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3. 情緒與網頁態度之說明與討論
類 3D 照片與愉悅度的關係雖未達顯著，但β 係數為正，說明整體而言類 3D 效果對愉悅度帶來的影響為正，除此之外類 3D 效果對情緒激發度與支配度之統 計分析結果皆與假設相符，說明類 3D 照片比 2D 照片更加能夠為消費者情緒帶 來正向影響，增加消費者對此網頁之印象。音樂節奏與情緒間之相關性皆與本研 究之假設相符，呈顯著正相關。而刺激變數與態度間關係皆不顯著，與本章第三 節獨立樣本 T 檢定之結果相呼應，說明態度受情緒直接影響較大。
三、 刺激變數對有機體變數的影響
(一) 分析目的
本小節主要目的為利用獨立樣本 T 檢定，針對影片、照片以及音樂節奏倆 倆等不同類型的呈現，探討網頁刺激對於聯覺效果、情緒與網頁態度造成的影響 有無顯著差異，並企圖找出最存在顯著差異的組合，驗證假說為：
H1-2：有聲影片與有機體變數之關係比無聲影片高 H1-2a：有聲影片與聯覺效果之關係比無聲影片高 H1-2b：有聲影片與情緒愉悅度之關係比無聲影片高 H1-2c：有聲影片與情緒刺激度之關係比無聲影片高 H1-2d：有聲影片與情緒支配度之關係比無聲影片高 H1-2e：有聲影片與網頁態度之關係比無聲影片高
H2-2：類 3D 照片與有機體變數之關係比 2D 照片高 H2-2a：類 3D 照片與聯覺效果之關係比 2D 照片高 H2-2b：類 3D 照片與愉悅度之關係比 2D 照片高 H2-2c：類 3D 照片與激發度之關係比 2D 照片高 H2-2d：類 3D 照片與支配度之關係比 2D 照片高 H2-2e：類 3D 照片與網頁態度之關係比 2D 照片高
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音樂節奏相比也有顯著差異，此部分與假設相符 H2-2a 成立，H3-2a 成立。僅有 影片聲音的有無不具有顯著差異，H1-2a 不成立。
(四) 聯覺效果之說明與討論
本研究之原始假設假定有聲影片、類 3D 照片及高音樂節奏這三者皆能激發 消費者之聯覺想像，但分析結果顯示對咖啡豆銷售網頁而言，類 3D 照片搭配快 音樂節奏的組合就能有效激起消費者的五覺感受，至於影片聲音的獨立樣本 T 檢定結果不顯著，與刺激對聯覺效果之簡單線性迴歸結果相互呼應，可能是因為 影片不論有聲無聲都還是有背景音樂的存在，影片聲音帶來的影響效果被背景音 樂干擾了，雖然結果不如預期，但算是提供一個創新性的發現，由於影片的製作 成本較類 3D 照片高，有聲影片的製作成本更是比無聲影片高，因此未來在設計 網頁時，只需用快節奏背景音樂搭配相對低成本的類 3D 照片就能有效激發消費 者除了視、聽感受外的想像。
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(六) 刺激對情緒與網頁態度之統計結果
T 檢定結果顯示，有聲影片跟無聲影片相比，僅對情緒激發度帶來顯著差異 影響(T=3.125，P<0.01；T=0.791，P<0.05)，假說 H1-2b 成立；除此之外，有聲 影片及無聲影片對於情緒愉悅度、支配度以及網頁態度的影響皆不存在顯著差異，
H1-2a、H1-2c 以及 H1-2d 不成立。照片類 3D 效果跟 2D 照片相比，則是對情緒 激發度及支配度帶來的影響皆存在顯著差異(T=3.950，P<0.001；T=3.222，
P<0.001)，假說 H2-2b 以及 H2-2c 成立，但類 3D 照片對於情緒愉悅度以及網頁 態度的影響不存在顯著差異，H2-2a 以及 H2-2d 不成立。
最後是音樂節奏對情緒與網頁態度帶來影響的分析，根據結果顯示快音樂節 奏同時對於情緒愉悅度、激發度以及支配度都存在比慢音樂節奏來得強烈的影響 效果(T=6.337，P<0.001；T=5.056，P<0.001；T=2.657，P<0.01)，表示於 H3-2a、
H3-2b 以及 H3-2 皆成立，快音樂節奏僅對網頁態度間不存在比慢音樂節奏顯著 的影響效果，也就是說 H3-2d 不成立。
