歸分析歸納出研究結果。
第二節 迴歸分析
由前一節的敘述性統計分析可明顯看出消費者對不同品類的自有品牌商品 願付價格的確具有差異，為了找出造成其差異的關鍵因素，本節擬運用迴歸分析 找出關鍵因素，並一一檢驗本研究的假設是否成立。此外，由於本研究的假設皆 建立在過往研究的結果之上，因此本節也將重新檢驗過往研究之結論是否同樣可 以在本研究中獲得證實，並檢驗「認知風險」是否對本研究之自變數與應變數具 有中介效果，藉此檢視所有假設與推論是否適用於本研究中。
一、檢驗願付價格折扣水準之影響因素
（一）配適度檢定
由於本研究之假設需以迴歸分析來驗證，因此在驗證以前，需先檢驗此研究 是否符合迴歸分析之條件。以下分別進行檢驗配適度的五個檢定：
1. 常態性檢定
常態性檢定通常可用「常態機率散布圖」（normal probability plot）來進行檢 定，【圖 4-1】為本研究之常態機率散布圖。
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的方法有 Durbin-Watson D 檢定法與鏈檢定（Run test）等，本研究以 Durbin-Watson D 檢定法來進行檢定，其檢定結果如【表 4-5】。【表 4-5】本研究之 Model Summary
R R2 Adjusted R2 Std.Error of
the Estimate Durbin-Watson 0.825 0.680 0.614 0.041 2.372 由【表 4-5】可得知，本研究的 D 值為 2.372，通常 D 值介於 0 至 4 之間，
當 D 值位於 2 左右時，表示殘差值並未違反無自我相關的假設。根據本研究之樣 本數與研究變數，當 D 值大於 3.04 時有負自我相關現象，當 D 值小於 0.96 時則 有正自我相關現象，由此可顯示本研究之殘差值並無自我相關的現象。
Observed Cum Prob
1.0
Expected Cum Prob
1.0
Normal P-P Plot of Regression Standardized Residual
Dependent Variable: 願付價格折扣水準
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3. 極端值檢定
極端值是指樣本實際值出現不尋常的過大或過小現象，檢定極端值的方法相 當多，本研究以標準化殘差值（standardized residual）進行檢定，其計算結果如
【表 4-6】。通常標準化殘差值若出現正負兩個標準差以外的樣本觀察值，則其可 能便為一個極端值，由【表 4-6】的計算結果可看出本研究並無任何一個樣本觀 察值的殘差值位在正負兩個標準差以外，顯示本研究無極端值，因此採用迴歸分 析時不會因極端值而影響研究結果。
【表 4-6】本研究之極端值檢定表
Minimum Maximum Mean Std.
Deviation N Predicted Value 0.145 0.368 0.208 0.054 30
Residual -0.074 0.057 0.000 0.037 30 Std. Predicted Value -1.153 2.941 0.000 1.000 30 Std. Residual -1.792 1.383 0.000 0.910 30 4. 線性重合檢定
檢定變異數線性重合的方法也有相當多種，本研究採用變異數比例（variance proportion）來進行分析，當在同一個特徵值所對應的特徵向量上，任兩個自變 數之值非常接近 1 時，尌可能表示該二變數間可能有線性重合的問題。本研究之 變異數比例分析如【表 4-7】，表中顯示無同時兩個自變數的值非常接近 1 的現象，
顯示本研究之變數無線性重合的現象出現，因此使本研究的迴歸分析更具準確 性。
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變異數比例（variance proportion）
Constant 產品類型 產品價位 購買間隔
由【表 4-5】可看出，Adjusted R Square 值為 0.614，顯示應變數-願付價格折 扣水準對五個自變數具有中上程度的解釋能力，而藉由 F 檢定的結果（視【表
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UnstandardizedCoefficients
Standardized
Coefficients t sig.
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正向的影響，意即當該品類的購買間隔時間越長時，消費者對該品類之自有 品牌商品的願付價格折扣水準便越大，顯示 H4-1 之假設成立。此外，產品 購買間隔時間變數的標準化β值為 0.385，為五個自變數中的最大者，代表 此變數為消費者願付價格折扣水準的最主要影響因素。
4. 製造商品牌數量與行銷推廣活動對願付價格折扣水準皆無顯著影響，顯示 H5-1 與 H6-1 之假設未成立。不過由標準化β係數值的方向性可看出，製造 商品牌數量與消費者願付價格折扣水準呈正向關係，推測其不顯著原因可能 與製造商品牌行銷活動強度具差異有關，由於文獻中是假設製造商皆會對其 品牌推出行銷推廣活動，因此對消費者而言知名度皆相當高，然而，實務上 並非所有製造商皆有能力負擔行銷推廣的費用，因此若以製造商品牌數量多 寡來表示市場競爭強度可能不太洽當，故無法獲得顯著的影響效果。另外，
行銷推廣活動變數的迴歸係數方向則與假設完全相反，推測可能與本研究蒐 集的行銷推廣活動來源與過往研究不同有關。過往研究談論行銷推廣活動多 以電視廣告為主，然而本研究是以廣告 DM 作為研究對象，由於廣告 DM 可 能會使消費者有清倉促銷的聯想，因此廣告越多反而會讓消費者的願付價格 降低，因而導致截然不同的結論。
二、檢驗影響認知風險之因素與認知風險的中介效果
在檢驗完願付價格折扣水準之影響因素以後，本研究也用同一筆資料檢視 H1、H2-2 到 H6-2 的假設是否成立，其檢定結果分述如下。
（一）消費者對自有品牌商品的認知風險與願付價格折扣水準之迴歸分析
由於本研究之所有假設皆是在消費者認知風險會對願付價格產生影響的前 提下所進行推論的，因此以下便以迴歸分析檢視兩變數之間是否具有關聯性。由
【表 4-10】可看出此迴歸模式的 Adjusted R Square 值為 0.614，顯示此模型具有
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一定程度的解釋能力，可用以解釋消費者對自有品牌商品的認知風險將對其願付 價格產生何種影響。
【表 4-10】消費者認知風險對價格折扣水準之 Model Summary
R R2 Adjusted R2 Std.Error of
the Estimate Durbin-Watson 0.792 0.627 0.614 0.041 1.460 透過【表 4-11】之迴歸分析檢定表，可看出在顯著水準為 0.01 之下，認知 風險對願付價格折扣水準呈顯著且負向的關係，意即當消費者對該品類自有品牌 商品認知風險越低時，其願付價格折扣水準便越小，顯示 H1 的假設成立。
【表 4-11】消費者認知風險對價格折扣水準之迴歸分析與檢定表 Unstandardized
Coefficients
Standardized
Coefficients t sig.
