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比較廣告不同類別對衝突性利益與競爭效能關聯的干擾角色

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比較廣告不同類別對衝突性利益與競爭效能

關聯的干擾角色

The Moderating Role of Different Comparative Advertising

Category to Relationships between Conflict Interests and

Competitive Efficiencies

施錦村

Chin-Tsun Shih

開南大學企業與創業管理學系

Department of Business and Entrepreneurship Administration, Kainan University

(Received March 12, 2007; Final Version January 23, 2008)

摘要:本研究從競爭市場構面驗證比較廣告衝突性利益與競爭效能的關聯,及比較廣告不同類別 對競爭效能的干擾效果,有别於過去大部分文獻均從個別品牌探討比較廣告強度對廣告效果的 影響,同時也填補了該領域的研究缺口。本研究樣本資料來自台灣公平會1992 年至 2007 年的 實際案例,該等資料經由內容分析法、SEM 及區別分析等統計分析工具驗證,實證結果可分成 二部分:其一,衝突性利益與競爭效能的關聯除廣告負面效果與競爭效能間之反向關係,未獲 實證支持外,其餘 2 項假設 (正面效果與競爭效能間之正向關係;正 (反) 面效果間反向關係) 均獲得實證支持;其二,間接比較廣告之競競爭效能優於直接比較廣告。以上實證結果,除與 現有理論文獻大致相符外,在實務運用上,對廣告主完成有競爭效能的比較廣告及台灣競爭法 主管機關在實務運作上,均具有參考價值。 關鍵詞:比較廣告、衝突性利益、競爭效能、不同類別

Abstract: This paper has examined relationships between conflict interests of comparative advertising

and competitive efficiencies and the moderating effects of different category to competitive efficiencies from a competitive market point of view. It is different from the majority past documents

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had explored the influences of comparative advertising intensity to advertising effectiveness from individual brand standpoint. At the same time, this study has filled up the gaps of the research domain. The study sample cases of comparative advertising come from Taiwan Fair Trade Commission (TFTC) between 1992 and 2007 and conducting a content analysis. The empirical analytical method employed to examine the data by SEM and a discriminate analysis. The results confirm a negative relationship that it is not significant and un-supported by the verification between advertising negative effects and competitive efficiencies, the others 2 hypotheses (positive relationship between positive effects and competitive efficiencies; negative relationship between positive and negative effects) have been supported by verification. The results also have been confirmed that the competitive efficiencies of indirect comparative advertising are superior those of direct comparative advertising. These empirical results almost correspond with past relevant theories and can be used to construct a comparative advertising of competitive efficiency. These results may also help TFTC and enterprises actual situations involving comparative advertising.

Key word: Comparative Advertising, Conflict Interests, Competitive Efficiency, Different Category

1. 前言

比較廣告 (comparative advertising) 意指以直接或間接的方式,比較二種或以上競爭品牌之 一種或多種屬性的廣告型式。該類型廣告的類別屬性 (category attribution) 可進一步區分為以特 定對象 (廠商或品牌) 作為比較參考點 (reference point) 的直接比較廣告,及無特定對象作為比 較參考點,而代之以領導品牌、其他品牌或所有其他品牌的間接比較廣告 (Choi and Miracle, 2004; Miniard et al., 2006)。過去有許多學者 (例如 Barrio-Garcia and Luque-Martinez, 2003; Barry, 1993) 採 取 層 級 效 果 模 式 (hierarchy-of-effects model) 來 描 述 比 較 廣 告 的 衝 突 性 利 益 (conflict interests),藉以說明比較廣告一方面可以提供更多資訊給消費者,協助消費者作正確的購買決 策,替廣告品牌帶來更好的廣告效果 (advertising effects);另一方面亦可能因廣告品牌傳遞虛偽 不實 (false)、引人錯誤 (misleading) 的信息或採用其他不公平的廣告手段,誤導消費大眾,引 起消費者及競爭者的抗辯 (counterarguments),以致消費者對該廣告品牌的信任度 (believability) 降低等負面效果。這些衝突性利益 (比較廣告在不同情境或對不同對象所產生的正面或反面對立 性 利 益 效 果) 若 以 宏 觀 角 度 ( 競 爭 市 場 構 面 ) 來 評 斷 其 是 否 產 生 競 爭 效 能 (competitive efficiencies),則須視二者 (正面或反面廣告效果) 抵換 (trade-off) 後是否能增進消費者福利及提

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高市場自由競爭程度而定。但比較廣告能否產生競爭效能,學者間至今尚無一致性的看法 (Thompson and Hamilton, 2006; Wright et al., 1999)。

比較廣告對於競爭市場的機能,端視該廣告能否得到最大化利得及最小化損失,而產生競 爭效能 (Jain et al., 2006)。由於前述二者屬於衝突性利益,其抵換後如何衡量儼然成為各方注目 的焦點。Romano (2005) 認為,可以採用該廣告是否增進「消費者福利」(consumer welfare) 及 「自由競爭」(free competition) 二項變數作為衡量競爭效能的基準,他的看法獲得主要國家 (例 如美國及歐盟)競爭法主管機關的認同,因此「消費者福利」及「自由競爭」成為判斷競爭效能 的觀察變數;Romano (2005) 同時指出,比較廣告涉及廣告主、競爭者及消費者三方面利益,三 者間具有衝突關係,其最大公約數應是能使三者均蒙其利之利得,因此三者成為衡量廣告正面 效果的觀察變數;另外,競爭效能的產生尚須考慮反面廣告效果,美國聯邦交易委員會 (Federal Trade Commission) 於 1984 年發布「廣告實務政策聲明」(statement of policy regarding advertising substantiation program) 認為,「虛偽不實」及「引人錯誤」係判斷比較廣告負面效果的基準、歐 盟執委會 (Commission of European Communities) 於同年公布「虛偽不實及引人錯誤廣告」指令 (Directive 84/450/EEC),其目的在於預防欺罔或不公平廣告可能引發的後果 (Wright et al., 1999)。以上二者均認為,「虛偽不實」及「引人錯誤」係造成比較廣告負面效果的主要因素,虛 偽不實及引人錯誤的表示成為廣告負面效果的觀察變數。

過去比較廣告相關文獻,大都以微觀 (個別品牌) 角度,直接探討比較廣告強度對廣告效果

1的影響 (例如 Chow and Luk, 2006; Iyer, 1988; Roggeveen et al., 2006),近期有若干文獻探討干擾

變數 (moderating variables) 對廣告效果的干擾角色 (moderating role)。這些干擾變數除類別屬性 外,尚包括資料來源可信度、消費者過去對產品類別的知識、信息涉入水準、廣告品牌相對市 場占有率 (Jain and Posavac, 2004; Jain et al., 2006; Miniard et al., 2006; Shiv et al., 2004; Zhang et

al., 2002),其中以類別屬性 (例如直接、間接廣告) 作為干擾變數的研究尚屬少數,且前述各研 究大都以個別品牌所產生的廣告效果作為結果變數,尚少發現有文獻從宏觀角度去探討類別屬 性對競爭效能的干擾效果。為填補此一缺口,本研究仍從宏觀角度,首先探討比較廣告衝突性 利益對競爭效能的直接效果 (direct effects);其次以類別屬性作為干擾變數,探討其在衝突性利 益與競爭效能關聯的干擾角色,藉以提供業界瞭解主管機關對比較廣告管制的執行態度及擬定 比較廣告策略之參考。

