市場區隔效應的行銷認同態度與共同因素實證研究 (237)

市場區隔效應的行銷認同態度 與共同因素實證研究

王世榕*

摘 要

一、 緒論 二、 理論架構與假設 三、 人力資源的累積

四、 結果與討論 五、 結論與建議

摘 要

本研究目的在探討不同群體對「行銷組合」的接受程度，這包含兩個層面；一是可

觀察到的現實世界資料－認同態度，另一是不可觀察到的理論結構模式－共同因素，以

家具為研究產業，結果可做為市場區隔的參考。實證發現 6 種人口統計變數組內，認同態度都沒有顯著（p>0.05）差異性，其中性別、年齡、婚姻與月收入等變數組內差異性的共同因素結構平均數相等，雖表示這 4 種人口統計變數的觀察資料與理論模式具一致性水準，但也顯示人口統計變數不具區隔行銷組合的功能。此外，研究發現不同生活族

群間，不論在行銷組合的認同態度與共同因素方面皆呈顯著（p

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許多學者專家均指出產品（product）、價格（price）、通路（place）與推廣（promotion）是一般業者企劃行銷組合（marketing mix）最主要的 4 個概念（4P）（Wells and Prensky, 1996; 洪順慶，2003; 林建煌，2006; Armstrong and Kotler, 2008）。值得特別注意的是，徐達光（2003）、Boone and Kurtz（2005）、Kotler and keller（2006）、Armstrong and Kotler（2008）等人都指出「行銷組合」是以市場「賣方」的角度出發，並非從「買方」的立場思考，買方真正關切重點在顧客問題的解決

（customer solution）、顧客的成本（customer cost）、便利性（convenience）以及溝通（communication）等所謂 4C 的層面上。因此，當面對同一件事，卻有兩種不同角度與看法的時候，本研究很有興趣的是「消費者對業者所推出的行銷組合認同態度如何」？

態度（attitude）是一種習得的傾向，基於對事務認知與評估所產生的感覺意見，而有一致性的行為傾向（Wells and Prensky, 1996），Hawkins and Coney（2003）認為態度是對環境中的某個層面，在動機、情緒、知覺與認知過程中所形成持久性的構念，張國

雄（2004）指出，態度是指一個人對某一事、物、觀念的一種評價，具喜歡或不喜歡的感覺與傾向。至於「認同」（identity），可說是個人吸取他人價值觀念，以建立自我價值觀念的歷程，換言之也是一種「體認」或「接受」（Weeks, 1990）。綜合以上，在本研究中「認同態度」指消費者體認或接受業者所推出的行銷組合後，所產生一種喜歡或不喜

歡的感覺與傾向，同時也是一種評價。於此徐達光（2003）即認為，行銷人員先要瞭解消費者對產品及其行銷組合的態度，才能預測其消費行為。

換個角度從因素結構觀察，行銷組合也是產品、價格、通路與推廣等 4 個構面的共同因素（common factor）。Tucker and MacCallum（1997）指出，所謂共同因素係指在探討的觀察變項中，能影響兩個以上觀察變項的內在屬性，且此內在屬性是抽象不可觀察

的，因為此一共同因素係由觀察變項所構成，所以這些觀察變項間必須存有某一程度的

相關。傅粹馨（2002）認為，當研究者旨趣在潛在變項間的關係時，理應探討共同因素模式。黃財尉（2003）進一步說明，共同因素分析具可考驗的性質，這個性質可提供因素分析模式對資料適配度的考驗。

據前所述，研究者很有興趣的是「認同態度」，這種「認同態度」是消費者的實際

感受，而且也是可經由調查或測量受訪者得到的觀察資料。同理，對於無法經由觀察的

行銷組合 4 個構面之共同因素，也就是潛在變項（共同因素）是否可解釋觀察變項間的理論結構，本研究亦十分有興趣深入瞭解。再進一步闡述，「認同態度」與「共同因

素」是行銷組合的兩個不同層面，前者代表現實世界的訊息，後者卻是理論模式的結

構，在本研究中均扮演被自變數（independent variables）影響的依變數（dependent variables）角色。

在制定行銷策略方面，幾乎所有學者專家都指出「市場區隔」（market segmentation）的重要性，Wells and Prensky（1996）認為成功地行銷人員應設法分辨重要的區隔市場，小到用相同的定位與行銷組合就可滿足消費者，大到消費者可負擔這產

品，且公司還有利潤。Kotler and keller（2006）指出，行銷人員應將買方視為組成市場者，這即是「目標市場」（target markets），並深入評估與判定那些區隔可在這目標市場中找尋出最大的機會。徐達光（2003）說明消費者之間彼此的特徵大不相同，透過市場

市場區隔效應的行銷認同態度與共同因素實證研究 (239)