(七) 刺激對情緒與網頁態度之說明與討論
綜合獨立樣本 T 檢定的結果可知，整體而言音樂節奏對於情緒帶來的影響 比影片聲音以及照片類 3D 效果來得有效，特別是對愉悅度而言，僅有音樂節奏 對愉悅度造成顯著影響，影片聲音以及照片類 3D 效果的影響都不顯著，針對影 片聲音而言，有、無聲間不存在顯著差異可能同樣是背景音樂以及影片聲音同時 干擾的原因所造成。綜合簡單線性迴歸分析以及獨立樣本 T 檢定的分析結果來 說，照片類 3D 與 2D 間在愉悅度的影響上雖然沒有顯著差異，但卻有方向上的 支持，因此還是可以說照片類 3D 效果越好，愉悅度越高，只是整體而言差異不 大。而三種網頁呈現刺激都不存在對網頁態度的顯著影響效果，搭配本章第四節 情緒與態度關係的分析結果發現，態度主要還是受到情緒的直接影響較大，如同 分析結果顯示，情緒愉悅度以及支配度都與網頁態度有顯著正相關。
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l C h engchi U ni ve rs it y 四、 情緒與聯覺效果的關係
(一) 分析目的
聯覺可依效果之強烈分為強聯覺與弱聯覺兩種(Martino and Marks 2001)，本 研究採用的是弱聯覺效果，並希望證實於線上咖啡豆購物環境中，消費者情緒對 於聯覺效果是有正向幫助的，所要驗證之假設如下：
H4：消費者情緒與聯覺效果有正相關
H4a：消費者情緒愉悅度與聯覺效果有正相關 H4b：消費者情緒激發度與聯覺效果有正相關 H4c：消費者情緒支配度與聯覺效果有正相關 (二) 多元迴歸分析
表、4-4-1 情緒與網頁態度之線性迴歸結果表 (資料來源: 本研究設計)
依變數 自變數 聯覺效果
愉悅度 0.403***
(11.219)
激發度 -0.096
(-1.482)
支配度 0.516***
(7.644)
R2 0.506
調整過後- R2 0.503
F 162.375
*: P < 0.05 (顯著), **: P < 0.01 (很顯著); ***: P < 0.001 (非常顯著)
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(三) 統計結果
此部分之迴歸分析結果顯示，愉悅度、支配度皆與聯覺效果成高度顯著正相 關，與本研究之假設相符，H4a 與 H4c 成立，激發度則與聯覺效果呈現些微負相 關，H4b 不成立。
(四) 說明與討論
統計結果顯示正愉悅度、正支配度搭配負激發度的組合最容易激發消費者於 虛擬商店中之聯覺效果，愉悅度及支配度兩者與態度的顯著正向關係符合本研究 的假設。
而激發度與聯覺效果呈負相關主要受到本研究之背景所影響，本研究原始假 設黑咖啡會帶給消費者正向、高能量的情緒，因此也假設正向愉悅度、激發度以 及支配度皆對於激發聯覺效果會有正向幫助，但根據本研究的發現，一般人喝咖 啡主要還是偏好較平靜、放鬆的狀態，與咖啡種類無關，若咖啡購物環境帶給消 費者太具刺激性的情緒，反而對於聯覺效果之激發沒有正向幫助。
五、 情緒與網頁態度的關係
(一) 分析目的
P-A-D 情緒量表將情緒細分為愉悅度、激發度及支配度三大部分，本研究希 望探究何種情緒組合最能引起消費者對此網頁的正向態度，驗證的假說為：
H5：消費者情緒與網頁態度有正相關
H5a：消費者情緒愉悅度與網頁態度有正相關 H5b：消費者情緒激發度與網頁態度有正相關 H5c：消費者情緒支配度與網頁態度有正相關 (二) 多元迴歸分析
於此部分之多元迴歸分析中，將愉悅度、激發度以及支配度這三種情緒構面 作為自變數，設定網頁態度為依變數，迴歸分析之β 值、T 值以及顯著性結果標 示如表 4-5-1 所示。
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表、4-5-1 情緒與網頁態度之線性迴歸結果表 (資料來源: 本研究設計)
依變數 自變數 網頁態度
愉悅度 0.514***
(13.131)
激發度 -0.404
(-5.728)
支配度 0.507***
(6.888)
R2 0.413
調整過後- R2 0.409
