一、假設一
H1-1：當閱聽人公關識讀能力高時，對於廣告與公關報導的訊息可信 度並無顯著差異。
H1-2：當閱聽人公關識讀能力低時，對於公關報導的訊息可信度會 高於廣告的訊息可信度
假設一驗證是採用二因子變異數分析，以訊息可信度做為依變項，
「公關識讀能力」與「訊息來源（廣告或公關報導）」為自變項。檢定結 果發現，Levene 檢定未達顯著（F=1.732，p＞0.05），顯示不違反同質性 假設。從報表結果得知「公關識讀能力」與「訊息來源」的交互效果未 達顯著水準（F（3,323） = 0.091，p＞0.05），代表兩因子不會交互影響訊息 可信度。再論兩因子的主要效果，訊息來源因子之主要效果不具顯著水
準（F（1,323） = 0.73，p＞0.05），顯示不管訊息來源為廣告或是公關報導，
在訊息可信度上並無顯著差異。而公關識讀能力主效果達顯著水準（F
（1,323） = 29.103，p＜0.001），代表公關識讀能力的高低在訊息可信度依變
項上有顯著差異，即低度公關識讀能力（M=0.1628，SD=0.9577）在訊息 可信度上之平均數高於高度公關識讀能力（M=-0.4555，SD=1.0680）。檢 定摘要整理如下表4-13：
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由於假設1-1 與 1-2 是以閱聽人公關識讀能力高低做為切割變項，因 此即以公關識讀能力作為切割依據，來進行單純主要效果檢驗。結果如 表4-14 表示，當訊息來源因子在高度公關識讀能力的條件下，對於訊息 可信度並沒有顯著影響（F（1,172）=0.151，p＞0.05）（公關報導M = -0.425，
SD = 1.097；廣告 M=-0.488，SD =1.041）。由此推論，假設1-1 獲得支持。
此外，當訊息來源因子在低度公關識讀能力的條件下，對於訊息可 信度同樣也沒有顯著影響（F（1,147）=0.702，p＞0.05）（公關報導M = 0.225，
SD = 0.975；廣告 M = -0.092，SD = 0.940）。故假設 1-2 不成立。表 4-14 為假設一單純主要效果變異數分析摘要。
表4- 14 假設一單純主要效果變異數分析摘要（n= 323）
單純主要效果內容 SS df MS F P
訊息來源因子
在高度公關識讀能力條件下 .173 1 .173 .151 .698 在低度公關識讀能力條件下 .645 1 .645 .705 .404
* p＜.05
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二、假設二
H2-1：當閱聽人公關識讀能力高時，對於廣告與公關報導的品牌態度 並無顯著差異。
H2-2：當閱聽人公關識讀能力低時，公關報導產生的品牌態度會高 於廣告產生的品牌態度。
假設二亦採用二因子變異數分析驗證，將品牌態度做為依變項，而
「公關識讀能力」與「訊息來源」為自變項。檢定結果發現，Levene 檢 定未達顯著（F=0.127，p＞0.05），顯示不違反同質性假設。從報表結果 得知「公關識讀能力」與「訊息來源」的交互效果達顯著水準（F（1,323）= 0.027，p＜0.05），表示此二因子會交互影響品牌態度。
而訊息來源主效果未達顯著（F（1,323）= 1.499，p＜0.05），表示不管是 廣告或公關報導為訊息來源，在品牌態度上並無顯著差異。而公關識讀 能力主效果達顯著水準（F（1,323）= 10.505，p＜0.05），代表公關識讀能力 高低在品牌態度依變項上有顯著差異，即低度公關識讀能力（M=0.3378，
SD=1.0647）在品牌態度上之平均數高於高度公關識讀能力（M=-0.0326，
SD=1.0551）。然而由於交互效果達到顯著，故不需重視主效果的分析價 值，而繼續進行單純主要效果考驗，檢視不同的公關識讀能力對於品牌 態度的影響。下表4-15 為假設二交互效果檢定摘要。
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由於假設2-1 與 2-2 是以公關識讀能力高低區分，因此以公關識讀能 力作為切割變項，進行單純主要效果檢定。檢定結果如表4-16 所示，當 訊息來源在高度公關識讀能力的條件下，對於品牌態度有顯著影響（F
（1,172）=6.610，p＜0.05），並且公關報導（M = 0.163，SD = 1.045）的表現