1 比較廣告強度 (comparative advertising intensity) 受到廣告是否指名、是否以特定屬性比較、單面訴求

或雙面訴求及廣告比較時間所占比率等4 因素的影響;廣告效果受到廣告態度、品牌態度及購買傾向的

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2. 文獻探討及研究假設

2.1 比較廣告架構的形成:管制焦點理論

比較廣告涉及衝突性利益與競爭效能的關聯,各國競爭法主管機關都依其國情,給予不同 程度的管制。此一措施就Crowe and Higgins (1997) 所提管制焦點理論 (regulatory focus theory) 觀點認為,消費者滿足需求的驅動力 (driver) 受到動機系統的影響,而動機系統可分成二類:(1) 企圖得到正向結果的促進焦點 (promotion focus),企業若採取此策略將會以最大正向利得 (gains),最小化不利得作為驅動力;(2)為避免得到負向結果的預防焦點 (prevention focus),企業 若採取此策略將會以最小化突發性損失 (losses),最大化非損失作為驅動力 (Higgins, 2000)。企 業若採取促進焦點作為管制措施,將設定最大化目標,在比較廣告上將採取優於 (superior) 或 超過 (exceeding) 比較品牌屬性的廣告架構,而非採取依附其他品牌策略 (Chernev, 2004);企業 若採取防守焦點策略,其重心將放在停止損失,得到非損失利得,為達到此一目的,責任 (duties)、義務 (obligations) 及任務 (responsibilities) 成為防守焦點的重要功能(Higgins, 2000), 在比較廣告上則採取避免虛偽不實或其他引人錯誤之信息,以盡廣告主的責任與義務。比較廣 告對於競爭市場的機能,各方都期待能得到促進焦點及防守焦點的綜效,使該類型廣告得到最 大利得及最小損失。由於二者屬於對立策略,如何運用正、反二種效果,產生衝突性利益,達 到競爭效能,成為各方注目的焦點 (Jain et al., 2006)。

2.2 廣告正面效果與競爭效能的關係

許多文獻 (例如 Barrio-Garcia and Luque-Martinez, 2003; Barry, 1993; Roggeveen et al., 2006) 均認為,比較廣告會產生衝突性利益,甚至服務產業中的律師業務也不例外。Yavinsky (2007) 認 為,律師從事比較廣告面對一個挑戰,比較廣告固然可以提升消費者的決策能力,協助他們選 擇適合不同法律需求的律師,但該廣告若涉有不實宣告可能損及消費者對律師專業的信心。因 此,比較廣告的正面效果,行政院公平交易委員會 (民 93) 認為,公平交易法有二個立法目的, 一為保護消費者權益;二為促進廠商間之公平競爭。故就競爭市場構面而言,二者已成為判斷 比較廣告能否產生競爭效能的準則。各國對比較廣告的管制雖有程度上的差異,但並非完全禁 止,其原因在於比較廣告可藉由提升自由競爭和改善消費者福利來提高市場競爭效能,增進整 體經濟效益,故「自由競爭」與「消費者福利」已成為各國准許比較廣告共享之價值 (shared value),也是判斷能否產生競爭效能的觀察變數 (Romano, 2005)。所謂「自由競爭」係指比較廣 告減少市場進入障礙,改善市場結構,降低市場集中度,提供新事業 (或新品牌) 進入市場參與 競爭的機會,增進市場自由競爭的程度;而「消費者福利」係指比較廣告充實消費大眾對廣告 品牌與其他競爭品牌之相關訊息,進而節省搜尋成本 (search cost),協助消費者在眾多產品中,

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作出正確的購買決策,有益於消費者福利的提升。 Swayne et al., (1981) 認為,一個好的比較廣告策略,其正面效果應包括三個基本要素:其 一,為消費者著想,提供消費者所需的利益,或能為消費者解決問題;其二,為廣告主著想, 所提供的利益必須與廣告品牌相配合,或與解決問題方案相聯結,使廣告主獲得應得的利益; 最後,為競爭者著想,提供利益的可傳遞性,透過廣告方式將訊息內容傳達給競爭者,促進競 爭者學習改善產品品質,增進市場競爭機能。Romano (2005) 亦持相同看法認為,比較廣告正面 效果應考慮廣告主效益、競爭者效益及消費者效益。首先,廣告主效益:許多實證研究 (例如 Iyer, 1988; Stevenson and Swayne, 1988) 證實,比較廣告因其內容 (verbal content) 較能引起消費 者注意,給予小公司或新上市公司適當的市場定位,特別若是這些公司可以提供一項或多項優 於領導廠商產品屬性時,效果更顯著。Grewal et al., (1997) 針對 77 件實證結果進行事後研究發 現,比較廣告對新品牌的效果優於原有品牌。因此,比較廣告對市場占有率較低的公司、市場 新進入者或新上市品牌可以產生較大利得,減少市場進入障礙,進而提高市場自由競爭程度。 同時,比較廣告可以清楚展示廣告產品的優越屬性,提高消費者對廣告及比較產品的認知 (awareness),不但有利消費者福利的提升,亦可提高消費者對廣告品牌的購買意願;其次,競爭 者效益:不論直接 (間接) 比較廣告,廣告主 (或品牌) 大都會以市場領導者、市場占有率較高 的公司或市場知名品牌作為比較(影射)對象,這些被比較 (影射) 對象相對於廣告主 (品牌) 具 有雄厚的經濟力量或技術能力,當廣告主批評 (影射) 其產品屬性時,競爭者隨即可以提出其補 救措施,改善產品屬性。此種市場良性競爭的結果,也有利市場自由競爭及消費者福利的提升 (Romano, 2005);最後,消費者效益:一支廣告是否對消費者產生正面效果,端視該廣告是否可 增進消費者對相關產品的資訊知能,從而獲得知覺價值。許多學者 (例如 Barrio-Garcia and Luque-Martinez, 2003;Chang, 2007) 認為,比較廣告可以提供消費者更多完整的產品訊息,增 加消費者對產品的認知及訊息回憶,因此在相關產品訊息的傳遞過程中,比較廣告比其他類型 的廣告更能協助消費者接收、篩選、認知及回憶大量暴露於外部的訊息,有利於消費者作出正 確的購買決策,有利於市場競爭效能的提升。以上文獻,不論理論或實證推論,均顯示正面比 較廣告效果與競爭效能間具有正向關係,故本研究提出研究假設一如下: H1:比較廣告正面效果與競爭效能間具有正向關係。

2.3 廣告反面效果與競爭效能的關係

在許多比較廣告與非比較廣告的實證研究 (例如 Chow and Luk, 2006; Miniard et al., 2006; Walker et al., 1986) 中,得到一個很清楚的結論:比較廣告對吸引消費者注意及提高訊息回憶等 效果優於非比較廣告;但比較廣告也有低可信度及容易引起消費者及競爭者的抗辯的劣勢。比 較廣告會產生這些劣勢的原因,在於許多比較廣告隱藏著破壞市場競爭秩序,違反限制競爭及