區隔，可讓行銷者將一個大的異質市場分割成幾個較小的同質市場，並依同質市場的性

質，量身製作相關的產品或行銷活動，以滿足消費者的需求。 以上詮釋主要在「市場區隔」的具體做法與效應，此外「市場區隔」還有其它功

能，Mulhern（1999）就認為，適當地市場區隔不單可確保自身的利基，同時也是與競爭者較勁的籌碼。Engle, Blackwell and Miniard（1995）指出，精確地市場區隔可對產品或服務提供合理的「調整」，使目標顧客獲得最多的滿足。洪順慶（2003）更全面的分析市場區隔有下列 5 項優點；(1)能更加清楚、明確的定義市場，(2)能對競爭狀況做更好的分析，(3)能迅速反應市場需求的改變，(4)能有效的分配資源，(5)能促進策略規劃的有效性。

欲掌握「市場區隔」的要旨，首先必須瞭解當前市場的特徵，黃俊英（2007）從行銷角度指出，21 世紀是以顧客為導向的行銷時代，徐達光（2003）從消費心理觀察，認為資訊發達、傳媒與知識流通等因素，使得現今的消費市場呈現「紛繁複雜」，

Hawkins and Coney（2003）從消費者立場指出，每天成千上萬的廠商投入數以百萬計資金，在廣告、包裝、產品特色、銷售簡報與商店環境等層面上，試圖影響你、你的家庭

與你的朋友等的消費選擇，所以現在是一個「消費型」時代。張國雄（2004）從市場機制分析，提出 80/20法則，亦即企業 80%利潤可能是由 20%的顧客所創造，因此企業應集中火力，針對一個或少數幾個區隔市場，提供適當的行銷組合。綜合以上各家論點，

研究者認為當前市場可說是一個「顧客是有經驗的、有主見的智慧型消費時代」。 區隔（segment）的觀點最早是由 Smith（1956）提出，認為「區隔」乃建構在市場

需求面上，因此應針對歧異的因素，將顧客分為若干需求、偏好相似的同質子市場，以

便相應地調整產品與行銷方式。自此許多研究（Wells, 1975; Steenkamp and Hofstede, 2002; 陳嵩，2004; 詹惠君，2004; Bijmolt, Paas and Vermunt, 2004; 池文海、陳瑞龍與林雅玲，2005; John and Gyimothy, 2005; Oberecker, Riefler, and Diamantopoulos, 2008）從不同變數角度觀察市場區隔情形。證諸以上，本研究亦關切現今市場區隔的效應究竟如

何？不同消費群體的心態與需求是否具差異性？ 精粹以上顯示，市場區隔是企業成功的必要策略，而針對特定群體所進行地行銷組

合又是企業致勝的必要路徑，無一可避免，偏偏行銷組合卻是從業者的角度推出，消費

者感受與需求還必須進一步的驗證。歸納至此，問題的關鍵即在「市場如何區隔最能辨

識行銷組合的效應」？更進一步說，行銷組合的實際（認同態度）與理論（共同因素）

兩個層面，在不同群體是否具差異性的區隔效應？以上這些問題即是本研究目的，亟待

進一步探討。

二、理論架構與假設

總的而言，大部分的研究都認為市場區隔可區分成(1)地理變數；如氣候、人口密度與國家等，(2)人口統計變數；如年齡、性別與職業等，(3)心理變數；如人格、動機與生活型態等，(4)行為變數；如時機、使用率與忠誠度等（Wells and Prensky, 1996; 張國雄，2004; Boone and Kurtz, 2005; 林建煌，2006; 黃俊英，2007）。根據以上分類，本

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研究關切重點在行銷組合的兩個層面（認同態度與共同因素），受「人口統計」與「心

理變數」兩種市場區隔影響的情形。因此，以下將逐項就(1)行銷組合，(2)人口統計變數，(3)心理變數，進行理論架構與研究假設的討論。

（一）行銷組合

「行銷」一詞所包含的範圍極為廣泛，Kotler（2000）認為是「個人或團體透過創造、提供、與他人交換有價值產品的社會與管理程序」，美國行銷學會（American Marketing Association，AMA）的定義為「理念、財貨、服務、定價、推廣及分配的規劃和執行之過程，其目的在創造交換，以滿足個人或組織的目標」（Bennett, 1995），邱昭彰（2001）則指出，行銷是在確定顧客的需求，進而設計商品或服務，建立促銷方法與行銷通路的運用，使商品或服務得以更迅速的傳遞給消費者，並讓消費者滿足與滿

意。以上學者專家對「行銷」所下的定義不盡相同，然共同要旨皆在「人與人之間的交

換互動」，這種交換不單是商業行為，更充斥著複雜的心理因素。 在企業體制下，行銷人員掌握的一些變數，可以協助消費者在市場上進行交換的行

為，並滿足他們的需求，這些變數總稱為「行銷組合」，它包括了 4 個要素，簡稱為行銷 4P，即產品、價格、通路與推廣（徐達光，2003）。事實上，此一 4P 論點，與本文前述許多學者專家觀點是相同的（Wells and Prensky, 1996; 洪順慶，2003; 林建煌，2006; Kotler and keller, 2006; Armstrong and Kotler, 2008）。然而，隨著時代演進，一些批評者認為 4P 可能忽略或不夠重視某些重要或新穎的「交換」活動，於此 Kotler and keller（2006）指出「所有的行銷活動皆屬於行銷組合的範圍，且皆可劃分在 4P 的屬性中，問題的重點不在於是否為 4P、6P 或 10P，而在何種架構與觀點對設計出有效的行銷方案最有幫助」。有鑑於此，本研究即將產品、價格、通路與推廣這 4P做為行銷組合的 4個測量構面，進行問卷設計。

