第四章 研究資料分析
第三節 科普訊息之認知資訊負荷、態度與理解效果分析
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第三節 科普訊息之認知資訊負荷、態度與理解效果分析
壹、使用不同圖片對傳播效果的影響
一、假設驗證：變異數分析
為了解變項「文本圖文形式」（甲、乙、丙三組不同實驗文本），對受試者 在「認知資訊負荷」、「態度」及「理解程度」等三組依變項的表現是否呈現顯 著差異，故利用單因子變異數分析法（ANOVA），對資訊組別及「認知資訊負 荷」、「態度」及「理解程度」等變項進行差異數檢定。
表4-16：不同實驗文本（組別）對於依變項的差異性檢定 研究變數 組別 樣本數 平均數 F 值 顯著度 認知資訊負荷 甲 174 3.4952 2.369 0.095
乙 164 3.3506 丙 169 3.3609
態度 甲 174 3.3186 2.389 0.093 乙 164 3.1725
丙 169 3.2206
理解程度 甲 171 4.8012 1.573 0.208 乙 161 4.5342
丙 163 4.6994
依表4-16 顯示，不同實驗文本組別與「認知資訊負荷」、「態度」及「理解 程度」三個變項的F 值分別為 2.369、2.389 及 1.573，P 值均大於 0.05，均未達 到顯著標準。顯示不同的實驗文本，對「認知資訊負荷」、「態度」及「理解程 度」幾個依變項並未產生顯著影響。
這表示在實際實驗執行的過程中，本研究之自變項「具有不同圖片的實驗 文本」：甲卷「有文字無圖」、乙卷「文字配上裝飾性的圖片，以及丙卷「文字 配上具說明組織資訊功能的圖片」三組文本，並沒有產生如預期的操弄效果。
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關於本研究之實驗變項未能達到操控目的之可能原因，經研究者判斷，可 能受到以下因素之影響：
1. 實驗工具影響：填答問卷稍長。
本次實驗填答問卷計有8 頁（含實驗文本 1 頁），且依變項「認知資訊負荷」、
「態度」及「理解程度」的量測題項在最末3 頁，雖已經盡可能減少整份實驗 問卷的量測題項，但整體問卷長度仍稍長。此亦可能造成受試者在後段填答精 神較渙散，而影響實驗之操控。
2. 實驗情境影響：回答科普知識題需要專高專注力。
本研究之實驗文本為與「奈米」相關的科學主題，受試者回答問卷時需要 較高的專注度。此外，文獻均指出具科學背景與非科學背景者，在接觸科學資 訊上的知溝差距極大；由於本次實驗受試對象為大學程度之學生，其知識背景 涵蓋遍及理工、社會科學至人文領域，為量測受試者的先備知識及閱讀實驗文 本後的理解程度，故前測與後測問卷中，均出現相當數量的奈米知識題，且該 等知識題必須有跨越足夠的難易程度，才能量測出受試者奈米知識的差異。
故當問卷之篇幅較長、難度較高，或答題的挫折感較高時，受試者的專注 力和配合意願將受影響，故其填答至問卷後段時，較可能有不耐煩而開始隨便 作答的情形。
3. 實驗科普文本的圖文設計影響：受圖片刺激程度不足，或文字彰顯的功能 壓過圖像功能。
本次實驗文本，均已控制科普文本之文章長度、與各組內容之一致性，並 依版面設計相關研究重點，提供刺激較強的「彩色圖片」、提供尺寸比例相同 的圖片，並將圖片安排在較受注意或與相關文義較近的位置，以促進圖像與閱 聽人的互動連結。此外，並已依前測受試者之回饋，更換乙卷之裝飾性照片為 前測受試者一致認更具吸引力的照片，以強化圖片之刺激。
然而，學者也指出，文字符號與圖像符號之間，其實同時存在著「合作」
與「競爭」的關係。本次實驗中科普圖片未產生足夠的刺激，但不同組別受試 者仍能正確理解並回答題項，其各組間的理解表現亦沒有明顯的差異，顯示本 次實驗物的文字功能可能遠遠凌駕了圖像的功能，導致圖像的操弄失敗。
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4. 取得資料方式的影響：資料來自受試樣本自我報告，與實際感知不一定相符。
本次實驗中，「認知資訊負荷」及「態度」兩個依變項，並不是依生理學 的量測方式取得客觀之數據計算，而是利用受試者主觀的報告資訊來評估程 度。Eveland 與 Dunwoody 在 2001 年的研究即曾指出，受試者主觀的認知資 訊負荷，並不等於實際的認知資訊負荷量。加上受試者均處理非自然狀態的實 驗情境，因此，受試者的主觀報告或許與實際的生理感知有差異（Eveland &