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不公平競爭的行為。行政院公平交易委員會 (民 93) 認為,這些導致損害他事業利益或誤導消 費者的行為,並使比較廣告可信度降低,及引起消費者及競爭者的抗辯的原因,包括「虛偽不 實」及「引人錯誤」等二項因素,此二因素構成比較廣告負面效果的觀察變數。依據行政院公 平交易委員會 (民 93) 的解釋,所謂「虛偽不實」係指,比較廣告之「表示或表徵」(比較廣告 之實質內涵) 與事實不符,其差異難為「相當數量」之一般或相關大眾所接受,而足以引起錯誤 之「認知」或決策2。其中所謂「表示或表徵」係指以文字、語言、聲音、圖形、記號、數字、 影像、顏色、形狀、動作、物體或其他方式足以表達或傳播具商業價值之訊息或觀念之行為。 比較廣告若其實質內涵有虛偽不實的情形,將降低廣告的可信度,引起消費者及競爭者的抗辯, 損及市場競爭效能。至於「引人錯誤」係指,比較廣告之「表示或表徵」不論是否與事實相符, 但其誇大或不實的影射足以引起「相當數量」之一般或相關大眾錯誤之「認知」或決策。此種 廣告無法增進消費者對相關產品的資訊知能,協助消費者作出正確的購買決策,不利於市場競 爭效能的提升 (行政院公平交易委員會,民 93;Romano, 2005)。 各國 (例如美國、歐盟、台灣) 競爭法主管機關規範比較廣告,其消極面在於避免廣告內容 虛偽不實,或有引發消費大眾對該當商品或服務產生混淆的現象 (引人錯誤),或廣告有以其他 不公平手段所引發的後果。故比較廣告負面效果有損及消費者福利及降低自由競爭程度之虞, 與競爭效能間具有反向關係,因此本研究提出假設二如下: H2:比較廣告負面效果與競爭效能間具有反向關係。

2.4 廣告正面效果與負面效果對競爭效能的關係

過去許多學者 (例如 Barrio-Garcia and Luque-Martinez, 2003; Barry, 1993) 都曾以認知 (cognitive)、情感 (affective) 及意圖 (connative) 等三個層級來分析比較廣告效果,Thompson and Hamilton (2006) 更認為,衡量比較廣告效果應包括:認知 (資訊的說服力)、情感 (廣告或品牌 評價) 及意圖 (購買傾向)。首先就認知層面,比較廣告具有可以提供更多資訊,引起消費者注 意及資訊回憶的正面效果,有較好的資訊說服力;但若資訊傳遞與廣告格式 (format) 不符,其 效果將不顯著。另就情感層面,比較廣告因採用比較手法容易對消費者產生說服性知識信念, 對廣告品牌的評價產生正面效果,但若訊息有虛偽不實或引人錯誤的情形,將會降低資訊的可 信度,損及消費者對廣告品牌的信心。至於意圖層面,主要在於衡量消費者對於比較廣告的態 度,以及該態度影響品牌及購買傾向的情形,這一方面學術性的研究尚無明確結果。綜上,就 衝突性利益的觀點,比較廣告一方面可以提供更多資訊給消費者,協助消費者作正確的購買決 策,替廣告品牌帶來更好的廣告效果,提升競爭效能;另一方面比較廣告亦可能因廣告品牌傳

2 「相當數量」:廣告要造成相當數量的消費者誤認,以致權益受損,始有非難的必要;「認知」:以施予普 通注意力為標準。

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遞虛偽不實、引人錯誤的信息,誤導消費大眾,或採取不公平的廣告手段,引起競爭者間之爭 議及消費者對廣告品牌的信任知覺降低,而減損競爭效能。因此廣告正面效果與負面效果對競 爭效能而言具有相互反向關係,因此本研究提出假設三如下: H3:廣告正面效果與負面效果對競爭效能具有相互反向關係。

2.5 不同類別對競爭效能的干擾角色

過去比較廣告的研究大都集中在廣告強度對廣告效果的影響,近期的研究已逐漸將焦點轉 移到干擾變數對廣告效果的影響 (Jain et al., 2006),其中以信息特徵作為干擾變數者有語調比較 (Jain and Posavac, 2004)、利得/損失 (gain/loss) 架構 (Shiv et al., 2004) 及特徵屬性 (Pechmann and Ratneshwar, 1991)。晚近干擾變數更發展至廣告類別及消費者人口特徵屬性,例如 Miniard et

al., (2006) 以直接、間接比較廣告作為干擾變數,驗證對廣告效果的影響、Chang (2007) 則以消

費者性別作為干擾變數,驗證性別差異對資訊傳遞及廣告效果的影響。

本研究係以類別屬性 (直接比較廣告及間接比較廣告) 作為干擾變數,其中直接比較廣告因 有特定對象作為比較參考點,在消費者的心理表現 (mental representations) 上,對廣告及競爭品 牌有較清晰的印象,容易引起消費者對該等品牌的注意;而間接比較廣告則無特定的對象作為 比較參考點,代之以領導品牌、其他品牌或其他所有品牌等抽象性參考點 (abstract reference point) 作為比較對象,以致消費者對廣告及競爭品牌的心理表現無法得到如直接比較廣告那麼清晰的 印象。Pechmann and Ratneshwar (1991) 認為,就廣告品牌與競爭品牌在消費者的心理表現之市 場定位上,直接比較廣告的效果優於 (outperformed) 間接比較廣告,有利於提供更多相對資訊 給消費者,協助消費者作正確的購買決策,促進消費者福利的提升。但Pechmann and Ratneshwar (1991)將研究焦點集中在消費者對單一競爭品牌的心理定位,未考慮到競爭市場上的其他品牌。 Miniard et al. (2006) 擴大研究領域,以廣告編碼 (encodings)、心理表現及恢復考慮 (retrieval considerations)等因素作為自變數,比較直 (間) 接比較廣告對單一競爭品牌或整體市場 (entire market,包括其他主要競爭品牌) 的廣告效果,結果發現直接比較廣告在單一競爭品牌的廣告效 果優於間接比較廣告;間接比較廣告在整體市場的廣告效果優於直接比較廣告。

由於間接比較廣告係以抽象參考點作為比較對象,不似直接比較廣告有具體的比較參考 點,從消費者的心理表現習性觀之,其呈現出一種涵蓋範圍較廣的抽象印象,對廣告品牌所可 能引起競爭者及消費者的抗辯,相較直接比較廣告緩和 (Miniard et al., 2006)。Barrio-Garcia and Luque-Martinez ( 2003) 和 Stevenson and Swayne (1988) 也表示,從相關的實證研究證實,較高 的比較廣告強度 (直接比較廣告其廣告強度高於間接比較廣告),對消費者的信任度、抗辯、態 度及購買傾向轉換會有較多的負向效果。Barrio-Garcia and Luque-Martinez ( 2003) 同時表示,間 接比較廣告所損及競爭效能的程度較直接比較廣告為輕,且可減少伴隨而來的法律及道德問