先前的研究（陳宏一、閻中原、劉文雄、王炳龍、林峰輝與吳丕玉，2004）曾以民眾、參訪團體、病患與外包人員等為對象，探討醫院「行銷活動」對形象認知的影響，

結果發現除「廣播講座」外，其它如「社區衛教」、「院內衛教」、「門診單衛教」等行銷

活動均有助醫院形象認知的提昇。李青松與康智勝（2007）以遊客及鶯歌鎮民為對象，探討城市行銷的意象，結果發現遊客在各觀光發展認知的同意程度皆高於居民，但在

「提高鶯歌居民的地方意識」、「提高鶯歌居民的視野」、「有助鶯歌文化廣為人知」這 3個題項上，並無顯著差異。李培銘、蔡顯榮與謝松益（2007）以台北縣金石堂等網路商店的購書消費者為對象，探討網路行銷知覺對消費者滿意度的影響，結果發現網路行銷

知覺愈高，滿意度愈高，呈顯著的正相關。綜合以上顯示，先前研究探討的重心大多在

「認同態度」，也就是可觀察到的資料，至於不可觀察到的行銷組合之結構模式問題，

無法找到相關文獻引證，因此亟待本研究建立資料。

（二）人口統計變數

人口統計區隔是行銷人員最常使用的市場區隔工具，因為它具備了幾項的優點，

(1)行銷研究者在花費不高的情形下，可輕易獲得相關資料，(2)變數所區分的目標市場

市場區隔效應的行銷認同態度與共同因素實證研究 (241)

在欲求或偏好的指標上明確、清楚，容易實施行銷策略（徐達光，2003）。Kotler（2000）指出，人口統計變數是最普遍的區隔消費者群體基礎，主要是因消費者的慾望、偏好與使用率，通常都與人口統計變數有很大的關聯。洪順慶（2003）也認為，最常用來區隔市場的變數就是人口統計特徵，行銷人員常以年齡、性別、所得、職業、教

育等變數將消費者分類。依以上洪順慶論點，本研究以人口統計的性別、年齡、婚姻、

學歷、職業與月收入等共 6項變數，進行問卷調查。 有關以人口統計為區隔變數的文獻，楊朝堂、唐資文與王美慧（2007）的研究指

出，上海地區行動電話消費者在費率合理性及訊號的品質與範圍等滿意度方面，不同性

別、年齡、教育程度、職業與所得等都呈顯著差異。陳武正與蕭詩翰（2005）發現新竹市量販店男、女不同性別消費者，在價格與娛樂設施等滿意度方面呈顯著差異，但在不

同年齡間則未達顯著差異，反而不同年齡間在距離近、結帳速度與服務親切等滿意度方

面呈顯著差異，但不同性別間則否。林儒君（2004）發現台南市咖啡連鎖店消費者目的在「婚姻狀況」方面呈顯著差異，但在性別、學歷、職業、收入等變數方面則未發現顯

著差異。綜合以上研究顯示，以人口統計為變數群體的消費者行為大多呈有所差異，因

此本研究提出的假設如下： 假說 1（H1）：以人口統計為區隔的行銷組合之認同態度或共同因素有顯著差異。

（三）心理變數

心理特徵區隔化（psychographic segmentation）係依購買者的生活型態、人格或價值觀為基礎，劃分成不同的群體（Armstrong and Kotler, 2008），有些行銷人員會採用構成消費者態度或行為基礎的核心價值觀及信念體系來區隔市場（Wells and Prensky, 1996），林建煌（2006）認為，運用心理變數區隔消費者決策或行為上的差異性，相較人口統計變數，通常具更大的效度，徐達光（2003）更直接點出，相同族群參與的活動和興趣，甚至對事務的看法相似，使得他們使用產品的理由趨於一致，所以從消費者生

活型態來預測產品購買的趨勢，比人口統計資料更精準。根據以上學者專家的論點，特

別是徐達光的意見，所以本研究將心理變數的關注焦點，鎖定在生活型態（lifestyle）方面。

自 1960年代 Lazer（1963）將生活型態的概念引進行銷領域後，就逐漸受到許多研究者的重視，Lazer 定義為「生活型態為一系統概念，它是某一社會或群體與其它社會群體之不同，且具體表現在動態的生活模式中」，Plummer（1974）認為「生活型態可幫助行銷人員瞭解消費者，與消費者有效溝通，增大產品銷售的機率」，Kotler（2000）指出「生活型態係指一個人生活在世上的型態，表現在一個人的活動、興趣與意見等構

面」。綜合以上觀點可發現，生活型態對消費者行為的描述較人口統計變數更為豐富，

所涉及的範圍更廣，Armstrong and Kotler（2008）就認為生活型態可揭露一個人與所處環境互動的全貌，行銷人員應找出產品與生活型態兩者間的關係。

文獻中有關生活型態衡量的方法非常多，最為現代研究者引為範本的是 Wells and Tigert（1971）根據消費者活動（activity）、興趣（interest）與意見（opinion）等 3 個構面發展出的 300 題 AIO 量表。此外，由別蓮蒂（2000）主筆的生活型態白皮書－2000

