第四章 研究結果
第四節 假設檢定結果
交互作用影響，其中F值等於6.891，P值=0.009 < 0.05，達到顯著水準，顯示有交 互作用的存在，與假設H1相符。圖5為文化產品類型與評論來源二個自變數在消
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者更認同專家對於施測古典音樂會品質的正向評述，其中T值=3.377，P=0.001 <0.05。因此H1a與H1b皆成立。
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響，其中F值等於18.158，P值=0.000 < 0.05，達到顯著水準，顯示有交互作用的 存在，與假設H2相符。圖6為文化產品類型與評論來源二個自變數在消費者產品‧
T值=2.739，P=0.007 < 0.05。因此H2a與H2b皆成立。評論來源
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響，其中F值等於11.934，P值=0.001 < 0.05，達到顯著水準，顯示有交互作用的 存在，與假設H3相符。圖7為文化產品類型與評論來源二個自變數在消費者購買‧
為一般消費者的評述，其中T值=-3.374，P=0.001 < 0.05，支持假設H3a。而當施 測產品為古典音樂會，即精緻文化產品時，專家評論對受測者購買意願之影響與 一般消費者評論無顯著差異，其中T值=1.319，P=0.190 > 0.05，故H3b不成立，推測原因可能為古典音樂會多半票價不低，而且消費此商品尚需一定的專業素養，
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因此，受測者即使因為較認同專家評論而肯定此古典音樂會的品質並產生了正面 的產品態度，但受限於價格因素與較高的音樂品味要求之下，相較一般消費者給 出的正面樂評，專家的正向評述並不會給受測者的購買意願帶來更大的影響力。
表格 18 消費者的購買意願—獨立樣本T檢定
實驗群組 問卷份數 平均數 標準差 t值 P-value 專家影評 58 2.7467 0.90536 -3.374 0.001 一般消費者影評 40 3.3495 0.81326
專家樂評 49 3.4829 0.68415 1.319 0.190 一般消費者樂評 48 3.2921 0.74005
二 評論可信度、評論實用度
H4. 整體而言，無論是瀏覽通俗文化產品或是精緻文化產品的正面評論後，消費 者皆認為專家評論的可信度會高於一般消費者評論。
由表格19可得知，文化產品類型與評論來源對評論可信度的交互作用F值等 於0.159，P值=0.690 > 0.05，未達到顯著水準，兩因子之間不存在交互作用。但 評論來源對評論可信度的F值為11.282，P值等於0.001小於0.05，此主效果達到顯 著水準，可見不同的評論來源會對評論可信度有顯著影響。同時由圖8可看出，
無論文化產品類型為何，受測者皆認為專家評論的可信度顯著高於一般消費者評 論，因此實驗結果支持假設H4。
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H5. 文化產品類型與評論來源會對消費者認知的評論實用度產生交互作用影 響。
由表格20可得知文化產品類型與評論來源對評論實用度的交互作用F值等於 1.835，P值=0.177 > 0.05，未達到顯著水準，兩因子之間不存在交互作用，故H5 不成立。但同時從圖9可發現，當產品類型為精緻文化產品，即古典音樂會時，
專家評論的實用度似乎顯著高於一般消費者評論，為檢驗H5a與H5b以及深入探 討上述之現象，此處將進行獨立樣本T檢定來加以驗證。
表格 20 自變數對評論實用度的影響之變異數分析表 應變數:評論實用度
來源 型 III 平方和 df 平均平方和 F 顯著性 校正後的模式 4.989a 3 1.663 2.940 .034 截距 2260.335 1 2260.335 3996.673 .000 文化產品類型 1.201 1 1.201 2.124 .147 評論來源 2.788 1 2.788 4.930 .028 文化產品類型 * 評論來源 1.038 1 1.038 1.835 .177
誤差 108.021 191 .566
總數 2419.392 195
校正後的總數 113.010 194 a. R平方 = .044 (調過後的R平方 = .029)
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=0.560，P=0.577 > 0.05，H5a不成立。推測原因為即使相較於專家評論，一般消 費者評論會顯著讓受測者產生較好之產品態度及購買意願，但若只有一篇類似於 網路上隨處可見的電影評述，受測者並不會特別認為其比專家評論來得更有參考 價值。而當施測產品為古典音樂會，即精緻文化產品時，專家評論讓受測者認知 到的評論實用度會顯著高於一般消費者評論，也就是此時受測者認為專家評論是 較有幫助的，其中T值=2.812，P=0.006 < 0.05，故實驗結果支持H5b。
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