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題。Iyer (1988) 亦表示,就負面廣告效果而言,直接比較廣告係陳述具體直接資訊,間接比較 廣告則陳述間接影射資訊,具體直接資訊對負面廣告效果的影響程度高於間接影射資訊。 另就實務觀之,比較廣告採用者不論是市場新進入者、新品牌或現有市場經營者,直 (間) 接比較廣告最大區別在於有無特定比較對象。由於間接比較廣告無特定比較對象,係以領導品 牌或其他高市場占有率廠商作為比較參考對象,就競爭市場整體構面而言,其所涵蓋的比較對 象較直接比較廣告更為廣泛,所能提供給消費者的相關資訊雖非完全具體但較豐富,更有利於 非特定消費者的購買決策。另外,Choi and Miracle (2004) 研究美國及南韓之比較廣告效果後認 為,採取集團式 (collectivistic) 自我概念 (self-construals) 文化的國家 (例如南韓) 對比較廣告 有較嚴格的管制措施;其他獨立式 (independent) 自我概念文化的國家 (例如美國) 對比較廣告 相對採取較緩和態度,這些國家之一般消費者在競爭市場上比較樂於接受間接比較廣告而非直 接比較廣告。 由於本研究係從競爭市場構面去探討類別屬性對比較廣告衝突性利益與競爭效能關聯的干 擾效果,故就比較廣告類別屬性對競爭效能的影響採取Miniard et al., (2006) 看法,認為間接比 較廣告所產生之競爭效能 (自由競爭程度及消費者福利) 在整體競爭市場上優於直接比較廣 告,因此提出研究假設四、五如下: H4:間接比較廣告在競爭市場所產生的自由競爭程度優於直接比較廣告。 H5:間接比較廣告在競爭市場所產生的消費者福利優於直接比較廣告。 綜合前述所論,本研究有 2 個獨立變數、1 個結果變數及 1 個干擾變數,形成 5 個研究假設, 並構成研究架構詳如圖1。

H

2

H1

H4 H5

H3

H2 圖 1 研究架構 廣告正面效果 廣告主效益 競爭者效益 消費者效益 廣告負面效果 虛偽不實 引人錯誤 競爭效能 消費者福利 自由競爭 類別屬性 直接比較廣告 間接比較廣告

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3. 資料分析

3.1 資料描述

本研究係從競爭市場構面探討比較廣告類別屬性對衝突性利益與競爭效能關聯的干擾效 果,其研究焦點與競爭市場機能有密切關聯,故樣本資料來自競爭法主管機關公平交易委員會 (下稱公平會) 1992 年 2 月至 2007 年 1 月所審理比較廣告案件共 93 件。公平會自 1992 年成立以 來,即將不實廣告的處理列為該會的重要業務項目之一,比較廣告案件係屬不實廣告的一環, 其重要性不言可喻。但該會案件統計係依據公平法條文為基礎,未單獨依行為面 (例如不實廣告) 進行統計,且比較廣告所涉及條文包括公平法第19、21 及 24 條等,在此限制條件下,與審理 案件進行比較係較為可行之方法,3其他如盧瑞陽等 (民 95) 所撰「台灣不法比較廣告之研究- 2004 年案例研析」一文,亦依前述方式處理。 根據公平會網站 (http://www.ftc.gov.tw) 資料統計,該會自 1992 年 2 月 至 2007 年 1 月年 共審理檢舉案件 (處分及不處分) 6057 件,其中比較廣告 93 件,所占比率約 2%,平均每年約 有6 個案例,但自 2001 年以後每年案件數都在平均值以上,所累計案件數也達 49 件 (約 53%), 相較於公平會審理檢舉案件數自1997 年達到最高峰之後,即呈現減少的趨勢,更加顯示比較廣 告之處理,對未來競爭法執行機關執法的重要性將逐漸增加。公平會審理檢舉案件數與比較廣 告案件數統計比較詳如表1。 本研究93 件樣本資料內容結構 (含形式要件及實質要件) 完整,篇幅由 4 頁到 23 頁,其中 處分案61 件不處分案 32 件,在處分案件中涉及違反公平法第 19 條第 3 款 (有市場地位廠商的 虛偽不實) 有 2 件、涉及違反公平法第 21 條 (虛偽不實) 有 27 件、涉及違反公平法第 24 條 (引 人錯誤)有 21 件、同時違反公平法第 21、24 條有 11 件。前述處分案件中未處罰鍰有 22 件、處 罰鍰新台幣 (下同) 10 萬元以下有 9 件、處罰鍰 10 萬元以上 50 萬元以下有 21 件、處罰鍰 50 萬 元以上100 萬元以下有 5 件、處罰鍰 100 萬元以上有 4 件;樣本資料若以年度區分,2001 年最 多13 件、其次為 1994 年的 10 件,1993 年最少 0 件、其次為 1992 年的 2 件 (詳如表 1);樣本 表 1 公平會審理檢舉案件數與比較廣告案件數比較 年 度 92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07a 合計 審理件數 151 278 424 438 503 521 503 435 503 444 407 318 277 322 492 41 6057 廣告件數 2 0 10 9 6 4 5 4 4 13 6 6 9 6 7 2 93 a 07 為 2007 年 1 月。

3 2007 年 12 月 5 日經洽公平會統計室告稱,公平會案件統計係以公平法條文作為分類基礎,未單獨依行 為面統計。

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資料若以比較態度區分,批判性比較廣告有82 件、攀附性比較廣告有 11 件;樣本資料若以比 較內容區分,價格比較有18 件、非價格比較有 69 件、同時兼備價格及非價格比較有 6 件;樣 本資料若以類別屬性區分,直接有51 件、間接有 42 件,其中多以產品品牌或公司為比較對象; 樣本資料若以產業區分,製造業58 件 (傳統產業 43 件、高科技產業 15 件)、服務業 35 件 (金 融業2 件、非金融服務業 33 件)。 以上樣本資料的內容結構完整,篇幅適中,符合Weber (1985) 所認為,內容分析法所分析 的文件,應保持其完整性,最好是分析整篇文件,才能保持文件的語意連貫性 (semantic coherence) 的要件。另外,Cohen and Gleason (1990) 在一項法學研究中也發現,法律文獻採用內容分析法 分析者,屢有所見,因為內容分析法有助於處理複雜資料,釐清資料中因素間之關係。此為本 研究採用內容分析法分析樣本資料,建構態度量表的原因。

3.2 量表發展與變數操作性定義

由於樣本資料內容結構完整,適合作為內容分析法研究的素材。故在態度量表之發展,首 先參酌相關文獻,擬定量測潛在變數之觀察變數及其要義;其次,針對量表初稿內容之意涵 (含 觀察變數要義) 請教相關領域專家學者,提出修正意見,使其意涵更為清楚,再依據研究架構對 觀察變數進行排序;再者,經由內容分析法檢定評分員信度並評估內容效度;最後,藉由 Cronbach’s α 檢測量表之信度。另外,為避免量表衡量產生趨中 (central tendency) 效應採取 Likert 7 等尺度衡量,由 1 到 7 表示非常不同意到非常同意。茲依研究架構 (如圖 1) 彙整潛在及干擾 變數之操作性定義與潛在變數衡量項目如表2。