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年臺灣消費習慣調查報告提出「一般化生活型態研究」概念，主要著眼於比較廣泛地去

瞭解消費者日常的個人活動、興趣、意見等生活全貌，藉以找出某些共同的價值，並將

類似行為與觀念的消費者歸為一類，做為市場區隔的基礎。此一論點正符合本研究的

「一般性調查對象」，因此採用這本書所整理的關鍵性 18 題簡要版生活型態「成年消費者問卷」進行調查。

至於生活型態族群在消費行為方面的研究，林進財、邱宏仁與許碧芳（1999）發現，不同生活族群間在百貨公司認同卡的持卡意願、媒體接觸與消費者利益追求等方

面，呈顯著差異性。洪彰鴻與李城忠（2004）在健身俱樂部服務品質的研究中指出，不同生活族群間在價格合理性、服務滿意度與忠誠度等方面，呈顯著差異性。黃章展與李

維貞（2006）的研究結果，不同生活族群間對廬山溫泉與清境農場地區整體環境偏好的認知方面，呈顯著差異性。綜合以上研究顯示，許多不同生活族群在消費行為的認知方

面似乎有所差異，因此本研究提出的假設如下： 假說 2（H2）：以生活型態為區隔的行銷組合之認同態度或共同因素有顯著差異。

三、研究方法

（一）研究架構

根據以上理論與假設的論證，擬定本研究架構如圖 1所示：

圖 1 研究架構

（二）研究產業選擇

本研究選擇以家具業為調查對象，主要是因為成年人幾乎都有可能接觸與購買家

具。依據 2005年統計，臺灣自製家具內需一年約 20億美元，進口家具約 2億多美元，加總起來表示國內每年至少 22 億美元（7 兆台幣）的營銷量（吳佳穗，2006），雖然市場龐大，但因家具「品牌」無法發揮作用，所以沒有一家公司可獨占市場，基本上這是

競爭非常激烈的產業，人們重視地還是家具的實際功能（林作新，2004）。研究者認為，就是因為家具的「品牌」無法發揮作用，所以也就不會存在「品牌忠誠」的問題，

受訪者也比較有可能以較客觀的態度回答問卷。 此外，由於科學技術的飛躍進步，以及消費者品味與審美價值已大異過往，更加個

性化了，使得家具的行銷與管理方式，也產生了巨大的變革（許美琪，2005）。事實上就一般人而言，購買家具的頻率低、風險承擔高、資訊需求多與價格支出高，屬高涉入

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（high involvement）購買決策（洪順慶，2003；林建煌，2006），這些特徵促使消費者必須投入較多的時間與心血，也就因這樣的特殊性，所以研究者認為「家具業」適合做

為觀察「行銷組合」的調查對象。

（三）問卷（量表）設計

依理論架構與假設的推演結果，本研究自行設計「行銷組合」共 18 個題項，至於「生活型態」量表則是依別蓮蒂（2000）「成年消費者問卷」（共 18 個題項）進行調查。上述這些問卷均以李克特 5點量表進行測量。

（四）研究對象

本研究於 2008 年 2、3 月間，在台北縣、市各零售通路以隨機方式發出 300 份問卷，結果回收 238 份，回收率 79.33%。其中 24 份問卷（占回收問卷 10.08%）顯示「從未買過家具產品」，不符本研究所要探討的對象。此外，還有 17 份問卷出現遺漏值（佔回收問卷 7.14%），不適合進行完整性探討。因此將這 41 份問卷剔除，最後保留197份有效問卷，受訪者基本資料如表 1所示。

表 1中呈現的性別、年齡、婚姻、學歷、職業與月收入等 6項變數，即為本研究人口統計的自變數項次。

表 1 受訪者的基本資料（n=197） 變數 類別 樣本數 百分比（%）

男性 78 39.59 性別

女性 119 60.41 21-30歲 53 26.90 31-40歲 90 45.69 41-50歲 40 20.30 年齡

51歲以上 14 7.11 已婚 121 61.42

婚姻 未婚 76 38.58

國中及以下 2 1.02 高中職 34 17.26 大專校院 141 71.57 學歷

研究所以上 20 10.15 學生 6 3.05 服務業 83 42.13 製造業 60 30.46 農林漁牧 4 2.03 軍警公教 5 2.54 家庭主婦 8 4.06

職業

其它 31 15.73 3萬元以下 51 25.89

3-5萬元 93 47.21 5-7萬元 34 17.26

7-10萬元 12 6.09 月收入

10萬元以上 7 3.55

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（五）問卷信度、效度考驗

1.行銷組合

本研究「行銷組合」量表在效度方面的主成份分析考驗結果，KMO值 0.820，以及Bartlett 球形檢定的近似卡方（χ2）值 1212.881，達顯著水準（0.000），表示適合進行「因素分析」。接著以「直接斜交轉軸法」萃取出特徵值大於 1 的 4 個決定因素，共 17個題項（餘 1 個題項刪除），其累積解釋變異量為 59.53%。這 4 個分量表，也就是組成行銷組合的 4 個構面，依其特徵分別命名為「產品特色」、「通路服務」、「促銷活動」與「溝通傳播」，信度考驗 α 係數分別為 0.77、0.81、0.73 與 0.70，總量表 0.85，以上數據顯示此份量表的信度良好，詳如表 2。