F 111.499
*: P < 0.05 (顯著), **: P < 0.01 (很顯著); ***: P < 0.001 (非常顯著) (三) 統計結果
此部分的迴歸分析結果顯示愉悅度與支配度都與網頁態度呈現高度顯著正 相關，與本研究假設相符合，H4a，H4c 成立，激發度則與態度呈現些微負相關，
H4b 不成立。
(四) 說明與討論
統計結果表示正愉悅度、支配度，搭配負激發度最容易引起消費者對網頁的 正向態度。愉悅度及支配度兩者與態度的顯著正向關係符合本研究的假設。
而激發度與態度呈負相關主要是因為本研究背景為線上咖啡豆販售網，雖然 原始假設黑咖啡會帶給消費者正向、高能量的情緒，但根據本研究的發現，一般 人喝咖啡主要還是偏好較平靜、放鬆的狀態，與咖啡種類無關，若咖啡購物環境 帶給消費者太具刺激性的情緒，容易降低消費者對此購物環境的態度。
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l C h engchi U ni ve rs it y 六、 有機體變數與購買意圖的關係
(一) 分析目的
基於 S-O-R 模型的理論基礎，有機體變數會影響最後的趨近或規避反應，
因此本部分之分析目的為探討有機體變數中，聯覺效果、情緒與網頁態度分別與 購買意圖間之關係，找出何種情緒、態度組合最能激發消費者購賣意圖，驗證假 設為：
H6：聯覺效果與購買意圖有正相關
H7：消費者情緒與購買意圖有正相關
H7a：消費者情緒愉悅度與購買意圖有正相關 H7b：消費者情緒激發度與購買意圖有正相關 H7c：消費者情緒支配度與購買意圖有正相關
H8：消費者網頁態度與購買意圖有正相關 (二) 多元迴歸分析
基於迴歸分析中獨立自變數原則，考量情緒與聯覺效果、網頁態度間互不獨 立，此小節之迴歸分析分為兩部分，分別為檢視情緒與購買意圖關係的多元迴歸 分析，以及檢測聯覺效果、網頁態度與購買意圖間的多元迴歸分析，第一部分之 多元迴歸分析結果如表 4-5-1 所示，第二部分之多元迴歸分析結果如表 4-5-2 所 示。
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表、4-6-1 情緒與購買意圖多元迴歸分析 (資料來源: 本研究設計)
依變數 自變數 購買意圖
愉悅度 0.076**
(2.625)
激發度 -0.043
(-0.818)
支配度 0.822***
(15.033)
R2 0.675
調整過後- R2 0.673
F 329.953
*: P < 0.05 (顯著), **: P < 0.01 (很顯著); ***: P < 0.001 (非常顯著) 表、4-6-2 網頁態度與購買意圖線性迴歸分析
(資料來源: 本研究設計) 依變數 自變數 購買意圖 聯覺效果 0.508***
(12.403) 網頁態度 0.242***
(5.909)
R2 0.455
調整過後- R2 0.453
F 199.266
*: P < 0.05 (顯著), **: P < 0.01 (很顯著); ***: P < 0.001 (非常顯著)
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(三) 統計結果
情緒與購買意圖之分析結果顯示，愉悅度及支配度皆與購買意圖有顯著正相 關，與本論文之假設相符合，H6a、H6c 成立，激發度與購買意圖間的關係未達 顯著標準，且β 係數為負，H6b 不成立。從聯覺、態度與購買意圖的多元迴歸結 果可知，聯覺效果與網頁態度皆與購買意圖呈高顯著正相關，與本研究假設相符，
H6、H8 成立。
(四) 說明與討論
綜合此部分之研究結果可知，當消費者內心激發度高，同時愉悅度、支配度 以及網頁態度皆處於正向狀態，再搭配較低的激發度，這樣的組合最能提升消費 者購買意圖。如同本章第四節與第五節的研究發現，激發度與聯覺效果與網頁態
綜合此部分之研究結果可知，當消費者內心激發度高，同時愉悅度、支配度 以及網頁態度皆處於正向狀態，再搭配較低的激發度，這樣的組合最能提升消費 者購買意圖。如同本章第四節與第五節的研究發現，激發度與聯覺效果與網頁態