Dunwoody, 2001）。
貳、科普主題涉入程度對傳播效果之影響
一、假設驗證：迴歸分析
為了解前置變項閱聽人對科普主題的「涉入感」（包括科普讀物涉入、奈米 主題涉入與健康資訊涉入），對於受試者閱讀科普本文時的「認知資訊負荷」、「態 度」及「理解程度」等三組依變項的表現是否造成影響，本項假設採取線性迴 歸的方式來檢驗受試者的涉入感與各依變項的相關性。
迴歸分析的目的，在於找出一個線性方程式，用來探討一預測變數(y)對一 組準則變數(x1, x2, … xK)函數關係之統計分析模式，並試圖了解這個方程式的 預測能力、整體關係是否達到顯著水準，以及在解釋準則變數的變異時，是否 只採用某些預測變數即具有足夠的預測力；這個方程式就稱為迴歸模式，通常 表示為：
Y(預測變數)=β0(常數)+β1X1(標準化係數 β1*準則變數1)+β2X2 (標準化係數 β2*準則變數2)+…+βkXk (標準化係數 βk*準則變數k)+e(殘差 值)
本研究同時以Durbin-Watson 的 DW 值進行迴歸模式的診斷，以檢驗各項 迴歸模式的殘差值並不具有自我相關性，以符合Pedazur（1997）對線性迴歸模 型的重要基本假設，避免統計偏誤。通常DW 值在 2 左右時，即表示該殘差值 不具自我相關性，該迴歸模式通過診斷，可進行評判與解釋。
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Durbin-Watson 檢定 達顯著水準，其值為0.313（邊際檢定統計量 t=7.150， P 值=0.000<.001）；奈 米主題涉入的標準化迴歸係數達顯著水準，其值為0.223（邊際檢定統計量 t=4.899， P 值=0.000<.001）；健康資訊涉入的標準化迴歸係數未達顯著水準，其值為0.076（邊際檢定統計量 t=1.823， P 值>.05）。
故知，涉入感與認知資訊負荷呈現正相關，涉入感愈高，認知資訊負荷愈 小。
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Durbin-Watson 檢定 達顯著水準，其值為0.340（邊際檢定統計量 t=7.969， P 值=0.000<.001）；奈 米主題涉入的標準化迴歸係數達顯著水準，其值為0.205（邊際檢定統計量 t=4.618， P 值=0.000<.001）；健康資訊涉入的標準化迴歸係數達顯著水準，其 值為0.125（邊際檢定統計量 t=3.069， P 值=0.002<.01）。故知，涉入感與態度呈現正相關，涉入感愈高，態度愈正面。
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Durbin-Watson 檢定 達顯著水準，其值為0.121（邊際檢定統計量 t=2.414， P 值=0.016<.05）；奈米 主題涉入的標準化迴歸係數未達顯著水準，其值為-0.017（邊際檢定統計量‧
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迴歸模式的殘差值並不具有自我相關性，以符合Pedazur（1997）對線性迴歸模 型的重要基本假設，避免統計偏誤。通常DW 值在 2 左右時，即表示該殘差值 Durbin-Watson 檢定由變異數分析結果得知F 值為 52.530，P 值=0.000<.001，達顯著水準，表 示準則變數有明顯的解釋效果，且調整後的R 平方值為 0.102，表示該迴歸模 Durbin-Watson 檢定
(常數) 2.891 0.087 33.161 .000 0.032 17.576 .000 2.021 先備知識 0.036 0.009 0.183 4.192 .000
依變數：態度
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由變異數分析結果得知F 值為 17.578，P 值=0.000<.001，達顯著水準，表 示準則變數有明顯的解釋效果，且調整後的R 平方值為 0.032，表示該迴歸模 Durbin-Watson 檢定
由變異數分析結果得知F 值為 46.483，P 值=0.000<.001，達顯著水準，表 示準則變數的解釋效果明顯，且調整後的R 平方值為 0.084，表示該迴歸模式
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Durbin-Watson 的 DW 值進行迴歸模式的診斷，以檢驗各項迴歸模式的殘差值