表 2 行銷組合量表的信度與效度考驗結果

效 度 信度

因 素 題 項

因素

負荷

量

特

徵

值

解釋

變異

量

(%)

累積 解釋 變異

量 (%)

共 同 性

α 係 數

我會特別注意到家具賣場產品的品牌特色 0.79 0.63 我會特別注意到家具賣場產品的材質特色 0.71 0.59 我會特別注意到家具賣場產品的推陳出新 0.69 0.54 我會特別注意到家具賣場產品是國外進口貨 0.67 0.46 我會特別注意到家具賣場產品的保證使用期限 0.62 0.49

一

我會特別注意到家具賣場清楚明示產品訂價 0.56

5.26 30.95 30.95

0.50

0.77

我會特別在意家具賣場運送人員的服務態度 0.91 0.82 我會特別在意家具賣場運送時間的配合度 0.85 0.73 我會特別在意家具賣場運送到家的費用 0.75 0.62

二

我會特別在意家具賣場銷售人員的服務態度 0.68

1.86 10.93 41.88

0.47

0.81

我會特別在意家具賣場提供買的多折扣高福利 0.82 0.68 我會特別在意家具賣場產品的折扣成數 0.81 0.69 我會特別注意到家具賣場的打折訊息 0.72 0.57

三

我會特別在意網路家具賣方提供的分期付款措施 0.58

1.74 10.23 52.11

0.42

0.73

我會特別注意到家具產品在網路上的訊息 0.82 0.71 我會特別注意到家具賣場或產品在報章雜誌上訊息 0.76 0.68 四 我會特別在意到親朋好友推薦的家具賣場購物 0.71

1.26 7.41 59.52 0.54

0.70

Total 0.85

市場區隔效應的行銷認同態度與共同因素實證研究 (245)

2.生活型態

本研究「生活型態」量表效度考驗結果，KMO 值 0.677，以及 Bartlett 球形檢定的近似卡方（χ2）值 853.303，達顯著水準（0.000），表示適合進行「因素分析」。接著以「直接斜交轉軸法」萃取出特徵值大於 1 的 6 個決定因素（分量表），其累積解釋變異量為 63.09%。這 6 個分量表（構面）依生活型態白皮書（別蓮蒂，2000）分別命名為資訊追求、獨立自主、追求流行、社群參與、順從傳統與規律生活，信度考驗 α 係數分別為 0.72、0.74、0.57、0.67、0.57 與 0.63，總量表 0.66，以上數據顯示此份量表的信度在可接受範圍之內，詳如表 3。

表 3 生活型態量表的信度與效度考驗結果

效 度 信 度

因 素 題 項

因素

負荷

量

特 徵 值

解釋 變異

量 (%)

累積 解釋 變異

量 (%)

共 同 性

α 係 數

我經常閱讀許多書報雜誌，以蒐集新資訊 0.87 0.76 我的親友常會請我提供產品或購物的意見 0.77 0.66 一 我很注意有關國內政治情勢的消息 0.69

3.29 18.30 18.30 0.52

0.72

婚姻生活不一定要有小孩 0.86 0.75 只要能獨立且快樂生活，不結婚也無所謂 0.85 0.75 二 養育小孩會影響我的事業發展 0.68

2.62 14.54 32.84 0.49

0.74

我刻意打扮是為了要能展現自己的獨特品味我 0.75 0.70 經常到麥當勞之類的速食店吃東西 0.75 0.62 三 即使價錢貴一點，我還是喜歡買進口產品 0.67

1.75 9.71 42.55 0.59

0.57

我常自願為醫院或服務性社團做義工 0.84 0.73 我對街坊鄰居或社區的事務相當關心 0.71 0.59 四 我經常參加文化藝術活動以提昇生活品質 0.70

1.40 7.75 50.30 0.62

0.67

子女應該要順從父母 0.82 0.74 女性的首要任務是給家人一個快樂的家 0.70 0.64 五 為了維持法律秩序，警察應該要再強勢一些 0.64

1.28 7.09 57.39 0.50

0.57

我一向按時起居作息，飲食定時定量 0.77 0.66 我通常收支平衡，且有儲蓄的習慣 0.75 0.61 六 在選購商品時，我會詳細閱讀包裝上的說明 0.51

1.03 5.70 63.09 0.43

0.63

Total 0.66

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接著以階層式集群分析法（hierarchical cluster analysis）進行生活型態受訪者的分組考驗，結果發現以分成 4 個集群較為適當。此外，為考驗集群分組的準確度，再進行判別分析（discriminate analysis），鑑別力驗證顯示集群分組的準確度達 95.9%〔（42＋61＋40＋46）÷197〕，表示分群效果良好，詳如表 4。本研究即根據上述結果，修正 8 位受訪者組別及進行集群的平均數考驗。