3.3 評分員信度及內容效度

本研究首先以「評分員信度法」評估樣本資料的初步信度,再以Cronbach’s α 作信度的複式 驗證。由於態度量表題項均屬連續變數,故採用Likert 7 等量表衡量,得分由 1 分到 7 分依序為 非常不同意到非常同意;其次,遴選編碼員及進行編碼作業,為提高樣本資料信度,避免造成 統計分析的偏頗,編碼員有5 位組成 (2 位廣告從業人員、1 位曾任職公平會人員 、2 位曾修習 行銷管理成績優良的商學院學生),並事先與編碼員針對編碼題項及作業原則進行討論,取得共 識後進行編碼作業;最後,由樣本資料中隨機抽取 9 件 (約樣本資料的 10%) 作為預測樣本資 料之素材,再依公式計算出編碼員間的相互同意度及預測信度。例如編碼員一與編碼員五,其 預 測 樣 本 全 部 題 項 數 均 為 63(7*9) 項, 二者 答案相 同的 題項數 為 45 個, 其相 互同意 度 =2N/M1+M2(N= 編碼員間預測樣本答案相同題項、M1=第 1 位編碼員預測樣本全部題項、M2 = 第5 位編碼員預測樣本全部題項)=2*45/63+63=0.714,餘者類推。本研究編碼員間之相互同意度 如表3。

(11)

表 2 變數操作性定義與態度量表衡量 潛在或干擾變數操作性定義 變數衡量 參考文獻 廣告正面效果 衡量題項 (3 題): 藉由比較廣告傳遞資訊過程,強化消費者 (一)有助於提高消費者對廣告產品 Romano (2005) 對產品資訊的智能,提高消費者購買產品 的購買慾望; Barrio-Garcia and 慾望,使涉及廣告諸方均蒙其利。 (二)有助於提高競爭者改善產品品 Luque-Martinez (2003) 質的能力; (三)有助於消費者增進相關產品知 識能力。 廣告負面效果 衡量題項 (2 題): 因廣告內容涉及虛偽不實,或有引起消費 (一)認為廣告內容有虛偽不實情形 行政院公平交易委員會 者錯誤的表示,以致消費者降低對廣告的 (二)認為廣告內容有引人錯誤的表 (民 93) 信任度,並引起競爭者及消費者的抗辯行 示。 Romano (2005) 為。 競爭效能 衡量題項 (2 題): 比較廣告的利益效果,可 (一)認為係爭廣告內涵可以達到增 行政院公平交易委員會 以明確達到保護消費者權 進廠商間之自由競爭程度; (民 93) 益,增進廠商間的自由競 (二)認為係爭廣告內涵可以達到保 Romano (2005) 爭程度。 護消費者權益。 類別屬性 (干擾變數) 比較廣告依有無特定的參考比較對象,而區分為直 (間) 接比較廣告, Miniard et al. (2006) 其中直接比較廣告有特定的比較參考點;間接比較廣告採取影射方式, Pechmann and 無明確的特定比較參考點。 Ratneshwar (1991) 表 3 編碼員間相互同意度 編碼員 編碼員一 編碼員二 編碼員三 編碼員四 編碼員五 0.714 0.552 0.551 0.623 編碼員四 0.611 0.586 0.562 編碼員三 0.802 0.724 編碼員二 0.585 平均相互同意度=(0.714+0.611+0.802+0.585+0.552+0.586+0.724+0.551+0.562+0.623)/10=0.631 信度=n*(平均相互同意度)/1+(n-1)*平均相互同意度)=5*0.631/1+(4)(0.631)=3.155/1+2.524=0.895(n=編碼人數) 由表 3 瞭解,隨機抽樣之評分員信度預測係數為 0.895。然為計算全體樣本資料之評分員信 度係數,本研究再請編碼人員依編碼原則,重新判讀93 件樣本資料,全部編碼完成後,再次計 算編碼員間平均相互同意度為0.61,信度係數為 0.886。Kassarjian and Kassarjian (1988) 認為,

(12)

評分員信度係數若大於0.85,編碼結果即可接受。本研究樣本資料信度係數達 0.886,已超過可 接受標準。 吳萬益 (民 94) 認為,內容效度 (content validity) 的優劣可用下列幾種方法加以判斷:(1) 相關衡量的尺度與項目是否適當或建構衡量項目時有無請教專家;(2)樣本有無實施預測;(3)有 無依預測結果加以修正。本研究樣本資料來自公平會審理比較廣告案例,對研究主題內涵(廣 告正面效果、廣告負面效果、競爭效能及類別屬性)都有相當完整的描述,且其衡量項目 (觀察 變數) 來自文獻探討,具有相當程度的代表性及理論依據;又採 Likert 7 等尺度來衡量態度量表, 並邀請5 位不同領域的人員擔任編碼員,先由樣本中隨機抽取 9 件樣本進行預測,判定評分員 信度預測係數已達可接受程度後,再依據編碼原則針對全部樣本進行判讀。故其操作方式符合 前述內容效度的判斷原則,本研究樣本資料應具有相當程度的內容效度。

3.4 描述性統計

描述性統計 (descriptive statistics) 是一套用以整理、描述、解釋資料的系統方法與統計技 術。依據本研究之研究假設推論,廣告正面效果與負面效果間呈現反向關係、廣告負面效果與 競爭效能間呈現反向關係、廣告正面效果與競爭效能間呈現正向關係,此三者所相互形成的正 負區塊,在表4 觀察變數間之相關係數已有很清楚的呈現,且其 p 值都達 0.01 的顯著水準。至 於潛在變數廣告正面效果、廣告負面效果及競爭效能之信度 (Cronbach’s α 值) 分別為 0.917、 0.941 及 0.905,均超過標準值 0.6;三個潛在變數之累積解釋變異量分別為 85.388%、94.710% 及 91.266%,均超過可接受標準 60%;其他如觀察變數之分項對總項的相關係數(item-total correlation,下稱分項值)也都在 0.804 以上 (詳如表 4),超過標準值 0.5。以上顯示,本研究的潛 在變數及相關之觀察變數信度良好,可進行後續之實證研究 (吳萬益,民 94)。另外,表 4 中廣 告正面效果三個觀察變數廣告主效益、競爭者效益及消費者效益分別以 Ben1、Ben2 及 Ben3表

示;廣告負面效果二個觀察變數虛偽不實、引人錯誤分別以Eff1、Eff2表示;競爭效能二個觀察

變數自由競爭及消費者福利分別以Com1及Com2表示。

4. 實證分析與結果:SEM 及區別分析檢定

4.1 樣本數與識別度檢定

樣本數是 SEM (structural equation model) 運作時必須考慮的因素,樣本數若不足將會影響 其估計的精確性 (accuracy of estimates) 及代表性 (representative)。但樣本數要多少才算適當, 學者間說法不一,有些認為至少要有500 個以上的樣本數,有些認為只要不少於 100 個即可。 惟Bentler and Chou (1987) 認為,若樣本數符合常態或橢圓分配,每個變數 5 個樣本數就足夠,

