本研究是使用簡單的迴歸與複迴歸來探討領導力品牌(自變數)、品牌態度 (中介變數)以及品牌忠誠度(依變數)之間的影響性。在進行迴歸分析時，迴歸模 型的解釋能力判斷上，以調整後的 R²來做為衡量，若調整後 R²大於 0.18 則表示 解釋能力良好，不過模型的解釋能力仍然還是以總檢定的 F 值為主，只要 F 值 大於所對應之 P 值<0.05，則不管調整後的 R²是否大於 0.18，模型配適度都可以 被視為合格(周文賢，2002)。另外本研究透過變異的膨脹因素(Variance Inflation Factor，VIF)，與杜賓-瓦特森值(Durbin-Watson Statistic，D-W 值)來檢驗各變數 (構面)之間是否存在共線性問題或誤差項之間是否存在自我相關。
從表 4-21、4-23、4-25、4-27 的迴歸分析結果可得知，三項變數之迴歸分析 結果之總檢定之 F 值皆達顯著水準(P<0.05)，表示調整後 R²具有顯著解釋能力；
VIF 值介於 1~1.376 之間並未大於 10，表示共線性問題並不嚴重(陳順宇，2005)；
D-W 值介於 1.5~2.5 之間，表示誤差項之間並沒有存在自我相關(吳萬益，2011)。
另外再將各變數衡量之構面來做迴歸分析，結果從表 4-22、4-24、4-26、4-28 可 看出總檢定 F 直接達顯著水準(P<0.05) 表示調整後 R²具有顯著解釋能力；VIF 值也並未大於 10，表示共線性問題不嚴重，D-W 值也均介於 1.5-2.5 之間，表示
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52 之間之因果關係也呈現正向的影響(F=7.753，β=0.214，P<0.05) (F=18.465，β
=0.309，P<0.05)。由以上迴歸分析結果可得知，品牌態度對品牌忠誠度有正向
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三、 領導力品牌與品牌忠誠度之迴歸分析
由表 4-25 的分析結果可看出，領導力品牌與品牌態度兩變數之間因果關係 呈現正向的影響(F=54.421，β=0.551，P<0.05)。再將領導力品牌與品牌忠誠度兩 構面做迴歸分析，由表 4-26 結果可看出，領導力品牌與品牌忠誠度之行為忠誠 與態度忠誠兩構面之間因果關係皆呈現正向影響 (F=32.266，β=0.453，P<0.05) (F=44.392，β=0.512，P<0.05)。由以上迴歸分析結果可看出領導力品牌對品牌態
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四、 領導力品牌、品牌態度對品牌忠誠度之迴歸分析
此部分利用迴歸分析的方式來驗證領導力品牌與品牌忠誠度間是否具有中 介效果。本研究是採用 Baron and Kenny(1986)提出的中介效果驗證三部曲操作如 下： 第一步：以自變數預測依變數；第二步：以自變數預測中介變數；第三步：
以自變數與中介變數一起同時預測依變數，當自變數對依變數的預測效果消失，
而 中 介 變 數 與 依 變 數 的 預 測 效 果 仍 然 存 在 ， 此 時 稱 為 完 全 中 介 (Complete mediation)
；當自變數與中介變數對依變數的預測效果仍然都存在，並且標準化迴歸係數 值(β值)有下降這才具有中介效果，此時稱為部分中介(Partial mediation)。
驗證中介效果操作步驟如下，第一步：從表 4-25 迴歸分析結果得知，領導 力品牌對品牌忠誠度的預測效果顯著(F=54.421，β=0.551，P<0.05)；第二步：從 表 4-21 的迴歸分析結果可得知，領導力品牌對品牌態度的預測效果也顯著 (F=47.014，β=0.523，P<0.05)；第三步：從表 4-27 的迴歸分析結果得知，領導 力品牌對品牌忠誠度的預測效果仍然存在(F=33.860，β=0.414，P<0.05)，品牌態 度對品牌忠誠度的預測效果也存在(F=33.860，β=0.262，P<0.05)。
另外再將領導力品牌、品牌態度、品牌忠誠度三變數各構面來做迴歸分析，
第一步：由表 4-26 的迴歸分析結果可看出，領導力品牌對品牌忠誠度之行為忠 誠面的預測效果為顯著(F=32.266，β=0.453，P<0.05)，領導力品牌對品牌忠誠度 的態度忠誠面的預測效果也顯著(F=44.392，β=0.512，P<0.05)；第二步：由表 4-22 的迴歸分析結果可看出，領導力品牌對品牌態度之認知面的預測效果為顯 著(F=32.475，β=0.454，p<0.05)，而領導力品牌對品牌態度之情感面的預測效果 也為顯著(F=24.144，β=0.402，p<0.05)；第三步：同時將領導力品牌、品牌態度 的衡量構面對品牌忠誠度的衡量構面做預測，由表 4-28 顯示，領導力品牌對品
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牌忠誠度之行為忠誠的預測效果仍存在顯著(F=11.440，β=0.385，P<0.05)，而領 導力品牌對品牌忠誠度之態度忠誠的預測效果也存在顯著(F=19.620，β=3.662，
P<0.05)，品牌態度認知面構面對品牌忠誠度之行為忠誠與態度忠誠也都存在顯 著(F=11.44，β=0.179，P<0.05) (F=11.440，β=0.183，P<0.05)，而品牌態度之情 感面對品牌忠誠度之行為忠誠與態度忠誠的效果也仍存在顯著(F=11.44，β
=0.198，P<0.05) (F=11.440，β=0.206，P<0.05)。
由上述迴歸分析結果可得知，品牌態度對領導力品牌和品牌忠誠度有部分 中介效果(β值雖有下降但並未消失)。這表示領導力品牌雖然會受到品牌態度 的影響，但是變數本身也會直接影響著品牌忠誠度，也就是說領導力品牌對品 牌忠誠度有直接正向影響，也會透過品牌態度間接的影響品牌忠誠度(間接效果 為 0.137***，P<0.05)。因此，假說 4 部分成立。
表 4-27：領導力品牌、品牌態度對品牌忠誠度之迴歸分析表 依變
數 自變數 β值 t 值 VIF F 值 R² Adj.R² D-W 值 品
牌忠 誠 度
領導力
品牌 0.414 4.883***
(p=0.000) 1.376
33.860***
(p=0.000) 0.353 0.343 1.598 品牌態
度 0.262 3.093**
(p=0.002) 1.376 註：***p<0.001；**p<0.01
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57 (Norm Chi-square)
1 < NC < 3良好
2.配適度指標(GFI)：評估標準通常為> 0.9(蕭文龍，2007)，本研究中 GFI 值為 0.751。
3.調整之配適度指標(AGFI)：評估標準通常為> 0.9，表示有良好的配適度(蕭文 龍，2007)，本研究中 AGFI 值為 0.693。
4.殘差平方根(RMR)：用來評估兩個不同模式的配飾情形，越小表示適合度越佳，