表 4 生活型態理論分群與實際分群的交叉列表

理論分群

實際分群 集群 1 集群 2 集群 3 集群 4 合計

42 0 0 0 42 集群 1

100％ 0％ 0％ 0％ 100％ 2 61 1 0 64

集群 2 3.13％ 95.31％ 1.56％ 0％ 100％

1 1 40 2 44 集群 3

2.27％ 2.27％ 90.91％ 4.55％ 100％ 1 0 0 46 47

集群 4 2.13％ 0％ 0％ 97.87％ 100％

合計 46 62 41 48 197 本研究依各集群平均值的趨向，亦即最後集群中心點，進行生活族群的命名；第 1

集群為規律樸實族（46 人，占全體 23.35%），第 2 集群為逍遙自在族（62 人，占全體31.47%），第 3 集群為積極活躍族（41 人，占全體 20.81%），第 4 集群為傳統守分族（48 人，占全體 24.37%）。此外，事後考驗呈現各集群在生活型態 6 個分量表的「許多」顯著（p

市場區隔效應的行銷認同態度與共同因素實證研究 (247)

（六）資料處理

1. 本研究所有資料以 SPSS for Windows 10.0中文版，以及 Amos 7.0的統計軟體處理。

2. 本研究不同變數受訪者在行銷組合認同態度方面的差異情形，運用「單因子變異數分析」（one-way ANOVA）進行考驗，當 F 值達顯著水準時，再以薛費法（Scheffe’ method）進行事後比較。

3. 以結構方程模式（structural equation modeling；簡稱 SEM）之驗證性因素分析（confirmatory factor analysis；簡稱 CFA），檢視本研究不同變數受訪者在行銷組合共同因素的理論模型差異性。

四、結果與討論

（一）在人口統計變數方面

本研究人口統計變數受訪者在行銷組合「認同態度」的差異性考驗結果，無論是在

性別、年齡、婚姻、學歷、職業與月收入這 6 項變數組內，都未發現顯著差異（p>0.05）情形。相同的是，在行銷組合「共同因素」的差異性考驗方面，除學歷與職業外，其它在性別、年齡、婚姻與月收入等 4 個變數的組內也發現結構平均數（structural means）相等現象，表示亦未達顯著差異（p>0.05）水準（詳見表 6）。綜合以上顯示，本研究假設 1「以人口統計為區隔的行銷組合之認同態度或共同因素有顯著差異」，未獲得支持。

當統計考驗顯示人口統計變數在行銷組合「認同態度」沒有顯著差異時，似乎意謂

這些群體接觸業者所推出的行銷組合後，產生的感覺與傾向，甚至於評價，都是沒有特

別的差異性。此一現象傳達出，當「家具業者」構思行銷組合時，不適合以「人口統

計」做為市場區隔變數。Armstrong and Kotler（2008）曾指出，當行銷人員無法評估「區隔特色」，也就是說「目標市場」不明確時，即便具有獨特性的商品或服務，但仍

必須重新思考「市場定位」（market positioning）的問題。 幾乎所有學者專家都同意「人口統計變數」是最常用於區隔消費者群體的基礎，林

建煌（2006）即指出，人口統計變數具明顯可見的特性，相當清楚明確，所以深受業者重視，Bonoma and Shapiro（1984）曾詳細討論市場區隔變數與分類，並認為人口統計變數最為重要。不過，本研究結果呈現人口統計變數並不適合做為家具產品「行銷組

合」的市場區隔變數，顯然人口統計變數仍有侷限性，Lilien and Kotler（1983）即曾指出，若以人口統計變數區隔群體內部，因而掌握子群體一些相似的特點，就假設他們有

相同的心理或行為，甚至以為對某些刺激會有相同的反應，這種想法是不正確的。徐達

光（2003）也認為人口統計資料難以深入剖析消費者內在特性，即使年齡相仿，相同的教育背景、職業、學歷或收入，但並不能推論他們一定購買相同的產品。

從人口統計實證研究分析，林儒君（2004）發現「婚姻變數」可區隔咖啡連鎖店的「消費者目的」，但性別、學歷、職業與收入等變數則否。林進財、邱宏仁與許碧芳

(248) 臺灣銀行季刊第六十一卷第一期

（1999）發現「月收入變數」可區隔百貨公司認同卡的「持卡意願」，但性別、年齡與學歷等變數則否。林妙雀與酈芃羽（2005）發現「性別變數」可區隔百貨公司「購買決策」的購買頻率、購買金額與停留時間等 3 個項目，其它如年齡、婚姻、學歷、職業與月收入等變數，都僅能區隔購買頻率與停留時間這兩項目。對照上述發現與本研究「家

具產品」的實證結果，或可推論使用人口統計進行市場區隔時，必須考慮被探討的「依

變項」，亦即產業或對象不同時，人口統計變數的市場區隔效應，也可能有不同的結

果。 經前所述，本研究人口統計各變數在行銷組合之「認同態度」方面，都未發現顯著

差異性，這是在現實世界所獲得的觀察資料層面。至於此一結果之「理論架構」的驗證

性因素分析（CFA），也就是觀察資料之適切性與真實性的考驗，確實也呈現出性別、年齡、婚姻與月收入等 4 個變數的組內未達顯著差異水準之現象，表示「理論觀點」經數學程序確認與評估後，所導出的計量模式，證明是適當與合理的。