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表 4 觀察變數間之相關係數與描述性統計 1 2 3 4 5 6 7 Ben1 Ben2 0.702** b Ben3 0.801** 0.811** Eff1 -0.771** -0.768** -0.868** Eff2 -0.749** -0.791** -0.856** 0.887** Com1 0.809** 0.838** 0.789** -0.763** -0.770** Com2 0.781** 0.754** -0.887** -0.882** -0.857** 0.788** 平均值a 3.946 3.441 3.634 4.979 4.742 3.710 3.828 標準差 0.960 0.972 1.502 1.574 1.334 0.973 1.380 分項值 0.804 0.821 0.876 0.887 0.888 0.825 0.824 a平均值係以Likert 7 等量表為準;b *係指p 值小於 0.05、**係指p 值小於 0.01。 如果是其他分配每個變數10 個樣本也足夠;Hoelter (1983) 提出一個合理樣本數的驗證指標, 使研究者知道其所使用的樣本數是否足夠用來估計模式的參數以及模式適合度 (fitness),他認為 當CN (critical number) 值大於或等於 200,其樣本數已達到可接受門檻。本研究樣本數 93 個、 變數10 個 (3 個潛在變數、7 個觀察變數),樣本數對變數比值 9.3;CN 值在 0.05 的水準下為 271、 在0.01 的水準下為 347,均超過標準值 200,已達到可接受程度,顯示樣本數在驗證上已具精確 性及代表性。 識別度的處理對SEM 也相當重要,當一個模式無法解決識別度問題,則無法獲得唯一解, 那麼模式的建構是失敗的。檢測識別度,Bollen (1989) 認為可以採取 t 原則 (t-rule),即估計參 數(t)要小於或等於觀察資料數 (the number of data point, DP)。本研究有 7 個觀察變數, DP=1/2(8)(7)=28 個,所有估計參數 17 個,故 DP 大於 t,模式具有識別度。

4.2 測量模型:整體模型適合度及構念效度檢定

在SEM 中除測量模型 (measurement model) 外尚包括結構模型 (structural model),前者規 範觀察變數與被解釋之潛在變數間之關係,後者規範各潛在變數間之關係。其中測量模型的檢 驗程序又稱之驗證性因素分析 (confirmatory factor analysis, CFA)。事實上,CFA 是 SEM 的一種 次模型 (submodel),除可獨立的應用在信度 (組合信度,composite reliability)、構念效度的考驗 與理論有效性的確認外,並可與其他次模型整合,成為一個完整的SEM 分析。另外,由於本研 究在 SEM 及 CFA 模型有相同的觀察變數,並均採用 AMOS 4.0 軟體及最大概似估計法 (maximum likelihood estimation method) 檢定整體模型適合度,二者模型適合度值相同,為避免

(14)

累述,整體模型適合度僅在CFA 模型中說明。

態度量表的實證研究中,所要測量的對象都由抽象性假設所構成,因此構念效度 (construct validity) 為最須檢驗的效度項目。過去數十年來,研究者提出許多檢定構念效度的方法,但至今 乃廣為使用,只有 Campbell and Fiske (1959) 所提出藉由多重特質多重方法矩陣(multitrait- multimethod matrix)驗證收斂效度 (convergent validity) 及區別效度 (discriminating validity) 的 方法。Bagozzi and Yi (1988) 認為,若所有觀察變數的因素負荷 (λ) 值都達 0.5 以上,且經檢定 p 值均達 0.05 顯著水準,則該測量模式具有良好的收歛效度;本研究各觀察變數的因素負荷 (λ) 值都達0.5 以上,且經檢定 p 值均達 0.01 的顯著水準,顯示收歛效度良好。Jöreskog and Sörbom (1993) 認為,若模型中各潛在變數兩兩相關比較,其相關係數小於 0.95,且在 95%信賴水準區 間不包括”1”,則其區別效度良好;本研究各潛在變數兩兩相關係數均小於 0.95,其中最大值「廣 告正面效果/競爭效能」為 0.932,其標準誤為 0.033,95%水準信賴區間值為(0.932-0.033*1.96; 0.932+ 0.033*1.96)=(0.867,0.997),未包括”1”,顯示區別效度良好。以上情形,顯示本研究具 有良好的構念效度 (詳如圖 2)。 0.270 0.839 0.271 0.842 0.202 0.954 -0.925 0.237 0.950 0.932 0.226 0.934 -0.926 0.285 0.835 0.170 0.954 圖 2 測量模型 (CFA 模型)a a 2 各係數 p 值均達 0.01 顯著水準。 競爭效能 廣告負面效果 廣告正面效果

Ben

1

Ben

2

Ben

3

Eff

1

Eff

2

Com

1

Com

2

(15)

最後,檢測整體模型適合度,Hair et al. (1998) 認為,整體模型適合度係由絕對適合量測 (absolute fit measures)、增值適合量測 (incremental fit measures) 及簡效適合量測 (parsimonious fit measures) 等 3 種指標所組成。本研究之絕對適合量測 5 種測量值、增值適合量測 3 種測量值 及簡效適合量測2 種測量值均優於標準值,顯示整體模型適合度良好。4

4.3 SEM 實證結果與研究假設檢定

本研究首先針對 SEM 實證模型組合信度及構念效度進行檢定。由圖 3 瞭解,實證模型中測 量模型,其標準化係數以Com1對競爭效能0.835 最低,其平方值 (R2) 仍達 0.697 超過標準值 0.5,組合信度良好;構念效度係由收歛效度及區別效度組成,其中測量模型因素負荷值(λ 值) 均達0.5 以上,且 p 值均超過 0.05 顯著水準,顯示收歛效度良好;另結構模型潛在變數間的相 關係數以廣告正面效果對廣告負面效果的0.925 最高 (未超過標準值 0.95),標準誤為 0.031,其 95%的信賴區間為 (0.925- 0.031*1.96;0.925+ 0.031*1.96)=(0.864;0.986),未包括”1”, 顯示區 別效度良好。 其次,探討圖3 結構模型與研究假設的關係,首先驗證結構模型 3 個研究假設 (H1、H2、 H3),其中廣告正面效果與競爭效能間之標準化結構係數 (structural coefficient) 為 0.574 (t 值 2.247),廣告正面效果與競爭效能間呈現正向關係,且達 0.05 的顯著水準,H1獲得實證支持; 廣告負面效果與競爭效能間之標準化結構係數為-0.413 (t 值-1.629),廣告負面效果與競爭效能間 呈現負向關係,但未達 0.05 的顯著水準, H2未獲得實證支持;廣告正面效果與廣告負面效果 間之相關係數為-0.925 (t 值-5.901),廣告正面效果與廣告負面效果間呈現負向關係,且達 0.01 的顯著水準,H3獲得實證支持。綜合以上,結構模型中3 個研究假設,除 H2廣告負面效果與競 爭效能之間雖呈現負向關係,但未達0.05 顯著水準,未獲得實證支持外,其餘 2 個研究假設均 獲得實證支持。

4.4 區別分析結果與研究假設檢定

Cooper and Schindler (2001) 表示,區別分析 (discriminate analysis) 乃是將事前已分群的樣 本,利用特定區別函數,尋找能將研究對象做最佳分類的預測變數之組合。一般而言,區別分 析可用Wilk’s Lamda 的 p 值來檢定區別函數的顯著水準,以彰顯區別函數用來闡釋預測變數能