顯著高於廣告（M = -0.242，SD = 1.031）。故由此結果得知，假設 2-1 不 成立。
然而，當訊息來源在低度公關識讀能力的條件下，對於品牌態度影 響未達顯著水準（F（1,147）=0.449，p＞0.05）（公關報導M=0.283，SD=1.086；
廣告M=0.4，SD=1.044）。故假設 2-2 不成立。下表 4-16 為假設二單純主 要效果變異數分析摘要。
表4- 16 假設二單純主要效果變異數分析摘要（n= 323）
單純主要效果內容 SS df MS F P
訊息來源因子
在高度公關識讀能力條件下 7.128 1 7.128 6.610 .011*
在低度公關識讀能力條件下 .511 1 .511 .449 .504
* p＜.05
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三、假設三
H3-1：當閱聽人公關識讀能力高時，對於廣告與公關報導的購買意 願並無顯著差異。
H3-2：當閱聽人公關識讀能力低時，對於公關報導的購買意願會高 於對於廣告的購買意願。
假設三檢驗亦以二因子變異數分析進行，品牌態度做為依變項，而
「公關識讀能力」與「訊息來源」為自變項。檢定結果發現，Levene 檢 定未達顯著（F=0.25，p＞0.05），表示不違反同質性假設。結果得知「公 關識讀能力」與「訊息來源」的交互效果不顯著（F（1,323）= 0.308，p＞0.05）， 代表購買意願不會受到兩因子的交互影響。
另從兩因子的主要效果而言，訊息來源主要效果未達顯著水準（F
（1,323） = 1.129，p＞0.05），表示無論是廣告或公關報導，在購買意願上並
無顯著差異。而公關識讀能力高低主效果達顯著水準（F（1,323）= 27.649，
p＜0.001），顯示公關識讀能力高低在訊息可信度依變項上有顯著差異，
即低度公關識讀能力（M=-0.3826，SD=1.3118）在購買意願上之平均數 高於高度公關識讀能力（M=-0.9684，SD=1.2746）。檢定摘要整理如下表 4-17：
65 組內（誤差） 533.198 319 1.671
全 體 720.750 323
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假設3-1 與 3-2 是以公關識讀能力為切割變項，故以此來進行單純主
要效果檢驗。檢定結果如表4-18 所示，當訊息來源在高度公關識讀能力 的條件下，購買意願未達顯著水準（F（1,172）=1.465，p＞0.05）（公關報導 M=-0.856，SD=1.275；廣告 M=-1.089，SD=1.271），表示未有顯著差異。
故假設3-1 成立。
反觀，當訊息來源在低度公關識讀能力的條件下時，對於購買意願 沒有顯著影響（F（1,147）=.115，p＞0.05）（公關報導M=-0.348，SD=1.279；
廣告M=-0.421，SD=1.356）。故假設 3-2 不成立。下表 4-18 為假設三單 純主要效果變異數分析摘要。
表4- 18 假設三單純主要效果變異數分析摘要（n= 323）
單純主要效果內容 SS df MS F P
訊息來源因子
在高度公關識讀能力條件下 2.374 1 2.374 1.465 .228 在低度公關識讀能力條件下 .200 1 .200 .115 .735
* p＜.05
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四、假設檢驗結果
將假設檢驗結果整理於下表4-19，以方便閱讀了解：
表4- 19 假設檢驗結果摘要
研究假設 檢驗結果
假設 1-1 當閱聽人公關識讀能力高時，對於廣告與公 關報導的訊息可信度並無顯著差異。
成立
假設 1-2 當閱聽人公關識讀能力低時，對於公關報導 的訊息可信度會高於廣告的訊息可信度。
不成立
假設 2-1 當閱聽人公關識讀能力高時，對於廣告與公 關報導的品牌態度並無顯著差異。
不成立 公關報導高於廣告 假設 2-2 當閱聽人公關識讀能力低時，公關報導產生
的品牌態度會高於廣告產生的品牌態度。
不成立
假設 3-1 當閱聽人公關識讀能力高時，對於廣告與公 關報導的購買意願並無顯著差異。
成立
假設 3-2 當閱聽人公關識讀能力低時，對於公關報導
的購買意願會高於對於廣告的購買意願。 不成立
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