表 6 人口統計變數在行銷組合之認同態度與共同因素方面的統計考驗摘要表

認同態度 共同因素 絕對適 配指標

增值適 配指標

精簡適 配指標 變數 平均數

(標準差)

F值 (p值) 事後 比較

臨界比絕對值 卡方值

(p值)RMSE

A IFI TLI PNFI CN

結果 評估

1.男性 3.74 (0.48)性 別

2.女性 3.84 (0.45)

2.30 (0.131)

NS 1.40 15.35(0.17) 0.05 0.97 0.96 0.82 250

接受虛無假設 模型適配度佳

1.21-30歲 3.88 (0.41)

2.31-40歲 3.81 (0.47)

3.41-50歲 3.78 (0.48)

年 齡

4.51歲以上 3.53 (0.46)

2.13 (0.098)

NS 1.21 47.32(0.17) 0.03 0.92 0.96 1.09 258

接受虛無假設 模型適配度佳

1.已婚 3.78 (0.47)婚 姻

2.未婚 3.83 (0.44)

0.58 (0.449)

NS 1.17 12.91(0.30) 0.03 0.99 0.98 0.83 375

接受虛無假設 模型適配度佳

1.國中 3.57 (0.44)

2.高中職 3.78 (0.41)

3.大專校院 3.80 (0.47)

學 歷

4.研究所 3.84 (0.56)

0.23 (0.873)

NS - - - - - - - 無法建

構模式

市場區隔效應的行銷認同態度與共同因素實證研究 (249)

認同態度 共同因素 絕對適 配指標

增值適 配指標

精簡適 配指標 變數 平均數

(標準差)

F值 (p值) 事後 比較

臨界比絕對值

卡方值

(p值)RMSE

A IFI TLI PNFI CN

結果 評估

1.學生 3.86 (0.47)

2.服務業 3.78 (0.46)

3.製造業 3.76 (0.40)

4.農林漁牧 4.11 (0.39)

5.軍警公教 3.72 (0.60)

6.家庭主婦 3.90 (0.58)

職 業

7.其它 3.87 (0.55)

0.61 (0.720)

NS - - - - - - - 無法建

構模式

1.3萬以下 3.87 (0.43)

2.3-5萬 3.80 (0.45)

3.5-7萬 3.75 (0.50)

4.7-10萬 3.71 (0.58)

月 收 入

5.10萬以上 3.76 (0.57)

0.51 (0.729)

NS 1.39 73.89(0.03) 0.05 0.93 0.92 1.03 222

接受虛無假設 模型適配度佳

NS表示 p值未達顯著（p>0.05）差異水準，不需進行事後比較。

根據 CFA 結構平均數的檢驗水準（表 7），對照表 6 考驗結果可發現，性別、年齡

與婚姻這 3 項變數的臨界比絕對值與適配標準都在臨界值以上，完全符合適配度「佳」的水準，可毫無疑義的接受虛無假設。至於「學歷」與「職業」這兩變數組內共同因素

差異性的模式，在 CFA 環境下無法辨識，亦即是無法成功適配的資料。究其原因，推測這兩項變數觀察資料之「理念」與理論架構的「模式」，未具一致性水準。

但在「月收入」變數方面，卡方值（73.89）偏高，顯著性機率值 p= 0.03

(250) 臺灣銀行季刊第六十一卷第一期

等。換言之，月收入觀察資料之「理念」與理論架構的「模式」，其組內變項資料未達

顯著差異性的結果，具一致性水準。

表 7 結構平均數指標值的檢驗水準 統計檢定量 適配的標準或臨界值

臨界比絕對值 CMIN/DF值 ＜1.96表示接受虛無假設 卡方值（p值） p值＞0.05表示模型適配度被接受

絕對適配指標 RMSEA值 ＜0.08表示模型適配度被接受 IFI值 ＞0.90表示模型適配度被接受

增值適配指標 TLI值 ＞0.90表示模型適配度被接受 PNFI值 ＞0.50表示模型適配度被接受

精簡適配指標 HOELTER值 在 0.05水準時＞200表示模型適配度被接受

註：檢驗水準引自吳明隆（2007）。

（二）在生活型態變數方面

本研究生活型態受訪者在行銷組合「認同態度」的差異性考驗結果，發現積極活躍

族顯著（p0.05）現象。值得特別注意的是，生活型態 4 個族群間結構平均數的臨界比絕對值 2.07>1.96（詳見表 8），表示拒絕虛無假設，亦即 4 個族群間的「共同因素」模型具顯著差異性。綜合以上顯示，本研究假設 2「以生活型態為區隔的行銷組合之認同態度或共同因素有顯著差異」，部分獲得支持。

以生活型態衡量消費者的做法，即是著重在觀察消費者時間與金錢的支配，同時也

顯示個人資源與需求的產品交換行為（Wells and Prensky, 1996），同一生活型態的購買者，會有相似的價值觀、態度、期望與人格特質（張國雄，2004），兩個在人口統計特性完全相同的人，很可能有完全不同的生活型態，且對商品的消費也可能完全不同（洪