4 絕對適合量測:χ2=5.747 (p 值=0.765)、GFI (goodness of fit index) = 0.982; AGFI (adjusted goodness of fit

index)=0.945、RMR (root mean square residual)=0.013、RMSA (root mean square error of approximation)=0。 增值適合量測值:CFI (comparative fit index)= 1.000、 NFI (normed fit index)= 0.993、 RFI (relative fit index)=0.984。簡效適合量測值:χ2/df=5.747/9=0.639、CN(Hoelter’s critical N) 值分別為 95%的 271 及

99%的 347。以上量測標準值 GFI、AGFI 、CFI、NFI、RFI 為大於 0.9;RMR 及 RMSA 為小於 0.05; CN 為大於 200;χ2/df 為小於 2。

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0.839 0.842 0.954

0.574* 0.835

-0.925**

-

0.413 0.954

0.950 0.934 圖 3 結構方程模型 (SEM) 否得到另人滿意之表現;其次,區別分析也經常使用命中率 (hit ratio,或稱準確度=各預測組群 成員數之和/樣本總數),來判別預測變數的區別能力 (Cooper and Schindler, 2001);另外,區別 分析亦可利用預測變數平均值高低及其間p 值的顯著性,來檢定所涉及的研究假設是否達到顯 著水準 (Iyer, 1988)。

本研究 Wilk’s Lamda 的 p 值=0.045 (其他如 Box’s M 共變數相等性 F 檢定之 p 值=0.041) 達 0.05 顯著水準,顯示使用區別函數來闡釋預測變數的能力可以得到另人滿意之結果;其次,命 中率檢定,命中率=各預測組群成員數之和/樣本總數=39 (直接比較廣告組群成員數)+25(間接比 較廣告組群成員數)/93=64/93=69%,即預測變數判別的準確度約七成。以上顯示,本研究區別 分析之整體有效性尚稱良好,可進一步從事個別預測變數檢定。本研究可利用個別預測變數檢 定研究假設H4及H5,由表5 瞭解,間接比較廣告的自由競爭程度平均值高於直接比較廣告,且 p 值達 0.05 顯著水準,H4獲得實證支持;間接比較廣告的消費者福利平均值高於直接比較廣告, 且p 值達 0.05 顯著水準,H5獲得實證支持。 廣告正面 效果 廣告負面 效果 競爭效能 Ben1 Ben2 Ben3

Eff1 Eff2

Com1

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表 5 競爭效能區別分析 預測變數 直接比較廣告 間接比較廣告 區別檢定 平均值 標準差 平均值 標準差 F 檢定 p 值 自由競爭 3.490 0.857 3.976 1.047 6.058 0.016* 消費者福利 3.510 1.239 4.214 1.457 6.350 0.013*

5. 結論與建議

本研究實證結果,5 項研究假設中,只有 H2 (廣告負面效果與競爭效能間之關係) 未獲得實 證支持外,其餘4 項 (H1、H3、H4、H5) 均獲得實證支持。但在實證結果中,除前述未獲實證支 持者外,尚有幾項議題有深入探討的必要,例如研究方法與樣本代表性事宜、整體研究內涵描 述及抵換關係的運用等。同時本節將一併討論實證結果對實務運用的意涵,以及研究限制與後 續研究建議。

5.1 實證結果討論

5.1.1 研究方法與樣本代表性之探討

Cho and Khang (2006) 整理美國 1994 年到 2003 年間,有關「溝通」、「行銷」及「廣告」 相關領域中15 種領導刊物 4050 篇文章後發現,其中有 537 篇先以內容分析法作為分析工具, 居各研究方法的第三位。該537 篇文章最後採取質性研究和量化研究的比例分別為 46.6%及 53.4 %,其中量化研究SEM 係主要的統計分析工具之一。本研究樣本資料係屬法律文獻,文獻內容 包括形式要件及實質要件,篇幅由4 頁到 23 頁,內容結構完整,篇幅適中,適合作為內容分析 法的素材。故在研究方法上,首先採用內容分析法分析樣本資料,建構態度量表;其次為驗證 觀察變及潛在變數、潛在變數與潛在變數間之關係故以SEM 作為分析工具;最後為檢定干擾變 數對競爭效能的影響,因無中介變數及類型區別後樣本數關係,故直接採用區別分析驗證。

Kerlinger and Lee (2000) 認為,在研究中所謂代表性樣本,意指具有近似於研究母體特性的 樣本。另外,SEM 的驗證,樣本數多寡才不會影響實證研究估計的精確性及代表性,學者間說 法不一。但依Bentler and Chou (1987) 與 Hoelter (1983) 的看法,本研究 93 件樣本資料係公平會 1992 年 2 月至 2007 年 1 月審理比較廣告的全部案件數,並非抽樣樣本,且其分佈情形大致均勻 (每年約 6 件)。該等樣本經信度 (評分員信度、Cronbach’s α 及組合信度)、效度 (構念效度) 及 整體模型適合度檢定,均達到良好程度;另其樣本數與變數比值雖只達9.3 (93/10),與 Bentler and Chou 所稱,非常態或橢圓分配,每個變數 10 個樣本也足夠近似;至於 CN 值在 0.05 的水準下

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為271、在 0.01 的水準下為 347,均超過標準值 200,符合 Hoelter 所提出合理客觀樣本數指標 的要求。以上論述均顯示,本研究之樣本數將足以提供作為SEM 實證研究驗證各項研究假設的 基礎,應無精確性及代表性之虞。

5.1.2 整體研究內涵描述與抵換關係的運用

過去比較廣告的研究 (例如 Chow and Luk, 2006; Iyer, 1988; Roggeveen et al., 2006),大都直 接探討個別品牌之廣告強度對廣告效果的影響,鮮有探討干擾變數對結果變數的干擾效果。緃 有加入干擾變數,這些干擾變數大都屬產品資訊分類 (資料來源可信度、消費者過去對產品類別 的知識、信息涉入水準及廣告品牌相對市場占有率等) (例如 Jain and Posavac, 2004; Shiv et al., 2004; Zhang et al., 2002 )。雖有文獻以類別屬性 (直接及間接比較廣告) 作為干擾變數 (例如 Miniard et al., 2006),但仍屬少數,且亦以廣告內涵及消費者態度 (例如廣告編碼、心理表現及 恢復考慮等) 作為自變數,探討廣告品牌或所涉及競爭品牌的廣告效果。本研究雖仍以類別屬性 作為干擾變數,但從競爭市場構面的宏觀角度著手,藉由SEM 及區別分析,探討比較廣告在競 爭市場所可能產生的正 (反) 面廣告效果,及干擾變數對對競爭效能的影響,其所涉及產業範圍 包括製造業及服務業 (二者比率分別為 62.4%及 37.6%),其實證結果除 H2外,其餘4 項研究假 設 (H1、H3、H4、H5) 均獲得實證支持。此類型研究與過去研究有三點差異:(1)概念:本研究 在概念上同時涉及比較廣告及競爭策略,而過去的研究大都單純針對廣告品牌探討比較廣告效 果;(2)範圍:本研究產業範圍包括製造業及服務業,而過去的研究僅限廣告品牌,少數涉有競 爭品牌 (例如 Miniard et al., 2006);(3)量表建立:本研究藉由分析主管機關法律文獻,建構態度 量表,過去的研究大都藉由實驗研究法取得態度相關資料。以上差異可提供研究者進一步創新 研究思維,擴充研究領域之參考。 比較廣告若涉及競爭策略,抵換 (trade-off) 關係就變得相當重要。本研究所稱之衝突性利 益即是典型的抵換關係,所謂衝突性利益係指在不同情境或對不同對象所產生的正 (反) 面對立 性利益效果,當正面效果大於反面效果時,則產生競爭效能,反之則否。由圖 3 瞭解,正面效 果與競爭效能間之結構係數 (0.574) 大於反面效果與競爭效能間之結構係數 (-0.413),顯見有競 爭效能產生。這種情形在其他競爭策略的相關研究中,屢見不鮮,例如水平購併 (horizontal merger) 行為也有類似情形,水平購併後會產生「效率」與「市場力量」二種互為反向的效果, 當「效率」大於「市場力量」時,顯示該行為有競爭效能產生,反之則否 (Williamson, 1968)。因 此,抵換關係的運用在競爭策略的研究中相當重要,為該領域研究者不可不知的重要研究模式。