B Std. Error Beta
（Constant） 0.563 0.052 10.774 0.000 消費者認知風險 -0.091 0.013 -0.792 -6.866 0.000*
（二）產品類型、產品價位、產品購買間隔時間、製造商品牌數量、產品行銷推 廣活動對消費者認知風險之迴歸分析
在證明認知風險的確是影響消費者願付價格的關鍵因素以後，接著便來檢視 本研究之五個自變數對認知風險的影響。以下將產品類型、產品價位、產品購買 間隔時間、製造商品牌數量、產品行銷推廣活動一一對認知風險進行迴歸分析。
由【表 4-12】之 Adjusted R Square 值可看出除了產品類型對認知風險的模型較具 解釋能力以外，其餘幾個變數對認知風險幾乎無獨立解釋能力，由此推測消費者 的認知風險應該是由多種複雜因素所組成的，此結果與過往研究的推論一致。
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【表 4-12】五個自變數對消費者認知風險之 Model Summary
R R2 Adjusted R2 Std. Error of
the Estimate Dubin-Watson 產品類型 0,719 0.517 0.499 0.40599 2.478 產品價位 0.407 0.166 0.136 0.53339 1.486 產品購買間隔時間 0.276 0.076 0.043 0.56123 1.146 製造商品牌數量 0.303 0.092 0.059 0.55645 1.046 產品行銷推廣活動 0.080 0.006 -0.029 0.58205 1.183
透過【表 4-13】之各變數對認知風險的迴歸分析結果也可推論出以下結論：
1. 在顯著水準 0.01 之下，產品類型對消費者認知風險具有顯著且正向的影響，
意即當該品類的產品類型屬於搜尋品時，消費者對該品類的自有品牌商品認 知風險便較低，此結果與 H2-2 的假設一致。
2. 在顯著水準 0.05 之下，產品價位與消費者認知風險具有顯著且負向的影響，
意即當品類屬於較高價位時，消費者對該品類的自有品牌商品認之風險應較 高，顯示 H3-2 的假設成立。
3. 產品購買間隔時間、製造商品牌數量與產品行銷推廣活動皆對消費者認知風 險無顯著影響性，顯示其可能並非影響消費者認知風險的關鍵因素，H4-2、
H5-2 與 H6-2 的假設不成立。不過由標準化β係數值的方向可看出，前兩項 變數的結果皆與過往研究之推論方向相同，代表過往研究之結論似乎仍可適 用於本研究中，而行銷推廣活動變數的結果則與過往研究結論完全相反，推 論其原因應該也是與本研究蒐集的行銷推廣活動來源和過往研究不同有 關。
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UnstandardizedCoefficients
Standardized
Coefficients t sig.
本研究採用 Baron 與 Kenny（1986）檢驗中介變數的三步驟：1）五個變數 各自與認知風險具顯著相關，即式 4-1 中的β1具顯著性；2）五個變數各自與願 付價格折扣水準具顯著相關，即式 4-2 中的β2具顯著性；3）同時將五個變數與 認知風險列為自變數，視其對願付價格折扣水準的影響（即式 4-3 中的β3與β4）。 若前兩點的關係成立，且第三點的認知風險與願付價格折扣水準（β3）也顯著
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生較高的購買風險感受，因而不願以太高的金額購買它；反之，當消費者認 為該品類屬於搜尋品時，因為可以直接藉由外部資訊或產品外觀辨別產品品 質與特性是否能滿足自身需求，因此便降低其購買該品類自有品牌的認知風 險，進而願以較高金額購買。
2. 對產品價位而言，認知風險只為其一部份影響願付價格折扣水準的中介變數，
推論消費者在檢視產品價位時，一方面會考量到該產品價位高所產生的認知 財務風險，另一方面也會考量到自身可支配所得或其他心理因素，因而在綜 合考量之下影響其對該品類自有品牌商品的願付價格。
3. 對產品購買間隔時間而言，認知風險可能並不為此變數影響消費者對自有品 牌商品願付價格的中介變數。研究結果顯示，消費者在評估自有品牌商品的
3. 對產品購買間隔時間而言，認知風險可能並不為此變數影響消費者對自有品 牌商品願付價格的中介變數。研究結果顯示，消費者在評估自有品牌商品的