順慶，2003）。以本研究結果證諸以上論點，確實顯示生活型態可區隔「家具產品」的行銷組合，此一區隔功能是本研究人口統計變數無法做到的，推論可能是本研究關注焦

點在消費者的「認同態度」所致，因為「認同態度」本就屬一種構成行為基礎的核心價

值觀及信念體系，而這與生活型態區分族群的要素－價值觀、態度、期望與人格特質十

分相近，因此較具市場區隔的效應。 先前的研究（朱惠英，2006）發現生活型態「部分族群間」可顯著區隔花語解說、

商品目錄與代客送花之重要性，但在網路訂花重要性方面，則族群間完全不具差異性，

林儒君（2004）發現生活型態「部分族群間」可顯著區隔咖啡連鎖店消費目的，但在其它族群間則否，賴其勛、楊靜芳與許世彥（2000）發現生活型態「部分族群間」可顯著區隔自行車消費者的資訊來源，但在其它族群間則否。綜合上述研究，並對照本研究

「僅」積極活躍族顯著高於其它 3族群，但其它 3族群間並未具顯著差異性之結果，即可明顯發現生活型態確實具市場區隔的功能，但並非適用所有族群間，而此一推論亦充

市場區隔效應的行銷認同態度與共同因素實證研究 (251)

分說明前面討論的「本研究假設 2僅部分獲得支持」之原因。 表 8 生活型態各族群在行銷組合之認同態度與共同因素方面的統計考驗摘要表

認同態度 共同因素 絕對適 配指標

增值適 配指標

精簡適 配指標 變數 平均數

(標準差)

F值 (p值) 事後 比較

臨界比

絕對值 卡方值

(p值)RMSEA IFI TLI PNFI CN

結果 評估

1.規律樸實族3.72

(0.41)

2.逍遙自在族3.69

(0.44)

3.積極活躍族4.08

(0.47)

生 活 型 態

4.傳統守分族3.78

(0.45)

7.51* (0.000)

3>1 3>2 3>4

2.0780.88(0.00)

0.08 0.61 0.79 0.72 162

拒絕虛

無假設 模型適

配度差

*p0.05）水準。證諸上述種種情形顯示，在本研究行銷組合之認同態度方面，僅能區隔出積極活躍族與其它 3 族群的差異性，而且僅限在產品特色、促銷活動與溝通傳播等 3 個構面上，不可運用在通路服務方面。

此外，表 8 中生活型態 CFA 的考驗結果，發現臨界比絕對值 2.07>1.96，表示差異值不顯著等於 0，因此拒絕虛無假設。再檢驗絕對適配指標，卡方值（80.88）偏高，顯著性機率值 p=0.00

(252) 臺灣銀行季刊第六十一卷第一期

標之 PNFI 值（0.72>0.50）達適配水準，但 CN 值（162

市場區隔效應的行銷認同態度與共同因素實證研究 (253)

符合一致性水準。總的而言，行銷人員可善加運用以生活型態區隔「家具產品」行銷組

合的功能，但也應留意適用的對象與構面。

（二）建議

1.在未來研究方面

本研究探討的主題為人口統計與心理統計變數在行銷組合方面的市場區隔情形，其

它市場區隔方法如地理變數；譬如國家地區、城市、郊區與人口密度等，以及行為變

數；譬如購買時機、追求利益、使用者情況、使用率與忠誠度等，都是未來可繼續探討

的範圍，更廣泛的蒐集資料，互相對照比較，將可提供行銷人員更完整的消費者訊息。

2.在行銷的理論與實務方面

本研究「家具產品」的訪查結果顯示，人口統計變數完全無法分辨出「行銷組合」

的市場區隔效應，而生活型態變數也僅能區隔出積極活躍族（共 41 位，佔全體20.81%）與其他生活族群在產品特色、促銷活動與溝通傳播等 3個構面上的差異性，亦即還有近 80%消費者對家具業行銷活動的不同偏好，亟待設法分辨出來，以進一步建置目標市場。換一角度而言，家具這項產業的行銷工作十分不易，林漢雲（2006）即曾以台升、運時通、震旦與優美等家具企業的做法為例，歸納指出「求新求變」、「擴大通

路」、「加強服務」、「增加設計感」與「國際化」等措施，是這些企業克服困境，邁向成

功之道。 人們雖然來自相同的次文化、社會階層或職業群體，但也可能有不同的生活型態，

行銷人員應設法瞭解消費者的生活型態，並以此做為市場區隔的依據（黃俊英，2002; Boone & Kurtz, 2005）。本研究結果的確顯示，不同生活族群在家具產品的行銷組合方面具差異性，其中積極活躍族在產品特色、促銷活動與溝通傳播等 3 個構面上都明顯高於其他族群。事實上，本研究積極活躍族共 41 位（佔全體 20.81%），生活型態特別突顯在資訊追求、順從傳統與規律生活等方面。因此建議，家具業者可針對積極活躍族重

視資訊、家庭與秩序等生活特徵，設計與推陳出新系列產品，以刺激此一族群的購買意

願。

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