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5.1.3 廣告負面效果與競爭效能間之關係 本研究圖 3 實證結果,廣告負面效果與競爭效能之間雖如研究假設所述呈現負向關係,但 未達0.05 顯著水準,H2未獲得實證支持。此種結果,有必要進一步探討。就理論面而言,二者 的負向關係已獲得相當程度的證實,至於其負向程度是否達到顯著水準,可從實務面來探討。 本研究93 件樣本資料中,有 61 件屬處分案、32 件屬不處分案,處分比率達 66%。在處分案件 中案情較輕,處10 萬元以下罰鍰者達 31 件 (未罰鍰 22 件、10 萬元以下 9 件),所占比率為 51 %、案情中等處10 萬元以上 50 萬元以下罰鍰者有 21 件,所占比率為 34%、案情嚴重處罰鍰 50 萬元以上罰鍰者有 9 件 (50 萬元以上 100 萬元以下 5 件、100 萬元以上有 4 件),所占比率為 15%。就這些涉法案件分布情形,再參酌公平會裁處罰鍰原則「公平法施行細則第 36 條」(行政 院公平交易委員會,民93),裁處罰鍰所應審酌事項包括:行為之動機及目的、對交易秩序的危 害程度、違法的持續時間、不當利益多寡、事業的經營規模、事業之市場地位及過去的違法情 形等。由於本研究比較廣告違法案件過半都是案情輕微者,其對自由競爭程度及消費者福利的 違害似尚未達緊急程度,廣告負面效果與競爭效能間之弱勢負向關係與事實尚不違背。

5.2 研究意涵

本研究實證結果可顯現二項研究意涵。首先,由於廠商的比較廣告策略影響所及,不限於 競爭者及現有購買者,尚應包括潛在購買者、主管機關、一般消費大眾及相關團體,尤其是主 管機關對於管制措施的執行態度影響更為顯著。本研究以台灣競爭法主管機關公平會近15 年來 所審理之比較廣告案例作為樣本,從競爭市場構面,藉由結構方程模式及區別分析去驗證比較 廣告所衍生的廣告類別屬性、衝突性利益對競爭效能的影響,有別於過去比較廣告對個別品牌(或 廠商)之探討,其實證結果,可提供實務界瞭解競爭法主管機關對比較廣告管制措施的執行態度, 及其所關心的構面,讓業界有所依循。 其次,Flandin et al. (1992) 認為,有創意的廣告可以吸引顧客的注意力,使顧客的焦點集中 在廣告品牌,最後導致購買行為;Johar et al. (2001) 認為,有創意的廣告不但要有嶄新 (novel)、 獨特及吸引力的特質,還要有實用價值,倘一支廣告不被認為有創意,係因為該廣告在市場上 無法與顧客溝通,替顧客創造價值。故有創意的廣告要具有告知、提醒及說服顧客的功能,最 重要的其內容不能有虛偽不實或引人錯誤的表示,才有能力替顧客創造價值。本研究圖 3 實證 結果,除驗證各研究假設外,尚可驗證觀察變數與潛在變數間之關係,其結果觀察變數與潛在 變數之間都達顯著水準,且各觀察變數與潛在變數之間的標準化迴歸係數有強弱之分,意指構

(20)

成潛在變數之各因子對該潛在變數的影響程度不同,影響程度高者 (例如消費者利益、虛偽不實 及消費者福利) 係分別應優先考慮的;另從表 5 瞭解,就競爭市場構面,間接比較廣告所產生的 自由競爭程度及消費者福利均優於直接比較廣告。前述實證結果若廣告主能作為參考製作比較 廣告,一定可以得到應有的競爭效能,成為一支有創意性的比較廣告。因此本研究的實證結果 具有提供廣告主完成有競爭效能比較廣告之意涵。

5.3 研究限制與未來研究建議

本研究雖在研究假設上力求完整周延,研究方法上力求客觀、嚴謹,資料分析上力求詳實, 但仍然存有以下研究限制:(1)態度量表衡量的限制:本研究對態度量表採取 Likert 7 等量表衡 量,由評分員依主觀態度於量表上給分,由於各評分員在主觀上可能有差異,因此對於樣本資 料之信度評估,可能有所影響;(2)變數的限制:本研究之變數及量表建構係依據 1992 年 2 月至 2007 年 1 月公平會對比較廣告案件審理結果所得,依內容分析法完成量表建構,由於限於資料 內容,無法將其他可能之外在變數例如審核人員之態度,檢舉廠商之意圖等心理層面因素納入 考量。 比較廣告係企業促銷其產品的有效方法、但各國由於國情不同,對比較廣告的管制程度鬆 緊不一,造成許多國際性企業適用上的困難,並引起不少爭議。有鑑於此,相關領域之研究者, 可以加強蒐集各國比較廣告案例,分析其內容,比較各國在管制態度上的異同,並進一步對相 關資料進行驗證,提供實證結果協助業者從事國際性比較廣告時之參考。此類型的研究不但可 在學理上作出貢獻,亦對實務界有所助益。

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數據

表 2  變數操作性定義與態度量表衡量  潛在或干擾變數操作性定義                                      變數衡量                                      參考文獻  廣告正面效果                                衡量題項 (3 題):                  藉由比較廣告傳遞資訊過程,強化消費者      (一)有助於提高消費者對廣告產品  Romano (2005)          對產品資訊
表 4  觀察變數間之相關係數與描述性統計                                1                    2                  3                  4                  5                  6                    7          Ben 1  Ben 2              0.702 ** b  Ben 3              0.801 **        0
表 5  競爭效能區別分析  預測變數  直接比較廣告                  間接比較廣告                          區別檢定  平均值        標準差          平均值          標準差            F 檢定              p 值  自由競爭                  3.490          0.857            3.976              1.047                6.05

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