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並不具有自我相關性，以符合Pedazur（1997）對線性迴歸模型的重要基本假設，
避免統計偏誤。通常DW 值在 2 左右時，即表示該殘差值不具自我相關性，該 Durbin-Watson 檢定 水準，其值為-0.085（邊際檢定統計量 t=-1.920， P 值=0.055>.05）。
故知，性別與認知資訊負荷無關。 Durbin-Watson 檢定
(常數) 3.289 0.086 38.203 .000 -0.001 0.389 0.533 1.966
性別 -3.500
E-02
0.056 -0.028 -0.624 .055
依變數：態度
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水準，其值為-0.028（邊際檢定統計量 t=-0.624， P 值=0.055>.05）。故知，性別與受試者對文本的態度無關。 Durbin-Watson 檢定
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Durbin-Watson 的 DW 值進行迴歸模式的診斷，以檢驗各項迴歸模式的殘差值 並不具有自我相關性，以符合Pedazur（1997）對線性迴歸模型的重要基本假設，避免統計偏誤。通常DW 值在 2 左右時，即表示該殘差值不具自我相關性，該 Durbin-Watson 檢定
由變異數分析結果得知F 值為 13.430，P 值=0.000<.001，達顯著水準，表 示準則變數有明顯的解釋效果，且調整後的R 平方值為 0.024，表示該迴歸模 式的解釋力有2.4%；而迴歸模式中的預測變數科系背景對於溝通效果中認知資 訊負荷的有效解釋變異量為2.4%。
預測變數的迴歸係數部份：常數為3.754，科系背景的標準化迴歸係數達顯 著水準，其值為-0.161（邊際檢定統計量 t=-3.665， P 值=0.000<.001）。
故知，本實驗中受試者科系背景與認知資訊負荷有關。理工背景受試者的 認知資訊負荷較小。
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Durbin-Watson 檢定 著水準，其值為-0.107（邊際檢定統計量 t=-2.419， P 值=0.016<.05）。故知，本實驗中受試者的科系背景與受試者對文本的態度有關。理工背景 Durbin-Watson 檢定
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l C h engchi U ni ve rs it y
由變異數分析結果得知F 值為 3.855，P 值=0.050=.05，未達顯著水準，表 示準則變數沒有明顯的解釋效果，且調整後的R 平方值為 0.006，表示該迴歸 模式的解釋力僅有0.6%；而迴歸模式中的預測變數科系背景對於溝通效果中理 解程度的有效解釋變異量為0.6%。
預測變數的迴歸係數部份：常數為5.070，科系背景的標準化迴歸係數未達 顯著水準，其值為-0.088（邊際檢定統計量 t=-1.963， P 值=0.050=.05）。
故科系背景與受試者對文本的理解程度無關，假設不成立。但因先備知識 與科系背景有高度相關，故本項結果顯然值得進一步探究；就研究者觀察，因 理解程度測試在實驗問卷較後段，故受試者在理解題之表現，極可能與受試者 潦草回答之自變項未能成功操控原因相關。
四、驗證結果
本研究假設閱聽人的「人口變項」，對於受試者閱讀科普本文時的「認知資 訊負荷」、「態度」及「理解程度」等三組依變項的影響，假設H4a 至假設 H4i 分別探討閱聽人之「性別」「科系背景」及「就讀學校」等變項，是否對「認知 資訊負荷」、「態度」及「理解程度」造成影響。
假設4 檢驗的結果如表 4-32 所示：性別並不會影響閱聽人對於科普文本的 認知資訊負荷、態度或理解程度。閱聽人的科系背景則會影響其對科普文本的 認知資訊負荷，理工背景的閱聽人對科普文本的認知資訊負荷較低、對科普文
假設4 檢驗的結果如表 4-32 所示：性別並不會影響閱聽人對於科普文本的 認知資訊負荷、態度或理解程度。閱聽人的科系背景則會影響其對科普文本的 認知資訊負荷，理工背景的閱聽人對科普文本的認知資訊負荷較低、對科普文